深圳证券交易所综合研究所研究成果发表专辑第二辑 “中国证券市场前沿理论问题研究” (之九) 我国资本流动与金融市场开放度的实证分析 陈建瑜 面对国际资本流动的证券化和加入WTO的挑战，我国金融服务业和股市的对 外开放己经提上议事日程。对我国金融市场开放度的基本判断、对现行资本流动 管理政策的评价，是我们设计金融、资本市场进一步对外开放战略的基本前提。 法律上讲，我国金融市场是封闭的，对资本的跨境流动实行管制。但是，从实际 经济上来讲，对一国经济、金融影响的不是法律上的金融市场开放度而是实际的 或（真实）的金融市场开放度。大量的历史事实表明，法律的控制程度与实际的 控制程度有明显的偏差。在一些实行严格资本流动管制的国家，私人部门或机构 常常运用多种手段，例如高报进口或低报出口等来逃避管制。因此，从实际经济 活动的角度，衡量资本流动的程度，或者是国内金融市场与国际金融市场一体化 的程度，就显得特别重要。 而如何衡量发展中国家的金融市场开放程度仍然是一个尚未解决的问题。一 般来讲，金融市场开放度的衡量，可以从数量和价格两个方面考虑。一方面，资 本的流入、流出增加或减少一国的投资和消费，进而影响该国的经济总量；另一 方面，资本的流动引起一国对外净资产的变化，这将导致该国货币供给的变化， 从而影响资本的价格一一利率。数量开放度主要衡量资本流动对一国经济总量规 模的影响程度，而价格开放度主要衡量资本流动对一国的金融资产价格，特别是 1
深圳证券交易所综合研究所研究成果发表专辑第二辑 “中国证券市场前沿理论问题研究” （之九） 我国资本流动与金融市场开放度的实证分析 陈建瑜 面对国际资本流动的证券化和加入 WTO 的挑战，我国金融服务业和股市的对 外开放已经提上议事日程。对我国金融市场开放度的基本判断、对现行资本流动 管理政策的评价，是我们设计金融、资本市场进一步对外开放战略的基本前提。 法律上讲，我国金融市场是封闭的，对资本的跨境流动实行管制。但是，从实际 经济上来讲，对一国经济、金融影响的不是法律上的金融市场开放度而是实际的 或（真实）的金融市场开放度。大量的历史事实表明，法律的控制程度与实际的 控制程度有明显的偏差。在一些实行严格资本流动管制的国家，私人部门或机构 常常运用多种手段，例如高报进口或低报出口等来逃避管制。因此，从实际经济 活动的角度，衡量资本流动的程度，或者是国内金融市场与国际金融市场一体化 的程度，就显得特别重要。 而如何衡量发展中国家的金融市场开放程度仍然是一个尚未解决的问题。一 般来讲，金融市场开放度的衡量，可以从数量和价格两个方面考虑。一方面，资 本的流入、流出增加或减少一国的投资和消费，进而影响该国的经济总量；另一 方面，资本的流动引起一国对外净资产的变化，这将导致该国货币供给的变化， 从而影响资本的价格——利率。数量开放度主要衡量资本流动对一国经济总量规 模的影响程度，而价格开放度主要衡量资本流动对一国的金融资产价格，特别是 — 1 —
利率和股价的影响程度。报告运用修正的利率评价假说对我国1979年至1999年 间资本流动的程度进行衡量。为了更好地刻画我国国际资本流动的制度变迁和动 态数量特征，报告在静态衡量基础上，对资本流动的程度进行动态衡量；报告还 检验了金融市场的重要组成部分一一股票市场的对外开放度，包括股票收益和波 动性的国际联系。 我国资本流动的特征分析 第一，资本流动的非对称性管制和渐进放松。我国资本实行非对称性的管制， 对于长期的资本流入相对自由甚至是采取优惠措施吸引外商直接投资，而严格限 制资本的流出和短期资本的流入。对资本流动的管制不是依靠市场，不是依靠价 格手段来进行管理，而是直接的管理或控制，对资本流动分门别类进行直接管理。 在渐进性的改革开放模式下，伴随着国内经济的自由化，对外部门的改革也在进 行，资本流动的管制不断放松。 我国开放金融市场中的一个战略性选择：间接融资市场开放在先直接融资市 场开放在后。我国开放其证券市场相当缓慢，我国股票市场是通过严格分割进行 管制的，大部分的投资工具对外国投资者都是被禁止的。我国股票市场开放主要 通过两个渠道，对海外投资者开放B股市场和在海外上市。1991年上海证券交易 所和深圳证券交易所开始B股交易，这为外国投资者提供了一个在我国市场合法 进行投资的途径。外资流入我国证券市场的另一个合法途径是海外发行，主要包 括H股、N股和S股，存托凭证如ADR和GDR可转换债券和多重上市。我国企业 的海外上市开始于1993年，目前海外发行已经成为推动企业改革的重要途径之 一，也成为开放资本项目的一个主要窗口。1996年中国人民银行公布了开放我国 证券市场的一项重要措施，外国投资者可以通过授权的投资基金部分地进入本地 股票市场，这可以说是统一我国分割的股票市场的第一步。2001年2月22日B 股市场对境内投资者开放，进一步推进了我国股市与海外股市的联系。 与股票市场不同，我国的固定收入证券市场仍然对外国资本是封闭的，而海 外债券发行方面我国在近年来的增长是相当快。我国的金融服务业开放始于1982 —2
利率和股价的影响程度。报告运用修正的利率评价假说对我国 1979 年至 1999 年 间资本流动的程度进行衡量。为了更好地刻画我国国际资本流动的制度变迁和动 态数量特征，报告在静态衡量基础上，对资本流动的程度进行动态衡量；报告还 检验了金融市场的重要组成部分——股票市场的对外开放度，包括股票收益和波 动性的国际联系。 我国资本流动的特征分析 第一，资本流动的非对称性管制和渐进放松。我国资本实行非对称性的管制， 对于长期的资本流入相对自由甚至是采取优惠措施吸引外商直接投资，而严格限 制资本的流出和短期资本的流入。对资本流动的管制不是依靠市场，不是依靠价 格手段来进行管理，而是直接的管理或控制，对资本流动分门别类进行直接管理。 在渐进性的改革开放模式下，伴随着国内经济的自由化，对外部门的改革也在进 行，资本流动的管制不断放松i 。 我国开放金融市场中的一个战略性选择：间接融资市场开放在先直接融资市 场开放在后。我国开放其证券市场相当缓慢，我国股票市场是通过严格分割进行 管制的，大部分的投资工具对外国投资者都是被禁止的。我国股票市场开放主要 通过两个渠道，对海外投资者开放 B 股市场和在海外上市。1991 年上海证券交易 所和深圳证券交易所开始 B 股交易，这为外国投资者提供了一个在我国市场合法 进行投资的途径。外资流入我国证券市场的另一个合法途径是海外发行，主要包 括 H 股、N 股和 S 股，存托凭证如 ADR 和 GDR 可转换债券和多重上市。我国企业 的海外上市开始于 1993 年，目前海外发行已经成为推动企业改革的重要途径之 一，也成为开放资本项目的一个主要窗口。1996 年中国人民银行公布了开放我国 证券市场的一项重要措施，外国投资者可以通过授权的投资基金部分地进入本地 股票市场，这可以说是统一我国分割的股票市场的第一步。2001 年 2 月 22 日 B 股市场对境内投资者开放，进一步推进了我国股市与海外股市的联系。 与股票市场不同，我国的固定收入证券市场仍然对外国资本是封闭的，而海 外债券发行方面我国在近年来的增长是相当快。我国的金融服务业开放始于 1982 — 2 —
年深圳引入南洋商业银行，1985~1994年期间，金融服务业的开放逐渐扩展到保 险市场、投资银行业务。1996年花旗银行、香港汇丰银行、东京三菱银行等外国 银行被许可经营人民币业务。 我国实行统一的外债计划和严格的集中管理的审批制度，资本项目下的外汇 管制。外汇体制改革逐渐从严格的外汇管制到实现经常项目下的人民币可兑换性， 而对资本项目下至今仍然保持相当严格的外汇管制。 第二，资本流动的总量分析：单向净流入。国际资本流动通常统计为一国的 国际收支中的非储备资本帐户。这一帐户记录了所有的非官方储备的跨境资产交 易，例如货币、股票、政府债券、土地和其它生产要素。按照IMF的分类，国际 资本流动的类型有直接投资、组合投资和其他投资。根据IMF的统计规则，资本 帐户的余额或净资本流动(KA),与经常帐户(CA)和官方储备(RA)相联系。由 于采取借贷记帐法，还存在国际收支统计的偏差，称为误差或遗漏(E0)。它们之 间的关系则有：CA+KA+EO=RA。中央银行对资本流入的反应出现两个极端： 在浮动汇率下，资本流入的增加通过市场机制来相应增加商品和服务的进口，中 央银行不需要对外汇市场不进行干预，官方储备资产不变：在固定汇率下，官方 积极的干预并购买因资本流入所进入的外汇以维持本国汇率水平，这种情况下资 本流入的规模也就是官方储备资产增加的规模，一国的投资-储蓄缺口不变，相应 的对外净财富也不变。现实中，发展中国家往往实行可调整的盯住汇率制或管理 浮动汇率制，外汇市场的干预规模并不是与资本流入一一对应。 图1是我国1982年至1999年间国际收支帐户各项余额与同期国内生产总值 (GDP)的比例。如图所示，我国资本流动在这一时期都表现为净资本流入(1998 年除外)，到了20世纪90年代（除了1993年）出现了经常项目与资本项目的双 顺差，使得国家外汇储备增加，进而影响了国内货币政策的自主性。 图1.国际收支各项目余额与同期GDP的比例 —3一
年深圳引入南洋商业银行，1985～1994 年期间，金融服务业的开放逐渐扩展到保 险市场、投资银行业务。1996 年花旗银行、香港汇丰银行、东京三菱银行等外国 银行被许可经营人民币业务。 我国实行统一的外债计划和严格的集中管理的审批制度，资本项目下的外汇 管制。外汇体制改革逐渐从严格的外汇管制到实现经常项目下的人民币可兑换性， 而对资本项目下至今仍然保持相当严格的外汇管制。 第二，资本流动的总量分析：单向净流入。国际资本流动通常统计为一国的 国际收支中的非储备资本帐户。这一帐户记录了所有的非官方储备的跨境资产交 易，例如货币、股票、政府债券、土地和其它生产要素。按照 IMF 的分类，国际 资本流动的类型有直接投资、组合投资和其他投资。根据 IMF 的统计规则，资本 帐户的余额或净资本流动（KA），与经常帐户（CA）和官方储备（RA）相联系。由 于采取借贷记帐法，还存在国际收支统计的偏差，称为误差或遗漏（EO）。它们之 间的关系则有：CA + KA + EO = RA。中央银行对资本流入的反应出现两个极端： 在浮动汇率下，资本流入的增加通过市场机制来相应增加商品和服务的进口，中 央银行不需要对外汇市场不进行干预，官方储备资产不变；在固定汇率下，官方 积极的干预并购买因资本流入所进入的外汇以维持本国汇率水平，这种情况下资 本流入的规模也就是官方储备资产增加的规模，一国的投资-储蓄缺口不变，相应 的对外净财富也不变。现实中，发展中国家往往实行可调整的盯住汇率制或管理 浮动汇率制，外汇市场的干预规模并不是与资本流入一一对应。 图 1 是我国 1982 年至 1999 年间国际收支帐户各项余额与同期国内生产总值 （GDP）的比例。如图所示，我国资本流动在这一时期都表现为净资本流入（1998 年除外），到了 20 世纪 90 年代（除了 1993 年）出现了经常项目与资本项目的双 顺差，使得国家外汇储备增加，进而影响了国内货币政策的自主性。 图 1. 国际收支各项目余额与同期 GDP 的比例 — 3 —
8.00 6.00 一◆一经常帐户 4.00 ■一资本帐户 2.00 0.00 ☆一误差遗漏 -2.00 -4.00 兴一因际收支 余额 -6.00 醫多超墨室醫墨金雪墨虽委墨鱼墨 数据来源：《中国金融年鉴》，《中国对外经济贸易年鉴》和IMF,International Financial Statistics,各期。 除了特别说明以外，以下图表的数据来源与本图相同。 为了更好的说明资本流入流出的结构，我们计算资本流动指数(Park,l996), 以反映资本流出、流入的非不对称性。资本流动指数的计算公式为：资本流动指 数=1-资本流入流出之和的绝对值/资本流入流出绝对值之和。资本流动指数在0 和1的闭区间内。指数趋于0，则资本的流向是单向的，即资本是流入或流出：指 数趋于1，则资本的流向是双向的，资本既流入同时也流出，资本流动趋于平衡。 我国的资本流动在大多数时期是单向流动的，资本流动指数为0.2一0.5（如 图2所示)，这种单向流动表现为资本的流入。与一般的认识不同，我国也存在资 本的双向流动。分析表明，其原因各时期不同，大致为，外资吸引政策的信心不 足(1982-1984年)和资本流出管制的放松(1992年、1997-1999年)。 图2.我国资本流动指数：1982-1999年 1.00 0.80 0.60 0.40 0.20 0.00 的的的s中g 第三，资本流动的结构分析。与我国非对称性管制相对应，我国资本流动的 类型主要是直接投资，辅之以国际贷款和证券融资（图3）。90年代我国外商直接 投资增长很快，同时以证券方式流入的外资也有所增加，而其他投资表现为净流 4
-6.00 -4.00 -2.00 0.00 2.00 4.00 6.00 8.00 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 经常帐户 资本帐户 误差遗漏 国际收支 余额 数据来源：《中国金融年鉴》，《中国对外经济贸易年鉴》和 IMF，International Financial Statistics，各期。 除了特别说明以外，以下图表的数据来源与本图相同。 为了更好的说明资本流入流出的结构，我们计算资本流动指数（Park，1996）， 以反映资本流出、流入的非不对称性。资本流动指数的计算公式为：资本流动指 数=1-资本流入流出之和的绝对值/资本流入流出绝对值之和。资本流动指数在 0 和 1 的闭区间内。指数趋于 0，则资本的流向是单向的，即资本是流入或流出；指 数趋于 1，则资本的流向是双向的，资本既流入同时也流出，资本流动趋于平衡。 我国的资本流动在大多数时期是单向流动的，资本流动指数为 0.2—0.5（如 图 2 所示），这种单向流动表现为资本的流入。与一般的认识不同，我国也存在资 本的双向流动。分析表明，其原因各时期不同，大致为，外资吸引政策的信心不 足（1982-1984 年）和资本流出管制的放松（1992 年、1997-1999 年）。 图 2. 我国资本流动指数：1982-1999 年 0.00 0.20 0.40 0.60 0.80 1.00 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 第三，资本流动的结构分析。与我国非对称性管制相对应，我国资本流动的 类型主要是直接投资，辅之以国际贷款和证券融资（图 3）。90 年代我国外商直接 投资增长很快，同时以证券方式流入的外资也有所增加，而其他投资表现为净流 — 4 —
出（这包括官方外汇储备资产的海外运作）。 图3.资本流动项目各类与同期GDP的比例 0.08 ■一直接投资 0.06 ▲一组合投资 0.04 ■一其他投资 0.02 0 -0.02 -0.04 -0.06 198219831984198519861987198819891990199119921993199419951996199719981999 资料来源：同图1。 国际上通常还按照资本流动的主体，把资本流动分为官方的和私人的两类， 用以考察市场因素在资本流动中的作用“。图4表明，我国资本流入中私人部门的 份额，在20世纪80年代相对稳定，大约为60%，1989年达到最低为6%，此后以 私人部门资本流入的份额逐渐上升，1992年以后90%的资本流入为私人资本。 图4私人资本流入的份额(%) 120 100 80 60 40 198219831984198519861987198819891990199119921993199419951996199719981999 资料来源：《中国对外经济贸易年鉴》各期 第四，我国资本外逃规模越来越大。发展中国家还有一种特殊的资本流动方 式，即资本外逃。在我国，因为资本外逃的原因不尽相同，国内金融工具的缺乏、 贪污、私人财产保障制度的不完善、逃避管制、人民币汇率风险等因素都与资本 外逃有着千丝万缕的关系。根据Cuddington(1987年)的最低限方法i,我国 的资本外逃可以用下面公式计算：资本外逃=国际收支统计的误差与遗漏+私 人短期资本流动。 5
出（这包括官方外汇储备资产的海外运作）。 图 3. 资本流动项目各类与同期 GDP 的比例 -0.06 -0.04 -0.02 0 0.02 0.04 0.06 0.08 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 直接投资 组合投资 其他投资 资料来源：同图 1。 国际上通常还按照资本流动的主体，把资本流动分为官方的和私人的两类， 用以考察市场因素在资本流动中的作用ii。图 4 表明，我国资本流入中私人部门的 份额，在 20 世纪 80 年代相对稳定，大约为 60%，1989 年达到最低为 6%，此后以 私人部门资本流入的份额逐渐上升，1992 年以后 90%的资本流入为私人资本。 图 4 私人资本流入的份额（%） 0 20 40 60 80 100 120 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 资料来源：《中国对外经济贸易年鉴》各期 第四，我国资本外逃规模越来越大。发展中国家还有一种特殊的资本流动方 式，即资本外逃。在我国，因为资本外逃的原因不尽相同，国内金融工具的缺乏、 贪污、私人财产保障制度的不完善、逃避管制、人民币汇率风险等因素都与资本 外逃有着千丝万缕的关系。根据 Cuddington（1987 年）的最低限方法iii，我国 的资本外逃可以用下面公式计算：资本外逃 = 国际收支统计的误差与遗漏 + 私 人短期资本流动。 — 5 —
从估计结果来看（图5），1992年之前我国的资本外逃规模并不大，而且有 的年份还表现为反向逃避一一资本外逃的回流。1992年以后，我国进一步的对外 开放和各种外汇管制的放松，资本外逃的规模快速增加。1994年人民币在经常项 目的部分可兑换到1996年底全部可兑换，为资本外逃提供了便利。 图5我国资本外逃的走势（亿美元） 300 250 200 150 100 50 0 -50 -100 -150 1984198519861987198819891990199119921993199419951996199719981999 资料来源：同图1。 我国资本流动的特征表明，我国实行的是资本管制，对资本的流动采取的是 直接的行政管理为主，对不同的资本流动实行非对称性的管制。但是随着改革开 放的推进，特别是经常项目的人民币自由兑换的实现，资本流动的自由度在不断 增加。就资本流动的构成来看，官方或官方担保的资本流动在下降，而非官方或 “私人”机构的资本流动份额在增加。同时，规避资本管制的资本外逃规模越来 越大。因此，即使实行严格的资本项目交易的管制，通过私人部门的套利行为， 我国资本流动越来越受国内外市场因素（例如，利率、汇率等）的左右。在资本 外逃规模达到一定水平的条件下，即使国内不存在相应的风险规避工具，投资者 (避险者)也能通过将资金转移到国外金融市场的方式进行各种风险的规避，这 意味着国内经济主体与海外主体所面临的无风险利率趋同。由此，本报告的基本 假设：我国的资本流动程度不是固定的而是变动的，呈现增加的趋势：国内金融 市场的开放度也在不断上升。 6—
从估计结果来看（图 5），1992 年之前我国的资本外逃规模并不大，而且有 的年份还表现为反向逃避——资本外逃的回流。1992 年以后，我国进一步的对外 开放和各种外汇管制的放松，资本外逃的规模快速增加。1994 年人民币在经常项 目的部分可兑换到 1996 年底全部可兑换，为资本外逃提供了便利。 图 5 我国资本外逃的走势（亿美元） -150 -100 -50 0 50 100 150 200 250 300 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 资料来源：同图 1。 我国资本流动的特征表明，我国实行的是资本管制，对资本的流动采取的是 直接的行政管理为主，对不同的资本流动实行非对称性的管制。但是随着改革开 放的推进，特别是经常项目的人民币自由兑换的实现，资本流动的自由度在不断 增加。就资本流动的构成来看，官方或官方担保的资本流动在下降，而非官方或 “私人”机构的资本流动份额在增加。同时，规避资本管制的资本外逃规模越来 越大。因此，即使实行严格的资本项目交易的管制，通过私人部门的套利行为， 我国资本流动越来越受国内外市场因素（例如，利率、汇率等）的左右。在资本 外逃规模达到一定水平的条件下，即使国内不存在相应的风险规避工具，投资者 （避险者）也能通过将资金转移到国外金融市场的方式进行各种风险的规避，这 意味着国内经济主体与海外主体所面临的无风险利率趋同。由此，本报告的基本 假设：我国的资本流动程度不是固定的而是变动的，呈现增加的趋势；国内金融 市场的开放度也在不断上升。 — 6 —
金融市场开放度的动态估计 实证模型 一国国内利率与世界利率的联系程度是衡量金融市场开放度的重要方法。在 完全开放经济中，资本自由流动及套利行为，导致一国的名义金融资产收益率在 经过风险（主要是汇率风险）调整后与国际上的名义金融资产收益率趋同：在完 全封闭经济中，一国实行完全的资本管制并且其管制是有效，则国内利率的变化 完全反映了国内货币需求与供给之间的不平衡，不受国际利率变化的影响。大多 数发展中国家处于这两种极端状态之间，既不是完全的资本流动，也不能完全隔 离国内金融市场和国际资本市场。因此无法直接用利率平价关系来检验资本是否 是自由流动和资本帐户的开放度。 Edwards和Khan在1985年提出了一种半开放经济的利率决定模型，Haque和 Montie1(1990)对模型进行了发展。我们对此模型进行了一些修改并运用这一模 型来衡量我国资本流动的程度或金融市场的开放度。 假设，国内和世界的资本供需状况都会影响国内的利率，国内名义的市场利 率(r)是世界利率经汇率调整后的值(r*)和资本帐户完全封闭时国内利率(r') 的加权平均： r=wr*+(1-w)r (1) 参数y即是一国资本帐户价格方面的开放程度。当=0时，外部因素不对本 国的利率决定发生作用，国内金融市场与国际金融市场被有效隔离，国内市场利 率完全由国内资本的供给和需求状况决定。这种情况只能在有效的限制私人资本 流动的时候才能发生；当w=1时，国内市场的利率等于用汇率因素调整后的世界 利率，资本是完全流动的。 资本帐户完全封闭时国内利率()是不可直接观测的，我们用下面的方法 分两步将其推出。首先从货币供给存量开始。我们知道，一国的货币供给可以用 一7
金融市场开放度的动态估计 实证模型 一国国内利率与世界利率的联系程度是衡量金融市场开放度的重要方法。在 完全开放经济中，资本自由流动及套利行为，导致一国的名义金融资产收益率在 经过风险（主要是汇率风险）调整后与国际上的名义金融资产收益率趋同；在完 全封闭经济中，一国实行完全的资本管制并且其管制是有效，则国内利率的变化 完全反映了国内货币需求与供给之间的不平衡，不受国际利率变化的影响。大多 数发展中国家处于这两种极端状态之间，既不是完全的资本流动，也不能完全隔 离国内金融市场和国际资本市场。因此无法直接用利率平价关系来检验资本是否 是自由流动和资本帐户的开放度。 Edwards 和 Khan 在 1985 年提出了一种半开放经济的利率决定模型，Haque 和 Montiel（1990）对模型进行了发展。我们对此模型进行了一些修改并运用这一模 型来衡量我国资本流动的程度或金融市场的开放度。 假设，国内和世界的资本供需状况都会影响国内的利率，国内名义的市场利 率（r）是世界利率经汇率调整后的值（r*）和资本帐户完全封闭时国内利率（r’） 的加权平均： r =ψr * +(1−ψ )r' （1） 参数ψ即是一国资本帐户价格方面的开放程度。当ψ = 0 时，外部因素不对本 国的利率决定发生作用，国内金融市场与国际金融市场被有效隔离，国内市场利 率完全由国内资本的供给和需求状况决定。这种情况只能在有效的限制私人资本 流动的时候才能发生；当ψ = 1 时，国内市场的利率等于用汇率因素调整后的世界 利率，资本是完全流动的。 资本帐户完全封闭时国内利率（ ）是不可直接观测的，我们用下面的方法 分两步将其推出。首先从货币供给存量开始。我们知道，一国的货币供给可以用 r' — 7 —
下式表示 MS =R+D=RG-D+AR+D (2) 其中R为国内部门的对外资产净值，D为当年的国内信贷存量，R~)是上期 的对外资产。上式说明，当年的货币供给是由当年的国内信贷存量，上一年的对 外资产净值和当年对外资产净值的变化（△R)三部分构成的。从国际收支的角度 来看，一定时期对外资产净值的变动额应该等于一国在此时期所有对外的货币形 式的流入和流出的余额，而这种资本的流入和流出是由经常收支(CA)和资本收 支(KA)两部分体现的，资本收支又可以分为政府部门(KAg)和私人部门(KAp) 两部分。所以， MS =R+D+CA+KAg+KAp (3) 在资本帐户封闭条件下的货币供给M’应剔除私人资本收支的影响，即 M'=R-D+D+CA=M-KAp。 (4) 一国封闭条件下的利率(r’)可以从货币市场的均衡条件求出。即 In(M'/P)=In(M/P) (5) 这里P为国内物价水平，1n为自然对数符号。 其次，讨论货币需求。根据Dooley和Mathieson(1994)的假设，实际货币 需求要反应预期通货膨胀率的效果和其它狭义货币的替代效果，则实际货币需求 为， ln(MP/P)=a-a(-π)+a,ln(Y)-π-a,o-π)-aln(MIP)D' (6) 其中M”是对货币的需求，π°是预期的通货膨胀率，Y是实际产出，P是国内 价格水平，”是定期存款利率，其他变量的经济含义同前。上式表明，货币需求 受预期的狭义货币和定期存款利率的影响。同时，预期通货膨胀率对货币需求的 影响可以是负向的也可以是正向的，取决于系数al、a3和a4。如果财富持有的自 动调整于预期的水平，货币持有的系数a5遵循，0≤a5≤1。 如果利率是资本封闭下的国内货币市场均衡的利率，即 —8—
下式表示 M R D R R D S ≡ + ≡ （1−1）+ ∆ + （2） 其中 R 为国内部门的对外资产净值，Ｄ为当年的国内信贷存量，R（-1）是上期 的对外资产。上式说明，当年的货币供给是由当年的国内信贷存量，上一年的对 外资产净值和当年对外资产净值的变化（ΔR）三部分构成的。从国际收支的角度 来看，一定时期对外资产净值的变动额应该等于一国在此时期所有对外的货币形 式的流入和流出的余额，而这种资本的流入和流出是由经常收支（CA）和资本收 支（KA）两部分体现的，资本收支又可以分为政府部门（KAg）和私人部门（KAp） 两部分。所以， M R D CA KAg KAp S ≡ （−1）+ + + + （3） 在资本帐户封闭条件下的货币供给Ｍ’应剔除私人资本收支的影响，即 M’≡ R（−1）+ D + CA ≡ M − KAp 。 （4） 一国封闭条件下的利率（r’）可以从货币市场的均衡条件求出。即 ln（M’/ P）= ln（M / P） （5） 这里 P 为国内物价水平，ln 为自然对数符号。 其次，讨论货币需求。根据 Dooley 和 Mathieson（1994）的假设，实际货币 需求要反应预期通货膨胀率的效果和其它狭义货币的替代效果，则实际货币需求 为， ln（M / P）= 0 − （1 r − ）+ 2 ln（Y）− 3 − （4 r − ）− 5 ln（M / P）（−1） e D D e e α α π α α π α π α ， （6） 其中ＭＤ 是对货币的需求，πe 是预期的通货膨胀率，Y 是实际产出，Ｐ是国内 价格水平，rD 是定期存款利率，其他变量的经济含义同前。上式表明，货币需求 受预期的狭义货币和定期存款利率的影响。同时，预期通货膨胀率对货币需求的 影响可以是负向的也可以是正向的，取决于系数 a1、a3 和 a4。如果财富持有的自 动调整于预期的水平，货币持有的系数 a5 遵循，0≤a5≤1。 如果利率 r' 是资本封闭下的国内货币市场均衡的利率，即 — 8 —
ln(M/P)=ln(MP/P),则封闭资本帐户条件下的国内利率为： r'=B。+Bln(Y)+B2ro+Bπ°+B4ln(M/P)-D+Bln(M'IP) (7) 这里， Bo=aola,B=a2 la,B2 =asla B3=（a1-a3+a4)1a1,B4=-5/a1￥B3=-1/a1e 把封闭资本帐户条件下的货币市场利率带入方程，就可以得到， P-r'=W(r*-r)。则由r,和r*相应的数据值，即可估计出一国的资本开放 度y。 计量模型转化为，r-r'=+W(r*-r)+4 (8) (8)式的经济含义为，国内所观察的利率与封闭利率的偏差同非抵补的平价 利率与封闭利率之差呈比例变化，常数项代表不同市场金融资产质量与风险的 差异。 估计结果 报告数据主要取自国际货币资金组织的国际金融统计(International Financial S1 atistics,IFS),部分来自《中国金融年鉴》。为了获得假设的封闭条件下的国内 利率，首先估计货币需求函数。前期的货币存量在估计时没有发现统计显著，因 而被剔除。货币需求函数的估计结果为： ln(MP/P)=-0.8807-0.8630r-π)+2.361ln(Y)-0.737z°+0.1419rp-π) (-0.2167)(-2.8293)(2.5096)(-2.8293)(2.5606) R2=0.7425托宾的h值=0.4654 括号内的数为相应估计的t统计值。从实证结果看，各个参数的符号符合理 论模型的要求而且显著不为零，方程拟合的相当好。需要说明的是，扣除预期通 货膨胀的定期的存款利率与狭义货币需求统计显著而且正相关，反映了在样本期 间我国金融的不断深化，即狭义货币与准货币需求的双增长“。 其次，根据方程(7)就可以计算封闭下的利率。 我们用两种方法：静态估计和动态估计来测量我国金融市场开放度。由于香 港、日本和美国的金融市场是最重要的国际利率并且对我国利率的影响很大，因 此我们选择这三个市场的利率作为国际市场参照利率进行计量分析。 -9
ln（M‘ / P）= ln（M D / P） r’= β 0 + β 1 ln（Y）+ （ ， 3 1 3 4 0 0 1 1 / β α α α ，则封闭资本帐户条件下的国内利率为： β α α β = − + = = r − r’=ψ（r * −r’） ψ r ln（M D / P）= −0.8807−0 β 2 rD + β 3πe + β 4 ln（M / P）（−1）+ β 5 ln（M’/ P） （7） 这里， ） ， ， 。 ， ， 1 4 5 1 5 1 2 1 2 4 1 / / 1/ / / α β α α β α α α β α α = − = − = 把封闭资本帐户条件下的货币市场利率 r' 带入方程，就可以得到， 。则由 r， r'和 r * 相应的数据值，即可估计出一国的资本开放 度 。 计量模型转化为， − r’=α +ψ（r * −r’）+ µ （8） （8）式的经济含义为，国内所观察的利率与封闭利率的偏差同非抵补的平价 利率与封闭利率之差呈比例变化，常数项 a 代表不同市场金融资产质量与风险的 差异。 估计结果 报告数据主要取自国际货币资金组织的国际金融统计（International Financial Statistics，IFS），部分来自《中国金融年鉴》。为了获得假设的封闭条件下的国内 利率，首先估计货币需求函数。前期的货币存量在估计时没有发现统计显著，因 而被剔除。货币需求函数的估计结果为： .8630（r −πe ）+ 2.3611ln（Y）−0.7371πe + 0.1419（rD −πe ） （-0.2167）（-2.8293） （2.5096） （-2.8293）（2.5606） Ｒ2 =0.7425 托宾的 h 值 = 0.4654 括号内的数为相应估计的ｔ统计值。从实证结果看，各个参数的符号符合理 论模型的要求而且显著不为零，方程拟合的相当好。需要说明的是，扣除预期通 货膨胀的定期的存款利率与狭义货币需求统计显著而且正相关，反映了在样本期 间我国金融的不断深化，即狭义货币与准货币需求的双增长iv。 其次，根据方程（7）就可以计算封闭下的利率。 我们用两种方法：静态估计和动态估计来测量我国金融市场开放度。由于香 港、日本和美国的金融市场是最重要的国际利率并且对我国利率的影响很大，因 此我们选择这三个市场的利率作为国际市场参照利率进行计量分析。 — 9 —
参数的静态估计 应用不变的参数估计法来衡量金融市场开放度，估计结果见表1。静态的估计 结果表明，1979年至1999年间我国金融市场与国外市场的相关程度在0.37-0.51 之内，表明我国国内利率还是受到国外利率的影响，把我国金融市场视为完全封 闭的是不恰当的。从国际比较的角度，我国金融市场开放度在新兴的发展我国家 中是较低的，在1979年至1999年间“平均”为0.36-0.51，除了仅高于80年代 的印度外，低于大部分国家在80年代的水平。 表1.我国与香港、日本和美国的利率关系的静态估计，1979-1999 香港 日本 美国 系数 t-值 系数 t-值 系数 t-值 -2.302 -4.634 -0.983 -0.858 -2.480 -2.699 (r*-r’) 0.365 4.569 0.469 4.797 0.502 5.666 RHO1 0.750 0.713 R2 0.551 0.638 0.725 调整后的R 0.525 0.596 0.693 D-W统计值 1.387 1.699 2.161 F统计值 20.872 15.013 22.418 注释： r’：假设封闭经济条件下我国的利率 *:相对应的非抵补的利率平价，定义为海外市场利率加上人民币的（理性）预期贬值率。 海外市场利率分别为，香港利率为银行间同业拆放利率，三个月期的日元LIB0R,和美 国三个月期的国债利率。 系数在统计上显著异于0和1。 资料来源：中国金融年鉴和国际货币基金组织：International Financial Statistics.. 参数的动态估计 静态的估计是假设我国的金融市场与国际市场的关系是固定的，没有考虑制 度变迁的因素，用这种方法来研究像我国这样一个过渡经济国家的资本流动是有 缺陷的。根据前面的分析结论，我们进一步采用一种动态的、国际上通行的方法 来计测，即Kalman滤波技术，并假设随机运动路径遵循，少，=vw,-+6,为简化 起见，假设v为常数并且等于1。模拟结果见图6。 为了检验动态估计的有效性，我们同时在图中给出了静态估计结果的95%的可 信区间。如果动态估计结果落在95%的可信区间之内，就可以拒绝静态估计的假设 而接受动态的估计。图6表明，Kalman过虑估计应该明显的不同于静态估计，并 -10—
参数的静态估计 应用不变的参数估计法来衡量金融市场开放度，估计结果见表 1。静态的估计 结果表明，1979 年至 1999 年间我国金融市场与国外市场的相关程度在 0.37-0.51 之内，表明我国国内利率还是受到国外利率的影响，把我国金融市场视为完全封 闭的是不恰当的。从国际比较的角度，我国金融市场开放度在新兴的发展我国家 中是较低的，在 1979 年至 1999 年间“平均”为 0.36-0.51，除了仅高于 80 年代 的印度外，低于大部分国家在 80 年代的水平。 表 1.我国与香港、日本和美国的利率关系的静态估计，1979-1999 香港 日本 美国 系数 t-值 系数 t-值 系数 t-值 -2.302 -4.634 -0.983 -0.858 -2.480 -2.699 （r* - r'） 0.365 4.569 0.469 4.797 0.502 5.666 RHO1 0.750 0.713 R2 0.551 0.638 0.725 调整后的 R2 0.525 0.596 0.693 D-W 统计值 1.387 1.699 2.161 F 统计值 20.872 15.013 22.418 注释： r'：假设封闭经济条件下我国的利率 r*：相对应的非抵补的利率平价，定义为海外市场利率加上人民币的（理性）预期贬值率。 海外市场利率分别为，香港利率为银行间同业拆放利率，三个月期的日元 LIBOR， 和美 国三个月期的国债利率。 系数在统计上显著异于 0 和 1。 资料来源：中国金融年鉴和国际货币基金组织： International Financial Statistics. 参数的动态估计 静态的估计是假设我国的金融市场与国际市场的关系是固定的，没有考虑制 度变迁的因素，用这种方法来研究像我国这样一个过渡经济国家的资本流动是有 缺陷的。根据前面的分析结论，我们进一步采用一种动态的、国际上通行的方法 来计测，即 Kalman 滤波技术，并假设随机运动路径遵循， t t t ψ =νψ + ε −1 ，为简化 起见，假设ν为常数并且等于 1。模拟结果见图 6。 为了检验动态估计的有效性，我们同时在图中给出了静态估计结果的 95%的可 信区间。如果动态估计结果落在 95%的可信区间之内，就可以拒绝静态估计的假设 而接受动态的估计。图 6 表明，Kalman 过虑估计应该明显的不同于静态估计，并 — 10 —