资本账户开放与顺周期财政政策倾向——来自跨国面板数据的证据

时间：2024-04-24

林峰杨卓文

(华南理工大学经济与贸易学院，广东广州 510006)

一、引言

后危机时代随着国际资本流动的波动性日益增强，新兴市场国家是否应保留适当的资本流动管理措施逐渐成为国际学术界讨论的热点问题(Pasricha et al.,2018)。“十三五”规划建议明确指出，要“扩大金融业双向开放，有序实现人民币资本项目可兑换，推动人民币加入特别提款权，成为可兑换、可自由使用货币”。由此可见，审慎、渐进、可控地开放资本账户是当前中国资本账户管理的路径选择。现有研究表明，推进资本账户自由开放作为国际金融一体化(financial integration)的实现路径，能够有效缓解发展中国家的顺周期财政政策，进而平抑经济波动风险(Frankel et al.,2013)。那么，这是否意味着中国当前的资本流动管理就不利于顺周期财政政策的缓解呢？此外，中国的资本账户开放会吸引大量国际资本进入股票市场与房地产市场(林毅夫,2014)，针对不同项目的资本流动管理又会对财政政策取向产生何种影响呢？尝试回答以上问题即成为本文研究的主要目标。

财政政策顺周期性表现为在经济繁荣(衰退)时增加(减少)财政支出或降低(提高)税率，这种政策取向显然会放大经济繁荣或加剧经济衰退，进而使经济波动的风险升高。因此，西方主流理论都将顺周期财政政策作为一种“次优”的选择。根据传统凯恩斯主义理论，理想的相机抉择财政政策应该呈逆周期性，即在经济繁荣(衰退)时期减少(增加)财政支出或提高(降低)税率，以缓解经济周期波动的影响。而根据新古典主义的税收平滑理论，一国政府应采取财政支出和税率不变的非周期财政政策(Barro,1979)。但是大量经验研究表明，发展中国家的财政政策普遍表现为顺周期性。Gavin et al.(1997)发现，拉丁美洲国家在经济繁荣(衰退)时存在增加(减少)财政支出的倾向，其研究首次识别出发展中国家的顺周期财政政策特征。Kaminsky et al.(2004)的研究表明，绝大多数发展中国家采用了顺周期财政政策，而发达国家的顺周期效果则较弱。Ilzetzki et al.(2008)通过考察49个国家的经验样本后发现，发展中国家的财政政策存在顺周期性，而发达国家的财政政策存在非周期性。以上研究均是围绕财政支出指标进行的探讨，Vegh et al.(2015)则以税率作为政策指标，证实发展中国家存在实施顺周期财政政策的动力，而发达国家则倾向于运用非周期财政政策。以发展中国家作为典型样本，国内学者也发现，中国的财政政策确实呈现出显著的顺周期特征(李明等,2016；丛树海等,2018)。

既然在理论上顺周期财政政策并非最优选择，那么政府为何还要采用这种“次优”工具呢？根据金融约束理论，国际金融一体化程度较低是其中的重要原因。由于存在金融一体化程度不高、国际资本约束较强的问题，政府融资的渠道和能力都会受到制约，因此政府在经济衰退时期很难获得国际资本市场的金融支持，只能被动地采取紧缩性财政政策。而在经济繁荣时期，政府融资变得更为便利，其倾向于增加财政支出或降低税率，进而体现为财政政策的顺周期性。Gavin et al.(1997)认为，由于存在不完全国际资本市场(即较低的金融一体化)，拉丁美洲国家在经济衰退期无法借贷或只能以很高的利率借贷，此时政府不得不减少财政支出；而在经济繁荣期政府能够相对容易地借贷并提高财政支出，进而形成顺周期财政政策。以IMF发放的特别信贷(extraordinary credit)为例，拉丁美洲国家在衰退期往往会向IMF申请更多的特别信贷，说明拉丁美洲国家在国际资本市场上面临着严峻的借贷约束。Riascos et al.(2003)通过构建一个小型开放经济模型，从理论上揭示了不完全国际资本市场的关键作用。发展中国家面临的不完全资本市场限制了其在经济衰退时期获得风险贷款的能力，而只能被动地采取紧缩性财政政策。Kaminsky et al.(2004)的研究显示，国际金融一体化的不足会降低政府在国际资本市场的融资能力，导致国际资本净流入呈顺周期性。Susuki(2006)从主权债务违约层面讨论了新兴市场国家顺周期财政政策的成因，发现主权债务违约风险的提高使得这些国家很难实现国际金融一体化，推进国际金融一体化、破除国际资本约束是跳脱顺周期窠臼的有效途径。Calderón et al.(2008)以外国负债占GDP的比重衡量金融一体化程度，进而考察了国际资本约束对财政政策周期的影响，结果发现，金融一体化程度的提高会显著降低财政政策的顺周期性。Frankel et al.(2013)认为资本账户自由开放是国际金融一体化的重要体现。随着资本账户管制的放开，主权国家能够在国际资本市场上获得更多的资金来实施扩张性支出政策。该项研究采用Chinn-Ito的资本账户开放指数，发现资本账户开放度越高的国家，顺周期财政政策越弱。然而，Woo(2009)以资本流动变化率反映资本账户开放，却发现资本账户自由开放对财政政策周期性的影响有限，这种形式的金融一体化并不会显著影响财政政策周期。Halland et al.(2011)以发展中国家作为研究对象，发现国际资本约束并不会影响财政政策顺周期性。显然，针对资本账户开放对财政政策周期性的影响，现有研究结论存在不确定性。那么，从缓解财政政策顺周期的角度来看，是否需要保留适当的资本流动管理措施，即成为学术界讨论的重要命题。

与以往研究相比，本文可能的贡献体现在三个方面。一是借鉴Aghion et al.(2007)，采用局部高斯权重最小二乘法(LGWOLS)动态测算了财政政策周期。鉴于现有研究大多采用静态方法进行测度，本文利用LGWOLS方法对92个国家1960—2016年的跨国面板数据进行考察，动态揭示了大部分经济体顺周期财政政策的典型事实。二是采用资本账户细分数据，弥补了现有研究从资本账户整体进行探讨的缺陷。为充分识别资本账户口径(流入和流出)和项目类别(如股票市场、房地产市场等)的差异，本文采用Fernández et al.(2016)的细分指标，验证了资本账户开放对财政政策周期性的影响。三是为适当的资本流动管理提供了有益的经验佐证和政策参考。资本流动管理往往需要与宏观经济政策、宏观审慎监管相结合，从而成为应对资本流动波动性的有力工具(肖卫国等,2016；张明,2016)。在缓解顺周期财政政策的效果方面，本文结论亦支持中国当前渐进式的资本账户开放路径。

二、一个简单的理论模型

我们首先通过构建一个简单的局部均衡模型，从理论上分析资本账户开放对财政政策周期性的影响，讨论其内在的逻辑联系。将财政赤字DEF表示为政府支出G与税收T的差值，即：

DEF=G-T

(1)

借鉴Mendoza et al.(2012)的假定，政府多依据自身的财政赤字状况，选择积累债务为赤字融资。假定政府债务来源于国内借贷DEBTd和国外借贷DEBTf，因此财政赤字可以通过内债和外债进行融资，即存在如下恒等式：

DEF=DEBTd+DEBTf

(2)

假定政府可借贷的内债规模和外债规模受到如下约束：

DEBTd≤Yβd×fd(A1,A2,…，An)

(3)

DEBTf≤Yβf×ff(CA,Z1,Z2,…，Zn)

(4)

其中:fd(A1,A2,…，An)表示反映最大内债规模的影响因素；ff(CA,Z1,Z2,…，Zn)表示反映最大外债规模的影响因素；CA表示资本账户开放；Y表示实际产出。我们不失一般性地假定，经济体量越大，政府可借贷的债务规模就越大，这样的假设显然是合乎现实的。因此，我们将式(3)和(4)中的参数设定为：βd>0,βf>0。借鉴Calderón et al.(2008)的研究，资本账户开放度越大，政府在国际资本市场上可借贷的最大外债规模就越高，因而可以得到如下关系式：

∂ff(·)/∂CA>0

(5)

以DEBTrate表示一国实际债务额占债务极限(即可借贷最大债务额)的比重。根据式(2)至(4)，可以得到：

(6)

借鉴Nakata(2016)的假定，政府为了减少本国经济波动带来的风险，在产出缺口增大(减小)时，会相应地降低(提高)国内和国际市场上的债务水平。因此，我们可以将DEBTrate定义为产出缺口的减函数，即存在：

∂DEBTrate/∂(Y-Y*)<0

(7)

当实际产出水平Y远小于潜在产出Y*时，政府的借债总额会超出债务极限，受制于式(3)和式(4)的借贷约束，政府就只能借贷债务极限的额度，可以表示为：

DEBTrate≈1， Y≪Y*

(8)

将μ=∂G/∂Y定义为财政政策周期。μ>0表示该国的财政政策存在顺周期性，μ<0则表示该国的财政政策存在逆周期性。根据式(1)和式(6)，可以得到：

(9)

由式(6)、(8)和(9)可知，当实际产出远小于潜在产出(即Y≪Y*)时，政府存在财政赤字(DEF>0)，在政府借债总额不能被满足时，财政政策将体现为顺周期性(μ>0)(1)式(8)的计算过程中，由于DEBTrate变动极小，我们将其偏导忽略不计。；由式(6)、(7)和(9)，当实际产出大于潜在产出(即Y>Y*)时，政府存在财政盈余(DEF<0)，此时政府不会受借贷约束的影响，财政政策将体现为逆周期性(μ<0)。

在不考虑资本账户开放CA对DEBTrate影响的情况下，即∂(DEBTrate)/∂CA=0时，由式(9)可得：

(10)

由式(5)、(6)、(8)和(10)可知，当实际产出远小于潜在产出(Y≪Y*)时，则∂μ/∂CA>0，表明资本账户开放程度越高，财政政策的顺周期性越强。由式(5)、(6)、(7)和(10)可知，当实际产出大于潜在产出(Y>Y*)时，则∂μ/∂CA<0，表明资本账户开放程度越高，财政政策的逆周期性越强。不难发现，资本账户开放对财政政策周期性的影响存在不确定性。

而在考虑资本账户开放CA对DEBTrate影响的情况下，由式(9)可以得到：

(11)

上式中，由于∂2(DEBTrate)/∂Y∂CA的符号无法确定，因此不能直接判定资本账户开放对财政政策周期性的影响。尤其是受制于ff(Z1,Z2,…,Zn)，例如经济发展水平、政府规模等宏观经济因素的差异，资本账户开放对财政政策周期性的影响更是复杂。鉴于此，本文试图利用资本账户细分数据和跨国宏观数据，从经验层面揭示资本账户开放对财政政策周期性的影响。

三、计量模型设定

(一)动态财政政策周期的测度

现有研究广泛采用静态的测度方法，通过对各国样本进行时间序列回归，从而得到相应的财政政策周期系数(Lane,2003；Woo,2009)。其模型设定如下：

Δgcit=αi+βiΔgdpit+εit

(12)

其中：i和t分别代表国家和时间；Δgcit为财政支出变量，衡量一国的财政支出增长率；Δgdpit为实际产出变量，衡量一国的实际GDP增长率；εit为随机误差项。βi反映了财政政策周期特征，若βi系数显著为正(负)，则表明该国存在顺(逆)周期财政政策；若βi系数不显著，则表明财政政策具有非周期性。学界对于财政政策周期的测度，主要采用对数差分法的回归分析和HP滤波方法的相关性分析。但是如果样本波动性较大，HP滤波产生的未经调整的相关系数就可能存在统计上的偏误(Woo,2009)。为此，本文采用对数差分法对财政政策周期进行测度。对于实际产出变量，本文以2010年为基期的GDP平减指数先对本币计价的名义GDP进行价格调整，然后取对数进行一阶差分得到相应的年增长率。囿于跨国样本中税率数据的不可获得性，本文以财政支出作为衡量财政政策周期的变量。对于财政支出，本文选取2010年固定本币计价的实际政府消费支出增长率(取对数进行一阶差分)来衡量，原因在于较之政府投资和转移支付，政府消费能够更加准确地反映财政支出的周期特征(Ilzetzki,2011)。以上数据均来源于世界银行的WDI数据库。

有别于目前被广泛采用的式(12)方法，本文选择局部高斯权重最小二乘法(LGWOLS)进行动态的财政政策周期测算，这种处理方式具有三点优势：第一，式(12)测算出的βi系数是不随时间调整的，而本文采用LGWOLS方法可以估计出随时间变化的财政政策周期系数，因此有助于动态揭示财政政策周期的变动；第二，由于βi系数具有国别唯一性，因此现有研究大多采用截面数据进行分析，而本文通过测算动态的财政政策周期，不仅能最大程度地保证样本信息量，还可以克服已有研究存在的内生性问题(Jaimovich et al.,2007)；第三，LGWOLS方法还可以在不损失系数精度的同时，使得估计系数在时间维度上更加平滑化。基于此，本文借鉴Aghion et al.(2007)的方法，将式(12)拓展为如下的动态估计模型：

Δgcit=αit+βitΔgdpit+εit

(13)

(14)

图1 LGWOLS估计的时变财政政策周期

式(14)中，高斯分布的标准差σ越大，财政周期系数就越平滑。参照Aghion et al.(2007)，我们将标准差σ赋值为5。基于全球92个国家1960—2016年的跨国面板数据(2)限于篇幅，具体国家样本备索。，本文对式(13)和(14)进行估计，并使用Winsor方法在5%的概率下修正其异常值。为直观呈现主权国家的财政政策周期特征，图1绘制了全部国家、发展中国家和发达国家财政政策周期的时变系数。从中可以看出，92个主权国家整体上具有明显的顺周期财政政策倾向(均值为0.483)，并且随着时间的推移呈现一定增强趋势。1960—1996年，财政政策的顺周期性逐年显著提高，在经历1997—2009年的平抑期后，从2010年开始继续呈现提升的态势。其中，发展中国家财政政策周期的均值达到0.671，远远高于发达国家的均值(0.227)，表明顺周期财政政策已成为绝大多数发展中国家的政策取向，这也与现有研究结论相一致(方红生等,2009；Frankel et al.,2013)。

(二)模型设定与变量选择

在对财政政策周期进行动态测算的基础上，本文采用面板数据模型检验了资本账户开放对顺周期财政政策的影响。由于本文的数据结构为非平衡面板数据，并不影响计算离差形式的组内估计量，因而不会影响固定效应模型的估计(3)此外，豪斯曼检验(Hausman test)也确定了固定效应模型优于随机效应模型。。参照林峰等(2018)，本文选择最小虚拟变量二乘法(LSDV)进行参数估计，在加入国家与时间双固定效应的情况下，有效降低非平衡面板数据的测量偏误。本文的基准模型设定如下：

(15)

目前，资本账户开放的测度主要是基于法定法(de jure)和事实法(de facto)。其中，前者衡量各国对于资本账户的管理制度，来源于IMF公布的兑换安排与限制年报(AREAER)；后者则体现实际的资本流动状况。由于AREAER是根据各国公布的国际资本管理条例进行梳理，数据相对粗糙，Schindler(2009)、Fernández et al.(2016)等相继对其进行了改良。Fernández et al.(2016)提出的资本账户指标刻画了全球100个国家1995—2015年的资本管制情况，是目前最为详尽的法定指标。他们使用AREAER中的叙述性描述来判断一国在国际交易中是否存在限制，1表示存在限制，0表示没有限制。判断的基本原则包括：根据AREAER报告的叙述信息进行初步判断；当交易要求来自于公共机构的“授权”“批准”或“许可”时，则视为存在管制；将任何涉及投资的数量限制视为存在管制；基于政治或国家安全原因的限制不视为资本管制；仅对一个部门(金融系统或养老基金除外)的交易存在限制且该限制指定适用领域时，则不视为资本管制。此外，Fernández et al.(2016)结合10种交易类型，构造了衡量各类资产流入和流出管制的方法。不同交易类型的描述及统计方法见表1。

表1 资本账户分类的描述与统计方法

资料来源：Fernández et al.(2016)。

本文采用Fernández et al.(2016)新近发展的细分指标，不仅能够识别出资本账户流动口径的影响，还可以刻画出不同项目类别(如股票市场、房地产市场等)的差异，进而充分揭示资本账户开放对主权国家财政政策周期的影响。资本账户变量的数值越高，表示资本账户管制越强，即资本账户开放程度越低。表2列示了资本账户变量的统计特征，从中可以看出，资本账户管制的均值为0.385，表明资本账户开放程度较为适中，其中房地产市场的管控力度最高(0.448)，担保、保险和金融支持部门的管控力度最低(0.307)，不同股票、债券交易的管制水平则较为接近，但都高于整体管制的均值。这意味着，主权国家对于流动性较强且有投机性质的房地产市场和股票市场均存在收紧管制的倾向。

表2 资本账户变量的统计特征

此外，考虑到理论模型所揭示的其他影响因素的重要性，本文选取人均GDP(gdpp)、政府规模(gsize)、贸易开放度(trade)和民主制度质量(pol)作为控制变量。一方面，经济发展水平较低的国家在财政支出和税收系统的管理方面往往缺乏效率，更可能采用顺周期财政政策这种“次优”工具。政府规模则反映了财政政策的“自动稳定器”功能(Fatás et al.,2001)。通常，一国政府规模越大，逆周期财政政策的实施力度就越强。贸易开放度衡量了本国面临的外部经济环境，只要政府存在跨期平滑消费的动机，那么一国贸易越开放，政府采用逆周期财政政策的动力就越强(Rodrik,1998)。为此，本文采用2010年固定本币计价的人均实际GDP来衡量经济发展水平，以财政支出占GDP的比重衡量政府规模，以进出口总额占GDP的比重衡量贸易开放度。以上数据均来源于IMF的WEO数据库和联合国贸发会议(UNCTAD)数据库。另一方面，根据“公共池”(common pool)理论，不同利益集团的政治代理人都具有参与公共财政资源竞争的激励，期望从“公共池”中获取一定的财政资源并用于特定的财政支出。Tornell et al.(1999)基于“公共池”理论进一步提出“贪婪效应”(voracity effect)假说，即政治代理人意识到，当可获得的财政资源增加时，如果仍然保持原有的支出额度，那么新增的财政资源将不会被用于公共储蓄，而是被其他利益集团攫取使用。因此，任何一个利益集团都具有占有部分新增财政资源的激励，并提高财政支出的额度(Abbott et al.,2014)。随着经济繁荣时期财政收入的增加，政治代理人围绕公共财政资源所产生的竞争愈加激烈，进而衍生出财政支出超比例增加的顺周期现象(Talvi et al.,2005；Ilzetzki,2011)。为此，参照Alesina et al.(2008)，本文选取民主制度质量来衡量政治周期的影响，数据来源于Freedom House数据库，变量取值为[1，7]，数值越小表示民主制度质量越优，反之亦然。

四、计量检验与结果分析

基于式(15)的模型设定，本文采用LSDV法进行估计，以控制国家的个体差异性和时间趋势效应。为了克服各国间可能存在而又无法识别的组间异方差问题，本文对估计系数进行了White跨截面标准差和协方差调整。估计结果如表3所示。

表3 基准模型的回归结果