资本外逃规模及其影响因素研究

资本外逃规模及其影响因素研究

一、现有的亚洲资本外逃研究许多科学家的最新研究表明，中国经济和政治条件对发展中国家的不利经济和政治条件有其自身的优势，这可能导致国内资产的进一步缩小和未经记录的个人资产的外部退出。发展中国家的资本外逃因其在妨碍经济增长和减少国民福利、破坏宏观经济稳定、影响收入分配公平等方面的破坏性影响而备受关注。2现有的区域性研究中,拉美地区作为20世纪80年代第三世界债务危机的重灾区而成为主要研究对象。与之形成鲜明对比的是,由于1997年金融危机前数十年的经济持续增长以及外国直接投资的大规模流入,亚洲的资本外逃问题很少引起研究者的注意。然而,1997年金融危机的爆发及其严重的传染性和破坏性促使众多学者探究其根源,该地区的资本外逃也随之进入了更多研究者的视野。现有的亚洲资本外逃的研究具有一些缺陷,影响了结果的准确性。其一,大多数研究采用时间序列分析某一国家资本外逃的动因。Moghadametal.(2003)是唯一采用面板数据的研究,但样本较小,仅有6个国家——泰国、印尼、马来西亚、菲律宾、中国及韩国。此外,该研究没有考虑样本的异质性以及资本外逃的惯性。3其二,有些关于发展中国家资本外逃的研究涉及部分亚洲国家,但在方法上存在局限性。如Cerraetal.(2005)在测算规模时没有包括进出口伪报,4Mikkelsen(1991)没有考虑解释变量的内生性,5LeandZak(2005)忽略了资本外逃的惯性。1其三,现有的区域研究很多只是做出定性结论而没有对动因进行实证分析,进行实证分析的研究也多忽略了资本外逃与金融危机的联系。另外,虽然大部分研究采用了差额法估算资本外逃规模,但调整大多不够完全,有的忽略了进出口伪报,有的忽略了对外债中多种币种外债和其他币种外债以及债务减让的调整。针对前人研究的局限性,本文在以下方面做出了努力。(1)1改进了差额法测算9个样本国家的资本外逃规模;(2)2创新性地结合了准差分和动态模型处理资本外逃的惯性问题;(3)3针对面板数据的异质性,运用固定效应模型;(4)4将金融危机作为解释变量之一纳入模型,印证了相关理论。二、差额法的改进学界关于资本外逃的计算方法因概念界定不同而存在较大争议,但差额法使用最普遍并不断被改进。该方法将外逃资本规模等同于来源资金与使用资金的差额,既包括了短期也包括了长期资本外流,既包括了非法的也包括了部分合法的外流资本。总体而言,差额法估算的结果比其他方法要大一些。本文对差额法的改进以Schineller(1997)及Beja(2005)为基础,2公式如下:资本外逃=调整的外债增加额+外国投资净值-外汇储备变动量-经常项目逆差+进出口伪报(1)调整的外债增加额和外国净投资为资本的来源,外汇储备变化和经常项目逆差为资本的使用。由于发展中国家与其贸易伙伴记录的经常项目结余之间往往有较大出入,我们通过估测进出口伪报来弥补这一差异。除债务减让外,本文还调整了小币种长期外债。从而改进了调整的外债增加额的计算。有关外债的数据如外债存量、减免额、长期外债的币种构成、长短期外债额等均来自世界银行的全球发展金融(GDF)。汇率、外国投资净值、外汇储备等来自国际货币基金组织的国际金融统计(IFS),用于估计进出口伪报的数据来自国际货币基金组织的贸易统计指南。(一)调整其他品种、不同品种保证负债风险的美元汇率外债增加额的调整主要针对汇率的变动和债务减让。我们首先用法国法郎、欧元、德国马克、日元、瑞士法郎、英镑和特别提款权与美元的汇率对主要币种的长期外债进行汇率调整,所用公式同大多数现有研究相同:调整的上期主要币种外债=∑j=16(ai,j×=∑j=16(ai,j×上期长期外债总额)÷(当期美元汇率j/上期美元汇率j)+上期货币基金组织贷款×(特别提款权当期美元汇率/特别提款权上期美元汇率)(2)j为主要币种,ai,j为各币种外债占长期外债总额的比重,各币种的美元汇率以各币种/1美元表示。本文的改进主要在于针对长期外债中的多种货币和其他币种项的调整。这两项的货币构成不得而知,ClaessensandNaudé(1993)等假设这些币种的美元汇率不变。3我们认为折中的假设更为合理,即假定其美元汇率50%与主要币种同向变动50%不变。这部分长期外债的调整为:0.5×(1+上期主要币种长期外债额/当期主要币种长期外债额)×(上期其他币种长期外债额+上期多种币种长期外债额)(3)对多种币种外债和其他币种外债占外债比重较高的国家,这一调整对资本外逃规模的估算影响较大。例如,菲律宾1987年的资本外逃占GDP的比重因此高了2%。短期和美元外债无须调整,故一国上期外债存量的美元价值为:调整的上期外债存量=∑j=16(ai,j×=∑j=16(ai,j×上期长期外债总额)/(当期美元汇率j/上期美元汇率j)+上期货币基金组织贷款×(特别提款权当期美元汇率/特别提款权上期美元汇率)+0.5×(1+上期主要币种外债额+上期多种币种外汇额)+长期美元外债+短期外债(4)调整后的外债变化量为:调整的外债变化量=当期外债存量-调整的上期外债存量(5)即使没有相应的资本流入或流出,遇有债务减让,债务存量的美元价值也会改变,因此应相应地修正数据,把减让的债务额加到调整的外债变化量上。即:调整的外债增加额=调整的外债变化量+减让的债务(6)(二)计算出口额的差额资本管制下,出口低报或进口高报会使经常项目逆差扩大,资本外逃被低估。由进口配额和出口补贴引致的出口高报和进口低报与资本管制引致的出口低报和进口高报反向,二者可能互相抵消。本文不区分进出口伪报的原因,利用其净值估计资本外逃规模。基于发达国家的贸易数据更为准确的假设,本文通过计算样本国家的15个发达国家贸易伙伴记录的进(出)口额与样本国家记录的出(进)口额的差额来计算进出口伪报。由于IMF的《贸易数据指南》中进口数据以到岸价格记录而出口数据以离岸价格记录,本文采用ClaessensandNaudé(1993)的做法,用c.i.f./f.o.b.因子调低进口额,使其与出口数据相一致。基于进出口伪报在所有对外贸易中程度相同的假设,本文对贸易伙伴记录的进(出)口额与本国记录的出(进)口额之间的差额利用贸易进(出)口总额/发达国家贸易进(出)口总额的比率进行调整。加总调整的进出口伪报得到进出口伪报总额。以下为计算进出口伪报的等式。出口差额=贸易伙伴记录的进口额(1+c.i,f.率)-本国记录的出口额(7)进口差额=本国记录的进口额×(1+c.i.f.率)-贸易伙伴记录的出口额(8)进出口伪报=出口差额×(1/15个发达国家所占样本国总贸易的份额)+进口差额×(1/15个发达国家所占样本国总贸易的份额)(9)(三)资本外逃的gdp比重运用以上差额法,本文估测了9国1984-2004年的资本外逃规模。资本外逃估计为正,表示净资本流出;为负,表示净资本流入。总体而言,资本外逃呈上升趋势并与金融危机紧密联系。整个样本期间,9国资本外逃所占GDP比重的均值为4%,1997年和1998年则分别为8.5%和8.2%。为剔除规模因素的影响,图1显示各国资本外逃的GDP比重。由图1(a)知,马来西亚和印尼的资本外逃所占GDP的比重在样本期间高于样本平均水平。除马来西亚外,其他国家的资本外逃在1997年或1998年达到峰值,突显了危机与资本外逃高度相关。泰国与马来西亚在1980年代和1990年代较大的资本外逃也受各自的次要危机影响。如马来西亚1994年因加强资本管制而促使大量资本在管制实施前被转移至国外,2000年又因取消管制导致资本外逃。图1(b)显示在大多数年份里,印度、斯里兰卡和巴基斯坦是净资本流入而中国和孟加拉国则是净资本流出。另外,这些国家的资本外逃与金融危机的相关性较低。中国的资本外逃/GDP比重显著高于样本均值。其1992年的峰值主要由人民币贬值预期引发的投机行为所致,1993年的回落则是由于中国政府坚定否定了人民币贬值的说法,1996年的低谷可归因于央行连续降息以及放松资本管制。(四)资本外逃所占比重图2显示样本国家资本外逃的构成。其中,外债(DEBT)和外国投资净值(NFI)是外汇的来源,在一定程度上抵消资本外流,故为负号。进出口伪报(MIS)造成的资本外逃所占比重最高,约为70%,经常项目账户逆差(CAD)次之,为50%,外汇储备(RES)最低,为26%。这说明把进出口伪报纳入资本外逃估算是完全必要的。三、资本外逃的动态模型实证方法上,本文与现有研究有所不同。其一,运用面板数据分析资本外逃的动因,充分考虑样本国家的异质性。其二,针对资本外逃的惯性引入动态模型。当滞后因变量成为解释变量之一,因变量的一阶差分就会跟误差项相关,产生偏性。本文用准方差调整因变量,然后运用固定效用模型对调整的资本外逃进行回归,既考虑了资本外逃的惯性,也消除了内生偏性。其三,针对样本国家政治经济背景不尽相同的特点采用固定效应模型。最后,用适当的工具变量控制内生变量。(一)gmm方法本文针对资本外逃惯性建立动态模型如下: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代表样本国家1,…,9,t代表时期,因变量KFi,t为外逃资本占GDP的百分比,ai为代表未考察的各国异质性的常数,ρ是滞后因变量的相关系数,β′为相关系数向量,μi,t为随国家和时期不同而不同的误差项。对因变量的调整用以下公式:KFAi,t=KFi,t−ρˆ×KFi,t−1(12)ΚFAi,t=ΚFi,t-ρ^×ΚFi,t-1(12)ρˆρ^为利用GMM方法得到的滞后因变量的估计系数。另外,面板数据结构因各样本国家具有不同的背景而通常具有异质性,这些特质由于不能纳入模型而对相关系数估计量产生偏性,固定效应模型可较好地处理这种异质性。我们的固定效应模型为:KFAi,t=ai+Xi,tβ′+μi,t(13)KFA为利用公式(12)调整了的资本外逃/GDP比率。(二)解释变量基于对资本外逃决定因素的文献回顾以及数据的可得性,我们选择以下解释变量对资本外逃进行计量分析,并将其归为4个方面。1.投资回报体现了国内资产和国外资产的回报率差异,代理变量为经济增长速度(GRO)和实际利率差异(IRDIF)。2.代理变量intefficiciciding反映发展中国家相对较高的政治、经济和金融风险,代理变量为通胀率(INF)、一般政府最终消费(SPEND),国内货币贬值(DCD),制度和政治风险指标(INST)、金融危机(CRISIS)。3.金融资产即私人部门得到外汇并将其转移到国外的难易,代理变量有公共债务以及政府担保的债务(PPGD)、开放度/贸易水平(TRADE)。4.金融风险研究表明金融部门的发展水平,代理变量包括银行及贸易相关信贷(BANK)和广义货币(M3)。应当指出,以上归类只是为了方便讨论,实际上,部分变量具有多重特点。例如,银行及贸易相关的信贷如果规模过大,也可为金融风险指标。因为它向经济个体提供资本,它甚至是外汇可得的指标。银行信贷还可表明国内投资机会的多寡。表1总结了各变量的定义,数据来源和预期的相关系数符号。其中CRISIS为虚拟变量,据金融危机文献确定。四、估计动态模型进行计量分析时,本文首先用估计一般最小二乘法(EGLS)检测固定效应和随机效应。5在此基础上,采用GMM方法估计动态模型。由于基本的数据分析显示DCD、IRDIF、INF具有较高的相关系数,本文采用Wald检验判断共线性。如果3个变量都不显著的原假设不能被拒绝,我们通常会保留IRDIF,因为其计算已包含了DCD和INF。文中所有的计量分析,均使用Eviews5.1计量软件。(一)gmm估计在技术上的困境动态模型的计量结果显示,滞后因变量在统计上非常显著,这说明动态模型的运用是必要的。但动态模型的一个主要问题是决定因素非常少——只有滞后因变量和CRISIS。可见,虽然GMM估计在技术上没有问题,但不能提供足够的有用信息。我们对KF取准方差得到调整的KF(AKF),然后以AKF为因变量、运用固定效应模型进行计量分析,从而既考虑了资本外逃的惯性也消除了自相关的干扰。(二)开放经济与资本外逃固定效应模型的结果见表2。由表2知,9国资本外逃的影响因素有三:金融危机、贸易水平、政府消费。前两个因素推动了资本外逃,后者则抑制资本外逃。金融危机的显著作用与预期相符——毕竟投资者对投资风险异常敏感,而金融危机会带来很大风险,造成宏观经济的不稳定、货币的大幅贬值和国内资产的急剧缩水。又因为存在资本和外汇管制,国内居民和外国投资者只能以非法途径将资产转移出国。这一结果证实了Stiglitz(2002)的结论:资本的流动性引发并加深了亚洲金融危机。贸易水平对资本外逃的推动最为显著。这说明开放经济为资本外逃提供了众多途径、进出口伪报是资本外逃的重要模式,证明了加强贸易创汇管理的必要性。这一结果与样本国家经济的开放程度快速提升相吻合。有趣的是,虽然政府消费通常被看作风险指标,本文结果却显示其对资本外逃有相当大的抑制作用。可能的原因有:(1)1一般政府最终消费不是税