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中国资本项目管制有效性分析
中国金融四十人论坛学术委员会主席 黄益平 [ 2010-05-24 ] 共有0条点评

  【内容摘要本文试图分析亚洲金融危机以来中国资本项目管制的有效性。我们发现在过去十年间资本管制强度指数不断下降、外汇占款占广义货币(M2)的比例持续上升以及国内投资储蓄率相关关系稳步下降,这些都间接地证明跨境资本流动明显增强。我们然后运用抛补利率平价方法直接检验资本管制的有效性,结果表明长期看离岸和在岸利率之间存在稳定的协整关系,而短期看用伦敦银行间美元同业拆借利率(Libor)测算的离岸收益率和上海银行间人民币同业拆借利率(Shibor)已经互为对方的导因,同时用美国国债收益率测算的离岸收益率也是中国央票收益率的导因。这些都证实中国资本项目管制起码已经部分失效。因此政府应该尽快考虑有序地开放资本管制,培养企业和金融机构适应资本流动的能力,并以此降低宏观金融风险。

  【主题词】:资本项目管制有效性,抛补平价利率,协整关系,格兰杰导因检验
 

一、引言

  资本项目管制的有效性,是中国宏观经济讨论的一个重要话题。上个世纪九十年代对这一问题的关注始于李扬提出的‘迷失的货币’之谜(李扬,1998)。随后亚洲金融危机爆发,一些学者发现了‘资本外逃’的现象(宋文兵,1999;王晓春,2001),再次提出了中国资本项目管制有效性的问题。中国政府也在1997-1998年亚洲金融危机的高峰期加强了对跨国资本流动的监督和控制。

  不过中国在2001年年底加入世界贸易组织(WTO)之后,更深地融入到世界经济之中。从那时到全球金融危机爆发之前,大量的‘热钱’流入中国(Zhang,2009),增加了人民币升值的压力。在2008-2009年全球危机期间,‘热钱’流向和规模出现了非常大的反复。这些最新发展再次提出了中国资本项目管制究竟是否有效的课题。

  蒙代尔-克鲁格曼的不可能三角表明,一个国家在汇率稳定、资本自由流动和独立的货币政策三个经济政策目标中,最多只能实现其中两个。经济学界的一个共识是,中国作为一个高速增长的经济大国,因为经济周期通常与其他主要世界经济体不一致,必须保持其货币政策的独立性,而不可能像香港那样将货币政策决策完全交付给美联储。因此中国只能从汇率稳定和资本流动之中选择一个。

  而亚洲金融危机以来中国政府追求稳定的汇率水平的政策偏好非常清晰。1998年以后,人民币与美元的汇率一直固定在8.27,直到2005年7月以后,人民币汇率才开始转向参照一揽子货币的有管理的浮动,但汇率水平总体上还是保持着相对稳定。2008年7月,随着全球金融危机的影响逐步加剧,人民币的汇率采取了‘软盯住’美元的做法。

  但稳定人民币汇率的政策能否持续?这已经成为摆在中国决策者面前的一个重大经济问题。2010年年初,美国政客要求人民币升值的压力骤然上升,这固然是美国国内经济问题尤其是双位数失业率所驱动,但确实也反映出人民币汇率在国际政治经济游戏中的重要性(Krugman, 2010)。正是因为人民币汇率已经成为许多亚洲新兴市场经济货币政策决策的重要参数,中国的汇率决策很自然地成为了一个重要的国际经济事件。当然,这并不影响中国的汇率决策最终必须由中国经济的根本利益来决定这个基本原则。

  中国的一些经济学家也已经指出,人民币汇率缺乏灵活性,导致外部账户严重失衡,投资偏好可贸易部门但歧视非贸易部门。货币升值的预期引发大量资本流入境内,央行为了保持稳定的汇率被迫购买所有市场上的外汇,最近十年来中国外汇储备积累的速度非常惊人。外汇市场干预的另一个后果是国内流动性泛滥,最终可能形成通货膨胀或资产泡沫的巨大风险。因此汇率政策已经成为中国宏观经济不稳定因素的重要根源(余永定,2006)。

  而固定或相对固定的汇率导致国内宏观经济不稳定的一个重要前提就是资本项目管制可能已经失效或者部分失效。在资本管制完全有效的情况下,汇率偏离均衡水平会造成资源配置效率降低,但不会形成外资流入、储备增加以及流动性泛滥等问题。因此,关于中国资本项目管制有效性的研究,可以帮助回答缺乏灵活性的人民币汇率制度究竟还能否持续的问题。如果管制已经失效或者部分失效,那么增加汇率的灵活性可能就是必然的选择。

  研究资本管制的有效性还可以为未来开放资本市场的改革提供一些重要的启示。中国于1996年年底实现了经常项目可自由兑换以后,本来承诺于2000年实现资本项目的可自由兑换。不过这一计划因为亚洲金融危机的爆发而被无限期地推迟。2008年全球金融危机爆发以后,中国政府大幅收缩了人民币汇率的波动区间,同时却又加快了人民币国际化的进程,包括推动以人民币作为与周边国家贸易的结算货币。这可能意味着资本项目开放再次被提上了议事日程,其中的一个原因可能是如果这次全球危机标志着美元即将走向没落,中国和世界经济就必须尽快寻找一个替代货币。同时中国经济三十年的高速增长与改革,也已经为人民币国际化创造了比较成熟的条件。

  但资本项目究竟如何开放以及需要多长时间完成改革,仍然是一个充满争议性的话题。一个普遍的担心是国内的企业和金融机构尚无法在完全开放的资本市场中生存,不过这个担心的前提是国内仍然处在严格的资本管制的保护之下。倘若果真如此,那么政府确实需要非常谨慎地设计资本项目开放的措施以及步骤,避免因为不当放开管制而对经济造成严重冲击。反之,如果我们能够证明当前资本管制已经失效,那么这种担心就可能是多余的,因为实质上企业与金融机构已经在面对相对自由的资本流动。

  本文的目的就是分析亚洲金融危机以来中国资本账户的有效性。我们具体运用了两类分析工具,第一类是衡量资本管制与资本流动的强度,包括量化资本管制强度的指数、考察货币政策的独立性以及分析国内投资储蓄之间的相关关系。这些分析的结果可以提供很多重要的信息,包括过去十年来资本管制的强度到底是在增强还是再减弱,资本流动的规模到底是在增加还是减少?这些都有助于我们对资本管制的有效性做出判断,不过它们不是对管制有效性的直接检验。

  第二类工具是利率平价的分析框架,这是一个非常常用的分析手段,其基本原理也十分简单,如果存在完全自由的跨境资本流动,那么离岸和国内的利率应该相等,否则就会出现以套利为目的的资本流动。当两个利率完全相等时,套利机会不再存在。不少现有文献就是利用抛补利率平价的框架比较离岸和国内收益率之间的差额,以确定资本管制是否有效(Frankel, 1992)。

  不过我们认为在实际经济中要求离岸和国内收益率完全相等的条件可能过于苛刻。因为它所检验的其实是资本管制是否完全无效,或者资本是否完全自由跨境流动。在实际经济中存在信息不对称、交易成本等因素,再加上收益率数据通常为不稳定序列,离岸和国内收益率完全相等基本上不存在。即使两个利率不相等,其结论至多也就是不存在资本完全自由流动,或者资本管制并非完全失效。这个结论不能排除资本管制可能已经部分失效。目前中国不存在完全自由的跨境资本流动这一点,似乎并不需要太多的研究来验证。我们更想知道的其实是境内外利率是否存在稳定的关系,即资本管制是否已经部分失效?

  我们用Johansen(1988)提出的协整理论检验离岸收益率和在岸收益率之间的是否存在长期稳定的关系。在此基础上,我们建立向量误差修正模型(VECM),用格兰杰因果关系检验方法(Granger Causality Test)检验两种收益率之间的短期因果关系。这样,我们就可以从长期和短期两个角度来衡量我国资本管制的有效性。如果跨国资本流动受到有效控制,那么套利机制就无法发挥作用,长期来看,离岸收益率和在岸收益率就会相互独立、不存在均衡关系;短期内一种收益率的变动不会引起另一种收益率随后相应的变动。

  我们运用抛补利率平价理论对以下四对三个月期的利率分别作了统计分析:(1)伦敦银行间美元同业拆借利率(Libor)和中国银行间人民币同业拆借利率(Chibor)的日数据;(2)美元Libor利率和上海银行间人民币同业拆借利率(Shibor)的日数据;(3)美元Libor利率和人民币Chibor利率的月数据;和(4)美国国债和中国央票收益率月数据。人民币Chibor利率其实不是一个理想的在岸利率变量,原因在于多年来国内银行间拆解市场在参与机构数量、资金周转规模和利率形成机制方面均不理想。因此后来央行干脆另起炉灶建立了新的Shibor市场,但Shibor变量的时间序列比较短。因此我们的结论将更多地关注以Shibor和央票收益率作为在岸利率的分析结果。

  利用上述数据的所有分析都表明离岸和国内利率之间存在长期稳定、均衡的协整关系,而且基本上都是离岸利率变化引发国内利率的调整。除了2007-2008年从全球危机爆发到中国经济受到重大影响这个特殊的阶段,上述结论在自1999年以来的各个阶段都是成立的。这说明资本流动实际上充分利用境内外的套利机会,因此从长期来看资本管制起码是部分失效的。

  但分析短期导因关系的结果却不太一致。在1999年以来的各个阶段内,凡是利用Chibor的分析中均没有发现境内外利率之间短期内相互的导因关系,也就是说基本上是各自独立的。但利用Shibor和央票收益率的分析却发现在最近阶段,境内外利率存在短期导因关系,因此我们认为资本管制起码是部分失效的。

  资本管制长期起码部分失效、短期效率明显下降的结论对于中国目前的政策讨论具有十分重要的意义。它们实际上印证了一些经济学家对宏观经济风险的担忧,直观的判断是既然中国经济已经如此开放,要完全有效地管制资本流动基本上是不可能的。因此,逐步开放资本管制应该是必然的选择,这既是经济全球化以后我们必须接受的后果,也是将来推动人民币国际化的必要条件。而且资本管制起码部分失效也表明开放的后果可能不像我们想象的那样严重。但是谨慎地设计和实施一些具体项目包括证券市场投资等的开放还是十分重要的。

  本论文一共由六节组成。第一节为引言,阐述研究中国资本项目管制有效性的重要意义,并扼要介绍了所运用的方法以及所获得的主要结论。第二节简要回顾中国改革开放期间资本项目管制政策的演变。第三节主要是对文献的综述,包括分析资本管制有效性的一些常见方法以及现有的对中国案例的一些研究。第四节直接衡量中国资本管制以及资本流动的强度,包括资本管制强度的量化指标、‘热钱’流动与外汇占款的重要性和中国投资储蓄率之间的相关关系。第五节运用抛补利率平价的分析框架直接检验中国资本管制的长期、短期有效性。最后一节概括本文的主要发现并讨论相关的政策启示。

二、资本项目管制的改革

  资本项目管理是我国外汇管理的重要组成部分,是对跨境资本交易(包括转移支付)和汇兑活动的限制。我国目前的资本管制是按照国际收支平衡表中资本和金融账户的分类项目进行。资本账户包括涉及资本转移的收取或支付,以及非生产、非金融资产的收买或放弃的所有交易。金融账户包括涉及一国经济体对外资产和负债所有权变更的所有交易。在国际收支平衡表中,金融账户按照投资类型或功能,划分为直接投资、证券投资、其它投资等三个部分。在实际业务办理中,可划分为直接投资、证券投资、信贷业务和其它投资四个部分。

  根据我国资本项目管理的历史沿革,资本管制政策逐渐由宽进严出向均衡管理转变。从我国资本账户管制内容看,可以将我国资本管制政策划分为三个主要阶段:第一阶段是1978-1996年,资本项目管制开始出现松动,尤其是在吸引外国直接投资方面有很大的改善,但当时改革的重点主要集中在经常项目。第二个阶段是1997-1999年,为东亚金融危机期间,不仅推迟了原先计划的资本项目开放,还收紧了一些领域的管制。第三个阶段是2000-2010,随着中国加入WTO的进程,资本项目开放的进程出现了加速的势头。

  改革开放以前,我国既无外债,也无内债,不允许外商来华直接投资,对资本项目实行严格管制。在建国后的近三十年中,资本项目交易基本处于空白阶段。改革开放后,我国着重在吸引和利用外资方面放松管制,开始启动了渐进的、审慎的资本账户开放进程。国内企业逐步开始在境外市场上通过发行证券的形式进行融资。资本账户管理表现为鼓励资金流入、限制资金流出的政策倾向。

  为大量吸引外资,国家从资本市场、直接投资、外汇交易管理等方面出台了一系列政策鼓励资本流入。随着改革开放进程的推进,1994年我国人民币汇率官方汇率和市场汇率并轨,人民币实行以市场供求为基础的单一的有管理的浮动制。1996年12月,中国实现了经常项目下的货币可兑换,对经常项目下的用汇不再实施数量和制度限制,开始着重资本项目的开放。

  在放松资本流入管制的同时,为防止资本外逃,我国在直接投资、证券投资和外债管理方面均采取严格的资本流出管制政策。如境内机构向境外投资,外汇管理部门要审查其外汇资金来源;企业境外发行股票筹集的外汇资金必须全部调回境内;严格管理国内银行对外提供贷款的行为,禁止非银行金融机构对外进行放款活动,国内居民不得在境外外设个人外汇账户等。

  这一阶段的资本项目管理对资本流出较为严格,而对资本流入管制较松。在管理领域上,以直接投资为主,其次为外债,证券投资被严格限制。1997年东南亚金融危机爆发后,为维护宏观经济和国内金融业稳定,我国进一步加强了对资本流出的管制。

  东南亚金融危机爆发后,我国进出口贸易和利用外资受到冲击,资本项目和金融项目出现小幅逆差,人民币贬值预期加大,资本流向发生逆转。1998年,我国资本净流出63亿美元。其他投资项目下基本净流出高达437亿美元(国家发改委宏观经济研究院课题组,2008)。

  为应对东南亚金融危机影响,维持人民币汇率稳定,防止资本外流,保持国际收支平衡,我国采取了严格的资本管制措施,如禁止购回提前还贷;惩治骗购外汇、逃汇和非法买卖外汇的不法行为;禁止购汇用于境外股权和债权投资;禁止购汇进行外币股票和债券的回购;资本项目项下购汇支付超过等值1000万美元(含1000万美元)的,应经国家外汇管理局批准等。

  这一阶段的资本项目管理可以概括为严格管制资本流出,努力维护人民币汇率稳定。经过一系列严格的外汇管制措施,我国国际收支状况好转,外汇流出状况不断缓和。

  东南亚金融危机后,基于外资流动形式的好转,我国及时调整了资本项目管制政策,逐步放松外汇管制,下放外汇审批权限以便利资本流动。2000年以后,为适应我国进入WTO和经济全球化的要求,结合我国经济发展的客观需要,资本项目开放的步伐逐步加快,并逐步深入。与上一阶段相比,2001年以来资本项目管理的特点体现在两个方面:一是资本项目开放重点有所变化,二是资本项目管理政策由宽进严出向均衡管理转变。

  在直接投资领域,管理已经相对成熟,实现了基本开放;在证券投资领域,正在经历从无到有的重要时期。尤其在国际资本流动规模迅速扩大时期,如何通过参与国际金融市场来分享国际资本市场发展的成果,如何在有效利用国际金融市场的同时防范和化解金融风险,成为监管者无法回避的问题。针对这一局势,2002年我国推出了合格境外机构投资者制度(QFII),允许境外投资者投资于我国资本市场;随后,又相继推出了放宽银行、证券、保险等金融机构以自有资本或代客从事境外证券投资的政策。

  2002年以来,我国开始出现经常、资本项目持续双顺差,外汇储备迅速增长。2005年7月,人民币汇率形成机制改革后,人民币开始小幅升值的过程。这一过程强化了人民币升值预期,大量资本持续流入,货币政策独立性不断受到影响。在这一形势下,资本项目管理开始转向鼓励资金有序流出和防止投机性资金流入、促进国际收支基本平衡。为鼓励资本流出,监管部门改革境外投资外汇管理,支持国内企业“走出去”,允许以合格境内机构投资者(QDII)方式投资境外金融产品,并允许个人资本转移等。

  在鼓励资本流出的同时,加强境外资本流入管理,尤其是加强对短期资本流入的管制。为防止房地产市场泡沫扩大,对流入房地产市场的直接投资进行严格管理,防止房地产市场成为热钱投机的渠道。延长境外融资调回境内的时限,2005年将境外上市公司外汇调回期限和境外专用外汇账户使用期限分别上调为6个月和两年。2008年8月,国务院修订外汇管理条例,取消了外汇收入强制调回境内的要求。

  这一阶段的外汇项目管理体现为鼓励资本流出,控制热钱流入的特征。然而,快速积累的外汇储备造成国内流动性充裕,为避免流动性泛滥,降低人民币升值压力,央行不得不作大量的对冲操作。尽管如此,人民币升值预期依然强烈,热钱借道经常账户、外国直接投资(FDI)、个人等渠道不断涌入国内市场,资产价格泡沫凸现,所有这些不断质疑我国资本项目管制的有效性。

三、文献综述

  布雷顿森林体系解体后,世界经济政策出现了一股自由化、全球化的浪潮,各国纷纷增加汇率政策的灵活性、推进金融自由化并大幅降低对跨境资本流动的管制。这一浪潮于上世纪七十年代中始发于工业化国家,从八十年起蔓延到广大的新兴市场经济。与此同时,经济学文献开始关注跨国资本流动以及资本管制的有效性。目前看来,文献中所反映的研究主要包括两大类,第一类方法关注资本管制和资本流动强度的衡量,第二类直接检验资本管制的有效性。

  (一)、衡量资本管制和流动的强度

  衡量资本管制强度和资本流动强度的方法很多,但常见的大致有三种:第一种方法是直接将定性的资本管制措施作量化估计,计算资本管制相对强度的指数。第二种方法是通过考察央行资产负债表的变化验证货币政策的独立性,实际上是从另一个角度来看资本管制是否有效。第三种方法则是通过分析各个国家投资与储蓄之间的相关关系,来判断跨境资本流动的程度与重要性。严格地说,这三种方法所反映的是资本管制或者资本流动的强度。他们不能作为资本管制有效性的直接证据,但可以提供一些佐证。

  资本管制强度衡量法主要是参照经合组织(OECD)或者国际货币基金组织(IMF)对资本项目的分类,根据各国政策的调整,测算该国资本管制强度的综合指标。Quinn(1997)根据IMF公布的《各国汇兑安排与汇兑限制》的分类,区分了严格和宽松的资本管制,并测算了不同国家资本项目开放的程度。Klein和Olivei(1999)根据《资本流动自由化准则》中对11类资本项目交易是否有限制的报告,计算不受限制的交易类型的比例,并据此构造了资本管制强度指标。

  Montiel和Reihhart(1999)根据15个新兴市场国家1990-1996年的年度信息,衡量了跨境资本交易限制强度的指标,该指标值在0-2之间,指标值越大表示对资本项目的管制越严格。此外,也有学者如Kraay(1998),根据对一国资本流入和流出量占该国国内生产总值比重,测度资本管制强度,分析一国经济和世界经济的联系程度。

  货币政策独立性检验法的基本依据就是前面已经提到的蒙代尔-克鲁格曼的不可能三角理论,即在汇率稳定,资本自由流动与货币政策独立性三个政策目标中最多只能选择两个。在固定汇率制度下,国际资本自由流动将使一国不能保持独立的货币政策。因为如果中央银行通过公开市场操作等货币政策工具影响货币供给量,比如放松银根,增加货币供给,那么国内利率水平就会降低。

  而如果资本能够自由流动,就可能出现资本外流。这种资本流动会造成本币贬值的压力。因此为了维持固定汇率制度,中央银行必须抛售外汇,购买本币,从而导致货币政策实效。实证检验的方法实际是看中央银行国内资产的变动是否被其净国外资产的变动相抵消。Kouri和Porter(1974)提出了抵消系数法(offset coefficient method)。Obstfeld(1986)采用工具变量的方法估计了抵消系数和冲销系数。

  投资储蓄相关性检验法是直接考察一国的国内投资在多大程度上依赖国内储蓄。其基本思路是:如果严格的资本管制有效,由于难以获得外部资本,投资只能主要依赖于国内储蓄,投资与储蓄之间具有很高的相关性;但是如果资本是自由流动的,因此就可以在世界利率水平上自由地借入资本以弥补本国储蓄的不足,或输出资本寻找最佳投资机会,这样投资和储蓄的相关性将大大降低。

  Feldstein和Horioka(1980)利用经合组织16个国家1960-1974年的投资率与储蓄率数据建立了OLS估计模型。估计结果表明在5%的显著性水平下,不能拒绝β=1的原假设。于是他们认为OECD国家有效的资本管制措施限制了资本的自由流动,这与当时OECD国家存在大量外部失衡和规模较大的资本流动的事实明显不符。因此被称为Feldstein–Horioka之谜。

  随后许多学者对此进行了争论。多数认为Feldstein–Horioka的估计方法存在内生性。比如投资与储蓄都呈顺周期、或者都受某个共同因素影响,就可能产生内生性。Obstfeld(1986)认为储蓄-投资之间的相关性可能是由于经济增长的共同影响。Fieleke(1982),Tobin(1983),Summers(1988)和Bayoumi(1990)认为如果政府为了减少外部失衡而内生的采取政策从而改变储蓄率,也会造成这种内生性。Jansen(2000)考虑了储蓄率和投资率的稳定性,构建了误差修正模型考察了二者之间的长短期关系。Blanchard和Giavazzi(2003)考虑了估计系数的结构性变化,得出储蓄率与投资率之间的估计系数随时间不断下降的结论。

  (二)、利率平价检验法

  根据利率平价理论,在资本自由流动,无交易成本的情况下,由于套利行为,以不同货币表示的相同金融资产在经过汇率风险调整后应该具有相同的收益率,否则就会存在套利机会。因此,可以通过考察利率平价检验资本管制的有效性。如果同种金融资产的收益率长期偏离利率平价,说明国内金融资产与国外的金融资产不能完全替代,从而认为该国存在有效的资本管制。

  Ma和McCauley(2004, 2007)根据抛补利率平价(covered interest parity)理论,运用美元Libor、人民币汇率和人民币无本金远期交割(NDF)汇率推算隐含的人民币资产收益率,并与国内相应资产的收益率进行比较,发现两种收益率的差额显著,并没有收敛到零的趋势,于是得出中国资本管制有效的结论。

  Edwards和Khan(1985)依据利率形成机制,在利率平价理论的基础上提出了检验发展中国家资本管制有效性的方法。他们认为,大多数发展中国家处于半开放状态,对资本流动存在不同程度的限制,但同时也不能完全隔离国内金融市场和国际资本市场,利率由国内外综合因素决定,可表示为经汇率风险调整后国际利率 与经常和资本账户完全封闭时国内利率 的加权平均值:

           (1)

  其中 表示对资本流动的限制程度,其值越接近1,则该国越开放,资本管制效果越弱,越接近0,则该国越封闭,资本管制效果越强。在一些文献中式(1)有时也被称为Edwards-Khan模型。

  Frankel(1992)对资本流动性的衡量做了较为系统的综述,指出广泛采用的四种资本自由流动的定义:抛补利率平价,资本的跨国流动使得统一货币计价的资产收益率相等;未抛补利率平价,即使存在利率风险,资本流动也会使不同国家间债券的预期收益率相等;实际利率评价,国际资本流动使各国的实际利率相等;Feldstein-Horioka条件,一国储蓄率的外生变动不会影响一国的投资率。他认为满足这四种资本自由流动成立的条件是依次增多,其中抛补利率平价成立所需条件最少,而Feldstein-Horioka条件需在前三种平价满足的条件下才能成立。

  (三)、关于中国资本管制的研究

  2003年以后,中国外汇储备迅速增长,人民币升值预期不断增强。易纲(2009)指出热钱通过经常账户、FDI、个人、地下钱庄等渠道涌入国内。外汇储备的持续高速积累不断推高人民币升值压力,逐渐影响到了我国货币政策的独立性。因此我国资本项目管制的有效性成为国内学者研究的热点问题。

  李扬是国内第一位研究资本外逃或资本外流的学者(李扬,1998)。他首先提出了关于‘迷失的货币’的概念,并从不良资产侵蚀和资本外流两个角度进行了分析和验证。李扬发现在金融危机之前的2004-2006年间,年均非正规资本流出的规模达到210-280亿美元。随后,宋文兵(1999)、李庆云和田晓霞(2000)、王世华和何帆(2007)、刘仁伍(2008)等在中国资本外逃数额的估算、资本外逃的方式和渠道、热钱流入的规模和渠道等方面做了大量研究。

  金荦(2004)根据国际收支统计对资本与金融项目的分类和中国资本项目管理法规框架的特点,测算了我国1994-2003年度资本项目管制强度,得出了我国资本项目管制强度由于亚洲金融危机在1998年达到最高,然后逐年下降的结论。金荦和李子奈(2005)从货币政策独立性、资本流动及国际收支三个方面分析了中国资本管制的有效性,认为中国资本管制在避免外部冲击,保持国内金融体系的稳定和发展方面是成功的,同时管制的有效性也受到严峻挑战。

  于洋和杨海珍(2005)利用误差修正模型研究了我国的投资率和储蓄率,得出我国资本管制政策短期有效,而长期效果较弱的结论。王信(2008)总结了衡量资本管制有效性的研究方法,认为我国资本管制整体有效,但有效性在不断下降。徐明东和解学成(2009)利用储蓄投资相关法、Edwards-Khan(1985)模型、资本管制强度测度以及抵补利率平价四种方法评估了我国资本管制的有效性,发现我国资本管制的有效性呈下降趋势,我国资本管制对国际资本流动具有明显的抑制作用。

  张斌(2003)考察了中美两国贷款利率的走势,认为中国贷款利率相对独立于美国贷款利率,中国资本管制有效。何德旭等(2006)采用总量规模、储蓄投资相关法、Edwards模型以及货币自主性检验法考察了我国资本的流动性,并比较了中国与亚洲其它新兴国家资本流动性的差异,发现中国资本流动性最低。Ma和McCauley(2004)离岸与在岸收益率之差存在较大不规则变动,并由此判定中国的资本管制依然有效。

  所有这些研究都有助于我们加深对中国跨境资本流动和资本管制有效性等问题的理解。不过大部分量化分析在方法论上存在着一些明显的缺陷。比如多数文献在分析中没有考虑到参数随时间可能发生结构性改变。在分析的时间区间内,如果由于政策改变或其他外生冲击造成参数的结构性改变,忽略这种结构性变化就不能保证估计参数的一致性,得到的结论也就存在问题。

  更重要的是,多数文献没有考虑到变量的平稳性。正如Nelson和Plosser(1982)所指出,多数宏观经济变量是不平稳的过程,即存在单位根。如果变量之间不存在协整关系,直接的回归分析就会造成伪回归的后果。假定收益率数据为不平稳的序列,那么直接考察离岸收益率和在岸收益率之间的差距是否为零可能是不合适的。由于收益率序列为随机游走序列,两者之差很可能也服从随机游走,这也是一些研究无法解释离岸与在岸收益率之差存在较大不规则变动的原因(比如Ma和McCauley,2004;徐明东和解学成,2009)。

四、衡量资本管制和资本流动的强度

  我们首先考察改革期间尤其是过去十年来中国资本管制与资本流动的强度,参照已有文献的研究,我们具体运用了三种方法进行分析,即计算资本管制强度的指数、估计热钱流动的规模、以及测算投资储蓄的相关性。需要指出的是,这些分析只是为我们的经验性判断提供一些初步的依据,而非对资本管制有效性的直接验证。

  (一)、资本项目管制强度的衡量

  量化资本管制强度指标最常见的做法是用简单的0-1数据代表具体的资本交易项目有无限制(Klein和Olivei,1999)。将这一方法应用于中国政策研究的缺点是无法反应年度之间资本管制政策变化。事实上,几乎在所有项目都存在一定程度的资本流动管制,但这些管制的措施也在不断变化。因此如果按照0-1设定指数将无法反映改革期间资本管制强度的变化。

  参照金荦(2004)的研究,我们对上述度量方法做了改进。首先我们将改革开放前的1977年设为基年,以1代表严格管制,0.75代表有较多管制,0.5代表中等管制,介于较多与较少之间,0.25代表有较少管制,0代表资本完全自由流动或可自由兑换。如果某一项的限制程度相对于上一年没有变化,则加0分;如果某一项限制程度相对于上一年有较大放松,则减0.25分,如果有较少放松,则减0.125;反之,分别加上相应的分数。这样,得分越高表示该交易项目的管制越严格,得分越低表示管制越放松。最后我们将所有项目的总得分除以项目的个数得到资本管制的强度指标。

  我们根据经合组织《资本流动自由化准则》中对资本流动的分类,结合我国外汇管理部门关于资本项目外汇管理的政策法规变动,分析我国对11类资本交易项目的限制程度。同样借鉴金荦(2004)的做法,我们将商业信贷与金融信贷合并为一类,而将对外直接投资和外商直接投资分别单列为两类。这样做主要是考虑到我国对商业信贷的管理法规同样适用于金融信贷,而对外直接投资和外商直接投资的管理思想存在差异。

  从具体项目来看,我国严格管制的主要是非居民在境内自由发行或买卖金融工具、非居民在境内自由发行或买卖金融衍生工具、居民对外借款和房贷等(见表一)。而对于直接投资清盘、境内金融机构向国外发放贷款等,经主管部门真实性审核后可以直接办理,基本实现可兑换。在1999-2009年间,一些项目的管制也被逐步放松,比较突出的例子是对外直接投资。这可能是因为经过几十年的发展,国内企业走出去的要求日益增强,另外央行积累了庞大的外汇储备,也迫切地需要找到分流的渠道。

表一、我国资本管制强度的测算,1999-2009年

项目

1999

2000

2001

2002

2003

2004

2005

2006

2007

2008

2009

第一类

0.875

0

0

-0.125

0

-0.125

0

0

0

0

0

第二类

1

0

0

-0.25

0

0

0

-0.25

0

0

0

第三类

1

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

第四类

1

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

第五类

0.625

0

-0.125

0

0

0

-0.125

0

0

0

0

第六类

0.5

0

0

0

0

0

0

-0.125

0.125

0

-0.125

第七类

0.75

0

0

-0.125

-0.125

0

-0.125

-0.125

0

0

0

第八类

0.375

0

0

-0.125

0

0

0

0

0

0.125

0

第九类

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

第十类

0.5

0

0

0

0

0

0

0.125

0.125

0

0

第十一类

1

0

0

0

0

0

0

0

0

0

0

累计得分

7.63

7.63

7.50

6.88

6.75

6.63

6.28

5.90

6.20

6.33

6.15

强度指标

0.69

0.69

0.68

0.63

0.61

0.60

0.57

0.54

0.57

0.58

0.56

 注:第一类至第十一类分别为:(1)资本市场证券、(2)货币市场工具、(3)共同投资证券、(4)衍生工具及其他工具、(5)商业与金融信贷、(6)担保保证及金融支持工具、(7)对外直接投资、(8)外商直接投资、(9)直接投资清盘、(10)房地产交易和(11)个人资本交易。表中1999年的数据为1977年以来累计积分,而之后的数据则反映当年政策调整。

资料来源:金荦(2004),国家外汇管理局。

  资本管制的综合指标则清晰地反映了改革期间资本项目不断开放的渐进趋势(见图一)。改革一开始政府便放松了对商业与金融信贷、外商直接投资和直接投资清盘的控制。不过在随后的十年间,改革的重点一直放在国内农业和国企,资本项目管制基本没有发生变化,管制强度指数一直平稳地保持在略高于0.8的水平。管制大幅放松始于上个世纪九十年代中期,伴随着1994年年初汇率并轨和1996年年底实现经常项目完全开放,政府也逐步放弃了一些资本项目管制。可惜的是很快发生了亚洲金融危机,迫使政府重新收紧资本项目管制以防范金融危机的风险。还在这个紧缩的趋势仅仅维持了一年左右的时间。

图一、资本项目管制强度指标,1977-2009(1977=1.0)

 
 
注:资本管制强度指数仅仅是个相对的概念,指数越低表明资本管制越宽松,或者资本流动越自由。

资料来源:金荦(2004),国家外汇管理局。

  资本项目开放再次发生在2001年之后,可能作为加入WTO承诺,中国大幅度地开放贸易、金融等领域。因此资本管制强度不断降低,在2006年达到样本期内的最低点。可惜的是随着美国次债危机的爆发和发展,热钱流动日益频繁,中国资本管制再次出现了反复。政府加强了外债管理,对直接投资的规模和流向也增强了监督和管理,以降低宏观经济风险。不过到2009年下半年,全球金融危机风险基本得到控制,中国资本管制强度又有所回落,但仍然明显高于2006年的水平。

  (二)、‘热钱’流动与外汇占款比例

  分析资本管制强度的另一个方法是通过考察央行资产负债表的变化来判断货币政策独立性。另一个更加直截了当的途径是考察非正规资本流动的数量(李扬,1998)。比如,如果‘热钱’流动规模巨大、速度频繁,货币政策的独立性同样会受到严重的挑战。在汇率盯住或者基本盯住美元的前提下,大量外资流入就会迫使央行购买外汇同时投放基础货币,这样外汇占款就会上升。而为了控制市场上的流动性,央行不得不进行大量的对冲操作,且对冲成本和难度越来越大。货币政策的操作空间不断受到挤压,如果对冲不足,会造成货币投放过多,货币政策目标难以贯彻,威胁宏观经济稳定。

  关于‘热钱’或‘资本外逃’,李扬等学者的研究主要是通过对国际收支项目计算资本的缺口。除此以外,也还有一些其他的方法,比如,Zhang(2009)曾经发现中国经常项目的官方数据可能包括了相当一部非正规的跨境资本流动。通过将经常项目顺差与人民币无本金交割远期市场汇率预期做统计分析,他推测在2005-2007年,每年以经常项目的名义进入中国的资本的规模达到当年GDP的3%左右,而这就相当于1000亿美元的资本流动。

  我们在本文考察的是一个更加简单但被广泛应用的指标,即外汇储备积累扣除贸易平衡与实际利用FDI之和。外汇储备积累的步伐明显超过了贸易和投资的变化,显然有其他因素在起作用。当然这个变量并不是一个准确的‘热钱’指标,因此只能作为分析的参考。事实上,这个变量的波动性非常大,而且近年来有大幅增加的势头。尤其是在2008年上半年大量流入、2008年下半年至2009年上半年又大量流出、及在此后又有大量资本流入(见图二)。‘热钱’流动反复如此之大,给宏观经济决策和金融稳定带来了相当大的困难。为资本管制效果减弱的假说提供了一个间接的证据。

图二、‘热钱’流动的方向与规模,2002年10月-2009年12月(亿美元)

 
 
数据来源:WIND数据库。

  流入导致近年来外汇储备快速增加。在盯住美元的汇率机制下,央行被迫投放基础货币,外汇占款大幅上升,最终影响央行对于货币政策变量尤其是流动性的控制能力。这一点从2001年以来的货币供应变量中看得非常清楚(见图三)。外汇占款占M2的比例由2001年1月的12.2%上升到2009年12月的31.8%。受全球金融危机影响,2008年11月份后外汇占款比例略有下降。不过随着经济的复苏,这一比例已经自2009年三季度开始再次上升。

图三、外汇占款的规模及其占广义货币M2的比例,2001.1-2009.12(千亿,%)

 
 
数据来源:WIND数据库。

  (三)、投资储蓄相关性分析

  我们也可以对中国的数据来考察Feldstein和Horioka提出的国民投资与国民储蓄之间的相关关系,其基本思路就是如果投资与储蓄相关性低,就表明存在跨境净资本流动。不过在报告我们的分析结果之前,我们首先要提出两点在解读结果是需要注意的两个问题。第一,通常对Feldstein-Horioka之谜的分析都是利用多国数据,而我们这里只是考察一个国家的数据,因此分析的有效性值得关注。第二,即使存在庞大的跨境资本流动,也可能完全是官方资本流动,不一定与资本管制的有效性相关。

  如果简单地看中国投资率和储蓄率的变化,我们可以发现在改革之前,这两者之间基本是完全重合的,这实际是证明改革以前中国经济是相对封闭的(见图四)。改革开始以后,投资率与储蓄率之间仍然存在较强的相关关系。但随着改革的推进,这种相关关系有逐步减弱的趋势。到二十一世纪,两个变量开始分离,表明跨境净资本流动逐步成为一个重要的经济现象。储蓄率超过投资率,意味着中国已经成为一个净资本出口国。当然,到目前为止,资本外流最主要的渠道还是外汇储备的海外投资。

图四、我国储蓄率和投资率,1952-2008(%)

 
 
资料来源:WIND数据库。

  为了深入分析投资储蓄关系,我们参照Feldstein和Horioka (1980)的简单回归方程:

          (2)

  其中  为投资率, 为储蓄率。

  不过将两个时间序列变量作简单的OLS回归分析,其结果的可靠性存在很大的问题。正如Nelson和Plossar(1982)指出,大多数宏观经济变量是非平稳的变量,既存在单位根。在存在单位根的情况下,OLS回归的统计量不服从标准分布,传统的统计检验失效,甚至会造成伪回归(spurious regression)的结果。基于此,我们首先用ADF test(augmented Dickey-Fuller)对投资率和储蓄率进行单位根检验。结果表明,投资率和储蓄率均为一阶单整过程,即I(1)过程。因此,为考察二者之间的动态关系,我们根据Johansen(1988, 1991)的协整分析框架,构建误差修正模型。

表二、Johansen协整检验与残差诊断 

H0

λtrace统计检验

H0

λmax统计检验

H1

Statistic

critical value

H1

statistic

critical value

r=0

r>0

19.83**

15.49

r=0

r=1

18.72**

14.26

r≤1

r>1

1.12

3.84

r=1

r=2

1.12

3.84

残差项诊断检验

LM检验AR(1): Chi-square statistic=8.02, P value=0.09

 注:“***”,“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平。

资料来源:作者的统计分析。

  在单位根检验的基础上,我们用Johansen协整检验考察投资率和储蓄率之间是否存在协整关系。分析揭示迹统计量和最大值统计量都显示投资率和储蓄率之间存在一个协整关系,说明投资率和储蓄率之间存在长期均衡关系(见表二)。基于LM检验的残差诊断拒绝了残差存在一阶序列相关的原假设,说明模型设定合理。表三给出了投资率和储蓄率之间的协整方程:

          (3)

表三、协整方程与调整系数 

投资

储蓄

C

协整方程

1

-0.679***

-10.113***

调整系数

-0.934***

-0.701***

 

(0.228)

(0.232)

 

 注:“***”,“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平。括号内数字为标准差。

资料来源:作者的统计分析。

上述协整方程说明(见式3),长期来看,储蓄率上升1%会引起投资率上升0.697%。根据表二和表三的结果,我们可以得到投资率的误差修正模型为:

          (4)

  (0.004)  (0.364)        (0.369)           (0.228)

  其中COEQ项为(3)式的协整方程项。根据误差修正模型的估计结果,我们可以发现:短期系数,即差分项前的系数均不显著,说明短期内储蓄率的变化并没有显著的引起投资率的变化。而调整系数,即协整方程的系数1%的水平上显著,如果投资率和储蓄率本期偏离均衡水平1%,会投资率会在下一期调整0.93%,说明向均衡调整速度较快。这表明,在长期内,投资率的变化并没有独立于国内的储蓄率,仍然受到储蓄率的影响。

  由于投资率和储蓄率之间存在长期均衡关系,即协整关系,我们可以用静态OLS的方法分析二者之间的关系,这样做不会出现伪回归,同时可以得到一致的估计量。考虑到参数的结构性变化,我们分段对两个序列进行了回归分析,为避免残差存在序列相关,我们又采用了动态OLS的方法。

  无论采用静态OLS还是动态OLS的估计方法,分段回归的结果均表明,投资率与储蓄率之间的斜率参数显著不为0,但是参数值在逐渐减小(见表四)。动态OLS的估计结果表明,投资率与储蓄率之间的斜率参数已有改革开放前的0.995下降为1998年以后的0.511。LR检验的结果表明,近十年来,估计参数b显著不等于1。这说明,虽然投资率和储蓄率之间存在长期均衡关系,即投资率受储蓄率变动的影响,这种影响依赖关系在逐渐减弱,表明随着中国经济和金融的开放,跨境净资本流动不断增强。

表四、静态OLS动态OLS回归结果及参数检验 

 

1952—1977

1978-1997

1998-2008

 

int=c+b1·saving

int=c+b2·saving

int=c+b2·saving

SOLS估计值

0.989***

0.717***

0.577***

LR test for bi=1

1.776

2.768*

28.086***

DOLS估计值

0.995***

0.674***

0.511***

LR test for bi=1

3.571

6.948**

35.781***

 注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平。

资料来源:作者的统计分析。

五、抛补利率平价法

  上述三种分析方法为我们判定资本管制的有效性提供了一些初步的证据,但利率平价法才是对资本管制有效性的直接检验。根据利率平价理论,在资本自由流动,无交易成本的情况下,以不同货币表示的相同金融资产在经过汇率风险调整后应该具有相同的收益率,否则就会存在套利机会。因此,可以通过考察利率平价检验资本管制的有效性。如果同种金融资产的收益率长期偏离利率平价,说明国内金融资产与国外的金融资产不能完全替代,从而认为该国存在有效的资本管制。

  假设国内金融资产收益率 ,国外对应金融资产的收益率为 ,人民币即期汇率为 ,人民币远期汇率为 。利率平价成立意味着国内相应的金融资产收益率应满足:

          (5)

  其中 为隐含的国内金融资产收益率,我们称之为离岸(offshore)收益率。如果利率平价成立,离岸收益率应等于在岸(onshore)收益率,即国内金融资产收益率

  不过式(5)所检验的其实并不是一般意义上的资本管制有效性,因为只有当资本管制完全失效,并假设不存在任何交易成本和信息不对称,式(5)才成立。这样的假设在理论上没有问题,但实际即使在发达国家之间也不见得成立。以这样的条件来检验中国数据,拒绝资本完全自由浮动、或者资本管制完全失效的假设的可能性非常大。但这样的结论其实意义并不大,我们知道现行的管制措施肯定增加了资本流动的交易成本。我们更想知道的是资本管制是否部分失效,即离岸和在岸利率之间是否存在稳定的互动关系?

  从统计学的角度来看,由于市场主导的情况下,收益率序列大多数服从随机游走(random walk)。这样,即使两种收益率之间存在稳定的均衡关系,如果这种关系不是1:1的对应关系,那么两种收益率之差很可能也表现为随机游走的特征。因此,直接分析两种收益率的差额,依此得出有关资本管制有效性的结论有可能是不准确的,甚至是不正确的。在对下面每组数据进行分析之前,我们仿照Ma和McCauley(2004)的做法,以离岸、在岸利率差额对时间变量做了回归。但这些分析的统计指标尤其是Durbin-Watson检验表明结果并不可靠。因此我们没有报告这些结果。

  我们用Johansen (1988)提出的协整理论检验离岸收益率和在岸收益率之间的是否存在长期稳定的关系。在此基础上,我们建立向量误差修正模型(VECM),用VEC Granger Causality test检验两种收益率之间的短期因果关系。这样,我们就可以从长期和短期两个角度来衡量我国资本管制的有效性。如果跨国资本流动受到有效控制,那么套利机制就无法发挥作用,离岸收益率和在岸收益率就会相互独立、不存在均衡关系。

  在短期内,如果资本管制部分无效,资本实现自由流动,那么一种收益率的变动会影响另一种收益率相应做出调整,说明一种收益率前期的变动对另一种收益率的变动具有预测信息。因此,如果短期内资本管制无效,那么其中一种收益率应为另一种收益率的Granger原因,或者互为Granger原因。否则,短期内资本管制有效,资本并没有实现自由流动。

  在本研究中,我们对离岸和在岸利率的日数据和月数据分别进行了分析并做相互比较。在对日数据的分析中,我们以三个月美元Libor的利率作为离岸指标,并以人民币汇率与人民币无本金远期交割汇率(NDF)进行调整,计算出相当于国内利率的离岸利率水平。同时以中国银行间同业拆借市场三个月Chibor的利率作为在岸利率。该分析的样本从1999年3月至2010年3月。作为对比,我们又以后来建立的上海银行间同业拆借市场三个月Shibor利率作为在岸利率做了分析。该样本的时间跨度为从2006年3月到2010年3月。

  在月数据的分析中,我们分析了两组不同的利率,第一组为用三个月美元Libor根据式(5)测算的离岸利率和三个月人民币Chibor(在岸)的利率;第二组则为用三个月美国国债的收益率根据式(5)测算的离岸收益率和三个月央行票据的收益率(在岸)。两组数据的样本时间段均为从1999年4月到2009年12月。

  (一)、基于日数据的分析

  我们对日数据的分析包括两个部分,在第一部分中我们以Chibor作为在岸利率,而在第二部分我们以Shibor作为在岸利率。在两部分的分析中Libor均被作为离岸利率。分两个部分做的主要原因是因为正如易纲(2009)所指出的,三个月以内的短端Shibor充分反映了市场资金供求的变化,以Shibor为基准的市场交易不断扩大,在货币市场的基准地位初步确立,可惜的是Shibor的时间段比较短。不过在解读两部分的结果时,我们将更加重视Shibor的结果。

  直观地考察Libor和Chibor的变化,我们发现自东南亚金融危机结束后,离岸收益率和在岸收益率逐步趋于同步(见表五)。2005年7月人民币汇率形成机制改革后,两种收益率之间的差距拉大,但始终在维持在稳定的水平上同步变化。2007年第三季度后,美国发生次贷危机,危机的产生和蔓延影响了市场预期和资本流动方向,两种收益率之间关系出现较大变化。随着金融危机的扩散,2008年第三季度后,我国经济受到金融危机的影响,出口行业受到较大冲击。由于国内经济和国外经济都受到危机的影响,市场预期不断纠正,资本的理性流动也不断使两种收益率趋于同步。

图五、基于Libor的离岸和在岸Chibor的三个月收益率:日数据,1999年3月-2010年3月

 
 
数据来源:Bloomberg;作者整理计算。

  由于变量时间序列的特性,我们首先采用ADF test检验两种收益率的平稳性。我们发现两个序列均存在单位根,而一阶差分后的序列则为平稳序列。因此,我们用Johansen Co-integration test检验两种利率之间的长期关系,在此基础上,建立误差修正模型,用VEC Granger因果关系检验两种收益率之间的短期关系。

  考虑到政策变动及其它外生冲击带来的结构性调整会影响参数的变动以及变量之间的关系,我们又进行了分段检验:1999年3月-2005年7月(汇率形成机制改革前);2005年8月到2007年7月(人民币汇改到美国次贷危机爆发);2007年8月到2008年9月(美国次贷危机爆发到中国经济遭受严重影响);2008年10月至今(中国经济遭受严重影响到复苏)。鉴于美国次贷危机期间在岸收益率和离岸收益率出现较大偏差,我们在对整个样本区间作协整检验分析时,加入了虚拟变量,将2007年7月至2008年9月设为1,将其他时间设为0,以考察这段时间的偏差对均衡关系的影响。

  表五列出了Johansen协整关系检验的结果。模型1检验了整个样本区间的协整关系,模型2-5检验了各个分区间的协整关系。第二、三列为迹统计量检验结果,分别对应的原假设为没有协整关系和协整关系个数小于等于1个。第四、五列为最大特征值统计量检验结果,分别对应的原假设为没有协整关系和只有一个协整关系。

表五、各时间段的Johansen协整关系检验 

模型

λtrace统计检验

 

λmax统计检验

r=0

r≤1

 

r=0

r=1

模型1: 1999.3-2010.3

32.09**

4.61

 

27.48**

4.61

模型2: 1999.3-2005.7

39.01**

1.79

 

37.22**

4.61

模型3: 2005.8-2007.6

40.40**

5.68

 

34.71**

5.68

模型4: 2007.7-2008.9

11.08

2.74

 

8.35

2.74

模型5: 2008.10-2010.3

31.77**

12.04

 

19.73**

12.04

 注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平。

资料来源:作者的统计分析。

  模型1协整关系检验结果说明,在整个时间段内离岸收益率和在岸收益率存在协整关系,长期内国际套利机制的作用下,资本管制失效。分阶段的检验表明,除了模型4,模型2, 3和5均显示在岸收益率和离岸收益率存在协整关系。这表明,亚洲金融危机结束后,随着我国金融市场的不断开放,在岸收益率和离岸收益率保持了长期稳定的均衡关系,资本在长期内实现相对自由的流动。

  表六给出了各模型的协整方程、误差修正模型中两种收益率对应的调整系数和基于LM检验的残差诊断。协整方程反映了两种收益率之间的长期均衡关系。由离岸收益率的系数可以看出,两种收益率在长期内同向变动。调整系数反映了两种收益率偏离均衡后向均衡调整的速度,同时,也可以根据调整系数的显著性对两种收益率做弱外生性检验。调整系数的显著性检验表明,模型1-3中在岸收益率的调整系数均显著,而离岸收益率的调整系数均不显著,说明离岸收益率为弱外生变量,离岸收益率的变动引起了国内收益率的相应调整。基于残差的LM检验统计量均不显著,表明残差序列不存在序列相关,说明模型设定合理。

表六、协整方程及调整系数

 

模型1

模型2

模型3

模型5

协整方程

C

-0.03***

-0.028***

-0.007***

0.009***

时间变量

---

---

-0.0001***

0.0002***

离岸

-0.131***

-0.249***

-0.428***

-1.091***

调整系数

在岸

-0.121***

-0.412***

-0.768***

-0.148***

 

  (0.023)

(0.068)

(0.127)

(0.075)

离岸

0.009

0.024

0.036

0.129***

 

(0.008)

(0.016)

(0.065)

(0.032)

残差项诊断检验

 

LM test

3.21

3.845

6.977

3.228

 注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平,括号内为标准差。

资料来源:作者的统计分析。

  在Johansen协整关系检验的基础上,我们可以建立VECM模型,并考察两种收益率之间的短期动态关系。表七给出了VEC Granger因果关系检验的结果,其中第一行的原假设为在岸收益率不是离岸收益率的Granger原因,第二行的原假设为离岸收益率不是在岸收益率的Granger原因。我们发现,两个方向的Granger检验均不显著,说明短期内任何一个收益率都不是另一个收益率的Granger原因。因此,在短期内,一种收益率的变动不足以解释和预测另一种收益率变动。这表明,短期内两种收益率不存在Granger意义上的因果关系,我国的资本管制在短期内有效。

表七、VEC Granger因果关系检验 

 

模型1

模型2

模型3

模型4

模型5

在岸

0.865

0.313

0.262

0.925

0.494

离岸

0.956

0.809

0.898

0.754

0.605

 资料来源:作者的统计分析。

  鉴于Shibor在我国利率市场化进程中的作用,我们用三个月的Shibor作为国内在岸收益率的另一种衡量,分析了2006年10月份以来两种收益率的长短期关系。与使用Chibor作为在岸收益率的情形相似,从2005年7月汇改以后,自2006年10月至2007年6月,离岸收益率与在岸收益率Shibor的存在较强的同步变化,而2007年第三季度美国发生次贷危机后,两种收益率出现了较大变化,而自2008年我国收到经济危机冲击以来,两种收益率又逐步表现为回到同步变动的的趋势(见图六)。

图六、离岸Libor和在岸Shibor三个月收益率,2006年10月-2010年3月

 
 
数据来源:Bloomberg;作者整理计算。

  与上一部分分析方法相同,我们首先通过ADF检验两种收利率的平稳性。结果表明,两种收益率均为一阶单整过程,即I(1)过程。在此基础上,我们应用向量误差修正模型分析两种收益率之间的长短期动态关系。

  根据Johansen协整检验的结果,迹统计量和最大特征值统计量均表明:在整个样本区间内,在岸收益率和离岸收益率之间存在协整关系;除了美国次贷危机发生到我国经济受到经济危机影响前这段时间(2007年7月-2008年9月)两种收益率不存在协整关系外,其前和其后两个时间段内,在岸收益率和离岸收益率都存在协整关系(见表八)。这表明,长期内在岸收益率和离岸收益率存在稳定的均衡关系,长期资本流动的结果使得抵补利率平价成立,说明长期内资本管制无效。

表八、各时间段的Johansen协整关系检验

模型

λtrace统计检验

 

λmax统计检验

r=0

r≤1

 

r=0

r=1

模型1: 2006.10-2010.3

16.31**

3.04

 

13.27*

3.04

模型2: 2006.10-2007.6

14.76**

3.04

 

11.72**

3.04

模型3: 2007.7-2008.9

7.87

0.79

 

7.08

0.79

模型4: 2008.10-2010.3

94.60**

11.43

 

83.16**

11.43

 注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平。

资料来源:作者的统计分析。

  模型1、2和4的协整关系表明,在岸收益率与离岸收益率同向变化(见表九)。调整系数的显著性检验表明,三个模型中在岸收益率的调整系数均显著,而离岸收益率的调整系数均不显著。这说明离岸收益率为若外生变量。长期内,离岸收益率的变量引起了在岸收益率的同向变动。残差诊断表明,LM检验统计量均不显著,说明残差不存在序列相关,模型设定合理。

表九、协整方程和调整系数 

 

 

模型1

模型2

模型4

协整方程

C

-0.026

 

0.036

时间变量

---

---

0.0002

离岸

-0.142**

-0.805***

-2.238***

调整系数

在岸

-0.005***

-0.004***

0.004***

 

(0.001)

(0.001)

(0.001)

离岸

0.002

0.038

0.07

 

(0.01)

(0.02)

(0.008)

残差项诊断检验

LM test

5.978

2.378

6.977

注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平,括号内为标准差。

资料来源:作者的统计分析。

  在Johansen协整检验的基础上,我们建立误差修正模型,用Granger因果关系检验两种收益率的短期动态关系(见表十)。模型1中在岸收益率是离岸收益率的Granger原因,而离岸收益率不是在岸收益率的Granger原因;模型2和模型3表明,2006年10月至2007年6月,以及2007年7月至2008年9月,两种收益率均不存在Granger意义上的因果关系;模型4表明,从2008年10月至今,两种收益率互为Granger意义上的因果关系。这说明资本管制在短期内的有效性已经在近期明显下降。

表十、VEC Granger因果关系检验

 

 

模型1

模型2

模型3

模型4

在岸

0.000***

0.194

0.622

0.000***

离岸

0.760

0.494

0.401

0.05**

 

注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平,表中数字为P值。

资料来源:作者的统计分析。

  (二)、基于月数据的分析

  我们现在再利用月数据重复上述分析来验证结果的稳定性。我们的分析包括两个部分,第一部分(模型 1)比较Libor(离岸)与Chibor(在岸),第二部分(模型 2)比较美国国债收益率(离岸)和中国央票收益率(在岸)(见图七、图八)。

图七、基于美元Libor的离岸和在岸Chibor三个月收益率:1999年4月-2009年12月

 
 
数据来源:Bloomberg。

图八、基于美国国债的离岸收益率和中国央票收益率三个月收益率:2003年4月-2010年2月

 
 
数据来源:Bloomberg。

  我们首先对月度的收益率数据作ADF检验。我们发现两种收益率都是一阶单整的,即I(0)。基于此,我们对在岸和离岸收益率做协整关系检验。美元Libor和Chibor的离岸(离岸1)与在岸收益率(在岸1)以及基于美国国债收益率和Chibor的(离岸2)与在岸收益率(在岸2)存在协整关系,即长期均衡关系,利率平价在长期内成立(见表十一)。虽然我国资本账户存在管制,但东南亚金融危机后,一方面我国资本账户管制放松,另一方面热钱通过经常项目贸易、FDI、个人等渠道避开管制流入国内,资本账户管制逐渐失效。

表十一、Johansen协整检验与残差诊断

 

H0

λtrace统计检验

H0

λmax统计检验

H1

Statistic

critical value

H1

statistic

critical value

模型1

r=0

r>0

26.26**

20.26

r=0

r=1

20.21**

15.89

r≤1

r>1

6.05

9.16

r=1

r=2

6.05

9.16

模型2

r=0

r>0

20.71

15.49

r=0

r=1

19.13

14.26

r≤1

r>1

1.57

3.84

r=1

r=2

1.57

3.84

残差项诊断检验

LM检验AR(1):  P Value=0.879 (模型1); P Value=0.932 (模型2)

 

注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平。

资料来源:作者的统计分析。

表十二给出了两个模型在岸收益率和离岸收益率的协整方程:

          (6)

          (7)


  两个模型的调整系数均说明说明离岸收益率为弱外生变量,离岸收益率的变动会造成在岸收益率的影响调整。

表十二、协整方程与调整系数

 

在岸1

离岸1

C

在岸2

离岸2

c

协整方程

协整方程

1

-0.236**

-0.026***

1

-0.383***

-0.016**

调整系数

调整系数

-0.328***

0.067

 

-0.132***

0.115

 

(0.074)

(0.052)

 

(0.033)

(0.095)

 

 

注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平,括号内数字为标准差。

资料来源:作者的统计分析。

  在此基础上,我们建立VECM模型,用VEC Granger因果关系检验两种收益率的短期动态关系。可见,模型1的检验结果表明两种收益率不存在Granger因果关系,模型2的检验结果表明在岸收益率不是离岸收益率的Granger原因,而离岸收益率是在岸收益率的Granger原因,且在1%的水平上显著(见表十三)。这表明短期内两种收益率相对独立,资本管制具有有效性。然而从模型2的Granger因果关系检验可以看出,离岸收益率的前期会引起在岸收益率的最后调整,这说明资本管制在短期内的有效性也在减弱。

表十三、VEC Granger因果关系检验

 

 

模型1

模型2

 

在岸

离岸

在岸

离岸

在岸

---

0.102

---

0.219

离岸

0.884

---

0.006***

---

 

注:“***”、“**”和“*”分别表示1%, 5%, 10%的显著性水平。

资料来源:作者的统计分析。

  最后我们总结一下利用抛补利率平价分析框架所得到的结果。

表十四、抛补利率平价分析的结论总结

 

 

离岸利率

在岸利率

数据频率

长期关系

短期关系

1

Libor

Chibor

日数据

长期稳定的协整关系

离岸和在岸利率互相不是对方的导因

2

Libor

Shibor

日数据

长期稳定的协整关系

最近阶段离岸和在岸利率互相都是对方的导因

3

Libor

Chibor

月数据

长期稳定的协整关系

离岸和在岸利率互相不是对方的导因

4

美国国债

央行票据

月数据

长期稳定的协整关系

离岸利率是在岸利率的导因,但在岸利率不是离岸利率的导因

 

注:所有离岸利率均经过汇率风险的调整。

资料来源:作者的统计分析。

五、结论

  这篇论文的主要目的是分析亚洲金融危机以来中国资本项目管制的有效性。我们首先回顾了改革开始以来资本管制措施的变迁,同时对分析资本管制有效性的方法和已有的对中国实例的研究做了综述,我们并从三个不同的角度描述了资本项目管制强度和跨境资本流动强度的变化,最后我们运用抛补利率平价的分析框架直接验证资本管制的有效性。

  我们的基本结论是,从长期来看,离岸和国内利率之间存在稳定、均衡的协整关系,表明中国资本项目管制的措施已经基本或起码部分失效。短期来看,大部分分析结果显示两个利率之间没有明显的导因关系,因此管制还是有效的。不过自2008年以来情形发生了改变,离岸利率的变动直接改变国内利率,因此说明管制也已经失效或者效率开始显著降低。

  我们测算的资本管制强度指数从1999年的69%下降到2009年的56%(设定改革前的1977年为100%),充分揭示了在此期间资本管制放松的趋势,特别是对货币市场工具和对外直接投资的管制出现了明显的松动。不过在2009年,对共同投资证券、衍生工具及其他工具和个人资本交易的管制依然十分严格,与改革开放前相比没有明显的变化。不过对直接投资清盘、担保保证及金融支持工具、外商直接投资和商业与金融信贷的管制已经颇为宽松。

  与此同时,‘热钱’流动的规模和方向发生了重大的反复。特别是从亚洲危机期间‘资本外逃’到加入WTO之后‘热钱’涌入,在2008-2010年全球危机再次出现由初期的‘热钱’流出到后期的‘热钱’流入的逆转。这些都间接地揭示资本管制有效性下降的可能性。另外,外汇占款占广义货币M2的比例从2001年1月的12.2%急剧上升到2009年12月的32.4%,也表明资本流动可能已经影响到中国货币政策的独立性。

  对投资率和储蓄率之间的相关关系的分析则揭示在过去六十年间储蓄率是投资率变动的主要影响因素。协整方程的结果表明从长期来看如果储蓄率提高1个百分点,投资率一般会提高0.68个百分点。但这种依赖关系最近已经明显减弱,不断扩大的储蓄率与投资率之间的差意味着日益增加的跨境净资本流动。

  最常见的检验资本管制有效性的方法为抛补利率平价。不过我们认为通常文献中所做的只有离岸、国内利率相等才表明管制无效的假设是不恰当的(Ma和McCauley,2004;徐明东和解学成,2009),因为与这个假设所对应的其实是资本完全自由流动,或者资本管制完全失效。但对于发展中国家来说,存在交易成本和信息不对称以及收益率随机走动的特性,都意味着两个利率不太可能完全相等。而拒绝完全相等的假设,只能证明资本管制并非完全失效,这与文献中经常得到的资本管制仍然有效的结论并不一致。

  另外,由于序列的非平稳性,如果不考虑两种收益率的协整关系,很可能得出错误的结论。我们用Johansen协整检验法检验了两种收益率之间的长期均衡关系,在VECM的基础上,采用VEC Granger因果关系检验法检验了两种收益率之间的短期动态关系。考虑到结论的稳健性,我们分别采用了不同频率的数据(日数据和月数据),并考虑了不同的离岸与在岸收益率(离岸利率:Libor和美国国债;在岸利率:Chibor,Shibor和央行票据)。

  我们发现离岸收益率和在岸收益率存在协整关系,即长期均衡关系。这表明长期内套利机制发挥作用,逐利的国际资本流动使资本管制在长期内失效。而在短期内,凡是利用Shibor利率和央行票据收益率进行分析,我们就发现最近一段时期离岸利率是在岸利率变动的重要导因。因此资本管制在短期内也已经基本或部分失效。但这个结论并不否定跨境资本流动仍然存在一定的障碍,包括政策障碍。但离岸、在岸利率同步变化的趋势已经非常明显。

  概括起来,中国资本项目管制长期内已经基本失效,短期内管制效率起码已经部分失效并明显减弱。这一结论支持了先前一些研究的发现,包括金荦(2003)和王信(2008)。但显然有别于其他一些研究的发现,包括张斌(2003),Ma和McCauley(2004),及徐明东和谢学成(2009)。这个区别主要源自不同的方法论,比如张斌直接比较了中美贷款利率,而Ma和McCauley以及徐明东和谢学成的分析则直接对离岸、在岸利率相等的假设做检验。

  资本管制已经部分或者基本失效,表明中国再想执行固定汇率制已经不太可能。同时,中国的企业与金融机构已经面对相对自由的资本流动,因此资本项目开放将带来的冲击可能不如我们相像的那么严重。放开资本管制其实条件已经比较成熟,而且开放既是主动迎接变革、降低风险的需要,更是人民币国际化的必要条件。

  当然,这并不意味着放开资本管制不需要谨慎从事。既然资本管制还部分有效,表明目前的资本流动可能存在一定的扭曲以及效率损失。因此在开放的过程中应该尽力避免造成对于经济与金融体系的猛烈冲击。这次全球金融危机尤其令全球监管当局对短期资本流动变得相对谨慎,中国对部分波动性大、容易反复的资本流动的开放也应该小心行事。况且,资本项目开放通常并不意味着政府需要放弃所有的管制手段。

 
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(作者:黄益平 王勋)


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