劉永余,王　博

(南開(kāi)大學(xué) 金融學(xué)院，天津300071)

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中國(guó)資本管制的有效性問(wèn)題
——基于跨境資本套利和套匯活動(dòng)的研究

劉永余,王博

(南開(kāi)大學(xué) 金融學(xué)院，天津300071)

摘要：本文通過(guò)構(gòu)建人民幣貨幣市場(chǎng)和外匯市場(chǎng)在岸和離岸間的價(jià)差指標(biāo)，采用滾動(dòng)自回歸模型和多機(jī)制平滑轉(zhuǎn)換模型(MSTAR)對(duì)其進(jìn)行非線性檢驗(yàn)。結(jié)果表明，資本管制使得套利、套匯活動(dòng)在不同階段存在顯著不同的中性區(qū)間，區(qū)間內(nèi)外的系數(shù)不同表明資本管制的有效性存在差異。2005-2008年間，套利和套匯的管制強(qiáng)度和有效性均逐漸增加。2009-2012年間，套利和套匯的管制強(qiáng)度和有效性出現(xiàn)不同程度的降低。2013年，套利活動(dòng)管制有效性進(jìn)一步降低，套匯活動(dòng)管制有效性則有所增加。2014-2015年間，套利和套匯活動(dòng)的管制強(qiáng)度和有效性逐步增強(qiáng)，但套利資本管制波動(dòng)較大。

關(guān)鍵詞：資本管制有效性；貨幣市場(chǎng)；外匯市場(chǎng)；MSTAR模型

一、引言

2011年中國(guó)發(fā)布《“十二五”規(guī)劃綱要》指出，中國(guó)將在2011-2015年間“逐步實(shí)現(xiàn)人民幣資本項(xiàng)目可兌換”。中國(guó)人民銀行[1]通過(guò)分析國(guó)際經(jīng)驗(yàn)和國(guó)內(nèi)條件指出中國(guó)資本賬戶開(kāi)放的條件基本成熟，并形成中國(guó)資本賬戶開(kāi)放的路徑安排。2015年3月，周小川再度表態(tài)中國(guó)資本市場(chǎng)將更加開(kāi)放，并于年內(nèi)實(shí)現(xiàn)資本項(xiàng)目可兌換①2015年3月22日，周小川參加“中國(guó)發(fā)展高層論壇2015年會(huì)”發(fā)表講話。。近年來(lái)，官方多次表態(tài)支持加快資本賬戶開(kāi)放，但是學(xué)界對(duì)于資本賬戶開(kāi)放的時(shí)機(jī)和步驟依然存在諸多爭(zhēng)議。其中，爭(zhēng)議的一個(gè)主要焦點(diǎn)是國(guó)內(nèi)資本管制的有效性問(wèn)題。一方表示中國(guó)資本管制有效性逐年降低或者基本無(wú)效，因此可以加快資本開(kāi)放；另一方則表示中國(guó)資本管制對(duì)于資本流動(dòng)仍然具有較強(qiáng)作用，建議審慎開(kāi)放資本賬戶。伴隨世界經(jīng)濟(jì)的不平衡復(fù)蘇，全球主要中央銀行的貨幣政策出現(xiàn)分化格局。在此背景下，發(fā)展中國(guó)家匯率貶值預(yù)期將會(huì)導(dǎo)致國(guó)際資本流動(dòng)出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，這對(duì)于發(fā)展中國(guó)家的資本市場(chǎng)和宏觀經(jīng)濟(jì)均形成巨大壓力。因此，通過(guò)探究中國(guó)資本管制的有效性，進(jìn)而確定最優(yōu)的資本開(kāi)放時(shí)機(jī)和路徑成為當(dāng)前金融改革的重要議題。

資本管制的有效性主要體現(xiàn)在國(guó)際資本流動(dòng)、實(shí)際匯率、貨幣政策獨(dú)立性和金融穩(wěn)定性四個(gè)方面[2-3]。其中，資本流動(dòng)是影響實(shí)際匯率、貨幣政策和金融穩(wěn)定的關(guān)鍵。但是，關(guān)于資本管制對(duì)國(guó)際資本流動(dòng)作用有效性的學(xué)術(shù)研究缺乏統(tǒng)一的研究方法，而且研究結(jié)論也存在較大的分歧。本文通過(guò)梳理相關(guān)文獻(xiàn)，首次采用多機(jī)制平滑轉(zhuǎn)換模型(MSTAR)對(duì)人民幣跨境套利和套匯活動(dòng)的價(jià)格變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，探究中國(guó)資本管制的有效性問(wèn)題。

相比現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，本文創(chuàng)新之處主要有如下兩點(diǎn)：第一，本文首次通過(guò)多機(jī)制平滑轉(zhuǎn)換模型(MSTAR)對(duì)資本流動(dòng)的價(jià)格變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)Einzig[4-5]、Hallwood and MacDonald[6]的研究，資本流動(dòng)和資本管制之間并非線性關(guān)系。而且，多數(shù)資本管制指標(biāo)的構(gòu)建并不能體現(xiàn)資本流動(dòng)的實(shí)際成本。因此，本文通過(guò)MSTAR模型對(duì)資本流動(dòng)的價(jià)格變量進(jìn)行非線性檢驗(yàn)來(lái)克服上述問(wèn)題。第二、現(xiàn)有文獻(xiàn)往往通過(guò)構(gòu)建單一資本管制指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)[7-8]，因而無(wú)法掌握資本管制對(duì)于不同資本市場(chǎng)影響的差異。本文通過(guò)構(gòu)建人民幣貨幣市場(chǎng)和外匯市場(chǎng)在岸和離岸間的價(jià)格偏離，分別探究了資本流入管制和流出管制對(duì)于套利活動(dòng)和套匯活動(dòng)的不同影響。

本文的主要結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分梳理資本管制對(duì)于跨境資本流動(dòng)作用有效性的研究文獻(xiàn)；第三部分主要說(shuō)明相關(guān)數(shù)據(jù)指標(biāo)構(gòu)建過(guò)程和多機(jī)制平滑轉(zhuǎn)換模型(MSTAR)；第四部分為實(shí)證模型的檢驗(yàn)結(jié)果和相關(guān)分析；第五部分為本文結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

資本管制有效性主要體現(xiàn)在國(guó)際資本流動(dòng)、實(shí)際匯率、貨幣政策獨(dú)立性和金融穩(wěn)定性四個(gè)方面[2]。其中，對(duì)于國(guó)際資本流動(dòng)的影響主要包括資本流動(dòng)規(guī)模和資本流動(dòng)期限結(jié)構(gòu)。目前，資本管制對(duì)于資本流動(dòng)影響的研究缺乏統(tǒng)一的理論和實(shí)證框架，研究結(jié)論也多有分歧[3]。目前，多數(shù)文獻(xiàn)的實(shí)證研究可以劃為兩類：一類是通過(guò)構(gòu)建資本管制指標(biāo)對(duì)資本流動(dòng)規(guī)模進(jìn)行直接研究，另一類是針對(duì)資本流動(dòng)的價(jià)格變量進(jìn)行研究。

在對(duì)資本流動(dòng)規(guī)模的研究中，實(shí)證結(jié)論存在較大分歧。其中，De Gregorio et al.[9]對(duì)智利1991-1998年間的資本管制進(jìn)行檢驗(yàn)，表明資本管制對(duì)于資本流動(dòng)規(guī)模沒(méi)有顯著降低作用。Carvalho and Garcia[10]通過(guò)VAR模型對(duì)1990年代巴西的資本管制進(jìn)行檢驗(yàn)表明，資本管制對(duì)于資本流動(dòng)的影響僅在短期有效。Jinjarak et al.[2]通過(guò)反事實(shí)模擬表明，巴西2008-2011年間的資本管制對(duì)于資本流動(dòng)規(guī)模并沒(méi)有顯著影響。Pandey et al.[11]通過(guò)傾向得分匹配方法對(duì)印度2004-2013年間的資本管制進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明資本管制對(duì)于資本流動(dòng)并沒(méi)有顯著影響。Magud et al.[3]通過(guò)對(duì)近年來(lái)資本管制的研究文獻(xiàn)進(jìn)行總結(jié)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)資本管制對(duì)于資本流動(dòng)結(jié)構(gòu)和貨幣政策自主性具有顯著作用，但是對(duì)于資本流動(dòng)規(guī)模的影響并沒(méi)有統(tǒng)一結(jié)論。

①凱恩斯-愛(ài)因齊格猜想由Keynes首次提出，Einzig[4-5]進(jìn)一步對(duì)其進(jìn)行發(fā)展，該猜想是指國(guó)際資本流動(dòng)只有在拋補(bǔ)套利平價(jià)偏離超過(guò)一定程度時(shí)才會(huì)發(fā)生，而且該偏離現(xiàn)象具有延續(xù)性。

Magud et al.[3]進(jìn)一步指出，上述研究中資本管制和資本流動(dòng)規(guī)模等指標(biāo)構(gòu)建存在顯著的問(wèn)題。其中，法律類管制指標(biāo)具有一定的內(nèi)生性[12]，而事實(shí)類指標(biāo)則存在一定缺陷無(wú)法反映資本流動(dòng)實(shí)際成本[13]。而且，實(shí)證模型多為線性檢驗(yàn)，忽略了國(guó)際資本流動(dòng)由于供給不完全彈性出現(xiàn)的非線性特征[6]。

在對(duì)資本流動(dòng)價(jià)格變量的研究中，多數(shù)文獻(xiàn)表明資本管制對(duì)國(guó)際資本流動(dòng)產(chǎn)生顯著影響。Peel and Taylor[14]首次通過(guò)TAR模型和TEVCM模型對(duì)兩次世界大戰(zhàn)期間美國(guó)和英國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，結(jié)果表明“凱恩斯-愛(ài)因齊格猜想”①顯著成立，拋補(bǔ)套利平價(jià)(CIP)偏離存在顯著的中性區(qū)間(Neutral Band)，只有當(dāng)偏離位于中性區(qū)間外時(shí)，資本套利活動(dòng)才會(huì)發(fā)生。Pasricha[15]通過(guò)修正CIP模型，采用自我激勵(lì)門(mén)檻回歸模型(SETAR)對(duì)不同國(guó)家的CIP偏離行為進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明中性區(qū)間的形成主要是由于資本管制因素。Taylor and Branson[16]針對(duì)1996-1998年間俄羅斯的CIP偏離進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，伴隨金融產(chǎn)品期限增長(zhǎng)，中性區(qū)間的寬度增加，而區(qū)間外的均值回歸速度降低。Hutchison et al.[17]通過(guò)滾動(dòng)AR模型表明，1999年至2008年間印度的CIP偏離自回歸系數(shù)存在顯著時(shí)變特征。Hutchison et al.[18]依據(jù)資本管制指標(biāo)對(duì)總體樣本進(jìn)行劃分，然后對(duì)子樣本依次進(jìn)行SETAR實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明印度的資本管制在逐漸放松。

目前，國(guó)內(nèi)對(duì)于資本管制的研究相對(duì)較少，而且主要集中于資本管制指標(biāo)的構(gòu)建及其應(yīng)用，資本管制對(duì)資本流動(dòng)影響的研究則比較匱乏。在資本管制指標(biāo)方面，婁伶俐，錢(qián)銘[19]等對(duì)國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)中法律類和事實(shí)類資本管制指標(biāo)的構(gòu)建進(jìn)行梳理，徐明東，解學(xué)成[20]等通過(guò)構(gòu)建資本管制指標(biāo)探究中國(guó)資本開(kāi)放程度的變化。在資本管制指標(biāo)的應(yīng)用方面，王曦等[21]基于法律類資本管制指標(biāo)通過(guò)有序probit模型研究了資本賬戶開(kāi)放的國(guó)際經(jīng)驗(yàn)，并對(duì)國(guó)內(nèi)資本開(kāi)放條件進(jìn)行評(píng)價(jià)。黃玲[22]基于Chinn-Ito指標(biāo)實(shí)證檢驗(yàn)了資本管制能否有效防范金融危機(jī)。關(guān)于資本管制對(duì)于資本流動(dòng)影響的研究，施建淮[23]對(duì)中國(guó)資本流入的現(xiàn)狀、影響及其應(yīng)對(duì)進(jìn)行了定性分析。劉莉亞等[8]基于Chinn-Ito指標(biāo)檢驗(yàn)資本管制對(duì)于國(guó)際資本流動(dòng)的異常狀態(tài)、規(guī)模和波動(dòng)性的影響。Ma and McCauley[24]指出中美利差的持續(xù)存在表明中國(guó)資本管制措施仍然有效，資本流動(dòng)數(shù)據(jù)表明資本管制有其局限性。茍琴等[7]通過(guò)構(gòu)建月度資本管制法律指標(biāo)，采用VECM模型直接對(duì)短期資本流動(dòng)進(jìn)行實(shí)證研究來(lái)檢驗(yàn)資本管制的有效性。

綜上，目前國(guó)內(nèi)對(duì)于資本管制有效性的研究剛剛起步，而且主要是對(duì)資本流動(dòng)規(guī)模和結(jié)構(gòu)的線性檢驗(yàn)。本文通過(guò)采用滾動(dòng)回歸和多機(jī)制平滑轉(zhuǎn)換模型(MSTAR)對(duì)人民幣套利和套匯活動(dòng)中的價(jià)格變量進(jìn)行非線性檢驗(yàn)，一方面避免了資本管制指標(biāo)和資本流動(dòng)規(guī)模估計(jì)中的誤差問(wèn)題，另一方面模型能夠檢驗(yàn)資本管制影響的非線性特征。

三、實(shí)證模型與數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文的實(shí)證模型主要包括兩個(gè)部分：首先，通過(guò)滾動(dòng)自回歸模型檢驗(yàn)跨境資本套利、套匯活動(dòng)在不同階段的時(shí)變特征，并據(jù)此對(duì)總體樣本進(jìn)行樣本劃分；其次，通過(guò)MSTAR模型檢驗(yàn)跨境資本套利、套匯活動(dòng)在資本管制影響下是否存在中性區(qū)間以及區(qū)間內(nèi)外系數(shù)的變化情況，以此判斷資本管制的有效性。

(一)模型數(shù)據(jù)構(gòu)建與說(shuō)明

由于資本管制措施對(duì)于不同資本市場(chǎng)的作用可能存在差異，本文的研究對(duì)象主要選取貨幣市場(chǎng)和遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)，并通過(guò)構(gòu)建在岸和離岸市場(chǎng)間的價(jià)格偏離指標(biāo)來(lái)刻畫(huà)人民幣跨境資本套利和套匯的活動(dòng)情況。

其次，在遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)中，跨境資本套匯的相對(duì)價(jià)差為ΔFt=(Ft-MDFt)/St。其中，F(xiàn)t和NDFt分別表示在岸和離岸3個(gè)月期的遠(yuǎn)期匯率，St表示在岸市場(chǎng)即期匯率。如果ΔFt為正，表明人民幣在岸價(jià)格相對(duì)較低，資本存在凈流入壓力；反之則反是。

根據(jù)表1中的描述，人民幣遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)均存在明顯的正向價(jià)差，即在岸人民幣的價(jià)格相對(duì)較低，而且貨幣收益率相對(duì)較高。其中，ΔCIPt相對(duì)ΔFt更加具有波動(dòng)性。ΔCIPt和ΔFt序列的峰度均大于3，表明兩者均存在“厚尾”現(xiàn)象。不過(guò)，ΔFt的分布具有左偏特征，而ΔCIPt的分布具有右偏特征。這表明，ΔFt在多數(shù)情況中高于均值，ΔCIPt在多數(shù)情況中低于均值。

表1　數(shù)據(jù)描述性說(shuō)明

圖1　人民幣外匯市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)的價(jià)格偏離情況(3M)

根據(jù)圖1中的描述，ΔCIPt和ΔFt的變化在多數(shù)時(shí)期中非常類似，但是ΔCIPt的均值和波動(dòng)幅度相對(duì)較高。2005年7月至2007年8月，ΔCIPt和ΔFt的表現(xiàn)相對(duì)平穩(wěn)。2007年8月次貸危機(jī)之后，ΔCIPt、ΔFt的均值增加。其中，ΔCIPt單調(diào)上升并于2008年3月達(dá)到峰值后迅速降低，ΔFt則處于震蕩趨勢(shì)。2008年8月以后，全球金融危機(jī)蔓延，ΔCIPt、ΔFt迅速轉(zhuǎn)為負(fù)向偏離，并一直持續(xù)到2009年第一季度。2009年年初至2012年年末，ΔCIPt在前期緩慢擴(kuò)大而在后期則持續(xù)降低。其中，2009年至2010年6月期間的ΔFt和ΔCIPt變動(dòng)基本一致。2010年6月至2012年末，ΔFt的均值趨于零，同時(shí)表現(xiàn)出較大的波動(dòng)特征，ΔCIPt則相對(duì)平穩(wěn)。2013年，ΔCIPt幾乎接近于零，ΔFt的均值則為負(fù)數(shù)。2014年至2015年4月，ΔCIPt、ΔFt的變動(dòng)重新趨于一致。

表2中，ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)均表明序列ΔCIPt和ΔFt在5%的顯著性下拒絕原假設(shè)，即序列是平穩(wěn)的。依據(jù)ΔCIP、ΔFt的自相關(guān)和偏自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，時(shí)間序列ΔCIP、ΔCIPt均服從AR(1)分布。

表2　單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在10%，5%和1%水平下顯著。

(二)MSTAR模型的構(gòu)建與估計(jì)

目前，非線性自回歸模型主要包括馬爾科夫轉(zhuǎn)換模型、門(mén)檻轉(zhuǎn)換模型和平滑轉(zhuǎn)換模型。其中，單機(jī)制平滑轉(zhuǎn)換模型(STAR)最早由Ter?svirta[25]提出，該模型通過(guò)設(shè)定轉(zhuǎn)換函數(shù)G(γ,c,z)來(lái)刻畫(huà)變量間的非線性特征，具體設(shè)定如下：

yt=φ′xt+θ′xtG(γ,c,qt)+μt

(1)

標(biāo)準(zhǔn)平滑轉(zhuǎn)換模型(STAR)中的轉(zhuǎn)換機(jī)制單一，所以STAR模型可能無(wú)法檢驗(yàn)變量間的復(fù)雜關(guān)系。因此，Dijk and Franses[26]通過(guò)修正標(biāo)準(zhǔn)STAR模型，提出多機(jī)制平滑轉(zhuǎn)換模型(MSTAR)來(lái)克服上述問(wèn)題，MSTAR模型設(shè)定如下：

(2)

m表示轉(zhuǎn)換機(jī)制的數(shù)目，解釋變量為xt，模型系數(shù)φ表示線性參數(shù)，θi表示第i個(gè)轉(zhuǎn)換機(jī)制對(duì)應(yīng)的非線性參數(shù)。在MSTAR模型中，轉(zhuǎn)換機(jī)制個(gè)數(shù)的增加有效提高了模型對(duì)于非線性特征的檢驗(yàn)效果。

則計(jì)算出自適應(yīng)因子矩陣后，對(duì)于式(29)、式(30)的向前一步預(yù)測(cè)估計(jì)協(xié)方差平方根矩陣更新方程可以改為

根據(jù)前述數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，本文設(shè)定被解釋變量yt依次為價(jià)格偏離值ΔCIPt和ΔFt，解釋變量為xt=(1,yt-1)′。根據(jù)Pasricha[15]、Hutchison[17-18]的研究，資本管制措施致使無(wú)風(fēng)險(xiǎn)價(jià)格偏離出現(xiàn)“中性區(qū)間”，跨境資本流動(dòng)由此具有顯著非線性特征。因此，本文設(shè)定轉(zhuǎn)換函數(shù)Gi(γi,ci,qt)為非對(duì)稱函數(shù)(LSTR1)，轉(zhuǎn)換變量qt為前期價(jià)格偏離指標(biāo)。

根據(jù)模型設(shè)定，在資本流入和流出雙向管制情形中，模型檢測(cè)結(jié)果將顯示轉(zhuǎn)換機(jī)制數(shù)目m=2，價(jià)格偏離行為形成正負(fù)兩個(gè)門(mén)檻c1和c2。其中，正向門(mén)檻表明流入管制致使跨境資本在門(mén)檻內(nèi)外的套利活動(dòng)存在差異，負(fù)向門(mén)檻則表明資本流出管制的影響。根據(jù)凱恩斯-愛(ài)因齊格猜想，自回歸系數(shù)在c1c2時(shí)期應(yīng)當(dāng)顯著小于1，表明中性區(qū)間以外的價(jià)格偏離在資本套利的影響下逐步收縮至中性區(qū)間。通過(guò)對(duì)比價(jià)格偏離yt在中性區(qū)間內(nèi)外的自回歸系數(shù)變化，本文得出資本管制對(duì)于人民幣套利、套匯活動(dòng)的實(shí)際影響效果。

MSTAR模型的估計(jì)過(guò)程如下：首先，根據(jù)Granger and Tergsvirta[27]，Terfisvirta[25]，針對(duì)模型轉(zhuǎn)換函數(shù)進(jìn)行3階泰勒公式展開(kāi)構(gòu)建輔助回歸式，進(jìn)行模型非線性檢驗(yàn)；其次，依據(jù)Eitrheim and Ter?svirta[28]提出的剩余非線性檢驗(yàn)方法，確定模型的最優(yōu)轉(zhuǎn)換機(jī)制數(shù)量；最后，根據(jù)模型檢驗(yàn)結(jié)果設(shè)定最優(yōu)模型進(jìn)行模型估計(jì)。其中，在MSTAR模型的估計(jì)過(guò)程中，本文將轉(zhuǎn)換變量進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化調(diào)整，這有利于解決模型中參數(shù)無(wú)法收斂和過(guò)度估計(jì)等異常問(wèn)題[25]。

四、實(shí)證結(jié)果

在滾動(dòng)AR模型估計(jì)過(guò)程中，本文設(shè)定滾動(dòng)窗口，即以100個(gè)日度數(shù)據(jù)為窗口進(jìn)行逐步滾動(dòng)自回歸。圖2和圖3分別描述了、的模型檢驗(yàn)結(jié)果。

圖2　關(guān)于ΔCIPt的滾動(dòng)AR(1)估計(jì)

圖3　關(guān)于ΔFt的滾動(dòng)AR(1)估計(jì)結(jié)果

從圖2中我們可以看出對(duì)ΔCIPt的分析結(jié)果，自回歸系數(shù)在多數(shù)情形中相對(duì)平穩(wěn)且接近于0.98，表明序列接近于隨機(jī)游走，跨境資本套利活動(dòng)較不敏感。但是，2008年至2009年期間的自回歸系數(shù)顯著降至0.89左右，2013年更是降至0.40左右，表明ΔCIPt序列的平穩(wěn)性顯著增強(qiáng)，資本套利活動(dòng)趨于活躍。

根據(jù)圖3中對(duì)ΔFt的分析結(jié)果，自回歸系數(shù)在樣本區(qū)間中呈現(xiàn)較大的波動(dòng)特征，而且多數(shù)時(shí)期中系數(shù)接近于0.97。其中，系數(shù)在樣本前期表現(xiàn)相對(duì)平穩(wěn)，2008年全球金融危機(jī)期間僅出現(xiàn)較小幅度降低。2010年6月之后，自回歸系數(shù)出現(xiàn)劇烈波動(dòng)，ΔFt序列的平穩(wěn)性在不斷調(diào)整。

(一)關(guān)于貨幣市場(chǎng)套利活動(dòng)的研究

根據(jù)滾動(dòng)自回歸模型結(jié)果，ΔCIPt序列自回歸過(guò)程存在顯著的時(shí)變性。因此，本文依據(jù)ΔCIPt的分布特征和上述檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行子樣本劃分。通過(guò)分析子樣本回歸的顯著性和擬合優(yōu)度結(jié)果，通過(guò)不同劃分方案進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，選取擬合效果最好的子樣本劃分方案，結(jié)果如下表3所示。

表3　樣本非線性檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在10%，5%和1%水平下顯著。

根據(jù)表3中的非線性檢驗(yàn)結(jié)果，ΔCIPt在總體樣本和各子樣本中均具有顯著的非線性。其中，各子樣本的MSTAR模型具有單一轉(zhuǎn)換機(jī)制(m=1)，而總體樣本則具有兩個(gè)轉(zhuǎn)換機(jī)制(m=2)。據(jù)此，本文依次對(duì)總體樣本和子樣本進(jìn)行建模。

模型檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，總體樣本中ΔCIPt自回歸過(guò)程存在正負(fù)兩個(gè)門(mén)檻，轉(zhuǎn)換速度γ較大，具有門(mén)檻轉(zhuǎn)換特征。當(dāng)ΔCIPt低于-0.0227時(shí)①，轉(zhuǎn)換函數(shù)G1≈G2≈0，自回歸系數(shù)φ1=0.53，具有較強(qiáng)的平穩(wěn)性特征；當(dāng)ΔCIPt高于0.0751時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G1≈G2≈1，自回歸系數(shù)φ1+θ1+θ2=1.03；當(dāng)ΔCIPt位于“中性區(qū)間”時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G1≈1、G2≈0，自回歸系數(shù)φ1+θ1=0.95。總體樣本的非線性特征并不完全符合“中性區(qū)間”假設(shè)，模型估計(jì)可能存在一定偏差。

進(jìn)一步針對(duì)9個(gè)子樣本的檢驗(yàn)結(jié)果表明，全球金融危機(jī)后的子樣本(2008.08，2009.03)存在負(fù)向門(mén)檻，其他子樣本則均具有正向門(mén)檻。而且，負(fù)向門(mén)檻非線性系數(shù)θ11>0，而正向門(mén)檻非線性系數(shù)θ21<0，這表明ΔCIPt在中性區(qū)間內(nèi)的自回歸系數(shù)較高，而在中性區(qū)間外的自回歸系數(shù)較低。此外，根據(jù)模型中轉(zhuǎn)換速度γ顯示，絕大多數(shù)子樣本的轉(zhuǎn)換機(jī)制均接近于門(mén)檻轉(zhuǎn)換(γ較大)，而子樣本(2009.04，2012.08)(γ=15.40)中價(jià)格偏離行為的轉(zhuǎn)換機(jī)制非常平滑。

①該門(mén)檻依據(jù)檢驗(yàn)中的標(biāo)準(zhǔn)化參數(shù)c1=0.64進(jìn)行還原計(jì)算得到。

根據(jù)圖4的描述，2005年7月到2007年8月，貨幣市場(chǎng)價(jià)差ΔCIPt相對(duì)較低，資本管制導(dǎo)致ΔCIPt存在顯著門(mén)檻(0.0182)。但是，門(mén)檻內(nèi)、外的系數(shù)(0.73、0.82)表明該期資本管制并非完全有效，跨境資本流動(dòng)可能存在“繞監(jiān)管”的套利活動(dòng)。2007年8月至2008年8月，資本管制強(qiáng)度顯著加強(qiáng)，ΔCIPt的門(mén)檻和波動(dòng)性明顯加劇。根據(jù)系數(shù)顯示，資本管制對(duì)于門(mén)檻內(nèi)套利活動(dòng)的約束作用顯著增強(qiáng)(0.94)。2008年9月至2009年3月，資本流入管制切換為資本流出管制，門(mén)檻外系數(shù)(0.31)表明資本流出壓力非常強(qiáng)，而門(mén)檻內(nèi)系數(shù)(0.86)表明資本管制對(duì)于資本流出套利活動(dòng)具有顯著限制。2009年4月至2012年8月，資本管制程度相比危機(jī)期間有所降低，門(mén)檻內(nèi)系數(shù)(0.81)說(shuō)明資本管制的有效性有所降低。2012年9月至2013年8月，資本管制水平非常低，ΔCIPt顯著降低至零附近，門(mén)檻內(nèi)、外的系數(shù)(0.42、0.05)說(shuō)明貨幣市場(chǎng)套利活動(dòng)非?；钴S。2013年8月至2014年2月，資本流入管制再度加強(qiáng)，門(mén)檻內(nèi)、外的系數(shù)(1.14、0.41)表明資本管制將ΔCIPt有效維持在門(mén)檻內(nèi)隨機(jī)游走。2014年3月至2014年8月，資本流入管制進(jìn)一步強(qiáng)化，但門(mén)檻內(nèi)、外回歸系數(shù)(0.63、0.57)表明資本管制的有效性有所降低。2014年8月至2014年11月，資本管制強(qiáng)度有所削弱，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.44、0.08)表明資本管制的有效性較低，套利活動(dòng)非?；钴S。2014年12月至2015年4月，資本管制程度加強(qiáng)，而且門(mén)檻內(nèi)、外回歸系數(shù)(0.95、0.41)表明資本管制作用非常有效，門(mén)檻內(nèi)的ΔCIPt基本屬于隨機(jī)游走。

表4　貨幣市場(chǎng)套利模型檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)中的數(shù)值為t值，***、**、*分別表示在10%，5%和1%水平下顯著。

圖4　貨幣市場(chǎng)價(jià)格偏離情況

注：圖中垂直虛線表示各子樣本臨界點(diǎn)，水平實(shí)線表示各子樣本自回歸轉(zhuǎn)換機(jī)制閾值，水平虛線表示零線，黑色實(shí)心點(diǎn)表示位于中性區(qū)間內(nèi)部，灰色星狀點(diǎn)表示位于中性區(qū)間外部。

(二)關(guān)于外匯市場(chǎng)套匯活動(dòng)的研究

類似的，本文對(duì)遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)價(jià)差ΔFt進(jìn)行樣本劃分和模型檢驗(yàn)。根據(jù)表5，ΔFt在總體樣本和子樣本中均具有顯著的非線性。同時(shí)，多數(shù)子樣本具有單一轉(zhuǎn)換機(jī)制(m=1)，總體樣本和2007年8月至2008年8月的子樣本具有兩個(gè)轉(zhuǎn)換機(jī)制(m=2)。

表5　樣本非線性檢驗(yàn)

注：***、**、*分別表示在10%，5%和1%水平下顯著。

根據(jù)非線性檢驗(yàn)結(jié)果，本文依次對(duì)總體樣本和各子樣本進(jìn)行MSTAR模型檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。首先，在總體樣本中，ΔFt自回歸具有正負(fù)兩個(gè)門(mén)檻，但是模型轉(zhuǎn)換速度相對(duì)較低，具有平滑轉(zhuǎn)換特征。其中，當(dāng)ΔFt<-0.0025時(shí)，自回歸系數(shù)約為0.88；當(dāng)-0.0025<ΔFt<0.0015時(shí)，自回歸系數(shù)小幅增加為0.89；當(dāng)ΔFt>0.0015時(shí)，自回歸回歸系數(shù)進(jìn)一步增加為0.92。顯然，總體樣本的自回歸系數(shù)并不符合“中性區(qū)間”假設(shè)，而且模型估計(jì)系數(shù)θ11、θ12顯著性較差。

表6　外匯市場(chǎng)套匯模型檢驗(yàn)結(jié)果

注：括號(hào)中的數(shù)值為顯著性的t值，***、**、*分別表示在10%，5%和1%水平下顯著。

進(jìn)一步考察各子樣本的檢驗(yàn)結(jié)果表明，金融危機(jī)期間(2007.08-2008.08)中ΔFt自回歸模型具有正負(fù)兩個(gè)門(mén)檻，子樣本(2008.09-2009.03)和(2012.12-2014.03)中自回歸具有負(fù)向門(mén)檻，其他子樣本則均具有正向門(mén)檻。根據(jù)系數(shù)估計(jì)，負(fù)向門(mén)檻非線性參數(shù)θ11基本為正，正向門(mén)檻非線性參數(shù)θ21多數(shù)為負(fù)，符合“中性區(qū)間”假設(shè)。此外，多數(shù)子樣本的轉(zhuǎn)換機(jī)制屬于門(mén)檻轉(zhuǎn)換，而子樣本(2006.10，2007.08)(γ=13.12)、(2009.03，2010.05)(γ=16.51)、(2012.12，2014.03)(γ=5.03)的轉(zhuǎn)換機(jī)制屬于平滑轉(zhuǎn)換。

圖5　外匯市場(chǎng)價(jià)格偏離情況

注：圖中垂直虛線表示各子樣本臨界點(diǎn)，水平實(shí)線表示各子樣本自回歸轉(zhuǎn)換機(jī)制閾值，水平虛線表示零線，黑色實(shí)心點(diǎn)表示位于中性區(qū)間內(nèi)部，灰色星狀點(diǎn)表示位于中性區(qū)間外部。

根據(jù)圖5的描述，2005年10月至2006年10月，ΔFt均值基本為正，資本管制程度相對(duì)較低，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.62、0.83)表明套匯活動(dòng)比較活躍，資本管制效果有限。2006年10月至2007年8月，資本管制有所加強(qiáng)，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.82、0.62)表明資本管制的有效性有所增加，但是中性區(qū)間內(nèi)的套匯活動(dòng)依然顯著。2007年8月至2008年8月，資本流入管制顯著增強(qiáng)，同時(shí)施加流出管制，ΔFt波幅進(jìn)一步增加。門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.84、0.73、-0.44)表明，該期中資本流入套匯壓力相對(duì)較強(qiáng)，資本流入管制和流出管制的有效性均有所增加。2008年9月至2009年3月，ΔFt轉(zhuǎn)為負(fù)值，資本流出管制強(qiáng)度大幅增加，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.88、0.72)表明資本管制有效性得到進(jìn)一步提升。2009年3月至2010年5月期間，ΔFt轉(zhuǎn)為正值，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.93、0.83)表明資本流入管制有效性非常高，中性區(qū)間內(nèi)的ΔF基本處于隨機(jī)游走。2010年6月至2011年4月，資本管制程度降低，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.85、0.61)表明套匯活動(dòng)重新活躍，管制有效性開(kāi)始降低。2011年4月至2012年12月，資本管制程度幾乎為零，ΔFt均值降低至零附近，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.55、0.95)表明資本流出套匯活動(dòng)非常活躍。2012年12月至2014年3月，ΔFt轉(zhuǎn)為負(fù)值，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.76、0.74)表明資本流出套匯活動(dòng)活躍度增加，資本管制有效性進(jìn)一步降低。2014年3月至2015年4月，資本管制措施明顯加強(qiáng)，均值和波動(dòng)性增加，門(mén)檻內(nèi)、外系數(shù)(0.89、0.78)表明資本管制的有效性開(kāi)始回升。

五、結(jié)論與政策建議

通過(guò)采用滾動(dòng)自回歸模型和多機(jī)制平滑轉(zhuǎn)換模型(MSTAR)，本文針對(duì)2005年以來(lái)人民幣在岸和離岸間貨幣市場(chǎng)和遠(yuǎn)期外匯市場(chǎng)的價(jià)格偏離進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，探究了中國(guó)資本管制對(duì)于套利和套匯活動(dòng)的非線性影響。結(jié)果表明，中國(guó)的資本管制致使無(wú)風(fēng)險(xiǎn)價(jià)格偏離形成不同程度的中性區(qū)間，區(qū)間內(nèi)外跨境資本套利、套匯活躍性的不同表明資本管制措施有效性存在顯著差異。

一般而言，套利和套匯活動(dòng)的中性區(qū)間越大，區(qū)間內(nèi)的自回歸系數(shù)往往也越高，即資本管制程度越高則有效性越強(qiáng)。整體來(lái)看，2005年至2009年年初，伴隨全球金融危機(jī)發(fā)展，中國(guó)對(duì)于跨境資本套利、套匯活動(dòng)進(jìn)行資本管制的強(qiáng)度均顯著增強(qiáng)，資本管制的有效性也明顯增加。但是，2009年年初至2012年年末，中國(guó)對(duì)于跨境資本套利和套匯活動(dòng)的資本管制出現(xiàn)顯著差異。其中，針對(duì)套利活動(dòng)的管制強(qiáng)度維持在較高水平，不過(guò)管制有效性出現(xiàn)明顯降低。針對(duì)套匯活動(dòng)的管制強(qiáng)度和管制有效性則均出現(xiàn)降低趨勢(shì)。2013年，針對(duì)套利活動(dòng)的資本管制迅速降低，而套匯活動(dòng)面臨的資本管制強(qiáng)度和有效性均有所增加。2014年至2015年4月，對(duì)于跨境資本套利和套匯活動(dòng)的資本管制強(qiáng)度和有效性再度增加，其中針對(duì)套利活動(dòng)的資本管制變化相對(duì)頻繁，而針對(duì)套匯活動(dòng)的管制則相對(duì)穩(wěn)定。

綜上，中國(guó)資本管制強(qiáng)度和有效性在2008年金融危機(jī)之后的確出現(xiàn)不同程度的降低。但是，伴隨2013年以來(lái)國(guó)際資本流動(dòng)加劇，中國(guó)資本管制措施的強(qiáng)度和有效性再度增加。面對(duì)未來(lái)復(fù)雜的國(guó)際經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境，中國(guó)在推進(jìn)資本賬戶開(kāi)放的戰(zhàn)略中應(yīng)當(dāng)始終保持對(duì)于短期投機(jī)性國(guó)際資本流動(dòng)的審慎監(jiān)管，在適度降低資本管制強(qiáng)度的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)著力于關(guān)注并提高資本管制的有效性。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：郭燕慶

The Effectiveness of Chinese Capital Control—The Research Based on Transnational Capital Interest Arbitrage and Arbitrage Activity

LIU Yongyu , WANG Bo

(School of Finance, Nankai University, Tianjin 300071, China)

Abstract:This paper builds the onshore and offshore price difference indicators of RMB money market and foreign exchange market and conducts nonlinear test by MSTAR model. The results indicate that capital control makes interest arbitrage and arbitrage activities have significantly different neutral intervals at different phases. The different inside and outside interval coefficients show the different effectiveness of capital control. From 2005 to 2008, the control strength and effectiveness of both interest arbitrage and arbitrage gradually rose. From 2009 to 2012, they fell to different degree. In 2013, the control effectiveness of interest arbitrage fell further and the control effectiveness of arbitrage activities rose somewhat. From 2014 to 2015, the control strength and effectiveness gradually boosted up but the capital control of interest arbitrage fluctuated greatly.

Key words:Capital Control Effectiveness; Money Market; Foreign Exchange Market; MSTAR Model

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-2848-2016(02)-0010-10

作者簡(jiǎn)介：劉永余(1989-),山東省臨沂市人，南開(kāi)大學(xué)金融學(xué)院博士研究生，研究方向：貨幣理論與政策、國(guó)際金融；王博(1981-),山東省濟(jì)南市人，南開(kāi)大學(xué)金融學(xué)院副教授，研究方向：貨幣理論與政策、國(guó)際金融。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社科基金重點(diǎn)項(xiàng)目(14AZD032)；南開(kāi)大學(xué)亞洲研究中心資助課題(AS1518)；教育部人文社科重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目(14JJD790030)。

收稿日期：2015-10-27