“展望五國”資本流動程度的動態(tài)差異性比較

劉啟仁 張曉莉

引 言

“展望五國”(VISTA)概念首先由日本“金磚四國”研究所提出，它由越南、印尼、南非、土耳其和阿根廷五個國家的英文名稱首字母組成?！罢雇鍑北灰暈槔^“金磚四國”后最具發(fā)展?jié)摿Φ男屡d國家，這五國具有天然資源豐富、勞動力充裕、積極引進外資、政治穩(wěn)定和中產階級崛起五大優(yōu)勢(門倉貴史，2007)①門倉貴史．VISTA五國為何能成有潛力的國家．海外經濟評論，2007(32):21-22，是其經濟高速增長的堅實基礎，其中中產階級崛起帶動的私人消費為其經濟增長注入了長久的動力。然而，消費市場的形成需要高度發(fā)達的資本市場支撐，資本流動順暢性也是影響私人消費形成的重要條件。另外，隨著資本市場全球化的推進，一國資本流動的順暢性和穩(wěn)健性也是影響其在全球市場爭奪資源和銷售市場的保障。總之，資本流動程度是影響“展望五國”把握發(fā)展機遇的關鍵。

從“展望五國”國際資本市場發(fā)展進程來看，越南1986年進行市場化改革，國際資本流動逐步趨向自由，2007年加入世貿組織以來其資本市場開放程度進一步提高，2008年金融危機也重創(chuàng)了越南股市;印尼同樣受到亞洲金融危機的重創(chuàng)，然而，印尼人口眾多，私人消費旺盛，這使得其在2008年金融危機中受到的影響相對較小;南非在1985年后出現了種族隔離制度危機導致資本外逃，曼德拉執(zhí)政后，政府全面推行了社會改革，個人消費出現大幅增長(門倉貴史，2007)，這促進了國際資本流動;土耳其在90年代初進行全面市場經濟自由化改革，外資大量涌入，但其發(fā)展嚴重依賴外資，國內頻繁爆發(fā)金融危機;2001年發(fā)生比索危機后阿根廷大大加強了對金融市場的監(jiān)管和干預，國際資本流動波動較大。總之，“展望五國”國際資本市場還不成熟且容易受金融危機的影響，但由于各國的開放程度和經濟結構的差異，其影響的深度和廣度以及時間點均有所不同，這導致各國國際資本市場發(fā)展不均衡，各國對國際資本流動的管制也存在較大差異。從私人消費和凈產出關系角度研究各國的資本流動差異性能從外資和消費方面較好地包含影響各國發(fā)展?jié)摿Φ膭討B(tài)因素，進而為評估各國發(fā)展?jié)摿μ峁﹨⒖肌?/p>

國內外眾多學者研究如何測度資本流動程度。目前較常用的方法為Feldstein和Horioka(1980)①Feldstein M，Horioka C．Domestic Saving and International Capital Flows．Economic Journal，1980(90):314-329基于儲蓄與投資相關關系的測度方法，儲蓄與投資相關度越高，表明該國投資越受限于國內的儲蓄，說明該國與他國間資本流動程度低，反之，如果投資變化與儲蓄變化完全無關，說明其資本可以完全自由流動，該方法簡稱“F-H方法”。按照其思想邏輯，隨著國際資本市場一體化進程的推進，一國投資可以逐步擺脫國內儲蓄的約束，使得儲蓄與投資相關度下降，然而Feldstein和Horioka(1980)通過對選取的1960—1974年間16個OECD國家的儲蓄率和投資率數據進行回歸分析，得出儲蓄和投資相關關系較高的結論，由此產生了“F-H之謎”。事實上，當投資和儲蓄同時受到沖擊，即使在資本完全流動的條件下儲蓄－投資也存在正相關關系(Shibata和Shintani，1998)②Shibata A，Shintani M．Capital Mobility in the World Economy:an Alternative Test．Journal of International Money and Finance，1998(17):741-756。針對“F-H方法”存在的問題，Shibata和Shintani(1998)通過引入Campbell-Mankiw(1990)①Campbell J Y，Mankiw N G．Permanent Income，Current Income，and Consumption．Journal of Business and Economics Statistics，1990(8):265-279永久收入模型，創(chuàng)新性地基于私人消費和凈產出相關關系測量資本流動程度，該方法與“F-H方法”相比優(yōu)點在于其是基于局部永久收入均衡的理論，具有更完善的理論基礎。另外，基于私人消費和凈產出關系的測度框架能較好地包含影響發(fā)展?jié)摿Φ膭討B(tài)因素(特別是私人消費因素)。

因此，與國內大部分文獻采用“F-H方法”測度資本流動不同，本文引入Campbell-Mankiw(1990)永久收入局部均衡模型，構建基于私人消費和凈產出關系角度的測度資本流動性框架。由于私人消費和凈產出相關關系的動態(tài)變化性，本文采用Swamy’s隨機系數模型和狀態(tài)向量空間方法分析資本流動的動態(tài)變化。另外，現有文獻尚未分析資本流動差異性對“展望五國”發(fā)展?jié)摿Φ挠绊懀虼?，本文針對性地比較分析“展望五國”的國際資本流動動態(tài)差異性。本文其余部分安排如下:第二部分引入Campbell-Mankiw永久收入模型，分析基于私人消費和凈產出關系測度資本流動程度的理論框架;第三部分為Swamy’s隨機系數模型和狀態(tài)向量空間方法的動態(tài)實證分析過程;最后為結論。

測度框架:基于私人消費與凈產出關系

從決定“展望五國”發(fā)展?jié)摿Φ囊蛩貋砜矗烊毁Y源和勞動力均屬于各國固有的要素稟賦，它們難以在短期進行調整，維持經濟快速發(fā)展的政治環(huán)境也常被視為外生的前提條件，因此，影響各國發(fā)展?jié)摿Φ膭討B(tài)因素主要為引進外資狀況和中產階級崛起帶動的消費狀況?；谒饺讼M和凈產出關系的測度框架能較好地反映這兩個動態(tài)因素的變化狀況，并評估出兩者對各國發(fā)展?jié)摿Φ挠绊?。例如，當模型估計出私人消費較大地受限于凈產出時，這反映出該國獲取國外資源的能力有限，它進而影響到其國內的消費水平，最終影響其發(fā)展?jié)摿?。模型設定時，首先考慮資本流動完全受限和完全自由的兩個極端情況，再對兩個極端分配不同比例，通過估計其比例參數來評估各國的資本流動程度。

受上世紀90年代左右發(fā)展中國家資本項目自由化的影響，為吸引國內發(fā)展急需的外資，各國在資本流入上均較為開放，而資本輸出方面的管制有所不同。由于本文主要從國內消費者獲取消費資源(一部分為國內產出資源，另一部分為國外資源，例如外資等)的角度來分析國際資本流動，所以為了模型的簡化，本文假設“展望五國”均為開放的小國，世界利率固定為r，則各國預算約束為:

其中，W代表該國的外部資產，Y、C、I和G分別代表該國的生產總值、私人消費、投資和政府支出。

定義該國的凈產出為X:

將(2)式代入(1)式得出:

基于國際收支賬戶恒等式，可得出該國的經常賬戶CA為:

首先考慮資本完全流動和完全受限制的兩種極端情形，假設消費者效用函數具有二次效用函數形式，且貼現率與給定的利率相等，則在資本完全流動條件下的最優(yōu)消費為:

對(5)式求一階導數，得出:

其中(6)式中(Et－Et－1)Xt+i代表以t期獲取的新信息為基礎對t－1期的期望進行修正，該值在理性預期條件下是不可預測的，換言之，今天的消費即為明天消費的最好預測(Hall，1978)①Hall R．Stochastic Implications of the Life Cycle-permanent Income Hypothesis:Theory and Evidence．Journal of Political Economics，1978(86):971-987，即:

其中εt為理性預期誤差，因此它與t－1期的信息正交。

在資本流動完全受限，即“自給自足(autarky)”的極端條件下，消費被限制在該國的凈產出范圍內:

在(8)式成立的條件下，代入(3)式得出該國的貿易平衡:

在資本流動完全受限的條件下，儲蓄等于投資。而一般情況下，資本流動介于兩個極端之間，與Campbell和Mankiw(1990)的假設一樣，該國的λ部分收入分配給只消費當期收入的消費者，而其余的1－λ收入分配給消費其永久收入的消費者，則:

在(10)式中，測度資本流動程度，若λ=0，Ct=Cpt，資本流動完全自由;若λ =1，Ct=Cαt=Xt，資本流動完全受限，即λ越小資本流動程度越高，λ越大資本流動程度越低。因而，估計λ可提供除“F-H方法”外的另一種測度資本流動程度的方法。

然而，(5)式中的Cpt是由對未來凈產出的期望決定的，而該期望不能觀測，為構建實證模型，我們對(10)式做差分處理，并綜合(7)式得出:

該模型的面板數據形式為:

資本流動差異性實證分析

1．實證模型與計量方法說明

Campbell和Mankiw(1990)、Shibata和Shintani(1998)在分析私人消費與凈產出相關關系時均首先采用普通最小二乘法(OLS)，然而，誤差項與當期凈產出變化的內生性問題①因為相對高的凈產出通常會對未來凈產出預期產生正的影響。導致混合OLS的系數有偏。為得到更一致的估計值，Campbell和Mankiw(1990)、Shibata和Shintani(1998)進一步采用滯后項作為工具變量分別進行二階段最小二乘回歸(2SLS)和廣義矩估計回歸(GMM)②由于滯后變量已經發(fā)生，故為“前定”變量，因為從當期來看，滯后變量取值已固定，可以看作與當期擾動項不相關。。然而，OLS、2SLS和GMM方法均假定私人消費與凈產出相關關系不隨時間變化，實際上由于受外界沖擊和政策變化的影響不斷變化，即私人消費與凈產出相關關系具有動態(tài)變化性①“展望五國”在顯現其巨大發(fā)展?jié)摿r均進行過不同程度上的經濟或政治改革，因此容易導致模型結構性變化，采用動態(tài)估計方法能較好地包含和估計出其動態(tài)差異性，并評估改革對國際資本流動造成的影響。表3中的參數穩(wěn)定性檢驗統(tǒng)計量在1%顯著水平上拒絕“參數不變”的原假設進一步驗證了采用變系數模型的必要性。。另外，從Shibata和Shintani(1998)采用GMM回歸的結果也可以看出，相同國家的數據選取不同的工具變量得出的估計值相差較大，甚至出現大于1和小于0的情況，這也說明估計參數本身具有較大的隨機性?？傊?，OLS、2SLS和GMM均不能很好地捕捉私人消費和凈產出相關關系的動態(tài)變化特征。為了能更全面動態(tài)地把握“展望五國”的資本市場動態(tài)發(fā)展狀況，評估不同國家發(fā)展?jié)摿κ苜Y本流動程度的影響程度，本文采用Swamy’s隨機系數模型和狀態(tài)向量空間方法。

本文估計私人消費與凈產出相關關系λ的隨機系數模型(Random Coefficient Model)矩陣形式為:

其中=1，2，…，P代表面板組數，ΔCi為第i個面板的Ti×1私人消費向量，ΔXi為第i個面板相應的Ti×k凈產出向量，βi為第i個面板的k×1系數向量，包含截距項參數和私人消費與凈產出關系參數λ，誤差向量μi的均值為0，方差為 σiiI。

假設每個面板的系數向量隨機，即:

其中，vi為隨機向量，且滿足 E(vi|ΔXi)=0，E(vi'i|ΔXi)= ∑，E(viv'j|ΔXi)=0，i≠j，對所有的 i和 j，E(viμ'j|ΔXi)=0。將(14)式代入(13)式得到:

由于E(vi|ΔXi)=0，由迭代期望定律得出(15)式中的誤差向量ζi與解釋變量向量ΔXi無關，因此采用該模型估計的參數具有一致性，然而，復合擾動向量ζi=ΔXivi+μi的協(xié)方差矩陣為分塊對角矩陣，類似于隨機效應模型。Swamy(1970)②Swamy P A V．Efficient Inference in a Random Coefficient Regression Model．Econometrica，1970(38):311-323提出采用可行的廣義最小二乘法(FGLS)估計此模型，即利用OLS殘差估計協(xié)方差矩陣中的參數，再使用廣義最小二乘(GLS)①具體過程參見Swamy(1970)。采用Swamy’s隨機系數模型不但可以估計出整體面板的參數，還同時估計出各個面板的具體參數，因而可以采用此方法同時估計“展望五國”的總體和各國不同的資本流動程度。

Swamy’s隨機系數模型雖然考慮到了相關系數的隨機性，但模型不能估計出私人消費與凈產出相關關系的面板數據，本文進一步采用基于狀態(tài)向量空間(State Space)采用卡爾曼濾波技術(Kalman Filtering)估計出私人消費與凈產出相關關系的動態(tài)面板數據?；?12)式，假設待估參數服從一階自回歸過程，則私人消費與凈產出相關關系的狀態(tài)向量空間模型為:

由于(16)式中的待估參數捕捉了組別和時間的雙重特征，因此，設定常數項 γ 對各個國家或地區(qū)均相等，γ 為P×1狀態(tài)向量，εit～NID(0，σ2ε)，μit～ NID(0，σ2μ)，(16)式為量測方程(Measurement Equation)，(17)式為狀態(tài)方程(State Equation)，通過系統(tǒng)自動設定或自行設定初始值基于卡爾曼濾波技術遞歸估計出私人消費與凈產出相關關系λ的面板數據。

2．數據選取說明與平穩(wěn)性檢驗

本文選取1990—2008年“展望五國”的樣本數據，其中私人消費為家庭最終消費支出數據，凈產出是通過國內生產總值(GDP)減去資本形成總額和政府最終消費支出計算出來，數據來源為中宏網。參照Shibata和Shintani(1998)，本文均對私人消費和凈產出數據進行價格因素和人口因素平減，經價格因素和人口因素平減后的私人消費和凈產出原始數據描述性統(tǒng)計如表1，從表中可以看出，私人消費數據和凈產出數據的組間標準差均超過20000，說明人民幣流通地區(qū)之間的經濟發(fā)展水平和消費水平差距巨大，采用面板數據能較好地反映出各個組別的不同特征。另外，鑒于Campbell和Mankiw(1990)認為時間序列的總私人消費和總產出具有對數線性形式，本文先對經價格因素和人口因素平減后的私人消費和凈產出數據取自然對數再求差分，得到私人消費和凈產出的變動率的面板數據。

表1 變量原始數據描述性統(tǒng)計(1997—2007)

為避免數據不平穩(wěn)造成偽回歸(Spurious Regression)問題，需對面板數據進行平穩(wěn)性檢驗。由于模型中的凈產出x具有隨機沖擊，例如技術沖擊具有長期效應，因而假設取自然對數后的凈產出x面板數據具有單位根，由(11)式可推出取自然對數后的私人消費c面板數據也不平穩(wěn)，但兩者差分后dx和dc均應該為平穩(wěn)時間序列。本文采用Levin-Lin-Chu和Harris-Tzavalis兩種方法檢驗該面板數據的平穩(wěn)性，檢驗結果如表2。從表中可以看出，差分前的私人消費和凈產出面板數據均不能拒絕面板包含單位根的原假設，而差分后的面板數據均能顯著拒絕H0，因而，私人消費和凈產出差分面板數據均平穩(wěn)，因此可以進一步估計兩者的相關關系。

表2 面板單位根檢驗結果

3．“展望五國”資本流動的動態(tài)差異性實證結果分析

通過估計私人消費與凈產出相關關系λ，可以得出“展望五國”的國際資本流動程度，λ越大表明私人消費越限于國內凈產出范圍內，資本流動性越小，反之，λ越小資本流動性越高。本文采用1990—2008年數據結合Swamy’s隨機系數模型和狀態(tài)向量空間方法動態(tài)地分析“展望五國”的國家間和時序差異性。

在蘋果發(fā)布Beats1之前，已有其他公司涉足網絡音樂電臺，例如HaKt Radio不僅可以為聽眾定制專屬的音樂電臺歌單，還可以讓觀眾跳過不喜歡的歌曲，該網站每周有將近245萬人在線收聽音樂廣播。[9] 雖然這個數據是非常可觀的，但該平臺的知名度和流行度仍舊不高，這是由于人們需要下載專門的軟件才能使用。 對比自動包含在所有蘋果設備中，只需要點擊已更新的蘋果音樂就可以使用的Beats1來說，后者一開始便在起跑線上占盡了先天平臺優(yōu)勢。

表3 “展望五國”私人消費與凈產出相關關系估計結果(Swamy’s隨機系數模型)

Swamy’s隨機系數模型得出的實證結果如表3，從表中可以看出1990—2008年間“展望五國”的總體私人消費和凈產出的關系為:0．733，且在1%水平上顯著不為0，說明“展望五國”的總體資本流動程度比較低，這可能與新興經濟國家經濟起步初期不確定性因素較多有關，政府通常在經濟改革初期會對國際資本流動保持較為謹慎地管制，從而影響了資本的順暢流動。從表中還可以看出不同國家間的國際資本流動差異性較大，印尼、南非、土耳其和阿根廷均在5%的顯著水平內拒絕為零的假設，說明這4國的資本流動并非完全自由，其中阿根廷的私人消費與凈產出相關關系高達1．4，說明其國際資本流動管制非常嚴格，其可能的原因在于2001—2002年阿根廷爆發(fā)了金融危機，政府加強了對金融市場的監(jiān)管和干預，資本流動的過大限制會影響阿根廷吸引外資和國內消費的形成，可能會嚴重影響阿根廷的發(fā)展?jié)摿?。相反，私人消費和凈產出的相關度最小的國家為越南，僅為0．07，而且其在10%的顯著水平上都不能拒絕“資本自由流動”的原假設，這說明越南在1986年確立“革新開放”發(fā)展戰(zhàn)略和2007年加入世貿組織以來其資本市場開放程度有較大改善，這為越南利用低勞動成本吸引外資創(chuàng)造了條件，促使1990—2008年間越南經濟保持平均7．08%的增長率①數據來源:世界銀行世界發(fā)展指數。，并預計未來25年內平均增長率可達6．5%，當然越南對國際資本流動的審慎監(jiān)管和保持資本市場的良性發(fā)展是其保持經濟增長潛力的必要條件。1990—2008年間“展望五國”資本流動順暢性由高到低排列依次為:越南、土耳其、南非、印尼、阿根廷。

Swamy’s隨機系數模型雖然考慮了估計參數的隨機性，然而該模型不能直接估計出參數的變化軌跡，為動態(tài)地比較“展望五國”的資本流動水平，本文進一步采用狀態(tài)向量空間法，把待估參數看成一個狀態(tài)向量，通過采用卡爾曼濾波技術估計出私人消費與凈產出相關關系及其動態(tài)面板數據，其得出的量測方程為:

說明采用狀態(tài)向量空間法得出1990—2008年間“展望五國”總體的私人消費與凈產出相關關系為0．69，略低于Swamy’s隨機系數模型的結果，但超過0．5也反映出“展望五國”總體的資本流動程度較低。狀態(tài)向量空間法得出“展望五國”λ估計值的動態(tài)軌跡如圖1，從圖中可以動態(tài)地比較不同國家的資本流動程度動態(tài)差異性，評估其發(fā)展?jié)摿κ苜Y本流動程度限制的大小。

(1)越南的資本流動程度變化情況。從圖1可以看出，越南在2004年后的λ估計值下降幅度較大，特別是在2007年“入世”后下降幅度最大，說明越南“入世”后資本流動水平改善較大，這也與Swamy’s隨機系數模型估計出越南資本流動最為順暢相一致。但同時可以看出越南資本流動程度波動較大，1992—1997年為資本流動水平迅速下降時期，然而1997—2000年間其資本流動水平迅速上升，這可能的原因是與受亞洲金融危機的影響大量外資流出有關，2000—2004年資本流動水平又大幅下降，因此，越南的資本流動水平的大幅波動性增加了經濟發(fā)展的不確定性，越南要保持經濟高速發(fā)展的潛力，在積極吸引外資流入的同時，需要特別重視資本流動的沖擊風險，因而“入世”后越南政府加強對國際資本流動的審慎監(jiān)管顯得格外重要。

(2)印尼的資本流動程度變化情況。印尼2003—2007年λ估計值變化與越南類似，其資本流動程度也得到較大幅度改善，然而與越南不同的是，其值在2007年下降到0．25后又有上升的趨勢。1990—2008年總體變化呈倒“W”形，其中1994—1997年和2001—2004年其值超過1，1999年附近的波動最大，說明其受亞洲金融危機的影響較大。與越南相比，越南的波動基本在0—1之間，而印尼的波動基本在－0．5—1．5之間，這說明其資本流動程度的波動大于越南，且經濟受外部危機的影響更大，因此，作為東南亞地區(qū)人口最多的國家，印尼在加強外向型石油化工工業(yè)的同時應該要注重培育內需，降低經濟受外部因素波動的影響。

圖1“展望五國”私人消費與凈產出相關關系的動態(tài)軌跡

(3)南非的資本流動程度變化情況。1994年之前南非的λ估計值高達1左右，說明該期間南非資本流動水平很低，這可能與1985年后由于種族隔離制度出現危機導致資本外逃的后續(xù)影響有關。1994年之后其估計值迅速下降，到2004年僅為0．1左右，這可能是受政治民主化帶來的全面社會變革的影響，曼德拉政府全面推行了社會改革，實施“重建與發(fā)展計劃”、“提高黑人經濟實力”戰(zhàn)略和“肯定行動”，帶來了近年來黑人中產階級的崛起，個人消費出現大幅增長(門倉貴史，2007)，為南非經濟發(fā)展注入長久的動力。2004年后南非估計值又迅速上升至 0．6—0．7。

(4)土耳其的資本流動程度變化情況。1994年前土耳其λ估計值保持在0．5—0．65左右，說明1994年前土耳其流動水平不高，而1994年后私人消費和凈產出關系迅速下降至1995年的－0．5左右，這可能與土耳其90年代初全面市場經濟自由化改革有關。1994—1995年資本流動程度的巨大變化也為后來1999—2001年土耳其頻繁爆發(fā)金融危機埋下禍根，這也導致2001年后土耳其的私人消費和凈產出關系不斷上升，2004年后有小幅下降，但其估計值也超過1，國際資本流動程度過低將嚴重影響土耳其吸引外資的能力，可能會限制其經濟發(fā)展的潛力。

(5)阿根廷的資本流動程度變化情況。阿根廷的λ估計值一直是“展望五國”中最高的，特別是在2001年發(fā)生金融危機后阿根廷加強了對金融市場的監(jiān)管和干預，導致其估計值異常提高，2003年達到最高值后又迅速回落至危機前的水平，但其資本流動程度還是“展望五國”中最低的。盡管阿根廷擁有豐富的資源，其經濟發(fā)展在新興市場國家中的具有明顯優(yōu)勢，但其對資本流動等的嚴格限制將導致阿根廷資源無法得到充分利用，經濟增長潛力的變數較大。

簡要結論

Swamy’s隨機系數模型和狀態(tài)向量空間方法得出總體的私人消費和凈產出相關關系分別為0．733和0．69，說明1990—2008年間“展望五國”總體的資本流動程度較低，這將一定程度上影響“展望五國”的發(fā)展?jié)摿Α?/p>

各國間的資本流動程度差異較大，1990—2008年間“展望五國”資本流動順暢性由高到低排列依次為:越南、土耳其、南非、印尼、阿根廷。其中阿根廷的國際資本流動最為嚴格，這將可能導致阿根廷資源無法得到充分利用，經濟增長潛力的變數在“展望五國”中最大。

各國資本流動程度的時序動態(tài)差別也較大，其中越南和印尼近期的資本流動改善較大，越南和印尼在吸引外資的同時需要特別重視資本流動的沖擊風險，加強對國際資本流動的審慎監(jiān)管。阿根廷的資本流動程度波動最大且資本流動受限程度最大，將嚴重影響其發(fā)展?jié)摿?。土耳其近期資本流動程度下降較大，南非近期的資本流動程度也有下降的趨勢，因此土耳其和南非應該著力吸引外資，另一方面可以鼓勵本國企業(yè)對外投資，充分發(fā)揮本國資源優(yōu)勢。