资本账户与经济增长效应关联思考

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目前的研究大都采用单方程模型进行分析，认为资本账户开放和其他一些相关变量的变动可用于解释经济增长。此外，上述研究采用的数据样本、相关变量以及计量方法不同，导致他们得出的结论也不尽相同。为了准确地刻画资本账户开放与经济增长相互关系，本文将采用联立方程组估计，分析资本账户开放与经济增长之间的关系，并具体分析资本流入与资本流出对经济增长的影响。

中国资本账户开放的总体经济增长效应

有关资本账户开放能否促进经济增长的研究结论大相径庭，究其原因，目前的研究大都采用单方程模型进行分析，认为资本账户开放和其他一些相关变量的变动可用于解释经济增长。但由于各个研究采用的数据样本、相关变量以及计量方法不同，得出的结论也不尽相同。此外，如果资本账户开放会对单方程模型中的部分变量产生影响，那么得出的估计量就是有偏估计量，并在标准的t检验中增加接受零假设的似然率。因此，单方程模型无法准确地得出资本账户开放与经济增长相互关系的显著性。Eichengreen（2001）以及Edison、Klein、Ricci&Slok（2002）都指出，目前有关资本账户开放能否促进经济增长的实证研究都无法得出稳健的、系统性的结论。因此，为了区分和界定资本账户开放与部分相关变量的相互关系，本文利用面板数据作联立方程组估计，分析资本账户开放与经济增长之间的关系。

（一）模型的设定与数据的选取

一般来说，资本账户开放需要通过提升金融效率、吸引资本流入、扩大对外贸易等途径来促进经济增长。因此，本文采用经济增长、金融发展和贸易开放作为被解释变量，建立包括三个方程的联立方程组，进行基于面板数据的联立方程估计。其中，资本账户开放能够对金融发展和贸易开放产生显著影响，而金融发展和贸易开放能够对经济增长产生影响，即资本账户开放通过金融发展和贸易开放两个渠道影响经济增长。资本账户开放不但会通过金融发展和贸易开放两个渠道对经济增长产生间接影响，资本账户开放本身对经济增长也具有残余效果。在（1）式中，资本账户开放度x与金融发展程度f、贸易开放程度s同时作为人均GDP增长率y的解释变量。因此，系数α1表示除金融发展和贸易开放两个渠道之外，资本账户开放对经济增长的残余效果。在金融发展促进经济增长的研究方面，Edison、Levine、Ricci&Slok（2002）和Schularik&Stege（l2006）的相关研究具有较大影响力，并被大量文献引用。②参照上述两篇文献的相关论述，（1）式中的M包括滞后的人均GDP（对数形式）、政府消费支出占GDP的比重以及人口增长率。在（2）式中，γ1代表资本账户开放度对金融发展程度的影响，γ2代表经济增长对国内金融体系的反馈，γ3代表金融发展程度与贸易开放程度的内生关系。Rajan&Zingales（2003）和Balatagi，Demitriades&Law（2007）的研究指出，影响金融发展的因素N主要包括人均GDP（对数形式）、通货膨胀率。③在（3）式中，ω1代表资本账户开放度对贸易开放程度的直接影响，ω2代表经济增长对贸易开放程度的反馈，ω3代表金融发展程度与贸易开放程度的内生关系。Alesina&Waiczarg（1998）认为影响贸易开放程度的因素L主要包括总人口（对数形式）、国土面积（对数形式）和人均GDP（对数形式）。④此外，研究某个变量对经济增长的促进作用，主要分析该变量对潜在经济增长率的促进作用。因此，笔者均用潜在人均GDP和潜在人均GDP增长率代替人均GDP和人均GDP增长率进行分析。由于潜在人均GDP和潜在人均GDP增长率无法直接观测，所以笔者用Eviews5.0将其从均GDP和人均GDP增长率中分离出来。首先分离出潜在人均GDP，利用Eviews5.0，对1982—2009年各国的人均GDP进行HP滤波分解，分解出人均GDP的趋势成分和周期成分，并以趋势成分作为潜在人均GDP的变量。其中，HP滤波中的λ取BackusandKehoe建议的100。运用同样的方法，估计出人均GDP增长率的趋势成分作为潜在人均GDP增长率的变量。

（二）模型的估计

由于中国从1982年才开始公布国际收支数据，因此笔者采用中国1982—2009年的相关数据进行研究，所有数据均以世界银行统计数据库（以下简称WDI），或根据WDI提供的数据进行测算所得。由于中国的金融发展程度和贸易开放程度是否是外生变量同样存在不确定性，笔者继续采用GMM进行估计。利用Eviews5.0估计该方程组，并选取方程组中三个方程的外生变量作为工具变量进行估计，估计结果（如下页表1所示）：在下页表1中，第一列为γ2=ω2=0时联立方程组（1）式~（3）式的估计结果。此时，估计所得的α2、α3、ω1和γ1均为正数，并且在统计上是显著的。这意味着金融发展和贸易开放能够促进中国经济增长，而且资本账户开放能够推动金融发展和贸易开放。因此，金融发展和贸易开放是资本账户开放促进经济增长的两个渠道。第一列中的系数估计值意味着资本账户开放度每增加1个百分点，狭义货币供应量和进出口总额占GDP的比重将分别上升0.19和0.15个百分点，潜在人均GDP则在金融发展和贸易开放这两个渠道的作用下上涨0.039个百分点。此外，资本账户开放度增加1个百分点，其本身还能促进经济增长0.03个百分点。因此，资本账户开放度每增加1个百分点，能够促进中国潜在人均GDP上涨0.069个百分点。第二列为γ2≠0、ω2≠0时联立方程组（1）式~（3）式的估计结果。此时，估计所得的α1、α2和α3也均为正数，且在1%的显著性水平下通过检验；ω1和γ1均为正数，且分别在5%和10%显著性水平下通过检验。这意味着中国资本账户开放不但能够通过推动金融发展和贸易开放两个渠道促进经济增长，而且资本账户开放本身在促进经济增长方面的残余效应不容忽视。第二列中的系数估计值意味着资本账户开放度每增加1个百分点，狭义货币供应量和进出口总额占GDP的比重将分别上升0.13和0.1个百分点，潜在人均GDP则在金融发展和贸易开放这两个渠道的作用下上涨0.027个百分点。此外，资本账户开放度增加1个百分点，其本身还能促进经济增长0.02个百分点。因此，资本账户开放度每增加1个百分点，能够促进中国潜在人均GDP上涨0.047个百分点。

中国资本账户开放中资本流入与资本流出的经济增长效应

中国1982—2009年的时间序列数据表明，资本账户开放能在总体上促进中国的经济增长。但是，资本账户本身的项目组成比较复杂，每一子项目都有资本流入和资本流出。中国长期以来实行的资本管制的特点是吸引长期资本流入、严格限制短期资本的流入和资本流出的非对称性管制。要想真正了解资本账户的开放对经济增长的影响，就需要对资本账户中的资本流入和资本流出进行剖析，分别研究资本流入和资本流出如何影响经济增长、在多大程度上影响经济增长。因此，笔者以中国国际收支表中的资本和金融项目的贷方作为资本流入量，资本和金融项目的借方作为资本流出量，分别分析中国资本账户开放中资本流入和资本流出的经济增长效应。

（一）资本流入的经济增长效应

笔者首先采用pearson相关检验法检验中国1982—2009年的潜在GDP和资本流入量之间的相关性；在此基础上，建立误差修正模型，分析资本流入量和潜在GDP的动态增长弹性，探讨短期波动偏离长期均衡时的调整力度。首先，笔者采用Pearson检验分析潜在GDP和资本流入量的相关性。分析结果（见表2）表明，潜在GDP和资本流入量的关系数达到了0.897，并在5%的显著性水平下通过检验，二者具有较强的相关性较。因此，潜在GDP和资本流入量有较强的相互作用，两者存在明显的相互联系。相关分析只是表明了实际GDP和资本流入量之间的直接联系，但不能完全刻画出外资利用对经济增长的影响机理。以下建立误差修正模型，进一步研究实际GDP和资本流入量的关系。在建立误差修正模型之前，首先需要分析实际GDP和资本流入量的平稳性以及二者之间的协整关系。笔者采用ADF检验分析实际GDP（对数形式）和资本流入量（对数形式）的平稳性。ADF检验的结果（见表3）表明实际GDP（对数形式）和资本流入量（对数形式）是不平稳的，实际GDP（对数形式）和资本流入量（对数形式）的一阶差分都是平稳的。因此，可以进一步分析二者之间是否具有协整关系。对实际GDP（对数形式）和资本流入量（对数形式）进行最小二乘估计，然后对其残差序列进行ADF检验，检验结果（见表4）表明残差序列在1%的显著性水平下通过检验，即实际GDP（对数形式）和资本流入量（对数形式）之间存在协整关系。传统经济模型主要用于分析各变量之间的“长期均衡”关系，但实际经济数据一般却是由“非均衡过程”生成的。因此，笔者采用误差修正模型（ECM）来进行分析中国潜在GDP和资本流入量之间的动态关系。如果用INF表示资本流入量，则可计算出误差修正模型为：ΔLn（GDPt）=0.129ΔLn（INFt）+0.874ΔLn（GDPt-1）-0.813ecmt-1+ξt（4）由误差修正模型（4）式可以看出，潜在GDP和资本流入量的短期弹性为0.129。误差项的系数反映了对偏离长期均衡调整的力度，（4）式中误差项的系数为-0.813，表明在短期波动偏离长期均衡时，误差修正机制将以-0.813的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态。

（二）资本流出的经济增长效应

本节笔者继续采用上文的思路分析中国资本账户开放中资本流出的经济增长效应。笔者采用Pearson检验分析潜在GDP和资本流出量的相关性。分析结果（见表5）表明，潜在GDP和资本流出量的关系数达到了0.857，并在1%的显著性水平下通过检验，二者具有较强的相关性较。因此，潜在GDP和资本流出量有较强的相互作用，两者存在明显的相互联系。分析实际GDP（对数形式）和资本流出量（对数形式）的ADF检验的结果（见表6）表明，实际GDP（对数形式）和资本流出量（对数形式）是不平稳的，实际GDP（对数形式）和资本流出量（对数形式）的一阶差分都是平稳的。因此，可以进一步分析二者之间是否具有协整关系。协整检验结果（见表7）表明残差序列在1%的显著性水平下通过检验，即实际GDP（对数形式）和资本流出量（对数形式）之间存在协整关系。同样，笔者采用误差修正模型来进行分析中国潜在GDP和资本流出量之间的动态关系。如果用out表示资本流出量，则可计算出误差修正模型为：ΔLn（gdpt）=0.028ΔLn（OUTt）+0.914ΔLn（GDPt-1）-0.937ecmt-1+ξt（5）由误差修正模型（5）式可以看出，潜在GDP和资本流出量的短期弹性为0.028。误差项的系数反映了对偏离长期均衡调整的力度，（5）式中误差项的系数为-0.937，表明在短期波动偏离长期均衡时，误差修正机制将把非均衡状态拉回到均衡状态，的调整力度为-0.937。

结论

从中国资本账户开放的总体经济增长效应来说，中国资本账户开放本身能够促进经济增长，而且还能通过金融发展和贸易开放这两个渠道对经济增长产生间接影响。从资本账户开放中资本流入与资本流出的经济增长效应来看，实际GDP与资本流入、资本流出均有较强的相互作用，但实际GDP与资本流入的相关性更强，这主要是由于中国的资本账户开放政策主要服务于利用外资政策，特别是利用外商直接投资，形成了“宽进严出”的管理模式。直到2006年推出QDII，才代表着中国开始逐步放宽资本流出的限制，资本流出的数量相比流入量较小。随着中国资本流出限制的减少，中国的对外投资逐渐成为世界市场对外投资的新生力量，资本流出将对中国经济增长产生越来越大的影响。（本文作者：曾敏丽、卢骏 单位：平安银行广州分行、金元证券股份有限公司）