“抵消系数”模型与资本流动：东亚国家资本流动的经验分析，本文主要内容关键词为：东亚论文,资本论文,系数论文,模型论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言
一个国家的资本流动（注：这里的资本流动是指资本跨国间的流动，包括：外国资本在一国的流入和流出；本国资本的流出和本国国外资产的回流。）程度对其货币、财政和汇率等宏观经济政策的有效性会产生重要的影响。例如，一国中央银行通过其货币政策影响总需求的效果与该国资本流动的程度存在密切的关系。资本流动程度越高，货币政策效果受影响的程度就越大，甚至会造成货币政策失效。因此分析一个国家的资本流动程度对于分析货币政策的有效性十分重要。然而，长期以来，国际经济学中对跨国资本流动程度的经验研究明显地要弱于其他领域的经验研究。20世纪70年代初期，阿吉(Victor Argy)、科利(P.J.K.Kouri)和波特(Michael Porter)等人对跨国资本流动的程度及其对宏观经济政策的影响作了开拓性的研究。他们创立了“抵消系数”(offset coefficient)模型，以国内资产净额抵消系数间接地度量资本流动的程度。尽管这一方法存在一定的缺陷，但因其具有简易明了等优点仍经常被经济学家运用。本文拟对“抵消系数”模型作简要的评价，并运用修改过的简化“抵消系数”模型对东亚国家1975-1997年资本流动的一般状态及其与货币政策的关系作经验分析。
二 模型分析
（一）模型的形成与修正
“抵消系数”模型是阿吉和科利(Argy and Kouri,1974)、科利和波特(Kouri and Porter,1974)等人首先提出的。他们以资本流动的存量均衡分析法和国际收支理论中的货币分析法为理论基础建立了一个结构模型，并推导出相应的简式方程，估算简式方程中国内资产净额(net domestic assets,NDA)的抵消系数，（注：在理论上，该系数总是负值，表示NDA变化对基础货币的影响被国外资产净额变化所抵消的程度，故称“抵消系数”。）以此验证国际收支理论货币分析法的有效性。抵消系数原本是用于反映国内资产净额变化对货币供给量产生的影响被资本流动抵消程度的指标，尤其适用于反映国内资产净额变化对货币供给量的影响被资本流入抵消的程度。阿吉等人巧妙地用这一系数估算资本流动的程度。后来，经济学家常运用这种方法检验固定汇率制下中央银行对冲政策操作的有效性。
该模型的基本框架是一个货币均衡模型，由一个货币需求函数和一个货币供给恒等式构成。模型假设研究的对象是一个小型的开放经济，资本账户是充分开放的。下面是模型的推导过程。
我们先展示货币供给方程：
(1)式是一个恒等式，表明货币供给量(
)等于国外资产净额(NFA)和国内资产净额(NDA)之和。（注：若以整个银行体系为分析框架，可表示为整个银行体系的货币供给量，即广义的货币供给量，如
。）以一阶差分表示，
，这表示货币供给量变化由国外资产净额变化（△NFA）和国内资产净额变化（△NDA）共同决定。上述的货币供给量是个一般性的概念，若从货币当局的角度分析，这里的货币供给量指储备货币
（为简单起见，可表示为
），即储备货币等于货币当局的国外资产净额与其国内资产净额之和。其实，这是货币当局资产负债表的另外一种表现形式。假设在一种极端的情形下，经济封闭，不允许资本跨国界流动，△NFA=0，抵消系数
，这表示，国内资产净额变化对货币供给量的影响是充分的，（注：如国内资产净额的变化由中央银行对政府或其他部门的信贷增加引起，在其他条件不变下，所导致的货币供给量增加等于中央银行投放的现金量。）即若△NDA=1，
。
在开放经济条件下，尤其是资本可以跨国界流动的情形下，△NFA不一定为0，国内资产净额变化对货币供给量的影响就不一定是充分的，国内资产净额减少对货币供给量的影响会被资本流入所引发的货币供给增加所抵消。另一种极端的情形：资本充分自由流动，由于△NFA=-△NDA，结果
，表明国内资产净额的变化对货币供给量的影响完全被资本流动所抵消，抵消系数△NFA/△NDA=-1。经济学家也将这种因资本的充分流动使货币政策失效的现象称为中央银行不能实施独立的货币政策。然而，在现实经济中，这毕竟是一种极端的现象，正如一国经济完全封闭和完全开放也是一种极端现象一样。资本流动的程度与货币政策独立性和有效性往往介于两种极端之间，抵消系数也在-1与0之间。因此，经济学家希望通过估算这种系数，既可以估算资本流动的程度，亦可以作为分析一国中央银行货币政策独立性的参考。如何估算这种抵消系数呢？
假定货币需求函数可表示为：
(2)式表明货币需求是国内收入(Y)、财富(W)、国内利率
、国外利率
和风险变量(E)的函数(Kouri and Poter,1974)。为简化模型的推导，本文对原函数作了简化处理，略去原函数中的财富存量(W)、若干金融存量（如对国内外债券的需求）和风险因素对货币需求的影响。即便如此，应该提及，开放经济条件下的货币需求与封闭经济条件下的货币需求的主要区别之一是，前者为经济行为人在决定金融资产组合时，对国内外金融资产需求变化而产生的货币需求变化；后者只限于对国内资产选择的变化而产生的货币需求变化。
在货币均衡状态下：
其中μ为随机变量，
为需要估算的抵消系数。在(7)式中，国外资产净额和国内资产净额是两个关键变量。国外资产净额等于一国的国外资产减去国外负债。国外资产净额的变化△NFA由国外资产和国外负债存量规模的相对变化引起，其中国际收支的变化对△NFA有一定的影响，结果主要表现为资本流动的变化。如上所述，若其他条件不变，资本流动的变化会影响国内货币供给量的态势。如△NFA上升，意味着资本流出增加，
下降。反之，资本流人增加，上升。一国经济越开放，资本流动越快，这种影响就越大。为了使国内货币供给不受资本流动变化的影响，在金融市场较完善的条件下，中央银行往往采取公开市场操作等手段进行对冲（通常的做法是在金融市场上吞吐国债），对冲操作可直接或间接地影响国内资产或信贷净额的变化。如资本流入增加，导致货币供给量增加，为了保持某段时间内货币供给量的相对稳定，中央银行可在市场上抛售国债，以减少市场现金流通的方式减少NDA。若国内金融市场欠发达，对冲操作也可以通过改变信贷量的方式进行，如中央银行收紧信贷，减少货币投放量，进而维持货币供给的相对稳定。信贷收紧程度视资本流入量而定。这时，NDA是个外生变量，是货币当局可以控制的政策变量，货币当局通过调节NDA达到控制货币供给和调节国际收支的目的。总之，△NFA与△NDA间呈现反方向运动，△NFA应是△NDA的负函数。
从理论上说，资本流动越快，资本流量越大，对货币供给量影响也就越大，对冲的规模也随之增大，结果△NDA抵消系数的绝对值也越大。该模型正是利用了这一关系，从国外资产净额的变化引起货币供给的变化，进而促使一国中央银行实行对冲操作，以维持一定的货币增长目标，从反方向利用△NDA系数的大小间接地估算资本流动的程度和货币政策独立性。抵消系数的理论取值范围应在-1和0之间，即
，表明资本完全流动，国内资产净额变化导致储备货币的变化完全被国外资产净额变化所抵消，这时货币政策是无效的。换言之，
越大，抵消的程度越大，表明资本流动程度越高。若=0，情况正好相反。因此，估算△NDA系数大致有三种用途：(1)度量一国资本流动程度。(2)分析在开放经济和固定汇率条件下，资本流动对一国货币政策有效性与独立性以及对冲政策与效果的影响。(3)分析资本流动对一国汇率制度及其演变的影响。
△NFA应是△Y的正函数，因为在开放经济条件下，国民收入的增加不仅会导致国内货币需求增加，而且会导致对国外证券资产需求增加，最终导致国外资产增加。国外资产净额变化还受国外资本收益率和国内利率水平的影响，△NFA应是
的负函数和
的正函数。应该指出，影响△NFA的国外机会成本应是国外资本收益率的变化，即
，而国外资本收益率一般受国外利率和预期汇率
的双重影响(
)。在实际估算时，由于难以准确地估算预期汇率及其变化，经济学家在计量中往往忽略这个不可测量的因素，而仅以国外利率近似地代表国外资产收益率(Schadler et al.,1993)。如国内外金融资产（包括货币）替代性不充分，跨国界资本流动对国内与国外利率差的变化更敏感些(Kouri and Porter,1974)。在样本期内，样本国虽然实施过不同程度的金融抑制，但利率水平（尤其是市场利率水平）并非长期不变。这样，以国内外利差取代国内外利率两个变量，即以
，可得：
△NFA与
的关系也应是负相关关系，如假设国内利率水平不变或变化相对缓慢，国外利率水平的上升会使的相对水平下降，从而导致△NFA上升。若国外利率水平下降，国内利率水平的上升会使的相对水平上升，结果，对国外证券资产或国外货币的需求下降，从而导致△NFA下降。
（二）模型的主要缺陷
第一，模型的共线性问题。虽然本文的Granger因果关系检验表明变量数据的共线性问题并未影响本文的分析结果，但由于“抵消系数”模型毕竟由方程组推导而成，从理论上说，这个模型有可能存在共线性问题，即在国际收支波动影响货币政策态势和资本流动的同时，货币政策变化也会影响国际收支状况。
第二，一国的资本流动程度往往与该国的法律或其他制度性因素密切相关，因此“抵消系数”模型若要更有效，需要考虑具体国家的资本管制和外汇管理等制度性特征。
第三，由于阿吉等人的研究对象主要是发达国家(Argy and Kouri,1974)，他们假设利率是由市场决定的，资本流动的利率弹性较强。这个假设对大多数发展中国家并非完全适宜，因为发展中国家大多存在不同程度的金融抑制，经济中缺乏市场决定利率的机制。因此，将该模型应用于发展中国家时，计量结果会受到一定的影响。不过，对20世纪80年代中期以来不断加快金融自由化进程的许多东亚国家而言，这个条件的约束性已明显减弱。
第四，“抵消系数”模型建立在科利和波特等人的资本流量方程基础之上，而他们的方程是从固定汇率制下，开放经济的证券组合均衡模型推导而来的。因此，当该模型用于浮动汇率制环境时，对计量结果和模型的整体解释力会带来一定的影响。本文的样本国在1997年亚洲金融危机前大多实行固定汇率制，从而减少了这方面的影响。
第五，当国内和国外债券可完全替代时，对国外债券需求和对货币需求的函数往往是不稳定的，包含国内和国外债券等变量的函数可能也不稳定。这对该模型的计量分析结果亦会产生一定的影响。
尽管存在这些缺陷或局限，但笔者认为“抵消系数”模型对于估计资本流动程度仍有其价值。
三 数据与计量分析
（一）数据说明本文经验分析的对象是东亚六国：韩国、新加坡、泰国、印度尼西亚、马来西亚和菲律宾。除韩国以外的其他五个国家都是东盟成员国。选择东亚国家作为研究对象，一是因为这些国家在1997年金融危机发生前大多实行固定汇率制，这样更适合于运用“抵消系数”模型分析样本国资本流动与货币政策的关系。二是因为样本国的经济结构、曾实施过的资本管制与金融监管政策较为相似，这样更宜于做国际比较。三是因为样本国的经济金融数据较充足和系统。回归分析所用的数据源于国际货币基金组织在《国际金融统计(IFS)》(IMF,2001)上发表的有关变量的季度数据（GDP数据除外）。由于IFS上没有提供这些国家GDP的季度数据，笔者只能根据IFS提供的年度数据，以内推法进行估算。本文以LIBOR（伦敦银行同业拆借利率）代表国际利率。由于国外资产净额的组成部分一般以美元计量，因此需用相应时期的平均汇率将其他变量转换成以美元计值。
（二）回归分析
本文运用E-View计量软件对(8)式进行了最小二乘法(OLS)的回归分析。回归分析结果见表1。所有样本国△NDA抵消系数的符号都是负的，与理论假设相符，点估计在统计上也是显著的（菲律宾的t值偏低），除新加坡外，取值范围均在-1和0之间。新加坡的抵消系数明显地超过了理论值范围。这个异常的结果可能是抽样过程的误差所致。从另一角度看，新加坡的抵消系数已达到取值范围的左极限，即-1，这表明在样本国中，新加坡的资本流动程度是最高的。其他样本国的抵消系数显著地不为“0"，也不为"-1"，这说明1975-1997年，大多数东亚国家的资本流动状况均介于完全的金融开放和完全的金融封闭两者之间。
除菲律宾和新加坡外，其他样本国△Y的点估计在统计上是显著的。除新加坡外，其他样本国△Y系数的符号与理论假设一致，除菲律宾外，点估计在统计上也是显著的。除马来西亚和新加坡外，其余样本国系数的符号与理论假设一致，但系数的t值大多过低，这表明这一解释变量的点估计在统计上的显著性不理想，对△NFA的影响明显地弱于其他解释变量，这种情形在20世纪90年代以前的样本国较为普遍。笔者曾分别以
和作解释变量进行回归分析，结果表明，后者的估计结果还是比前者好。笔者也曾用其他指标（如美元利率）表示国外利率。相比之下，虽用LIBOR获得的估计结果略好些，系数的t值偏低可能与国外利率样本的选择欠佳有关，但最重要的原因也许是回归模型省略了预期汇率这一不可测量的因素。（注：科利和波特以若干工业国家为样本的经验分析和国际货币基金组织以新兴市场经济体为主要样本的相关经验分析也碰到同样问题(Kouri and Porter,1974;IMF,1993)。）在回归分析中，笔者加入了季节虚拟变量，以反映季节性的影响。从回归结果看，季节因素对国外资产净额变化有一定的影响，加入季节虚拟变量在一定程度上改善了回归模型的拟合优度。
D.W.统计量是检验计量模型是否存在序列相关的统计量，若D.W.值接近2，表明计量模型基本不存在序列相关性。表1显示，除韩国外，其他国家的D.W.统计量均较为满意。因此，在解释变量和被解释变量中均没有必要加入滞后变量。
表1 抵消系数回归分析结果
说明：本表略去了计量分析中的季节虚拟变量。括号里的数字为t统计置。样本期为：印度尼西亚：1975年第2季至1996年第4季；韩国：1975年第2季至1996年第4季；马来西亚：1975年第2季至1997年第3季；菲律宾：1975年第2季至1997年第3季；新加坡：1975年第2季至1997年第1季；泰国：1975年第2季至1997年第3季。
从回归模型的拟合优度
数值看，样本国的值差异较大，一些样本国的值似乎偏低，如印度尼西亚、马来西亚和菲律宾，可能是模型相对简单所致，（注：国际货币基金组织的研究也有这样的问题(IMF,1993)。）一些因素如国际收支变量（主要是经常账户与资本账户余额变量）等未包括在模型中。总体上说，本文的回归分析结果还是较为满意的，“抵消系数”模型能较好地拟合样本数据。
根据计量结果，笔者将样本国的资本流动程度分为三类：第一类是资本流动程度较高的，如新加坡。第二类是中等程度的，如泰国和韩国。第三类是程度较低的，如印度印西亚、菲律宾和马来西亚。从这些国家金融对外开放的历史进程（尤其是放松资本管制经历）和吸收利用外资的发展史看，以上判断是成立的(Khan and Reinhart,1995;IMF,1975-2001)。
除了对样本国家进行国别的回归分析外，本文还对两组国家作横截面的OLS分析。第一组数据包括东盟5国。第二组数据包括东盟5国和韩国。两组样本的△NDA抵消系数的符号均为负值，而且在统计上具有显著性。△Y和系数的符号也符合理论假设，统计上也具有显著性。第一组别加入韩国后没有明显的改变第一组别的回归分析结果，这表明两组别的资本流动程度没有什么差异。但两组别的资本流动程度明显的高于除新加坡外的国别资本流动程度，这表明，样本国间的平均资本流动程度可能要高于样本国与非样本国间的资本流动。这种可能性是存在的，因为东盟作为一个经济一体化程度不断提高的区域性经贸合作组织，成员国间的经贸关系和相互依存度一般要高于同非成员国间的联系，与之相关的资本流动也应高于非成员国。
（三）共线性检验
在运用“抵消系数”模型时，人们最关心该模型在计量分析时是否存在共线性问题，即NFA与NDA之间是否存在互为因果关系。为了检验这种可能的因果关系，本文作了两个零假设：
:NDA与NFA存在互为因果关系，或者说双向影响。
:NDA与△NDA不存在互为因果关系，只有NDA单向影响NFA。
笔者运用Granger因果检验法对这两种假设分别作了滞后1、2和4期的检验分析。滞后4期的检验结果较为满意。滞后4期的F统计量见表2。从检验结果看，第一个零假设被拒绝（新加坡除外）。第二个零假设则可以接受（印度尼西亚除外）。F统计量是在(3,83-85)自由度和5%的置信水平上获得的，临界值为2.720。
由于NFA与NDA间存在互为因果关系的假设被拒绝（印度尼西亚除外），因此OLS估计的结果是无偏的。尽管如此，理论上仍不能完全否定NFA与NDA间存在某种程度的互为因果关系，但这并不影响本模型的计量分析结果。因此，本文没有对计量模型做相关的技术处理。
四 结束语
根据上述计量分析，笔者得出以下初步结论：
第一，尽管长期以来，样本国家都不同程度地实施过较全面的资本和外汇管制，但这些管制并不能完全禁止国内外资本在样本国的流进和流出。换言之，资本与外汇管制并非货币当局预期的那样有效。
表2 Granger检验：计算的F统计量
说明：当计算的F统计量小于Fa（临界值），接受零假设，否则拒绝零假设。
第二，在样本期内，样本国资本流动的程度存在较大的差异，除金融管制程度不同外，这种差异与样本国经济与金融的总体开放程度差异、经济增长和发展水平差异、金融市场发育程度差异等因素存在一定的关系。这些差异对样本国的货币需求、金融资产（包括货币）替代水平和国际收支水平状态等都产生重要影响，进而影响各国的资本流动程度。
第三，中等或低等程度资本流动样本国的情况表明，在样本期内，样本国仍然拥有不同程度的空间实施调节总需求的货币政策，货币政策效果不完全受资本流动效应的影响。样本国中央银行的货币信贷政策对△NDA仍具有重要影响，如中央银行通过调整对政府部门和金融机构的信贷影响国内资产净额的变化，进而影响经济增长和价格水平，并调节国际收支。不过，在固定汇率制下，样本国要确保货币致策的相对独立性，资本流动是不可能完全禁止的，合法的、非法的以及与贸易发展水平相适应的各种资本流动始终是存在的。
第四，样本国不同程度的资本流动不仅会不同程度地削弱样本国中央银行控制基础货币的能力，而且还会因资本流动的不稳定性而影响货币需求与供给的稳定性，进而从整体上影响货币当局控制货币供应量的能力。要实现相同的政策目标，样本国中央银行在进行货币政策操作时，力度往往比资本流动程度较低的情形要大些。对这个力度的把握，成为困扰一国中央银行的难题之一。
当然，中央银行可以采取对冲方式抵消资本流动对货币供应量的不良影响，但对冲操作往往会增加中央银行的操作负担，使货币政策操作复杂化，并有可能延长货币政策的时滞，而且对冲效果与方法还取决于该国金融市场的发育程度和货币政策框架。若国内金融市场欠发达或不完善，如印度尼西亚和菲律宾，货币当局只能依靠其他传统的政策工具，如存款准备金和贴现手段。在20世纪70年代和80年代初期，东亚国家都不同程度地存在金融抑制现象。当时普遍的对冲方法是调整对商业银行的贷款限额、贴现率或限制政府在中央银行的存款等。与公开市场操作的效率相比，这些直接控制手段的对冲效果不仅见效慢，而且预期性和预测性均较差，这在不同程度上削弱了这些国家中央银行对冲政策的效果。
第五，在1997年金融危机发生前，许多东亚国家的货币均不同程度地与美元挂钩，这种汇率制度构成了样本国货币政策的核心。资本流动达到一定程度后，实行这样的固定汇率制的代价是货币政策失去一定的独立性、受美国经济周期性波动的影响较明显和易受市场的投机性攻击等。更为严重的是，市场的投机性攻击可以在较短的时间内加速资本流动，加之国内金融体制不健全和金融部门较脆弱，国家金融监管不得力，致使固定汇率制难以维持，东亚国家的教训应引以为戒。泰国和韩国在1997年金融危机发生前的资本流动程度已经达到相当的水平，（注：20世纪90年代初，国际货币基金组织在一份探讨90年代初期许多国家（主要是新兴市场经跻体）的资本流入剧增原因的研究报告(Schadler,1993)中也运用“抵消系数”模型分析这些国家的资本流动程度，样本国中包括亚洲的泰国。该报告也认为，在泰国的样本期间（1977年第3季度至1991年第4季度），资本流动程度已相当高，估算的抵消系数为0.65。国际货币基金组织工作人员与本文对泰国资本流动程度的估计十分接近，差别主要是两者所用模型的结构和样本期的差异所致。）这与两国自20世纪80年代中期开始加快金融开放和金融自由化进程有关，（注：以泰国为例。自1990年，泰国开始加快国内金融体制自由化和开放资本账户进程，内容主要包括：泰国在1990年基本上取消了资本流入的限制后，三次较大幅度地放松放松资本外流的限制；1992年6月，取消所有利率管制；大力鼓励非银行资本市场（主要是债券、股票和衍生金融工具市场）的发展(Montes,1998)。）两国90年代资本流动程度显然要高于90年代以前(Khan et a1.,1995)，这对两国有效地维持相对固定的汇率制事实上已构成了潜在的威胁。后来，随着两国国内商业银行外币负债和不良贷款不断增长、贷款币种和期限严重不匹配、货币当局金融监管不力以及经济结构性问题加重，1997年，泰国和韩国终于先后发生了严重的国际投机性攻击，短期内资本大量外逃，泰铢、韩元对美元汇率大幅贬值（1997年7月1日至1998年1月24日，泰铢和韩元兑美元汇率分别贬值了54.6%和49.1%)，使两国的汇率制度受到严重冲击，（注：据国际货币基金组织在《国际金融统计》上对成员国实行的汇率制度的分类，在亚洲金融危机爆发前，韩国实行有管理浮动汇率制（实际上钉住美元），泰国实行钉住一篮子货币的汇率制度（实际上以钉住美元为主）(IMF,1997)。金融危机爆发后，韩国转为实行完全浮动汇率制，泰国转而实行有管理浮动汇率制(IMF,2002)。）尽管货币当局倾尽全力干预外汇市场，但终无回天之力，而不得不放弃固定汇率制而实行浮动汇率制。
由此看来，本文对东亚地区资本流动程度的研究不仅应有助于分析该地区国家资本流动对其货币政策有效性的影响，而且亦应有助于加深和拓展人们对东亚地区资本流动对该地区汇率制度及其演变的影响以及与该地区金融危机发生机理等问题的认识。
（截稿：2003年5月）
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