資本賬戶與經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)關(guān)聯(lián)思考

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目前的研究大都采用單方程模型進(jìn)行分析，認(rèn)為資本賬戶開放和其他一些相關(guān)變量的變動可用于解釋經(jīng)濟(jì)增長。此外，上述研究采用的數(shù)據(jù)樣本、相關(guān)變量以及計量方法不同，導(dǎo)致他們得出的結(jié)論也不盡相同。為了準(zhǔn)確地刻畫資本賬戶開放與經(jīng)濟(jì)增長相互關(guān)系，本文將采用聯(lián)立方程組估計，分析資本賬戶開放與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，并具體分析資本流入與資本流出對經(jīng)濟(jì)增長的影響。

中國資本賬戶開放的總體經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)

有關(guān)資本賬戶開放能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的研究結(jié)論大相徑庭，究其原因，目前的研究大都采用單方程模型進(jìn)行分析，認(rèn)為資本賬戶開放和其他一些相關(guān)變量的變動可用于解釋經(jīng)濟(jì)增長。但由于各個研究采用的數(shù)據(jù)樣本、相關(guān)變量以及計量方法不同，得出的結(jié)論也不盡相同。此外，如果資本賬戶開放會對單方程模型中的部分變量產(chǎn)生影響，那么得出的估計量就是有偏估計量，并在標(biāo)準(zhǔn)的t檢驗中增加接受零假設(shè)的似然率。因此，單方程模型無法準(zhǔn)確地得出資本賬戶開放與經(jīng)濟(jì)增長相互關(guān)系的顯著性。Eichengreen（2001）以及Edison、Klein、Ricci&Slok（2002）都指出，目前有關(guān)資本賬戶開放能否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的實證研究都無法得出穩(wěn)健的、系統(tǒng)性的結(jié)論。因此，為了區(qū)分和界定資本賬戶開放與部分相關(guān)變量的相互關(guān)系，本文利用面板數(shù)據(jù)作聯(lián)立方程組估計，分析資本賬戶開放與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

（一）模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)的選取

一般來說，資本賬戶開放需要通過提升金融效率、吸引資本流入、擴(kuò)大對外貿(mào)易等途徑來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。因此，本文采用經(jīng)濟(jì)增長、金融發(fā)展和貿(mào)易開放作為被解釋變量，建立包括三個方程的聯(lián)立方程組，進(jìn)行基于面板數(shù)據(jù)的聯(lián)立方程估計。其中，資本賬戶開放能夠?qū)鹑诎l(fā)展和貿(mào)易開放產(chǎn)生顯著影響，而金融發(fā)展和貿(mào)易開放能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響，即資本賬戶開放通過金融發(fā)展和貿(mào)易開放兩個渠道影響經(jīng)濟(jì)增長。資本賬戶開放不但會通過金融發(fā)展和貿(mào)易開放兩個渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生間接影響，資本賬戶開放本身對經(jīng)濟(jì)增長也具有殘余效果。在（1）式中，資本賬戶開放度x與金融發(fā)展程度f、貿(mào)易開放程度s同時作為人均GDP增長率y的解釋變量。因此，系數(shù)α1表示除金融發(fā)展和貿(mào)易開放兩個渠道之外，資本賬戶開放對經(jīng)濟(jì)增長的殘余效果。在金融發(fā)展促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的研究方面，Edison、Levine、Ricci&Slok（2002）和Schularik&Stege（l2006）的相關(guān)研究具有較大影響力，并被大量文獻(xiàn)引用。②參照上述兩篇文獻(xiàn)的相關(guān)論述，（1）式中的M包括滯后的人均GDP（對數(shù)形式）、政府消費支出占GDP的比重以及人口增長率。在（2）式中，γ1代表資本賬戶開放度對金融發(fā)展程度的影響，γ2代表經(jīng)濟(jì)增長對國內(nèi)金融體系的反饋，γ3代表金融發(fā)展程度與貿(mào)易開放程度的內(nèi)生關(guān)系。Rajan&Zingales（2003）和Balatagi，Demitriades&Law（2007）的研究指出，影響金融發(fā)展的因素N主要包括人均GDP（對數(shù)形式）、通貨膨脹率。③在（3）式中，ω1代表資本賬戶開放度對貿(mào)易開放程度的直接影響，ω2代表經(jīng)濟(jì)增長對貿(mào)易開放程度的反饋，ω3代表金融發(fā)展程度與貿(mào)易開放程度的內(nèi)生關(guān)系。Alesina&Waiczarg（1998）認(rèn)為影響貿(mào)易開放程度的因素L主要包括總?cè)丝冢▽?shù)形式）、國土面積（對數(shù)形式）和人均GDP（對數(shù)形式）。④此外，研究某個變量對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用，主要分析該變量對潛在經(jīng)濟(jì)增長率的促進(jìn)作用。因此，筆者均用潛在人均GDP和潛在人均GDP增長率代替人均GDP和人均GDP增長率進(jìn)行分析。由于潛在人均GDP和潛在人均GDP增長率無法直接觀測，所以筆者用Eviews5.0將其從均GDP和人均GDP增長率中分離出來。首先分離出潛在人均GDP，利用Eviews5.0，對1982—2009年各國的人均GDP進(jìn)行HP濾波分解，分解出人均GDP的趨勢成分和周期成分，并以趨勢成分作為潛在人均GDP的變量。其中，HP濾波中的λ取BackusandKehoe建議的100。運用同樣的方法，估計出人均GDP增長率的趨勢成分作為潛在人均GDP增長率的變量。

（二）模型的估計

由于中國從1982年才開始公布國際收支數(shù)據(jù)，因此筆者采用中國1982—2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，所有數(shù)據(jù)均以世界銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫（以下簡稱WDI），或根據(jù)WDI提供的數(shù)據(jù)進(jìn)行測算所得。由于中國的金融發(fā)展程度和貿(mào)易開放程度是否是外生變量同樣存在不確定性，筆者繼續(xù)采用GMM進(jìn)行估計。利用Eviews5.0估計該方程組，并選取方程組中三個方程的外生變量作為工具變量進(jìn)行估計，估計結(jié)果（如下頁表1所示）：在下頁表1中，第一列為γ2=ω2=0時聯(lián)立方程組（1）式~（3）式的估計結(jié)果。此時，估計所得的α2、α3、ω1和γ1均為正數(shù)，并且在統(tǒng)計上是顯著的。這意味著金融發(fā)展和貿(mào)易開放能夠促進(jìn)中國經(jīng)濟(jì)增長，而且資本賬戶開放能夠推動金融發(fā)展和貿(mào)易開放。因此，金融發(fā)展和貿(mào)易開放是資本賬戶開放促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的兩個渠道。第一列中的系數(shù)估計值意味著資本賬戶開放度每增加1個百分點，狹義貨幣供應(yīng)量和進(jìn)出口總額占GDP的比重將分別上升0.19和0.15個百分點，潛在人均GDP則在金融發(fā)展和貿(mào)易開放這兩個渠道的作用下上漲0.039個百分點。此外，資本賬戶開放度增加1個百分點，其本身還能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長0.03個百分點。因此，資本賬戶開放度每增加1個百分點，能夠促進(jìn)中國潛在人均GDP上漲0.069個百分點。第二列為γ2≠0、ω2≠0時聯(lián)立方程組（1）式~（3）式的估計結(jié)果。此時，估計所得的α1、α2和α3也均為正數(shù)，且在1%的顯著性水平下通過檢驗；ω1和γ1均為正數(shù)，且分別在5%和10%顯著性水平下通過檢驗。這意味著中國資本賬戶開放不但能夠通過推動金融發(fā)展和貿(mào)易開放兩個渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而且資本賬戶開放本身在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面的殘余效應(yīng)不容忽視。第二列中的系數(shù)估計值意味著資本賬戶開放度每增加1個百分點，狹義貨幣供應(yīng)量和進(jìn)出口總額占GDP的比重將分別上升0.13和0.1個百分點，潛在人均GDP則在金融發(fā)展和貿(mào)易開放這兩個渠道的作用下上漲0.027個百分點。此外，資本賬戶開放度增加1個百分點，其本身還能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長0.02個百分點。因此，資本賬戶開放度每增加1個百分點，能夠促進(jìn)中國潛在人均GDP上漲0.047個百分點。

中國資本賬戶開放中資本流入與資本流出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)

中國1982—2009年的時間序列數(shù)據(jù)表明，資本賬戶開放能在總體上促進(jìn)中國的經(jīng)濟(jì)增長。但是，資本賬戶本身的項目組成比較復(fù)雜，每一子項目都有資本流入和資本流出。中國長期以來實行的資本管制的特點是吸引長期資本流入、嚴(yán)格限制短期資本的流入和資本流出的非對稱性管制。要想真正了解資本賬戶的開放對經(jīng)濟(jì)增長的影響，就需要對資本賬戶中的資本流入和資本流出進(jìn)行剖析，分別研究資本流入和資本流出如何影響經(jīng)濟(jì)增長、在多大程度上影響經(jīng)濟(jì)增長。因此，筆者以中國國際收支表中的資本和金融項目的貸方作為資本流入量，資本和金融項目的借方作為資本流出量，分別分析中國資本賬戶開放中資本流入和資本流出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。

（一）資本流入的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)

筆者首先采用pearson相關(guān)檢驗法檢驗中國1982—2009年的潛在GDP和資本流入量之間的相關(guān)性；在此基礎(chǔ)上，建立誤差修正模型，分析資本流入量和潛在GDP的動態(tài)增長彈性，探討短期波動偏離長期均衡時的調(diào)整力度。首先，筆者采用Pearson檢驗分析潛在GDP和資本流入量的相關(guān)性。分析結(jié)果（見表2）表明，潛在GDP和資本流入量的關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.897，并在5%的顯著性水平下通過檢驗，二者具有較強(qiáng)的相關(guān)性較。因此，潛在GDP和資本流入量有較強(qiáng)的相互作用，兩者存在明顯的相互聯(lián)系。相關(guān)分析只是表明了實際GDP和資本流入量之間的直接聯(lián)系，但不能完全刻畫出外資利用對經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)理。以下建立誤差修正模型，進(jìn)一步研究實際GDP和資本流入量的關(guān)系。在建立誤差修正模型之前，首先需要分析實際GDP和資本流入量的平穩(wěn)性以及二者之間的協(xié)整關(guān)系。筆者采用ADF檢驗分析實際GDP（對數(shù)形式）和資本流入量（對數(shù)形式）的平穩(wěn)性。ADF檢驗的結(jié)果（見表3）表明實際GDP（對數(shù)形式）和資本流入量（對數(shù)形式）是不平穩(wěn)的，實際GDP（對數(shù)形式）和資本流入量（對數(shù)形式）的一階差分都是平穩(wěn)的。因此，可以進(jìn)一步分析二者之間是否具有協(xié)整關(guān)系。對實際GDP（對數(shù)形式）和資本流入量（對數(shù)形式）進(jìn)行最小二乘估計，然后對其殘差序列進(jìn)行ADF檢驗，檢驗結(jié)果（見表4）表明殘差序列在1%的顯著性水平下通過檢驗，即實際GDP（對數(shù)形式）和資本流入量（對數(shù)形式）之間存在協(xié)整關(guān)系。傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)模型主要用于分析各變量之間的“長期均衡”關(guān)系，但實際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)一般卻是由“非均衡過程”生成的。因此，筆者采用誤差修正模型（ECM）來進(jìn)行分析中國潛在GDP和資本流入量之間的動態(tài)關(guān)系。如果用INF表示資本流入量，則可計算出誤差修正模型為：ΔLn（GDPt）=0.129ΔLn（INFt）+0.874ΔLn（GDPt-1）-0.813ecmt-1+ξt（4）由誤差修正模型（4）式可以看出，潛在GDP和資本流入量的短期彈性為0.129。誤差項的系數(shù)反映了對偏離長期均衡調(diào)整的力度，（4）式中誤差項的系數(shù)為-0.813，表明在短期波動偏離長期均衡時，誤差修正機(jī)制將以-0.813的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

（二）資本流出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)

本節(jié)筆者繼續(xù)采用上文的思路分析中國資本賬戶開放中資本流出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。筆者采用Pearson檢驗分析潛在GDP和資本流出量的相關(guān)性。分析結(jié)果（見表5）表明，潛在GDP和資本流出量的關(guān)系數(shù)達(dá)到了0.857，并在1%的顯著性水平下通過檢驗，二者具有較強(qiáng)的相關(guān)性較。因此，潛在GDP和資本流出量有較強(qiáng)的相互作用，兩者存在明顯的相互聯(lián)系。分析實際GDP（對數(shù)形式）和資本流出量（對數(shù)形式）的ADF檢驗的結(jié)果（見表6）表明，實際GDP（對數(shù)形式）和資本流出量（對數(shù)形式）是不平穩(wěn)的，實際GDP（對數(shù)形式）和資本流出量（對數(shù)形式）的一階差分都是平穩(wěn)的。因此，可以進(jìn)一步分析二者之間是否具有協(xié)整關(guān)系。協(xié)整檢驗結(jié)果（見表7）表明殘差序列在1%的顯著性水平下通過檢驗，即實際GDP（對數(shù)形式）和資本流出量（對數(shù)形式）之間存在協(xié)整關(guān)系。同樣，筆者采用誤差修正模型來進(jìn)行分析中國潛在GDP和資本流出量之間的動態(tài)關(guān)系。如果用out表示資本流出量，則可計算出誤差修正模型為：ΔLn（gdpt）=0.028ΔLn（OUTt）+0.914ΔLn（GDPt-1）-0.937ecmt-1+ξt（5）由誤差修正模型（5）式可以看出，潛在GDP和資本流出量的短期彈性為0.028。誤差項的系數(shù)反映了對偏離長期均衡調(diào)整的力度，（5）式中誤差項的系數(shù)為-0.937，表明在短期波動偏離長期均衡時，誤差修正機(jī)制將把非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)，的調(diào)整力度為-0.937。

結(jié)論

從中國資本賬戶開放的總體經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)來說，中國資本賬戶開放本身能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而且還能通過金融發(fā)展和貿(mào)易開放這兩個渠道對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生間接影響。從資本賬戶開放中資本流入與資本流出的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)來看，實際GDP與資本流入、資本流出均有較強(qiáng)的相互作用，但實際GDP與資本流入的相關(guān)性更強(qiáng)，這主要是由于中國的資本賬戶開放政策主要服務(wù)于利用外資政策，特別是利用外商直接投資，形成了“寬進(jìn)嚴(yán)出”的管理模式。直到2006年推出QDII，才代表著中國開始逐步放寬資本流出的限制，資本流出的數(shù)量相比流入量較小。隨著中國資本流出限制的減少，中國的對外投資逐漸成為世界市場對外投資的新生力量，資本流出將對中國經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生越來越大的影響。（本文作者：曾敏麗、盧駿 單位：平安銀行廣州分行、金元證券股份有限公司）