資本外逃規(guī)模及其影響因素研究

資本外逃規(guī)模及其影響因素研究

一、現(xiàn)有的亞洲資本外逃研究許多科學(xué)家的最新研究表明，中國經(jīng)濟(jì)和政治條件對發(fā)展中國家的不利經(jīng)濟(jì)和政治條件有其自身的優(yōu)勢，這可能導(dǎo)致國內(nèi)資產(chǎn)的進(jìn)一步縮小和未經(jīng)記錄的個(gè)人資產(chǎn)的外部退出。發(fā)展中國家的資本外逃因其在妨礙經(jīng)濟(jì)增長和減少國民福利、破壞宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定、影響收入分配公平等方面的破壞性影響而備受關(guān)注。2現(xiàn)有的區(qū)域性研究中,拉美地區(qū)作為20世紀(jì)80年代第三世界債務(wù)危機(jī)的重災(zāi)區(qū)而成為主要研究對象。與之形成鮮明對比的是,由于1997年金融危機(jī)前數(shù)十年的經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長以及外國直接投資的大規(guī)模流入,亞洲的資本外逃問題很少引起研究者的注意。然而,1997年金融危機(jī)的爆發(fā)及其嚴(yán)重的傳染性和破壞性促使眾多學(xué)者探究其根源,該地區(qū)的資本外逃也隨之進(jìn)入了更多研究者的視野?，F(xiàn)有的亞洲資本外逃的研究具有一些缺陷,影響了結(jié)果的準(zhǔn)確性。其一,大多數(shù)研究采用時(shí)間序列分析某一國家資本外逃的動因。Moghadametal.(2003)是唯一采用面板數(shù)據(jù)的研究,但樣本較小,僅有6個(gè)國家——泰國、印尼、馬來西亞、菲律賓、中國及韓國。此外,該研究沒有考慮樣本的異質(zhì)性以及資本外逃的慣性。3其二,有些關(guān)于發(fā)展中國家資本外逃的研究涉及部分亞洲國家,但在方法上存在局限性。如Cerraetal.(2005)在測算規(guī)模時(shí)沒有包括進(jìn)出口偽報(bào),4Mikkelsen(1991)沒有考慮解釋變量的內(nèi)生性,5LeandZak(2005)忽略了資本外逃的慣性。1其三,現(xiàn)有的區(qū)域研究很多只是做出定性結(jié)論而沒有對動因進(jìn)行實(shí)證分析,進(jìn)行實(shí)證分析的研究也多忽略了資本外逃與金融危機(jī)的聯(lián)系。另外,雖然大部分研究采用了差額法估算資本外逃規(guī)模,但調(diào)整大多不夠完全,有的忽略了進(jìn)出口偽報(bào),有的忽略了對外債中多種幣種外債和其他幣種外債以及債務(wù)減讓的調(diào)整。針對前人研究的局限性,本文在以下方面做出了努力。(1)1改進(jìn)了差額法測算9個(gè)樣本國家的資本外逃規(guī)模;(2)2創(chuàng)新性地結(jié)合了準(zhǔn)差分和動態(tài)模型處理資本外逃的慣性問題;(3)3針對面板數(shù)據(jù)的異質(zhì)性,運(yùn)用固定效應(yīng)模型;(4)4將金融危機(jī)作為解釋變量之一納入模型,印證了相關(guān)理論。二、差額法的改進(jìn)學(xué)界關(guān)于資本外逃的計(jì)算方法因概念界定不同而存在較大爭議,但差額法使用最普遍并不斷被改進(jìn)。該方法將外逃資本規(guī)模等同于來源資金與使用資金的差額,既包括了短期也包括了長期資本外流,既包括了非法的也包括了部分合法的外流資本?？傮w而言,差額法估算的結(jié)果比其他方法要大一些。本文對差額法的改進(jìn)以Schineller(1997)及Beja(2005)為基礎(chǔ),2公式如下:資本外逃=調(diào)整的外債增加額+外國投資凈值-外匯儲備變動量-經(jīng)常項(xiàng)目逆差+進(jìn)出口偽報(bào)(1)調(diào)整的外債增加額和外國凈投資為資本的來源,外匯儲備變化和經(jīng)常項(xiàng)目逆差為資本的使用。由于發(fā)展中國家與其貿(mào)易伙伴記錄的經(jīng)常項(xiàng)目結(jié)余之間往往有較大出入,我們通過估測進(jìn)出口偽報(bào)來彌補(bǔ)這一差異。除債務(wù)減讓外,本文還調(diào)整了小幣種長期外債。從而改進(jìn)了調(diào)整的外債增加額的計(jì)算。有關(guān)外債的數(shù)據(jù)如外債存量、減免額、長期外債的幣種構(gòu)成、長短期外債額等均來自世界銀行的全球發(fā)展金融(GDF)。匯率、外國投資凈值、外匯儲備等來自國際貨幣基金組織的國際金融統(tǒng)計(jì)(IFS),用于估計(jì)進(jìn)出口偽報(bào)的數(shù)據(jù)來自國際貨幣基金組織的貿(mào)易統(tǒng)計(jì)指南。(一)調(diào)整其他品種、不同品種保證負(fù)債風(fēng)險(xiǎn)的美元匯率外債增加額的調(diào)整主要針對匯率的變動和債務(wù)減讓。我們首先用法國法郎、歐元、德國馬克、日元、瑞士法郎、英鎊和特別提款權(quán)與美元的匯率對主要幣種的長期外債進(jìn)行匯率調(diào)整,所用公式同大多數(shù)現(xiàn)有研究相同:調(diào)整的上期主要幣種外債=∑j=16(ai,j×=∑j=16(ai,j×上期長期外債總額)÷(當(dāng)期美元匯率j/上期美元匯率j)+上期貨幣基金組織貸款×(特別提款權(quán)當(dāng)期美元匯率/特別提款權(quán)上期美元匯率)(2)j為主要幣種,ai,j為各幣種外債占長期外債總額的比重,各幣種的美元匯率以各幣種/1美元表示。本文的改進(jìn)主要在于針對長期外債中的多種貨幣和其他幣種項(xiàng)的調(diào)整。這兩項(xiàng)的貨幣構(gòu)成不得而知,ClaessensandNaudé(1993)等假設(shè)這些幣種的美元匯率不變。3我們認(rèn)為折中的假設(shè)更為合理,即假定其美元匯率50%與主要幣種同向變動50%不變。這部分長期外債的調(diào)整為:0.5×(1+上期主要幣種長期外債額/當(dāng)期主要幣種長期外債額)×(上期其他幣種長期外債額+上期多種幣種長期外債額)(3)對多種幣種外債和其他幣種外債占外債比重較高的國家,這一調(diào)整對資本外逃規(guī)模的估算影響較大。例如,菲律賓1987年的資本外逃占GDP的比重因此高了2%。短期和美元外債無須調(diào)整,故一國上期外債存量的美元價(jià)值為:調(diào)整的上期外債存量=∑j=16(ai,j×=∑j=16(ai,j×上期長期外債總額)/(當(dāng)期美元匯率j/上期美元匯率j)+上期貨幣基金組織貸款×(特別提款權(quán)當(dāng)期美元匯率/特別提款權(quán)上期美元匯率)+0.5×(1+上期主要幣種外債額+上期多種幣種外匯額)+長期美元外債+短期外債(4)調(diào)整后的外債變化量為:調(diào)整的外債變化量=當(dāng)期外債存量-調(diào)整的上期外債存量(5)即使沒有相應(yīng)的資本流入或流出,遇有債務(wù)減讓,債務(wù)存量的美元價(jià)值也會改變,因此應(yīng)相應(yīng)地修正數(shù)據(jù),把減讓的債務(wù)額加到調(diào)整的外債變化量上。即:調(diào)整的外債增加額=調(diào)整的外債變化量+減讓的債務(wù)(6)(二)計(jì)算出口額的差額資本管制下,出口低報(bào)或進(jìn)口高報(bào)會使經(jīng)常項(xiàng)目逆差擴(kuò)大,資本外逃被低估。由進(jìn)口配額和出口補(bǔ)貼引致的出口高報(bào)和進(jìn)口低報(bào)與資本管制引致的出口低報(bào)和進(jìn)口高報(bào)反向,二者可能互相抵消。本文不區(qū)分進(jìn)出口偽報(bào)的原因,利用其凈值估計(jì)資本外逃規(guī)模?；诎l(fā)達(dá)國家的貿(mào)易數(shù)據(jù)更為準(zhǔn)確的假設(shè),本文通過計(jì)算樣本國家的15個(gè)發(fā)達(dá)國家貿(mào)易伙伴記錄的進(jìn)(出)口額與樣本國家記錄的出(進(jìn))口額的差額來計(jì)算進(jìn)出口偽報(bào)。由于IMF的《貿(mào)易數(shù)據(jù)指南》中進(jìn)口數(shù)據(jù)以到岸價(jià)格記錄而出口數(shù)據(jù)以離岸價(jià)格記錄,本文采用ClaessensandNaudé(1993)的做法,用c.i.f./f.o.b.因子調(diào)低進(jìn)口額,使其與出口數(shù)據(jù)相一致?；谶M(jìn)出口偽報(bào)在所有對外貿(mào)易中程度相同的假設(shè),本文對貿(mào)易伙伴記錄的進(jìn)(出)口額與本國記錄的出(進(jìn))口額之間的差額利用貿(mào)易進(jìn)(出)口總額/發(fā)達(dá)國家貿(mào)易進(jìn)(出)口總額的比率進(jìn)行調(diào)整。加總調(diào)整的進(jìn)出口偽報(bào)得到進(jìn)出口偽報(bào)總額。以下為計(jì)算進(jìn)出口偽報(bào)的等式。出口差額=貿(mào)易伙伴記錄的進(jìn)口額(1+c.i,f.率)-本國記錄的出口額(7)進(jìn)口差額=本國記錄的進(jìn)口額×(1+c.i.f.率)-貿(mào)易伙伴記錄的出口額(8)進(jìn)出口偽報(bào)=出口差額×(1/15個(gè)發(fā)達(dá)國家所占樣本國總貿(mào)易的份額)+進(jìn)口差額×(1/15個(gè)發(fā)達(dá)國家所占樣本國總貿(mào)易的份額)(9)(三)資本外逃的gdp比重運(yùn)用以上差額法,本文估測了9國1984-2004年的資本外逃規(guī)模。資本外逃估計(jì)為正,表示凈資本流出;為負(fù),表示凈資本流入?？傮w而言,資本外逃呈上升趨勢并與金融危機(jī)緊密聯(lián)系。整個(gè)樣本期間,9國資本外逃所占GDP比重的均值為4%,1997年和1998年則分別為8.5%和8.2%。為剔除規(guī)模因素的影響,圖1顯示各國資本外逃的GDP比重。由圖1(a)知,馬來西亞和印尼的資本外逃所占GDP的比重在樣本期間高于樣本平均水平。除馬來西亞外,其他國家的資本外逃在1997年或1998年達(dá)到峰值,突顯了危機(jī)與資本外逃高度相關(guān)。泰國與馬來西亞在1980年代和1990年代較大的資本外逃也受各自的次要危機(jī)影響。如馬來西亞1994年因加強(qiáng)資本管制而促使大量資本在管制實(shí)施前被轉(zhuǎn)移至國外,2000年又因取消管制導(dǎo)致資本外逃。圖1(b)顯示在大多數(shù)年份里,印度、斯里蘭卡和巴基斯坦是凈資本流入而中國和孟加拉國則是凈資本流出。另外,這些國家的資本外逃與金融危機(jī)的相關(guān)性較低。中國的資本外逃/GDP比重顯著高于樣本均值。其1992年的峰值主要由人民幣貶值預(yù)期引發(fā)的投機(jī)行為所致,1993年的回落則是由于中國政府堅(jiān)定否定了人民幣貶值的說法,1996年的低谷可歸因于央行連續(xù)降息以及放松資本管制。(四)資本外逃所占比重圖2顯示樣本國家資本外逃的構(gòu)成。其中,外債(DEBT)和外國投資凈值(NFI)是外匯的來源,在一定程度上抵消資本外流,故為負(fù)號。進(jìn)出口偽報(bào)(MIS)造成的資本外逃所占比重最高,約為70%,經(jīng)常項(xiàng)目賬戶逆差(CAD)次之,為50%,外匯儲備(RES)最低,為26%。這說明把進(jìn)出口偽報(bào)納入資本外逃估算是完全必要的。三、資本外逃的動態(tài)模型實(shí)證方法上,本文與現(xiàn)有研究有所不同。其一,運(yùn)用面板數(shù)據(jù)分析資本外逃的動因,充分考慮樣本國家的異質(zhì)性。其二,針對資本外逃的慣性引入動態(tài)模型。當(dāng)滯后因變量成為解釋變量之一,因變量的一階差分就會跟誤差項(xiàng)相關(guān),產(chǎn)生偏性。本文用準(zhǔn)方差調(diào)整因變量,然后運(yùn)用固定效用模型對調(diào)整的資本外逃進(jìn)行回歸,既考慮了資本外逃的慣性,也消除了內(nèi)生偏性。其三,針對樣本國家政治經(jīng)濟(jì)背景不盡相同的特點(diǎn)采用固定效應(yīng)模型。最后,用適當(dāng)?shù)墓ぞ咦兞靠刂苾?nèi)生變量。(一)gmm方法本文針對資本外逃慣性建立動態(tài)模型如下:KFi,t=αi+ρ×KFi,t-1+Xi,tβ′+μi,t(10)Xi,t=[BANK,CRISIS,DCD,GRO,IRDIF,INF,INST,M3,OPEN,PPGD,SPEND](11)其中,i代表樣本國家1,…,9,t代表時(shí)期,因變量KFi,t為外逃資本占GDP的百分比,ai為代表未考察的各國異質(zhì)性的常數(shù),ρ是滯后因變量的相關(guān)系數(shù),β′為相關(guān)系數(shù)向量,μi,t為隨國家和時(shí)期不同而不同的誤差項(xiàng)。對因變量的調(diào)整用以下公式:KFAi,t=KFi,t?ρ?×KFi,t?1(12)ΚFAi,t=ΚFi,t-ρ^×ΚFi,t-1(12)ρ?ρ^為利用GMM方法得到的滯后因變量的估計(jì)系數(shù)。另外,面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)因各樣本國家具有不同的背景而通常具有異質(zhì)性,這些特質(zhì)由于不能納入模型而對相關(guān)系數(shù)估計(jì)量產(chǎn)生偏性,固定效應(yīng)模型可較好地處理這種異質(zhì)性。我們的固定效應(yīng)模型為:KFAi,t=ai+Xi,tβ′+μi,t(13)KFA為利用公式(12)調(diào)整了的資本外逃/GDP比率。(二)解釋變量基于對資本外逃決定因素的文獻(xiàn)回顧以及數(shù)據(jù)的可得性,我們選擇以下解釋變量對資本外逃進(jìn)行計(jì)量分析,并將其歸為4個(gè)方面。1.投資回報(bào)體現(xiàn)了國內(nèi)資產(chǎn)和國外資產(chǎn)的回報(bào)率差異,代理變量為經(jīng)濟(jì)增長速度(GRO)和實(shí)際利率差異(IRDIF)。2.代理變量intefficiciciding反映發(fā)展中國家相對較高的政治、經(jīng)濟(jì)和金融風(fēng)險(xiǎn),代理變量為通脹率(INF)、一般政府最終消費(fèi)(SPEND),國內(nèi)貨幣貶值(DCD),制度和政治風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)(INST)、金融危機(jī)(CRISIS)。3.金融資產(chǎn)即私人部門得到外匯并將其轉(zhuǎn)移到國外的難易,代理變量有公共債務(wù)以及政府擔(dān)保的債務(wù)(PPGD)、開放度/貿(mào)易水平(TRADE)。4.金融風(fēng)險(xiǎn)研究表明金融部門的發(fā)展水平,代理變量包括銀行及貿(mào)易相關(guān)信貸(BANK)和廣義貨幣(M3)。應(yīng)當(dāng)指出,以上歸類只是為了方便討論,實(shí)際上,部分變量具有多重特點(diǎn)。例如,銀行及貿(mào)易相關(guān)的信貸如果規(guī)模過大,也可為金融風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)。因?yàn)樗蚪?jīng)濟(jì)個(gè)體提供資本,它甚至是外匯可得的指標(biāo)。銀行信貸還可表明國內(nèi)投資機(jī)會的多寡。表1總結(jié)了各變量的定義,數(shù)據(jù)來源和預(yù)期的相關(guān)系數(shù)符號。其中CRISIS為虛擬變量,據(jù)金融危機(jī)文獻(xiàn)確定。四、估計(jì)動態(tài)模型進(jìn)行計(jì)量分析時(shí),本文首先用估計(jì)一般最小二乘法(EGLS)檢測固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)。5在此基礎(chǔ)上,采用GMM方法估計(jì)動態(tài)模型。由于基本的數(shù)據(jù)分析顯示DCD、IRDIF、INF具有較高的相關(guān)系數(shù),本文采用Wald檢驗(yàn)判斷共線性。如果3個(gè)變量都不顯著的原假設(shè)不能被拒絕,我們通常會保留IRDIF,因?yàn)槠溆?jì)算已包含了DCD和INF。文中所有的計(jì)量分析,均使用Eviews5.1計(jì)量軟件。(一)gmm估計(jì)在技術(shù)上的困境動態(tài)模型的計(jì)量結(jié)果顯示,滯后因變量在統(tǒng)計(jì)上非常顯著,這說明動態(tài)模型的運(yùn)用是必要的。但動態(tài)模型的一個(gè)主要問題是決定因素非常少——只有滯后因變量和CRISIS?？梢?雖然GMM估計(jì)在技術(shù)上沒有問題,但不能提供足夠的有用信息。我們對KF取準(zhǔn)方差得到調(diào)整的KF(AKF),然后以AKF為因變量、運(yùn)用固定效應(yīng)模型進(jìn)行計(jì)量分析,從而既考慮了資本外逃的慣性也消除了自相關(guān)的干擾。(二)開放經(jīng)濟(jì)與資本外逃固定效應(yīng)模型的結(jié)果見表2。由表2知,9國資本外逃的影響因素有三:金融危機(jī)、貿(mào)易水平、政府消費(fèi)。前兩個(gè)因素推動了資本外逃,后者則抑制資本外逃。金融危機(jī)的顯著作用與預(yù)期相符——畢竟投資者對投資風(fēng)險(xiǎn)異常敏感,而金融危機(jī)會帶來很大風(fēng)險(xiǎn),造成宏觀經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定、貨幣的大幅貶值和國內(nèi)資產(chǎn)的急劇縮水。又因?yàn)榇嬖谫Y本和外匯管制,國內(nèi)居民和外國投資者只能以非法途徑將資產(chǎn)轉(zhuǎn)移出國。這一結(jié)果證實(shí)了Stiglitz(2002)的結(jié)論:資本的流動性引發(fā)并加深了亞洲金融危機(jī)。貿(mào)易水平對資本外逃的推動最為顯著。這說明開放經(jīng)濟(jì)為資本外逃提供了眾多途徑、進(jìn)出口偽報(bào)是資本外逃的重要模式,證明了加強(qiáng)貿(mào)易創(chuàng)匯管理的必要性。這一結(jié)果與樣本國家經(jīng)濟(jì)的開放程度快速提升相吻合。有趣的是,雖然政府消費(fèi)通常被看作風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo),本文結(jié)果卻顯示其對資本外逃有相當(dāng)大的抑制作用?？赡艿脑蛴?(1)1一般政府最終消費(fèi)不是稅