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資本賬戶與經(jīng)濟增長效應關聯(lián)思考

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資本賬戶與經(jīng)濟增長效應關聯(lián)思考

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

中國資本賬戶開放的總體經(jīng)濟增長效應

有關資本賬戶開放能否促進經(jīng)濟增長的研究結論大相徑庭,究其原因,目前的研究大都采用單方程模型進行分析,認為資本賬戶開放和其他一些相關變量的變動可用于解釋經(jīng)濟增長。但由于各個研究采用的數(shù)據(jù)樣本、相關變量以及計量方法不同,得出的結論也不盡相同。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,并在標準的t檢驗中增加接受零假設的似然率。因此,單方程模型無法準確地得出資本賬戶開放與經(jīng)濟增長相互關系的顯著性。Eichengreen(2001)以及Edison、Klein、Ricci&Slok(2002)都指出,目前有關資本賬戶開放能否促進經(jīng)濟增長的實證研究都無法得出穩(wěn)健的、系統(tǒng)性的結論。因此,為了區(qū)分和界定資本賬戶開放與部分相關變量的相互關系,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)濟增長之間的關系。

(一)模型的設定與數(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、擴大對外貿(mào)易等途徑來促進經(jīng)濟增長。因此,本文采用經(jīng)濟增長、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)濟增長產(chǎn)生間接影響,資本賬戶開放本身對經(jīng)濟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)濟增長的殘余效果。在金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長的研究方面,Edison、Levine、Ricci&Slok(2002)和Schularik&Stege(l2006)的相關研究具有較大影響力,并被大量文獻引用。②參照上述兩篇文獻的相關論述,(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)生關系。Alesina&Waiczarg(1998)認為影響貿(mào)易開放程度的因素L主要包括總人口(對數(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)濟增長的促進作用,主要分析該變量對潛在經(jīng)濟增長率的促進作用。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年的相關數(shù)據(jù)進行研究,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行估計,估計結果(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)易開放能夠促進中國經(jīng)濟增長,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經(jīng)濟增長的兩個渠道。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,狹義貨幣供應量和進出口總額占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,其本身還能促進經(jīng)濟增長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經(jīng)濟增長,而且資本賬戶開放本身在促進經(jīng)濟增長方面的殘余效應不容忽視。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,狹義貨幣供應量和進出口總額占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,其本身還能促進經(jīng)濟增長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)濟增長效應

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中國的經(jīng)濟增長。但是,資本賬戶本身的項目組成比較復雜,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行剖析,分別研究資本流入和資本流出如何影響經(jīng)濟增長、在多大程度上影響經(jīng)濟增長。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)濟增長效應。

(一)資本流入的經(jīng)濟增長效應

筆者首先采用pearson相關檢驗法檢驗中國1982—2009年的潛在GDP和資本流入量之間的相關性;在此基礎上,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性。分析結果(見表2)表明,潛在GDP和資本流入量的關系數(shù)達到了0.897,并在5%的顯著性水平下通過檢驗,二者具有較強的相關性較。因此,潛在GDP和資本流入量有較強的相互作用,兩者存在明顯的相互聯(lián)系。相關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)濟增長的影響機理。以下建立誤差修正模型,進一步研究實際GDP和資本流入量的關系。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,可以進一步分析二者之間是否具有協(xié)整關系。對實際GDP(對數(shù)形式)和資本流入量(對數(shù)形式)進行最小二乘估計,然后對其殘差序列進行ADF檢驗,檢驗結果(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)整關系。傳統(tǒng)經(jīng)濟模型主要用于分析各變量之間的“長期均衡”關系,但實際經(jīng)濟數(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)來進行分析中國潛在GDP和資本流入量之間的動態(tài)關系。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)濟增長效應

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)濟增長效應。筆者采用Pearson檢驗分析潛在GDP和資本流出量的相關性。分析結果(見表5)表明,潛在GDP和資本流出量的關系數(shù)達到了0.857,并在1%的顯著性水平下通過檢驗,二者具有較強的相關性較。因此,潛在GDP和資本流出量有較強的相互作用,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,可以進一步分析二者之間是否具有協(xié)整關系。協(xié)整檢驗結果(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)整關系。同樣,筆者采用誤差修正模型來進行分析中國潛在GDP和資本流出量之間的動態(tài)關系。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。

結論

從中國資本賬戶開放的總體經(jīng)濟增長效應來說,中國資本賬戶開放本身能夠促進經(jīng)濟增長,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)濟增長效應來看,實際GDP與資本流入、資本流出均有較強的相互作用,但實際GDP與資本流入的相關性更強,這主要是由于中國的資本賬戶開放政策主要服務于利用外資政策,特別是利用外商直接投資,形成了“寬進嚴出”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)