发展中国家的资本流动性并非过高Word格式文档下载.docx

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抵补利息差额是一个广泛使用的衡量国际资本流动性程度的手段。

事实上，Chinn和Dooley（1995）将抵补利息差额作为最常用的衡量资本市场融合的手段。

运用这种手段的研究往往会得到这样的结论：

发展中国家和工业化发达国家的资本流动性程度都很高（Dooley和Chinn,1995）。

Dooley和Chinn却指出了重要的一点，这个结论作为发展中国家资本流动性的一个总体特性可能会产生误导，因为它只能应用于可以得到远期汇率报价的国家，而这些国家却是金融自由化程度很高的国家。

此外他们还指出，即使进行国际套利对于一些类别国内金融资产来说是获利空间是很大的，但用于衡量一个受抑制资本市场的整体开放程度用处是不大的，因为在开放和受抑制的部门之间进行套利的机会是有限的。

然而用抵补利息差额去衡量资本流动性或者金融市场融合的程度存在更本质性的困难。

存在抵补利息差额有效地说明资本流动性并非那么充分。

而不存在抵补利息差额也不能明显地说明国际资本流动性的程度。

运用在60年代和70年代风靡的所谓的现代汇率决定理论进行图表分析能够很容易得到证明。

实质上，现代汇率决定理论结合了抵补利率平价和运用远期汇率的投机理论。

根据抵补利率平价理论，即期汇率和远期汇率以及国内和国外利率相结合进行调整能够减少对于抵补套利的激励。

根据投机理论，在简单有效的金融市场，风险中性的投资者的前提下，远期汇率会与预期的即期汇率相等。

在抵补利率平价理论中，抵补套利行为为主，大部分的调整活动依赖于远期汇率的升水或者贴水，而利率差保持不变。

在投机理论中，投机活动也就是非抵补套利行为为主，利率差将与预期差异相一致。

因此非抵补利率平价暗含了抵补利率平价，但反之不成立。

现代汇率决定理论则将两者的观点视为特殊情况，说明远期汇率的决定取决于套利者行为曲线和投机者行为曲线的相对弹性以及他们手中的头寸，如图所示。

为方便起见，我们假设对于用于抵补贸易支付和收支的远期外汇交易的净需求为0，以及即期利率是固定的。

投机者行为曲线S表示投机者根据远期汇率与预期未来的即期汇率的差异而提供的远期外汇的数量（Qfs），因此是向下倾斜的。

在S曲线与纵轴相交的地方，远期外汇的投机需求为0，即远期汇率F与预期未来的即期汇率e相等。

套利者行为曲线A表示为了弥补现货市场投资而购入远期外汇的需求（Qfa），它是两国利率差的函数，是向上倾斜的，它与纵轴相交的地方就是F与利率平价（简称ID）相等的地方，抵补利率差为0。

S与A两条曲线相交的地方决定了远期汇率和资本流量（Q）。

抵补利率平价成立的条件是投机者行为曲线与套利者行为曲线相交，后者是富有弹性的，也就意味着充分的资本流动性。

然而投资组合理论表明，即使缺乏调控，套利者行为曲线在0净资本流动的点也是富有弹性的，而之后，随着海外投资比例的增加，它将逐渐变得缺乏弹性。

资本流动的实际量是套利者行为和投机者行为的函数，如果投机者厌恶高风险或者受到开放头寸的约束，投机者行为曲线会变得缺乏弹性如S1。

在这种情况下，投机行为曲线S与套利者行为曲线A在接近纵轴的地方相交。

因此即使在资本流量很小的情况下，抵补利率平价的条件也能得到满足。

矛盾的是，从S1到S2，投机者行为曲线的弹性增加会引发抵补利率平价更大的偏差，但也会引起更大的资本流动。

用抵补利率平价的偏差估计资本流动性程度的方法就会得到资本流动性下降而非上升的错误结论。

总之，显著的抵补利率平价偏差很好地证明了资本流动并不那么充分。

在工业化发达国家中，出现显著的抵补利率偏差的时候往往与在盯住美元汇率制下受到投机性金融冲击的时间相同。

因此关注抵补利息差额有时能够提供有用的信息。

然而抵补利率平价的成立与或高或低的资本流动相一致，我们并不能推断出利息差额程度合理地代表了国际资本流动性的程度。

2.2非抵补利率平价和Edwards-Khan方法

根据现代汇率决定理论，适当衡量资本流动性的方式是在非抵补利率平价成立的条件下，而不是抵补利率平价。

非抵补利率平价理论假设投机者行为曲线和套利者行为曲线都是具有充分弹性的。

因此，通过国内利率的调整，资本会持续流动直到两条曲线汇聚在一起，这时使得利率差等于潜在的远期利率的变化。

在一篇有影响力的论文中，Edwards和Khan使用了非抵补利率平价的方法估计了资本的流动性。

他们的基本思路是建立一个指数来衡量国内利率受国际影响的程度。

在资本完全流动的情况下，国内市场清算利率（均衡利率）

将会等于国外市场利率

与预期的即期汇率变化

之和，即：

（1）

（2）

（为使符号简单）

具体地，衡量资本流动程度的前提是，非抵补利率平价条件决定国内利率。

（3）

在这里，

是国际资本不流动下存在的国内市场清算利率（均衡利率），且

。

因此，在

取极端值

时意味着完全资本流动，而

代表一个完全封闭的资本账户。

当

从0增加到1时，经济的资本开放程度也会随着增加。

总之，

是关于

和

的线性组合，这样，

可能小于或大于

然而，对于发展中国家，其国内利率水平总是大于外国利率水平，而这些外国国家通常是工业化发达国家或金融中心（如美国、英国或日本）。

如下所示，考虑方程（3）的两个替代形式是必要的。

方程（3）可变化为：

或

（4）

方程（4）对

求偏导，可得：

一般地，只要分子

的增加值多于分母，

的增加就会导致

的增加，只要在i>

i*时，情况永远是这样的。

因此，对于大多数发展中国家来说，由于

（和

）向i*转移使

的增加反映了更高层次的金融开放程度。

（见等式3）

Hauqe和Montiel（1991）在不能获得直接数据时，发展出一种方法来估计均衡利率，从而拓展了这种方法。

Reisen和Yeches提出了在国内利率数据可以获得的情况下，运用这种方法的进一步修正，但只适用于不同类别的资产而不是一般的国际套汇。

Dooley和Mathieson（1994）也总结了Haque和Montiel方法，但是用了一个实际货币需求平衡的更广泛定义，包括用前一期的实际通货膨胀率代表预期通货膨胀率，以及使用定期存款利息率作为衡量狭义货币的回报率的手段。

所有这些方法都有一个共同的难点，这个难点导致了衡量国内通货膨胀率高的国家的资本流动性时的高估。

这个问题来自于把预期汇率变动纯粹地归结于的国际因素。

通过对封闭经济和开放经济下的利率确定进行对比，Edwards和Khan讨论了费雪效应并假设国内名义利率是国内（预期）通货膨胀的一个函数。

然而，他们继续讨论到“在经济完全开放的极端情况下，国内货币条件将没有直接影响，并且通货膨胀率唯一依赖于外国通货膨胀水平以及（实际的）货币贬值率”（395页）

然而，这是一个有问题的概括。

在一个固定的汇率下，这可能是正确的，但是当在浮动汇率或者频繁调整汇率制度例如浮动钉住汇率制度等的条件下，我们就不能期望它是正确的了。

当然，在这样的制度下，国内货币形势的发展将会明显影响预期贬值率。

的确，在费雪开放方程的购买力平价假设前提下，预期贬值率完全取决于由国内货币扩张导致的与国外不同的通货膨胀率。

当然，实证结果并不满足强式的费雪开放方程条件，但是毫无疑问的就是对于通货膨胀显著的国家，这将会导致名义利率以及预期贬值率的上升。

在某种程度上，这种影响是重要的，受国内因素影响的国内利率变化将被错误地归咎于Edwards-Khan方法下的国际套利，这也会导致对资本流动程度估算的偏高估计。

国内通货膨胀越高，这种偏误将会越大。

当我们将运用Haque和Montiel方法估计得到的资本流动程度与下述国家的平均通货膨胀率进行对比时，我们发现一种正相关性，虽然统计上并不显著（见表1）。

当不能完全免于它自身问题时，避免通货膨胀偏差的方法就是把重点放在实际利率上。

这就类似于把代表预期通货膨胀的指标与预期贬值率的相关性归结于国内通货膨胀。

Haque和Montiel’s方法下资本流动性估值之间的相关性

国家

平均通涨率（1969–1987）

资本流动性估值

巴西

68.07

0.723

危地马拉

10.12

0.708

印度

7.72

0.158

印尼

12.86

0.865

约旦

7.56

0.500

肯尼亚

10.32

0.600

马来西亚

4.46

0.638

马耳他

4.61

0.411

摩洛哥

0.877

菲律宾

13.98

0.577

斯里兰卡

7.98

突尼斯

6.45

0.833

土耳其

30.42

0.525

乌拉圭

52.09

0.890

赞比亚

15.94

1.019

通货膨胀和资本流动性之间的相关性=0.25

资料来源：

Haque和Montiel（1991年），国际货币基金组织（IMF）。

国际金融统计和作者的相关系数计算。

3.Haque–Montiel拓展

如上所述，Haque和Montiel拓展了Edwards–Khan的方法，使其可适用于一些国内市场清算利率数据无法获得的国家。

其基本思路是通过估计货币供给和需求函数来有效计算无法观测到的国内市场清算利率。

这是一个有价值的创新。

然而，在Haque和Montiel及继他们之后的Dooley和Mathieson在这个方法的运用上存在一个很大的问题。

Haque和Montiel假设国内货币当局遵循一个完全非冲销的政策，这样资本流动会在国内货币供给量上引起一个相等的变化，他们忽视了这个假设。

然而，有大量的实证研究表明许多发展中国家会大量实施短期的冲销政策，这会减少资本流动在国内货币供应量上的影响。

如果不考虑冲销政策，那么在估计资本流动性时会引起显著的偏高估计。

Haque和Montiel把货币供应量定义如下：

（6）

其中，M是国内货币量，R是外汇储备以本币计量的价值，D是国内信贷存量，CA,KAG,和KAP分别是活期存款帐户、公共部门的资本账户和私人部门资本账户的本币价值。

没有冲销干预时，在国际储备和国内货币量之间有着一一对应的关系。

进一步的，假设影响收支平衡的三个部分之间没有相互依赖关系。

这种情况下，在没有私人资本流动时，设想不可观测的货币存量M＋就等于：

（7）

Haque和Montiel最主要的贡献就是在国内市场清算利率水平不可观测到的情况下修正了Edward和Khan模型。

首先，Haque和Montiel设定了一个标准的货币需求函数:

（8）

在

时，i+为货币市场清算利率（均衡利率）的水平。

下面，解方程求

（9）

把方程（9）代入方程（3）估计非显著变量

i是国外利率加上远期汇率溢价和货币需求方程中各变量所决定的。

在最后一步，i被带入货币市场方程，继而推导出如下估计方程：

其中，π是基础货币需求参数α和ψ的函数，α和ψ通过非线性工具变量估计求得。

现在考虑到央行货币政策产生的效应冲销了国际储备流动对国内货币供给产生的影响。

冲销干预的变量θ系数从0（无冲销）到1（完全冲销）变动。

把变量θ代入到方程7中得到：

（7,）

由于Haque–Montiel方法是通过资本流动对货币供给的影响进行分析的，因此对这种联系的任何破坏甚至是局部冲销都能对实证估计产生实质性影响。

由于i+是M+的函数，M+是央行进行冲销干预系数θ的函数，因此我们可得

（12）

由方程（7＇）和差分方程（9）我们可得：

（13）

这里应注意，我们已经假设

因此，对i+和资本流动的冲销影响程度估计如下：

（14）

因此，冲销干预系数的增加将使估计的资本流动程度更偏离于其真实程度。

如方程（14）所示，利率越上升，私人部门的资本流量占货币供给的比率就越高，货币需求方程中利率弹性越低，资本流动性指标受冲销干预系数的影响程度就越大。

经济学解释如下。

实际上，Haque和Montiel假设没有冲销干预从而夸大了资本流动对国内货币供给的影响。

这导致了对测算到的货币供给和在没有资本流动下的货币供给之间差异的夸大。

反过来，这又增加了国内实际利率i和封闭经济体下国内利率

的潜在差异，进而夸大外部因素对国内利率的潜在影响，最终导致对ψ的估计量的偏大。

在不考虑资本流动的情况下，对于一个给定的冲销干预系数，在没有资本流动的情况下，潜在的国内货币供给差异就越大，资本的实际流量也就越大。

与事实相违背的货币供给上的差异对i和i+的差异有着更大的影响，货币需求的半利率弹性也就越低。

即使当方程（14）的符号明显为负时，我们仍不能说明其具有显著的经济意义。

我们的结果只是潜在地解释了为什么大量研究都发现ψ具有很大价值，即使是对于没有期望如此的国家。

因此，关键的问题是利率扩张的组合，不存在私人资本流动下私营资本账户占资本存量的比率以及货币需求方程中半利率弹性是如何共同产生作用的。

表2

资本流动指数灵敏度（α=0.1）

利率差

私营部门资本帐户资金比率

低

中

高

0.008

0.04

0.08

0.016

0.08

0.16

0.024

0.12

0.24

表3：

资本流动指数灵敏度（α=0.15）

0.005

0.03

0.05

0.011

0.05

0.11

Laidler（1993）回顾了大量关于发达国家的文献，应用狭义的货币供给概念，指出：

对于短期利率而言，

的估计量在-0.12到-0.15之间；

对于长期利率而言，在-0.17到-0.20之间。

下表通过三组不同的利率组合说明了对资本流动程度的影响。

利率差和资本流动对货币供应比率两列是在回顾了大量发展中国家数据后选定的。

对于利率差，我们假设了低（0.04），中（0.08），高（0.12）三个值。

对于资本流动对货币供给的比率，选择的值是低（0.02），中（0.1），高（0.2）。

最后，根据

—0.1（表二），0.15（表三）计算出这三个比率的值。

乍看，结果有些令人失望。

即使是对于一个较低的

值0.10，最大的效应值也只有0.24。

对于一个国家而言，冲销干预从零变化到50%，这会使ψ从0.9降低到大约0.78。

这将会造成一个明显但不那么显著的差别。

然而，对于发展中国家

的估计值要比Laidler（1993）报告的低得多。

例如，Haque和Montiel（1991）列出了十五个发展中国家的估计值。

在这些国家中，最大值是-0.041（印度尼西亚），并且平均值非常低（-0.014）。

然而，这些系数中只有两个显著不为零（印度尼西亚和摩洛哥）。

从方程（14）可以明显看出，利率系数越低，冲销干预对资本流动性的影响程度就越大。

如果用上面两张表中的最大系数和平均系数将大幅改变冲销干预对ψ的影响（对照表四和下面的表五）。

因此，假定冲销干预率为一个十分常用的估计值0.5，在Haque和Montiel研究中发展中国家

的平均值下，资本流动指数将会大幅降低0.86。

比如，ψ的一个估计值0.9会因此降到0.04。

很明显，这表明了在用Haque-Montiel方法并且不调整冲销干预的系数，进行资本流动性估计时，会出现显著的偏高估计的可能。

并且用这种方法，因为冲销干预程度随着资本流动程度发生的改变而变化，对资本流动性的估计的变化可能性也增加了。

表4

资本流动指数灵敏度（α=0.041）

0.02

0.1

0.2

0.2

0.39

0.06

0.29

0.59

表5

资本流动指数灵敏度（α=0.014）

0.06

0.29

0.57

0.11

0.57

1.14

0.17

0.86

1.71

4.结论

我们的分析表明发展中国家的资本流动性并不像一些最近研究所得出的结论那样高。

尤其是运用在Edwards-Khan方法上进行拓展的Haque和Montiel的方法，考虑到冲销干预，将会大幅降低其对资本流动性的估计。

这反过来也有助于解释为什么很多发展中国家能够对资本流动进行大量的短期冲销干预。

我们的分析没有反对这一结论：

工业化发达国家的利率水平发展会对发展中国家的金融状况产生显著的影响，或者说金融的自由化已经引起国际资本流动的大幅增加。

然而，分析却明确支持这一观点，许多发展中国家仍然保持范围相当大的短期货币自主权，这对其经济有利也有弊。

我们记住这样一点很重要，那就是大量的资本流动与充分的资本流动性是不能等同的。

5.致谢

我们要感谢AidaBudiman，NiMadeRooskareni以及其他两位提供珍贵评论的匿名审稿人。

一般免责申明。