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        中國資本管制有效性的實證分析

        時間:2020-07-11 百科知識

        中國資本管制有效性的實證分析_國際短期資本流動與中國資本管制有效性研究

        由于指標法對資本管制強度的度量沒有統一標準,現有的KAOPEN指標只有年度數據,本書第六章雖然依據《匯兌安排與匯兌限制年表》構建了中國資本管制強度指標,但也只是年度指標,不能充分反映出中國資本管制強度的變化,因此,不宜采用指標法對中國資本管制的有效性進行檢驗。結合上一節關于資本管制有效性的分析方法以及現有對中國資本管制有效性的相關研究,以下依次采用儲蓄—投資法、利率平價分析法和抵消系數檢測法對中國資本管制的有效性進行實證分析。

        一、基于儲蓄—投資法的實證分析

        (一)模型構建

        儲蓄—投資法的原理是在對資本流動加以控制的時候,一國的儲蓄與投資具有很高的相關性,這是因為該國無法得到外部資本,只能用本國儲蓄進行投資。根據表7-1中相關理論分析,對投資率(IR)與儲蓄率(SR)的相關性分析可以構建出如下四個模型(四個模型中IR上標1,2,3,4只用于區分模型,其取樣值是相同的):

        1.短期靜態模型

        2.短期動態模型

        其中Δ表示對變量取一階差分。

        3.長期動態模型

        該模型從理論上假定投資率與儲蓄率在短期的相關性為0,通過分析滯后一期的儲蓄率和投資率之差對投資率變化的影響,來反映投資和儲蓄的長期關系。

        4.短期與長期動態綜合模型

        此模型綜合了前面三個模型。模型中的系數α1與α3表明了投資率和儲蓄率的短期相關性,用于檢驗資本管制的短期有效性。系數α2則反映了投資率和儲蓄率的長期相關性。因而短期與長期動態綜合模型能夠從短期與長期兩方面對資本管制的有效性進行檢驗。

        (二)實證檢驗結果與分析

        選取1991—2012年中國的國民投資率與國民儲蓄率對以上模型分別進行實證檢驗(投資率與儲蓄率數據參見表6-8),回歸結果如下:

        1.短期靜態模型檢驗結果

        從結果可以看出,短期靜態模型儲蓄率對投資率的解釋程度達到79.92%,且線性顯著。根據前文中的模型,儲蓄率的系數是0.7315,為強相關,表明在樣本區間內,中國的資本管制基本有效。

        2.短期動態模型檢驗結果

        其中,常數項統計上不顯著,剔除常數項后得到如上結果。從該回歸結果可以看出,短期內投資率與儲蓄率正相關,相關系數為0.8344,為強相關。但模型的擬合度不高,只有0.2896。從短期動態看,資本管制的有效性并不高。

        3.長期動態模型檢驗結果

        其中,常數項統計上不顯著,剔除常數項后得到如上結果。從該回歸結果可以看出,長期內投資率與儲蓄率正相關,相關系數為0.186,為弱相關。并且模型的擬合度很低,只有0.0545,表明從長期動態看,資本管制的有效性很弱。

        4.短期與長期動態綜合模型檢驗結果

        其中,常數項統計上不顯著,剔除常數項后得到如上結果。該回歸結果表明,從短期與長期動態綜合看,投資率與儲蓄率短期內高度正相關,相關系數為0.8443;而長期內,儲蓄率與投資率的差對投資率的變化具有一定的影響,但影響程度較短期內明顯減弱,其相關系數為0.2736。因此,我國資本管制在短期內比較有效,隨著時間的推移,其有效性逐漸減弱。

        通過儲蓄—投資四個模型的檢驗,可以看出,中國的資本管制在短期內是有效的,而在長期其有效性明顯減弱。可見,隨著中國資本管制強度的逐漸減弱以及國際經濟環境的復雜化,雖然中國資本管制的有效性面臨挑戰,但短期內資本管制仍然是中國應對國際短期資本沖擊的有效貨幣政策工具。

        二、基于利率平價分析法的實證分析

        如果資本管制基本有效,那么合理的推斷是資本管制強度的不斷變化應該使對利率平價的偏離持續且不穩定。通過檢驗UIP理論偏差的平穩性可以得出中國資本管制是否有效的結論。此外,根據國家外幣利率改革規定,自2000年9月放開大額外幣存款(即單筆300萬美元或等值其他貨幣以上)利率后,外幣小額存款利率仍由中國人民銀行統一管理。所以相比較而言,大額外幣存款利率更加市場化。

        (一)國內外利率差異的比較分析

        資本管制國家與市場化國家間利差若長期保持在一個相對穩定的水平,則反映了該國資本管制相對有效。因此,可以通過比較中美利差來衡量中國資本管制的有效性。其中既可采用境內外人民幣利率,也可以采用境內外美元利率測量利差的大小,兩者在本質上是一致的,可分別對兩種貨幣的利率差異進行比較。

        1.境內外美元利差

        圖7-1和圖7-2分別反映了小額美元存款利率與大額美元存款利率的國內外差異。從圖中可以看出,2008年全球金融危機前國內利率低于美國利率,而危機后國內利率高于美國利率。

        圖7-1 國內外小額美元利率比較
        注:上述數據均為一年期年末存款利率。
        中國數據來源:1996—2003年數據轉引自白曉燕(2008),2004—2012年來自中國銀行網站;美國聯邦基金年末數據來源:h ttp://www.federalreserve.gov/datadow nload/Build.aspx?rel=H15。參照白曉燕(2008)對美國數據進行了處理:如果聯邦基金利率超過4%,下浮22.4%;如果聯邦基金利率低于4%,下浮6.2%。

        圖7-2 國內外大額美元利率比較
        注:上述數據均為月度數據。
        資料來源:中國3個月以內大額美元存款利率數據來自中國人民銀行各年度《中國貨幣政策執行報告》;美國一個月CDs二級市場利率來自美聯儲網站h ttp://www.federalreserve.gov/releases/h15/data.htm。

        從小額美元1年期存款利率上看,2001—2008年,國內利率持續低于美國利率,平均利差為-0.82259%;而危機后國內利率持續高于美國利率,平均利差為0.78899%。1996—2012年總體平均利差為-0.09559。中美利差的絕對值表現了兩次金融危機前后中國資本管制的強度變化及其有效性:(1)利差由1996年的0.6372%波動上升至2001年達到最大值,為2.38944%;此后逐年下降至2005年的0.02036%,為整個考察期內的最低值。這反映了亞洲金融危機期間中國加強了資本管制,危機后管制強度逐步減弱。(2)2006—2011年中美利差維持在0.8%—0.9%,較2008年全球金融危機前顯著上升,表明2008年全球金融危機以來,中國再次加強了資本管制;而其大跨度的高利差,說明這一時期的資本管制在長短期內均有效。(3)資本管制周期性。若以利差的顯著下降作為資本管制得以減弱的標準,兩次金融危機后,中美利差分別在2002年(0.71646%)和2012年(0.61868%)顯著下降,因此,可以認為中國資本管制周期大致為5年。

        從國內3個月以內大額美元存款利率與美國市場上較為接近的CDs二級市場利率的差異看,2003年1月—2007年12月,國內利率持續低于美國利率,平均利差為-0.62765%;2008年全球金融危機以來國內利率持續高于美國利率,2008年1月—2013年6月平均利差為1.173182%。從圖7-2中美利差絕對值的走勢看,利差在2009年2月后開始爬坡,至2012年3月達到最大值3.09%。這一時期,美國為應對全球金融危機與國內財政懸崖而實施了超低利率政策,美元超發與貨幣泛濫使大多數新興經濟體與發展中國家不得不再次加強資本管制;中國3個月以內大額美元存款利率走出了與美國CDs二級市場利率截然不同的運行軌跡,這反映出中國加強了資本管制的強度及其管制有效性得到相應的提高。2003年1月—2013年6月總體平均利差為0.315644%。而以利差絕對值來衡量,2003年1月—2007年12月利差平均值為0.627647%;2008年1月—2013年6月利差平均值為1.17833%,明顯大于2008年全球金融危機前,這也印證了中國資本管制在2008年全球金融危機后得以加強。由于中國早在2000年9月就放開大額外幣存款利率,而外幣小額存款利率仍由中國人民銀行統一管理,所以大額外幣存款利率更加市場化,更加真實地反映了國內外利率差異。[5]基于危機前后中美利率相對大小的變動,因而采用利差的絕對值更能反映中美利率差異的總體狀況。整個考察期內中美利差絕對值的總體平均值為0.916102%,考慮到兩種金融工具在交易金額上的差距[6],大致可以認為實際的境內外美元利差略高于92個基點,較高的利差反映出中國資本管制在長短期內均有效。

        2.人民幣到岸/離岸利差

        2004年2月,香港銀行開始提供人民幣存款服務。由于人民幣跨境資金流動的制度性障礙及人民幣離岸金融產品的有限性,使得人民幣離岸市場與“成熟離岸市場”存在諸多差別:一是資金在到岸與離岸之間的流動具有較為嚴格的規定,多數情況下,資金流動必須具有真實的貿易或投資背景。二是與“成熟離岸市場”相比較,人民幣離岸市場的金融產品種類和數量有限,人民幣資金運用渠道有待進一步拓展。這些市場特點決定了人民幣離岸市場的利率形成有別于“成熟離岸市場”。因此,長期以來,香港的人民幣利率水平低于內地的人民幣存款利率。因此,人民幣到岸/離岸利差并不宜作為衡量資本管制有效性的依據。[7]

        (二)利率平價偏差的平穩性檢驗

        根據利率平價理論,如果沒有資本管制或管制已經失效,只有交易成本,在考察期內沒有顯著影響交易成本的事件發生,那么對利率平價的偏離應該落在平價附近的一個區間,也就是說,對利率平價的偏離應該持續并且穩定。相反,如果存在管制并且管制有效,管制措施的不斷變化可以視為短期沖擊,對利率平價的偏離應該持續但不穩定。根據本書第六章中對中國資本管制強度的測算,中國資本管制強度的總體趨勢是波動減弱的,在危機期間管制強度增強,隨著經濟的復蘇與宏觀經濟環境的改善,中國逐漸放松資本管制。如果管制基本有效,那么合理的推斷是管制強度的不斷變化應該使對利率平價的偏離持續且不穩定。因此,可以通過檢驗UIP理論偏差的平穩性來檢驗中國資本管制的有效性。依據Chinn和Frankel(1997),UIP偏離值BIAS可以表示成:

        (7-10)式即為(7-2)式的變形,所有指標均為對數形式。其中r為國內利率,r*為國外利率,NDF為遠期匯率,S為即期匯率。數據來源及其說明:r采用中國90天同業拆借加權平均月度利率,數據來自中國人民銀行調查統計司統計數據;r*采用3個月美元LIBOR,數據來自歐洲央行;NDF采用人民幣對美元3月期遠期匯率的月度加權平均,數據來自彭博和萬德數據庫;S采用人民幣實際匯率的月度數據,數據來自國研網數據中心。根據上述數據可以計算出BIAS的月度值。(見圖7-3)

        圖7-3 中國未拋補利率平價理論偏差
        資料來源:r數據來自中國人民銀行調查統計司統計數據http://www.pbc.gov.cn/publish/ diaochatongjisi/133/index.htm l;r*數據來自歐洲央行,http://sdw.ecb.europa.eu/home.do;NDF數據2011年5月前數據來自彭博數據庫,2011年5月及其后數據來自萬德數據庫。S數據來自國研網數據中心。

        從圖7-3可以看出,該偏離值并未在0附近上下波動,而在2008年全球金融危機后偏離值走出上升擴大趨勢,因此,需要對偏離值BIAS的穩定性進行檢驗。在此采用相關圖和偏相關圖法對BIAS時間序列的穩定性做出檢驗,首先對原系列進行檢驗,結果見表7-2。表7-2中Prob.項下的數值均小于0.05,表明BIAS原序列是非平穩的,進一步對BIAS時間序列做差分(DBIAS)并檢驗其平穩性,結果見表7-3。表7-3中Prob.項下的數值均大于0.05,表明BIAS差分序列平穩,因此BIAS時間序列是一階單整的,即I(1)。BIAS原系列的非平穩性,說明中國管制強度的不斷變化使得對利率平價的偏離持續且不穩定,即中國的資本管制是有效的。

        表7-2 Correlogram of BIAS

        表7-3 Correlogram of DBIAS

        (三)利率平價偏差的回歸分析

        為了更深入理解中國資本管制有效性的變化,對BIAS時間序列進行回歸分析。根據上面的平穩性檢驗得出BIAS為I(1),進一步對DBIAS進行ADF單位根檢驗,結果見表7-4。表7-4表明DBIAS序列是平穩的,因此可做自回歸滑動平均模型(ARMA),依據AIC準則和調整R2,得到回歸結果(見表7-5)。

        表7-4 DBIASADF單位根檢驗結果

        注:(c,t,n)表示ADF檢驗是否包含常數項、時間趨勢以及滯后期數;*表示變量在5%的顯著水平上通過ADF平穩性檢驗;**表示變量在1%的顯著水平上通過ADF平穩性檢驗。

        表7-5 DBIASARMA模型的一個回歸結果

        根據表7-5可以將ARMA模型的回歸結果方程表達如下:

        從表7-5可以看出,方程各項顯著,回歸方程顯著,說明該形式是合理的。方程右側滯后一期和滯后兩期的UIP偏離值差分的系數均為負,表明UIP偏離值的變動趨向收斂,即中國資本管制的有效性是逐漸減弱的。這一結論與國內外關于中國資本管制有效性的主流觀點相吻合,即隨著時間的推移,國際資本會規避資本管制,從而使得資本管制措施在一定程度上失效。

        三、基于抵消系數檢測法的實證分析

        (一)模型的構建

        Brissim is,Gibsonand和Tsakalotos(2002)(以下簡稱BGT)通過建立貨幣當局的央行目標損失函數對典型的抵消系數和沖銷系數模型(式7-4,7-5)進行了微觀基礎上的拓展,從而將模型中的變量置于一個理論框架中,而不是隨意地選擇相關變量來進行定量研究。BGT模型中央行目標損失函數表達式為:

        其中et-為匯率水平偏離目標匯率的程度,Δp t為通貨膨脹率,yc,t為產出偏離潛在產出的程度,即周期性產出,σr,t為利率波動的標準差,σe,t為匯率波動的標準差。

        對于中國貨幣當局來說,維持物價水平的穩定和經濟的持續穩定增長無疑是最為優先的目標。在現行管理浮動匯率制度下,貨幣當局的目標不是減少實際匯率水平偏離目標匯率的程度,而是保持人民幣匯率的穩定。同時,考慮到中國當前市場利率相當程度上受政府管制的現實,利率的波動幅度不是貨幣當局關注的一個重要目標,為簡化起見,假定中國貨幣當局的目標損失函數包括通貨膨脹和周期性產出等兩個因素,而將匯率、利率等相對次要因素置于約束條件中。借鑒BGT目標損失函數(7-11),可以構建出中國貨幣當局的目標損失函數:

        其約束條件為:

        (1)通貨膨脹率。通貨膨脹率取決于貨幣供給和匯率的變化,以及前期的通貨膨脹率。即:

        其中,π1>0,0<π2<1,π3>0,M2=MB×mm。匯率貶值(Δet>0),將導致進口商品價格上漲,從而導致國內價格水平上升。貨幣乘數與商業銀行的法定準備金率負相關,可表示為:

        其中,v>0,ψ>0。

        (2)周期性產出yc。周期性產出水平受財政政策和貨幣政策的同向影響,同時具有滯后效應。

        (3)國際收支和匯率。央行凈國外資產變化額(ΔNFA)等于經常賬戶余額(CA)與凈資本流入額(ΔNK)之和,即:

        經常賬戶余額決定于國內周期性產出和實際有效匯率的變動,即:

        其中,λ1>0,λ2>0,REER為實際有效匯率(REER上升表示升值)。

        凈資本流入衡量了本國居民持有外國資產(債務)的變動和外國居民持有本國資產(負債)的變化,主要受預期匯率變動和國內外利差(非拋補利差)的影響。同時,外國資本進入國內還受到股票、地產等資產收益率變動的影響。即

        其中,et為本期人民幣匯率水平(et上升代表人民幣貶值),E tet+1為本期對t+1期人民幣匯率的預期水平,rt為國內市場利率水平,為國外市場利率水平,rs,t為國內資產(股票或地產)收益率,rs*,t為國外資產收益率,c為資本流動對國內外利差的敏感度系數。c取決于國內外資產的替代程度和國際資本流動的管制程度。若國內外資產是完全替代的或資本是完全流動的,則c→∞;若國際資本完全不流動或國內外資產完全不可替代,則c=0。在此假定0<c<∞,從而資本是不完全流動的或國內外資產存在一定程度的可替代性。

        將式(7-17)、(7-18)代入式(7-16),可得匯率的變化量為:

        式(7-19)蘊含著一系列明顯的經濟含義:第一,央行的外匯儲備(凈國外資產)上升,表示其在外匯市場上實施了買入外幣拋出本幣的干預,導致本幣供給相對增加,以緩解本幣升值壓力。第二,周期性產出的上升,將導致外需增加,經常賬戶盈余減少或逆差上升,進而本幣貶值壓力增加。第三,本幣實際有效匯率的上升,使得貨幣升值的壓力得到釋放,而其阻力不斷增加,從而提高本幣貶值的可能性。第四,對本幣的升值預期的強化將加劇貨幣升值壓力。第五,國內的市場利率和資產收益率的上升,將鼓勵資本流入,從而導致本幣升值壓力增加。

        依次將式(7-14)代入式(7-13)和(7-15),式(7-19)代入式(7-13),式(7-13)和(7-15)便構成了目標函數(7-12)的約束條件。依據中國貨幣當局的目標損失最小,便可得到抵消系數和沖銷系數的聯立方程:

        對上述模型的理論解釋如下:

        式(7-20)表明國際收支函數包括9個控制變量,其作用機制為:通貨膨脹率上升將引起本幣貶值,鼓勵資本流出;法定準備金率提高和貨幣乘數下降均能導致國內貨幣供給量下降,市場利率上升,從而鼓勵資本流入;周期性產出上升,一方面導致進口支出增加,進而經常項目順差減少和外匯儲備規模下降,另一方面也可能增強外國投資者的信心,鼓勵資本流入;政府財政赤字增加,將導致貿易逆差上升(順差減少)和資本流入減少;實際有效匯率上升,在引起經常項目順差減少和外匯儲備下降的同時,也可能強化本幣升值預期,鼓勵外國投機性資本流入;人民幣遠期匯率與即期匯率之差越大,人民幣升值(貶值)壓力越大,導致更多的資本流入(流出);國內股票投資收益率的下降和歐洲美元存款利率的上升,均將相對提高美元的收益率,降低人民幣的收益率,從而對資本流入產生消極影響。

        式(7-21)表明央行的貨幣政策(凈國內資產變動)主要受到9個控制變量的影響:中央銀行通常采取緊縮性貨幣政策來應對通貨膨脹上升、經濟過熱(周期性產出上升)、資產價格上漲(股票投資收益率上升)和政府財政赤字增加;貨幣乘數上升對央行凈國內資產的影響取決于緊縮性政策的種類,若央行實施公開市場操作去抵消貨幣乘數上升時,凈國內資產規模將下降,而若央行通過提高法定準備金率來直接減少貨幣乘數時,凈國內資產規模將增加;實際有效匯率的上升和人民幣預期升值壓力的加強,以及歐洲美元存款利率的下降,均將迫使貨幣當局實施擴張性貨幣政策,以緩解人民幣升值壓力。

        式(7-22)表明,上述控制變量對國內貨幣供給的預期影響為:當經濟出現過熱特征時,如通貨膨脹率上升,實際產出高出潛在水平和股票價格快速上漲,將引發緊縮性貨幣政策;政府財政赤字的上升,將增加通貨膨脹壓力,央行將實施緊縮性貨幣政策以維持價格穩定;美元存款利率的下降、實際有效匯率的升值和人民幣升值預期的強化,將加大人民幣升值壓力,促使貨幣當局實行寬松的貨幣政策,以緩解本幣升值壓力;法定準備金率的提高和貨幣乘數的下降,均將減少國內貨幣供給量。

        因此,可將抵消沖銷系數模型中各變量的影響方向標示出來。(見表7-6)

        表7-6 抵消沖銷系數模型變量的影響方向

        (二)變量和數據

        根據上述模型,對各變量可以采用相應指標來度量,見表7-7。

        表7-7 變量的定義與度量

        續 表

        1.因變量及數據來源

        為了更好地理解模型中變量間的關系,對因變量做了一定的處理,ΔN FA*、ΔNDA*和ΔM*分別為調整的國外凈資產、調整的國內凈資產和M2的增量占月度GDP的比例。其中使用了Quadratic-m atch sum方法將GDP季度數據轉換成月度數據。

        根據中國人民銀行資產負債表中凈資產等于凈負債可得:

        其中凈其他資產(NOA)和自有資本(K)規模較小,因此基礎貨幣便約等于凈國外資產和凈國內資產的和。其變化便滿足:

        在考慮貨幣政策對凈國外資產變動的影響時,將匯率變動、利率收益等非政策因素導致的資產價值變化剔除,便可得到調整的國外凈資產,從而可計算出其變化;將調整的國外凈資產代入式(7-24)便可得到調整的國內凈資產(分別見表7-7中ΔN FA*、ΔNDA*)。另一個因變量(ΔM*2)為M2增量占月度GDP的比例。數據NFA、NDA、M2均可從中國人民銀行調查統計司統計數據中整理得到;GDP季度數據來自中國國家統計局。

        2.控制變量及數據來源

        控制變量yc為周期性產出,采用HP濾波法來衡量實際GDP的趨勢[8],從而周期性產出可表示為實際產出偏離趨勢產出的程度除以趨勢產出。Δee為人民幣匯率的預期變動,人民幣兌美元的即期匯率(es)的對數與遠期匯率(ef)的對數之差,其中人民幣兌美元遠期匯率采用3月期人民幣兌美元的無本金交割遠期外匯匯率(NDF)。Δee>0表示預期本幣升值(遠期匯率低于即期匯率),而Δee<0表示本幣預期本幣貶值。其余控制變量的定義與度量見表7-7,在這不一一列出。

        (三)實證分析與檢驗結果

        1.ADF檢驗

        為防止虛擬回歸現象的出現,首先對各變量進行平穩性檢驗,結果見表7-8。檢驗結果顯示,所有變量在5%的顯著水平上通過ADF平穩性檢驗,均為I(0)。

        表7-8 ADF單位根檢驗結果

        續 表

        注:(c,t,n)表示ADF檢驗是否包含常數項、時間趨勢以及滯后期數;*表示變量在5%的顯著水平上通過ADF平穩性檢驗;**表示變量在1%的顯著水平上通過ADF平穩性檢驗。(1)Δ在樣本區間200201—201310是I(0),在樣本區間200201—201312是I(1)。因此近似認為Δ是I(0)。

        2.Granger因果性檢驗

        上述抵消沖銷系數模型由三個聯立方程構成,模型中三個因變量ΔN FA*、ΔNDA*、Δ間可能相互影響,因此在對該模型進行估計前,必須對方程的聯立性狀況進行判斷。根據方程的結構,采用Granger因果性檢驗法分別對ΔNFA*和ΔNDA*、ΔNFA*和Δ之間的因果關系進行檢驗,以判斷三個因變量的內生性,檢驗結果見表7-9。結果顯示ΔNFA*和ΔNDA*、ΔNFA*和Δ間均為單向Granger因果關系,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*均可視為外生變量。因此該抵消沖銷系數模型可采用OLS方法估計。

        表7-9 Granger因果性檢驗

        3.模型估計結果

        表7-10基于200201—201312的數據給出了沖銷系數抵消系數聯立方程的OLS估計結果。從Q統計量和殘差圖看,殘差序列不存在自相關和偏相關。

        根據表7-10的回歸結果,可以列出各個方程的具體形式:

        (1)國際收支(資本流動)函數的估計結果可表示為:

        從上式中系數符號與表7-6中的影響方向對比可知,除了ΔRR的符號不一致外,其余符號均相一致,且回歸結果在5%水平上顯著,R-2也高達0.9,表明該經驗模型與理論模型基本吻合。從該模型回歸結果具體看,估計的國際資本流動對貨幣政策的抵消系數為0.405,且在1%水平下統計顯著,表明中國央行凈國內資產變化的40.5%被凈國外資產的反向變動所抵消,即盡管長期以來中國貨幣當局實施的是強管制措施,但中國仍然存在相當程度的國際資本流動。周期性產出在1%水平下統計顯著為負,表明總體上產出的收入效應大于對國外資本的吸引效應,最終表現為產出的增長,資本凈流出的增大。人民幣匯率的預期變動在1%水平下顯著為負,表明人民幣升值預期對進出口貿易的影響大于對國際資本流動的影響。貨幣乘數和國外美元資產收益在1%水平下均顯著為負,符號與理論預期方向一致,表明中國存款利率的相對下降都將導致國際資本的流出。法定準備金率的符號與預期相反,這與2007年后中國頻繁調整法定存款準備金率無不相關,法定準備金率這一貨幣政策的過度使用,使得中國準備金率政策作用空間越來越小,甚至起到與預期相反的效果。

        (2)貨幣反應函數ΔNDA*

        將上式中系數符號與表7-6中的影響方向對比可知,除了Δln r*的符號不一致外,其余符號均相一致,且回歸結果在5%水平上顯著,R-2也高達0.913,表明該經驗模型與理論模型基本吻合。從該模型回歸結果具體看,央行凈國外資產變化的101%被國內資產反方向變化所沖銷,即估計的貨幣政策對國際資本流動的沖銷系數為1.01,且在1%水平下統計顯著,表明中國央行近年來所實行的大規模外匯沖銷措施完全有效。貨幣乘數的變化對凈國內資產的影響是負向的,這反映了中國央行往往采取緊縮貨幣政策來應對貨幣乘數上升所帶來的貨幣供給增加。同時周期性產出的符號也為負,說明中國央行對經濟過快增長往往也是采用緊縮性貨幣政策,從而導致基礎貨幣和國內資產的規模下降。法定準備金率的符號在1%水平上顯著為正,表明法定準備金率的提高會導致基礎貨幣和凈國內資產上升。其中,R 2=0.378657,R-2=0.327306,DW=2.488964。

        將上式中系數符號與表7-6中的影響方向進行對比可看出,ΔRR、Δln r*以及rs的符號與預期的不一致,其余符號均相一致,R-2=0.327306,盡管經驗模型的擬合效果不太理想,但從回歸結果仍可看出中國貨幣當局對資本流動的管制變化及其效果。從該模型回歸結果具體看,中國外匯儲備增加1單位,會導致總量貨幣M2增加0.984單位。根據沖銷系數換算,此時M2的沖銷系數為0.771[9]。顯然,相對于基礎貨幣近乎完全沖銷,M2的沖銷程度只有77%明顯偏低。這表明,盡管中國貨幣當局采取猛烈的沖銷措施對沖國際資本流入對國內貨幣供給的影響,但其效果是有限的,由此可見中國資本管制的有效性受到巨大的挑戰。

        從其他變量看:通貨膨脹、周期性產出和財政赤字等變量的系數顯著為負,表明當經濟出現過熱時,如通貨膨脹加速、經濟過快增長和政府支出過高時,中國貨幣當局傾向于實施緊縮性貨幣政策,減少貨幣供給來維持價格和經濟的穩定。人民幣實際有效匯率和人民幣匯率預期與ΔM*2顯著正相關,表明本幣幣值的穩定是中國貨幣政策的一個重要目標:當本幣升值壓力增大時實行擴張性貨幣政策,而當本幣貶值壓力上升時采取緊縮性貨幣政策。而ΔRR、Δln r*以及rs的符號與理論預期的不一致,這從側面反映出:一是中國資本市場并不是完全開放的,相關利率及資本收益指標并不真實反映國際資本的流動方向;二是雖然中國長期實施強資本管制措施,但國際短期資本仍然能夠規避中國的資本管制頻繁進出中國,并對中國當局的貨幣政策的有效性帶來很大的沖擊。

        四、本節小結

        綜合以上三種方法的實證分析,可以看出中國資本管制有效性總體上是趨于減弱的。

        通過儲蓄—投資靜態與動態四個模型的實證分析結果表明,中國的資本管制在短期內是有效的,而在長期其有效性明顯減弱。可見,隨著中國資本管制強度的逐漸減弱以及國際經濟環境的復雜化,雖然中國資本管制的有效性面臨挑戰,但短期內資本管制仍然是中國應對國際短期資本沖擊的有效貨幣政策工具。

        根據非拋補利率平價偏差法(UIP)測出利率平價偏離值的變動趨勢是收斂的,從而判斷出中國資本管制的有效性是逐漸減弱的,即隨著時間的推移,國際資本會規避資本管制,從而使得資本管制措施在一定程度上失效。

        基于抵消系數與沖銷系數聯立方程的實證分析得出:國際資本流動函數中國際資本流動對貨幣政策的抵消系數為0.405,表明中國央行凈國內資產變化的40.5%被凈國外資產的反向變動所抵消,即盡管長期以來中國貨幣當局實施的是強管制措施,但中國仍然存在相當程度的國際資本流動。貨幣反應函數M2的沖銷系數為0.771。顯然,相對于基礎貨幣近乎完全沖銷,M2的沖銷程度只有77%明顯偏低。這表明,盡管中國貨幣當局采取猛烈的沖銷措施對沖國際資本流入對國內貨幣供給的影響,但其效果是有限的,由此可見中國資本管制的有效性受到巨大的挑戰。

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