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中国资本管制有效性的实证分析

时间:2020-07-11 百科知识 联系我们

中国资本管制有效性的实证分析_国际短期资本流动与中国资本管制有效性研究

由于指标法对资本管制强度的度量没有统一标准,现有的KAOPEN指标只有年度数据,本书第六章虽然依据《汇兑安排与汇兑限制年表》构建了中国资本管制强度指标,但也只是年度指标,不能充分反映出中国资本管制强度的变化,因此,不宜采用指标法对中国资本管制的有效性进行检验。结合上一节关于资本管制有效性的分析方法以及现有对中国资本管制有效性的相关研究,以下依次采用储蓄—投资法、利率平价分析法和抵消系数检测法对中国资本管制的有效性进行实证分析。

一、基于储蓄—投资法的实证分析

(一)模型构建

储蓄—投资法的原理是在对资本流动加以控制的时候,一国的储蓄与投资具有很高的相关性,这是因为该国无法得到外部资本,只能用本国储蓄进行投资。根据表7-1中相关理论分析,对投资率(IR)与储蓄率(SR)的相关性分析可以构建出如下四个模型(四个模型中IR上标1,2,3,4只用于区分模型,其取样值是相同的):

1.短期静态模型

2.短期动态模型

其中Δ表示对变量取一阶差分。

3.长期动态模型

该模型从理论上假定投资率与储蓄率在短期的相关性为0,通过分析滞后一期的储蓄率和投资率之差对投资率变化的影响,来反映投资和储蓄的长期关系。

4.短期与长期动态综合模型

此模型综合了前面三个模型。模型中的系数α1与α3表明了投资率和储蓄率的短期相关性,用于检验资本管制的短期有效性。系数α2则反映了投资率和储蓄率的长期相关性。因而短期与长期动态综合模型能够从短期与长期两方面对资本管制的有效性进行检验。

(二)实证检验结果与分析

选取1991—2012年中国的国民投资率与国民储蓄率对以上模型分别进行实证检验(投资率与储蓄率数据参见表6-8),回归结果如下:

1.短期静态模型检验结果

从结果可以看出,短期静态模型储蓄率对投资率的解释程度达到79.92%,且线性显著。根据前文中的模型,储蓄率的系数是0.7315,为强相关,表明在样本区间内,中国的资本管制基本有效。

2.短期动态模型检验结果

其中,常数项统计上不显著,剔除常数项后得到如上结果。从该回归结果可以看出,短期内投资率与储蓄率正相关相关系数为0.8344,为强相关。但模型的拟合度不高,只有0.2896。从短期动态看,资本管制的有效性并不高。

3.长期动态模型检验结果

其中,常数项统计上不显著,剔除常数项后得到如上结果。从该回归结果可以看出,长期内投资率与储蓄率正相关,相关系数为0.186,为弱相关。并且模型的拟合度很低,只有0.0545,表明从长期动态看,资本管制的有效性很弱。

4.短期与长期动态综合模型检验结果

其中,常数项统计上不显著,剔除常数项后得到如上结果。该回归结果表明,从短期与长期动态综合看,投资率与储蓄率短期内高度正相关,相关系数为0.8443;而长期内,储蓄率与投资率的差对投资率的变化具有一定的影响,但影响程度较短期内明显减弱,其相关系数为0.2736。因此,我国资本管制在短期内比较有效,随着时间的推移,其有效性逐渐减弱。

通过储蓄—投资四个模型的检验,可以看出,中国的资本管制在短期内是有效的,而在长期其有效性明显减弱。可见,随着中国资本管制强度的逐渐减弱以及国际经济环境的复杂化,虽然中国资本管制的有效性面临挑战,但短期内资本管制仍然是中国应对国际短期资本冲击的有效货币政策工具。

二、基于利率平价分析法的实证分析

如果资本管制基本有效,那么合理的推断是资本管制强度的不断变化应该使对利率平价的偏离持续且不稳定。通过检验UIP理论偏差的平稳性可以得出中国资本管制是否有效的结论。此外,根据国家外币利率改革规定,自2000年9月放开大额外币存款(即单笔300万美元或等值其他货币以上)利率后,外币小额存款利率仍由中国人民银行统一管理。所以相比较而言,大额外币存款利率更加市场化。

(一)国内外利率差异的比较分析

资本管制国家与市场化国家间利差若长期保持在一个相对稳定的水平,则反映了该国资本管制相对有效。因此,可以通过比较中美利差来衡量中国资本管制的有效性。其中既可采用境内外人民币利率,也可以采用境内外美元利率测量利差的大小,两者在本质上是一致的,可分别对两种货币的利率差异进行比较。

1.境内外美元利差

图7-1和图7-2分别反映了小额美元存款利率与大额美元存款利率的国内外差异。从图中可以看出,2008年全球金融危机前国内利率低于美国利率,而危机后国内利率高于美国利率。

图7-1 国内外小额美元利率比较
注:上述数据均为一年期年末存款利率。
中国数据来源:1996—2003年数据转引自白晓燕(2008),2004—2012年来自中国银行网站;美国联邦基金年末数据来源:h ttp://www.federalreserve.gov/datadow nload/Build.aspx?rel=H15。参照白晓燕(2008)对美国数据进行了处理:如果联邦基金利率超过4%,下浮22.4%;如果联邦基金利率低于4%,下浮6.2%。

图7-2 国内外大额美元利率比较
注:上述数据均为月度数据。
资料来源:中国3个月以内大额美元存款利率数据来自中国人民银行各年度《中国货币政策执行报告》;美国一个月CDs二级市场利率来自美联储网站h ttp://www.federalreserve.gov/releases/h15/data.htm。

从小额美元1年期存款利率上看,2001—2008年,国内利率持续低于美国利率,平均利差为-0.82259%;而危机后国内利率持续高于美国利率,平均利差为0.78899%。1996—2012年总体平均利差为-0.09559。中美利差的绝对值表现了两次金融危机前后中国资本管制的强度变化及其有效性:(1)利差由1996年的0.6372%波动上升至2001年达到最大值,为2.38944%;此后逐年下降至2005年的0.02036%,为整个考察期内的最低值。这反映了亚洲金融危机期间中国加强了资本管制,危机后管制强度逐步减弱。(2)2006—2011年中美利差维持在0.8%—0.9%,较2008年全球金融危机前显著上升,表明2008年全球金融危机以来,中国再次加强了资本管制;而其大跨度的高利差,说明这一时期的资本管制在长短期内均有效。(3)资本管制周期性。若以利差的显著下降作为资本管制得以减弱的标准,两次金融危机后,中美利差分别在2002年(0.71646%)和2012年(0.61868%)显著下降,因此,可以认为中国资本管制周期大致为5年。

从国内3个月以内大额美元存款利率与美国市场上较为接近的CDs二级市场利率的差异看,2003年1月—2007年12月,国内利率持续低于美国利率,平均利差为-0.62765%;2008年全球金融危机以来国内利率持续高于美国利率,2008年1月—2013年6月平均利差为1.173182%。从图7-2中美利差绝对值的走势看,利差在2009年2月后开始爬坡,至2012年3月达到最大值3.09%。这一时期,美国为应对全球金融危机与国内财政悬崖而实施了超低利率政策,美元超发与货币泛滥使大多数新兴经济体发展中国家不得不再次加强资本管制;中国3个月以内大额美元存款利率走出了与美国CDs二级市场利率截然不同的运行轨迹,这反映出中国加强了资本管制的强度及其管制有效性得到相应的提高。2003年1月—2013年6月总体平均利差为0.315644%。而以利差绝对值来衡量,2003年1月—2007年12月利差平均值为0.627647%;2008年1月—2013年6月利差平均值为1.17833%,明显大于2008年全球金融危机前,这也印证了中国资本管制在2008年全球金融危机后得以加强。由于中国早在2000年9月就放开大额外币存款利率,而外币小额存款利率仍由中国人民银行统一管理,所以大额外币存款利率更加市场化,更加真实地反映了国内外利率差异。[5]基于危机前后中美利率相对大小的变动,因而采用利差的绝对值更能反映中美利率差异的总体状况。整个考察期内中美利差绝对值的总体平均值为0.916102%,考虑到两种金融工具在交易金额上的差距[6],大致可以认为实际的境内外美元利差略高于92个基点,较高的利差反映出中国资本管制在长短期内均有效。

2.人民币到岸/离岸利差

2004年2月,香港银行开始提供人民币存款服务。由于人民币跨境资金流动的制度性障碍及人民币离岸金融产品的有限性,使得人民币离岸市场与“成熟离岸市场”存在诸多差别:一是资金在到岸与离岸之间的流动具有较为严格的规定,多数情况下,资金流动必须具有真实的贸易或投资背景。二是与“成熟离岸市场”相比较,人民币离岸市场的金融产品种类和数量有限,人民币资金运用渠道有待进一步拓展。这些市场特点决定了人民币离岸市场的利率形成有别于“成熟离岸市场”。因此,长期以来,香港的人民币利率水平低于内地的人民币存款利率。因此,人民币到岸/离岸利差并不宜作为衡量资本管制有效性的依据。[7]

(二)利率平价偏差的平稳性检验

根据利率平价理论,如果没有资本管制或管制已经失效,只有交易成本,在考察期内没有显著影响交易成本的事件发生,那么对利率平价的偏离应该落在平价附近的一个区间,也就是说,对利率平价的偏离应该持续并且稳定。相反,如果存在管制并且管制有效,管制措施的不断变化可以视为短期冲击,对利率平价的偏离应该持续但不稳定。根据本书第六章中对中国资本管制强度的测算,中国资本管制强度的总体趋势是波动减弱的,在危机期间管制强度增强,随着经济的复苏与宏观经济环境的改善,中国逐渐放松资本管制。如果管制基本有效,那么合理的推断是管制强度的不断变化应该使对利率平价的偏离持续且不稳定。因此,可以通过检验UIP理论偏差的平稳性来检验中国资本管制的有效性。依据Chinn和Frankel(1997),UIP偏离值BIAS可以表示成:

(7-10)式即为(7-2)式的变形,所有指标均为对数形式。其中r为国内利率,r*为国外利率,NDF为远期汇率,S为即期汇率。数据来源及其说明:r采用中国90天同业拆借加权平均月度利率,数据来自中国人民银行调查统计司统计数据;r*采用3个月美元LIBOR,数据来自欧洲央行;NDF采用人民币对美元3月期远期汇率的月度加权平均,数据来自彭博和万德数据库;S采用人民币实际汇率的月度数据,数据来自国研网数据中心。根据上述数据可以计算出BIAS的月度值。(见图7-3)

图7-3 中国未抛补利率平价理论偏差
资料来源:r数据来自中国人民银行调查统计司统计数据http://www.pbc.gov.cn/publish/ diaochatongjisi/133/index.htm l;r*数据来自欧洲央行,http://sdw.ecb.europa.eu/home.do;NDF数据2011年5月前数据来自彭博数据库,2011年5月及其后数据来自万德数据库。S数据来自国研网数据中心。

从图7-3可以看出,该偏离值并未在0附近上下波动,而在2008年全球金融危机后偏离值走出上升扩大趋势,因此,需要对偏离值BIAS的稳定性进行检验。在此采用相关图和偏相关图法对BIAS时间序列的稳定性做出检验,首先对原系列进行检验,结果见表7-2。表7-2中Prob.项下的数值均小于0.05,表明BIAS原序列是非平稳的,进一步对BIAS时间序列做差分(DBIAS)并检验其平稳性,结果见表7-3。表7-3中Prob.项下的数值均大于0.05,表明BIAS差分序列平稳,因此BIAS时间序列是一阶单整的,即I(1)。BIAS原系列的非平稳性,说明中国管制强度的不断变化使得对利率平价的偏离持续且不稳定,即中国的资本管制是有效的。

表7-2 Correlogram of BIAS

表7-3 Correlogram of DBIAS

(三)利率平价偏差的回归分析

为了更深入理解中国资本管制有效性的变化,对BIAS时间序列进行回归分析。根据上面的平稳性检验得出BIAS为I(1),进一步对DBIAS进行ADF单位根检验,结果见表7-4。表7-4表明DBIAS序列是平稳的,因此可做自回归滑动平均模型(ARMA),依据AIC准则和调整R2,得到回归结果(见表7-5)。

表7-4 DBIASADF单位根检验结果

注:(c,t,n)表示ADF检验是否包含常数项、时间趋势以及滞后期数;*表示变量在5%的显著水平上通过ADF平稳性检验;**表示变量在1%的显著水平上通过ADF平稳性检验。

表7-5 DBIASARMA模型的一个回归结果

根据表7-5可以将ARMA模型的回归结果方程表达如下:

从表7-5可以看出,方程各项显著,回归方程显著,说明该形式是合理的。方程右侧滞后一期和滞后两期的UIP偏离值差分的系数均为负,表明UIP偏离值的变动趋向收敛,即中国资本管制的有效性是逐渐减弱的。这一结论与国内外关于中国资本管制有效性的主流观点相吻合,即随着时间的推移,国际资本会规避资本管制,从而使得资本管制措施在一定程度上失效。

三、基于抵消系数检测法的实证分析

(一)模型的构建

Brissim is,Gibsonand和Tsakalotos(2002)(以下简称BGT)通过建立货币当局的央行目标损失函数对典型的抵消系数和冲销系数模型(式7-4,7-5)进行了微观基础上的拓展,从而将模型中的变量置于一个理论框架中,而不是随意地选择相关变量来进行定量研究。BGT模型中央行目标损失函数表达式为:

其中et-为汇率水平偏离目标汇率的程度,Δp t通货膨胀率,yc,t为产出偏离潜在产出的程度,即周期性产出,σr,t为利率波动的标准差,σe,t为汇率波动的标准差。

对于中国货币当局来说,维持物价水平的稳定和经济的持续稳定增长无疑是最为优先的目标。在现行管理浮动汇率制度下,货币当局的目标不是减少实际汇率水平偏离目标汇率的程度,而是保持人民币汇率的稳定。同时,考虑到中国当前市场利率相当程度上受政府管制的现实,利率的波动幅度不是货币当局关注的一个重要目标,为简化起见,假定中国货币当局的目标损失函数包括通货膨胀和周期性产出等两个因素,而将汇率、利率等相对次要因素置于约束条件中。借鉴BGT目标损失函数(7-11),可以构建出中国货币当局的目标损失函数:

其约束条件为:

(1)通货膨胀率。通货膨胀率取决于货币供给和汇率的变化,以及前期的通货膨胀率。即:

其中,π1>0,0<π2<1,π3>0,M2=MB×mm。汇率贬值(Δet>0),将导致进口商品价格上涨,从而导致国内价格水平上升。货币乘数商业银行法定准备金率负相关,可表示为:

其中,v>0,ψ>0。

(2)周期性产出yc。周期性产出水平受财政政策和货币政策的同向影响,同时具有滞后效应。

(3)国际收支和汇率。央行净国外资产变化额(ΔNFA)等于经常账户余额(CA)与净资本流入额(ΔNK)之和,即:

经常账户余额决定于国内周期性产出和实际有效汇率的变动,即:

其中,λ1>0,λ2>0,REER为实际有效汇率(REER上升表示升值)。

净资本流入衡量了本国居民持有外国资产(债务)的变动和外国居民持有本国资产(负债)的变化,主要受预期汇率变动和国内外利差(非抛补利差)的影响。同时,外国资本进入国内还受到股票地产等资产收益率变动的影响。即

其中,et为本期人民币汇率水平(et上升代表人民币贬值),E tet+1为本期对t+1期人民币汇率的预期水平,rt为国内市场利率水平,为国外市场利率水平,rs,t为国内资产(股票或地产)收益率,rs*,t为国外资产收益率,c为资本流动对国内外利差的敏感度系数。c取决于国内外资产的替代程度和国际资本流动的管制程度。若国内外资产是完全替代的或资本是完全流动的,则c→∞;若国际资本完全不流动或国内外资产完全不可替代,则c=0。在此假定0<c<∞,从而资本是不完全流动的或国内外资产存在一定程度的可替代性。

将式(7-17)、(7-18)代入式(7-16),可得汇率的变化量为:

式(7-19)蕴含着一系列明显的经济含义:第一,央行的外汇储备(净国外资产)上升,表示其在外汇市场上实施了买入外币抛出本币的干预,导致本币供给相对增加,以缓解本币升值压力。第二,周期性产出的上升,将导致外需增加,经常账户盈余减少或逆差上升,进而本币贬值压力增加。第三,本币实际有效汇率的上升,使得货币升值的压力得到释放,而其阻力不断增加,从而提高本币贬值的可能性。第四,对本币的升值预期的强化将加剧货币升值压力。第五,国内的市场利率和资产收益率的上升,将鼓励资本流入,从而导致本币升值压力增加。

依次将式(7-14)代入式(7-13)和(7-15),式(7-19)代入式(7-13),式(7-13)和(7-15)便构成了目标函数(7-12)的约束条件。依据中国货币当局的目标损失最小,便可得到抵消系数和冲销系数的联立方程:

对上述模型的理论解释如下:

式(7-20)表明国际收支函数包括9个控制变量,其作用机制为:通货膨胀率上升将引起本币贬值,鼓励资本流出;法定准备金率提高和货币乘数下降均能导致国内货币供给量下降,市场利率上升,从而鼓励资本流入;周期性产出上升,一方面导致进口支出增加,进而经常项目顺差减少和外汇储备规模下降,另一方面也可能增强外国投资者的信心,鼓励资本流入;政府财政赤字增加,将导致贸易逆差上升(顺差减少)和资本流入减少;实际有效汇率上升,在引起经常项目顺差减少和外汇储备下降的同时,也可能强化本币升值预期,鼓励外国投机性资本流入;人民币远期汇率与即期汇率之差越大,人民币升值(贬值)压力越大,导致更多的资本流入(流出);国内股票投资收益率的下降和欧洲美元存款利率的上升,均将相对提高美元的收益率,降低人民币的收益率,从而对资本流入产生消极影响。

式(7-21)表明央行的货币政策(净国内资产变动)主要受到9个控制变量的影响:中央银行通常采取紧缩性货币政策来应对通货膨胀上升、经济过热(周期性产出上升)、资产价格上涨(股票投资收益率上升)和政府财政赤字增加;货币乘数上升对央行净国内资产的影响取决于紧缩性政策的种类,若央行实施公开市场操作去抵消货币乘数上升时,净国内资产规模将下降,而若央行通过提高法定准备金率来直接减少货币乘数时,净国内资产规模将增加;实际有效汇率的上升和人民币预期升值压力的加强,以及欧洲美元存款利率的下降,均将迫使货币当局实施扩张性货币政策,以缓解人民币升值压力。

式(7-22)表明,上述控制变量对国内货币供给的预期影响为:当经济出现过热特征时,如通货膨胀率上升,实际产出高出潜在水平和股票价格快速上涨,将引发紧缩性货币政策;政府财政赤字的上升,将增加通货膨胀压力,央行将实施紧缩性货币政策以维持价格稳定;美元存款利率的下降、实际有效汇率的升值和人民币升值预期的强化,将加大人民币升值压力,促使货币当局实行宽松的货币政策,以缓解本币升值压力;法定准备金率的提高和货币乘数的下降,均将减少国内货币供给量。

因此,可将抵消冲销系数模型中各变量的影响方向标示出来。(见表7-6)

表7-6 抵消冲销系数模型变量的影响方向

(二)变量和数据

根据上述模型,对各变量可以采用相应指标来度量,见表7-7。

表7-7 变量的定义与度量

续 表

1.因变量及数据来源

为了更好地理解模型中变量间的关系,对因变量做了一定的处理,ΔN FA*、ΔNDA*和ΔM*分别为调整的国外净资产、调整的国内净资产和M2的增量占月度GDP的比例。其中使用了Quadratic-m atch sum方法将GDP季度数据转换成月度数据。

根据中国人民银行资产负债表中净资产等于净负债可得:

其中净其他资产(NOA)和自有资本(K)规模较小,因此基础货币便约等于净国外资产和净国内资产的和。其变化便满足:

在考虑货币政策对净国外资产变动的影响时,将汇率变动、利率收益等非政策因素导致的资产价值变化剔除,便可得到调整的国外净资产,从而可计算出其变化;将调整的国外净资产代入式(7-24)便可得到调整的国内净资产(分别见表7-7中ΔN FA*、ΔNDA*)。另一个因变量(ΔM*2)为M2增量占月度GDP的比例。数据NFA、NDA、M2均可从中国人民银行调查统计司统计数据中整理得到;GDP季度数据来自中国国家统计局

2.控制变量及数据来源

控制变量yc为周期性产出,采用HP滤波法来衡量实际GDP的趋势[8],从而周期性产出可表示为实际产出偏离趋势产出的程度除以趋势产出。Δee为人民币汇率的预期变动,人民币兑美元的即期汇率(es)的对数与远期汇率(ef)的对数之差,其中人民币兑美元远期汇率采用3月期人民币兑美元的无本金交割远期外汇汇率(NDF)。Δee>0表示预期本币升值(远期汇率低于即期汇率),而Δee<0表示本币预期本币贬值。其余控制变量的定义与度量见表7-7,在这不一一列出。

(三)实证分析与检验结果

1.ADF检验

为防止虚拟回归现象的出现,首先对各变量进行平稳性检验,结果见表7-8。检验结果显示,所有变量在5%的显著水平上通过ADF平稳性检验,均为I(0)。

表7-8 ADF单位根检验结果

续 表

注:(c,t,n)表示ADF检验是否包含常数项、时间趋势以及滞后期数;*表示变量在5%的显著水平上通过ADF平稳性检验;**表示变量在1%的显著水平上通过ADF平稳性检验。(1)Δ在样本区间200201—201310是I(0),在样本区间200201—201312是I(1)。因此近似认为Δ是I(0)。

2.Granger因果性检验

上述抵消冲销系数模型由三个联立方程构成,模型中三个因变量ΔN FA*、ΔNDA*、Δ间可能相互影响,因此在对该模型进行估计前,必须对方程的联立性状况进行判断。根据方程的结构,采用Granger因果性检验法分别对ΔNFA*和ΔNDA*、ΔNFA*和Δ之间的因果关系进行检验,以判断三个因变量的内生性,检验结果见表7-9。结果显示ΔNFA*和ΔNDA*、ΔNFA*和Δ间均为单向Granger因果关系,ΔNFA*是ΔNDA*和Δ的Granger原因,而ΔNDA*和Δ不是ΔNFA*的Granger原因。因此,方程(7-20)中的ΔNDA*、方程(7-21)和(7-22)中的ΔNFA*均可视为外生变量。因此该抵消冲销系数模型可采用OLS方法估计。

表7-9 Granger因果性检验

3.模型估计结果

表7-10基于200201—201312的数据给出了冲销系数抵消系数联立方程的OLS估计结果。从Q统计量和残差图看,残差序列不存在自相关和偏相关。

根据表7-10的回归结果,可以列出各个方程的具体形式:

(1)国际收支(资本流动)函数的估计结果可表示为:

从上式中系数符号与表7-6中的影响方向对比可知,除了ΔRR的符号不一致外,其余符号均相一致,且回归结果在5%水平上显著,R-2也高达0.9,表明该经验模型与理论模型基本吻合。从该模型回归结果具体看,估计的国际资本流动对货币政策的抵消系数为0.405,且在1%水平下统计显著,表明中国央行净国内资产变化的40.5%被净国外资产的反向变动所抵消,即尽管长期以来中国货币当局实施的是强管制措施,但中国仍然存在相当程度的国际资本流动。周期性产出在1%水平下统计显著为负,表明总体上产出的收入效应大于对国外资本的吸引效应,最终表现为产出的增长,资本净流出的增大。人民币汇率的预期变动在1%水平下显著为负,表明人民币升值预期对进出口贸易的影响大于对国际资本流动的影响。货币乘数和国外美元资产收益在1%水平下均显著为负,符号与理论预期方向一致,表明中国存款利率的相对下降都将导致国际资本的流出。法定准备金率的符号与预期相反,这与2007年后中国频繁调整法定存款准备金率无不相关,法定准备金率这一货币政策的过度使用,使得中国准备金率政策作用空间越来越小,甚至起到与预期相反的效果。

(2)货币反应函数ΔNDA*

将上式中系数符号与表7-6中的影响方向对比可知,除了Δln r*的符号不一致外,其余符号均相一致,且回归结果在5%水平上显著,R-2也高达0.913,表明该经验模型与理论模型基本吻合。从该模型回归结果具体看,央行净国外资产变化的101%被国内资产反方向变化所冲销,即估计的货币政策对国际资本流动的冲销系数为1.01,且在1%水平下统计显著,表明中国央行近年来所实行的大规模外汇冲销措施完全有效。货币乘数的变化对净国内资产的影响是负向的,这反映了中国央行往往采取紧缩货币政策来应对货币乘数上升所带来的货币供给增加。同时周期性产出的符号也为负,说明中国央行对经济过快增长往往也是采用紧缩性货币政策,从而导致基础货币和国内资产的规模下降。法定准备金率的符号在1%水平上显著为正,表明法定准备金率的提高会导致基础货币和净国内资产上升。其中,R 2=0.378657,R-2=0.327306,DW=2.488964。

将上式中系数符号与表7-6中的影响方向进行对比可看出,ΔRR、Δln r*以及rs的符号与预期的不一致,其余符号均相一致,R-2=0.327306,尽管经验模型的拟合效果不太理想,但从回归结果仍可看出中国货币当局对资本流动的管制变化及其效果。从该模型回归结果具体看,中国外汇储备增加1单位,会导致总量货币M2增加0.984单位。根据冲销系数换算,此时M2的冲销系数为0.771[9]。显然,相对于基础货币近乎完全冲销,M2的冲销程度只有77%明显偏低。这表明,尽管中国货币当局采取猛烈的冲销措施对冲国际资本流入对国内货币供给的影响,但其效果是有限的,由此可见中国资本管制的有效性受到巨大的挑战。

从其他变量看:通货膨胀、周期性产出和财政赤字等变量的系数显著为负,表明当经济出现过热时,如通货膨胀加速、经济过快增长和政府支出过高时,中国货币当局倾向于实施紧缩性货币政策,减少货币供给来维持价格和经济的稳定。人民币实际有效汇率和人民币汇率预期与ΔM*2显著正相关,表明本币币值的稳定是中国货币政策的一个重要目标:当本币升值压力增大时实行扩张性货币政策,而当本币贬值压力上升时采取紧缩性货币政策。而ΔRR、Δln r*以及rs的符号与理论预期的不一致,这从侧面反映出:一是中国资本市场并不是完全开放的,相关利率及资本收益指标并不真实反映国际资本的流动方向;二是虽然中国长期实施强资本管制措施,但国际短期资本仍然能够规避中国的资本管制频繁进出中国,并对中国当局的货币政策的有效性带来很大的冲击。

四、本节小结

综合以上三种方法的实证分析,可以看出中国资本管制有效性总体上是趋于减弱的。

通过储蓄—投资静态与动态四个模型的实证分析结果表明,中国的资本管制在短期内是有效的,而在长期其有效性明显减弱。可见,随着中国资本管制强度的逐渐减弱以及国际经济环境的复杂化,虽然中国资本管制的有效性面临挑战,但短期内资本管制仍然是中国应对国际短期资本冲击的有效货币政策工具。

根据非抛补利率平价偏差法(UIP)测出利率平价偏离值的变动趋势是收敛的,从而判断出中国资本管制的有效性是逐渐减弱的,即随着时间的推移,国际资本会规避资本管制,从而使得资本管制措施在一定程度上失效。

基于抵消系数与冲销系数联立方程的实证分析得出:国际资本流动函数中国际资本流动对货币政策的抵消系数为0.405,表明中国央行净国内资产变化的40.5%被净国外资产的反向变动所抵消,即尽管长期以来中国货币当局实施的是强管制措施,但中国仍然存在相当程度的国际资本流动。货币反应函数M2的冲销系数为0.771。显然,相对于基础货币近乎完全冲销,M2的冲销程度只有77%明显偏低。这表明,尽管中国货币当局采取猛烈的冲销措施对冲国际资本流入对国内货币供给的影响,但其效果是有限的,由此可见中国资本管制的有效性受到巨大的挑战。