爱华网摘 要：本文以国际收支平衡表中的经常账户和资本与金融账户为基础，分别从实体经济层面的贸易开放度和金融层面的投资开放度来界定我国的经济开放度指标，运用两变量VAR系统分析方法对1982—2004年我国资本外逃规模与经济开放度各指标之间的关系进行实证研究，结果表明二者之间具有显著的正向协整关系，相对投资开放度而言，贸易开放度对资本外逃规模有较大的影响。基于此结论，本文提出了相应的政策建议。
关键词：中国；资本外逃；经济开放度；实证分析
一、引言
随着我国改革进程的深入，我国与世界经济的融合越来越紧。自20世纪80年代，中国开始大规模引进外资，统计数据显示，自1993年起中国一直成为全球仅次于美国的第二大外商直接投资吸收国，到2005年底，中国实际利用外商直接投资额累计高达6224亿美元。从理论上讲，外资的注入会为一国经济的腾飞起重要作用：哈罗德—多玛模型认为，在公式g＝s／k中，由于假定资本的投入与产出比率k固定不变，储蓄率s即资本积累率就成了决定经济增长速度g的唯一因素。从中国的实际经济发展看，持续、大量的资本流入对中国经济实现高速增长起到了重要作用：1978—2005年间，中国GDP年实际增长率平均达到9.4%，在世界各经济体的发展中居于领先地位；中国已于2002年挤身于世界贸易五强；外资的流入与巨大的贸易顺差，使得中国外汇储备大幅增加，2006年2月底，中国外汇储备余额高达8536亿美元，成为世界第一大外汇储备国。
然而，就在中国大量引进外资的同时，却有规模庞大的资本流向国外，而且相当一部分是游离于货币当局的监管之外，这一现象即为当今国际经济学界普遍关注的资本外逃问题。中国的资本外逃问题，许多学者进行了一些较有影响的研究（李扬，1998；宋文兵，1999；李庆云、田晓霞2000；杨海珍、陈金贤，2000；任惠，2001；杨胜刚、田冬炜，2003；董志勇，2004；贺力平、张艳花，2005；牛晓健，2005等）。这些研究主要集中在：资本外逃的涵义界定及规模测量，种类与特点、渠道及微宏观经济效应，决定因素以及抑制资本外逃的应对措施等。少有探讨中国资本外逃与中国经济开放度二者之间内在关系的文献。
作为开放经济中的一种经济现象，资本外逃的主要渠道是通过经常项目及资本与金融项目下的资金流出、流入来实现的，经常项目及资本与金融项目的开放程度无疑会对资本外逃的规模产生一定的影响。因此，探讨中国资本外逃与中国经济开放度之间的内在联系有着重要的意义。本文拟以国际收支平衡表中的经常账户及资本与金融账户为基础,分别从实体经济层面的商品贸易与服务贸易开放度以及金融层面的直接投资与间接投资开放度的变化来界定我国的经济开放度指标,运用VAR系统方法实证分析1982 —2004年我国资本外逃与经济开放度各指标之间的关系。
二、中国资本外逃规模的测算
对于资本外逃规模的测算方法，从国际看，主要有直接测量法、世界银行间接测量法、摩根公司间接测量法、克莱因间接测量法、混合测量法等几类。国内学者多数是对以上的方法进行修正，并对我国资本外逃的规模进行测算，从结果看差距较大。究其因，主要是选取的方法不同，对数据的采掘深度不同以及对数据的处理各异，统计口径往往也不一致。本文主要以我国历年的国际收支平衡表为测算基础，避免因不同统计口径产生的误差与重复计算，广泛采掘数据，对我国1982-2004年资本外逃规模进行测算。
1、测算公式：资本外逃（CF）=资金来源项（A）-资金运用项（B）-正常资本流出（C）-居民境内外币资产年增加额（D）+进出口误报资本外逃额（E）+错误与遗漏的正常统计误差（F）。其中A = 外债年增加额（A1）+ FDI净流入（A2）+经常账户盈余（A3）+外资股发行（B、H、N）（A4）- FDI与外债重复部分（A5）-FDI虚报(A6)；B = 储备资产年增加额；C = 对外FDI（C1）+对外证券投资净额（C2）+对外贷款净额（C3）+正常贸易信贷（C4）+货币与存款（C5）；D = 境内居民外币存款年增加额（D1）+境内居民外币现款年增加额（D2）。
2、对数据来源与计算的说明。测算中使用的数据除了特别说明外，其他均来自中国国际收支平衡表（1982 -2004），以下是对相关数据的来源及计算说明。
（1）对外债流入的调整。由于我国与世界银行对中国外债的统计口径不一致，国内统计的数字在总体上低于世界银行的统计，许多研究认为国内统计对外债的估计总体上被低估（李庆云等，2000；牛晓健，2005等），为尽可能反映中国实际外债流入，本文采用牛晓健（2005）的方法，对世界银行与国内公布的外债数量进行比较，采用其中较大的数额作为实际的流入额。
（2）FDI与外债重复部分：根据田晓霞（2000）的估算，将以历年FDI的23%加以剔除。
（3）FDI虚报：许多研究以及国家商检部门检查结果表明，外商对华直接投资中以资本品、无形资产形式的投资，存在着较大的虚报，有必要加以剔除。计算方法为：FDI虚报 = FDI贷方发生额×（投资品所占比例×投资品价格高报比例）。FDI贷方发生额数据来源于《国际收支平衡表》（1982-2004），投资品所占比例按照宋文兵（1999）的方法采用对外经贸部（现商务部）的估算数据，投资品价格高报比例按照1995年国家商检局检验的结果数据。
（4）外资股发行：指的是我国上市公司发行的B、H、N股，筹集资金的数据来源于《中国统计年鉴》（2005）并按照历年人民币与美元的汇率换算得到。
（5）正常贸易信贷：1997年前数据分别为历年《国际收支平衡表》长期资本项目与短期资本项目下的“延期收款”之和；1997年《国际收支平衡表》改编后，采用“其他投资”项目下的“贸易信贷”项目的资产方发生额。
（6）货币与存款：这一部分资产为非储备资产，在测算资本外逃时应予以扣除。扣除方法采取的是：1997年前使用IMF《国际金融统计年鉴》中我国存款货币银行国外净资产增量的数据，并将1992年前中国银行每年的外汇结存增量从银行体系总的国外资产增量中扣除，1997年以后扣除《国际收支平衡表》中的“存款与货币”下的资产项目。
（7）居民境内外币资产年增加额：包括居民境内外币存款年增加额，居民流通于银行体系外的外币资产，这里的居民包括居民个人与非金融企业。由于我们无法准确得到1982-1994年居民境内外币存款年增加额数据，本文参照李庆云（1999）的估算方法，并且数据来源于他的计算。1995—2003年居民境内外币存款年增加额数据来源于《中国金融年鉴》各期资金流量表, 2004年数据是根据《中国金融年鉴》(2005)全国各地居民外汇储蓄存款进行估算。居民流通于银行体系外的外币资产（境内迷失的外汇资金）计算方法采用杨胜刚等（2003）的方法。
（8）对进出口误报的资本外逃测算。从现有的国内外文献看，计算方法基本上一致，即将我国海关统计的进出口额与主要贸易伙伴国与地区的统计数据进行比较，得到的差额除以贸易伙伴在我国贸易总额的比重。从国内研究的实际结果看，有一定的差异，主要原因在于选取的贸易伙伴国数量不同，对转口贸易误报的调整不同。本文对贸易伙伴国的选取与计算方法参照杨海珍(2005)的方法，1982-2002年的数字来源于她的计算，然后依照她的方法计算得到其他年份数字。
（9）错误与遗漏的正常统计误差。对“误差与遗漏”项的处理方法，从以往的研究看，方法有三种：一是将国际收支平衡表中的该项直接作为资本外逃进行剔除；二是完全不考虑该项；三是计算出统计时段的平均“错误与遗漏”占外汇支出总额的比率，并将这一比率视为正常的统计误差比率，然后把历年的外汇支出与平均比率的积作为正常统计误差加以剔除。事实上这三种方法都不够合理。方法一把“错误与遗漏”项全部视为资本外逃，是不对的；方法二不考虑“错误与遗漏”也是不正确的；方法三没有考虑符号问题，还有该方法计算的结果许多年份在数值上均大于“错误与遗漏”项的数值，因此也是不合理的。本文认为较合理的处理方法是比较方法三计算的结果与当年“错误与遗漏”项的数值大小，取较小的数值，此外符号应当与当年“错误与遗漏”项的符号一致。经过计算，1982-2004年平均“错误与遗漏”占外汇支出总额的比率约为2.75%。按此方法可以计算出历年“错误与遗漏”项的正常统计误差。
3、测算结果。统计以上各项（限于篇幅，没有列出，可见附表），计算得到1982-2004年中国资本外逃的规模数据。从统计资料显示,统计的23年里,中国资本外逃的总规模为6034.8亿美元,平均每年资本外逃额为262.4亿美元，这说明中国资本外逃的规模是相当大的。不少年份资本外逃额远大于当年外国对华直接投资额, 应当说中国资本外逃的形势不容乐观。
图1:1982-2004年中国资本外逃的规模
三、中国经济开放度衡量指标及计算
经济开放度综合反映一国市场对外开放的程度,它体现一国经济融入国际经济的程度和对国际经济的依存度。对一国经济开放度指标的界定，长期以来主要是单一的、基于实际贸易额的贸易开放度指标。所谓贸易开放度，是指一国进出口总额与该国国内生产总值的比值。
20世纪60、70年代，国外对经济开放度的测算出现了许多新见解。一是认为必须对贸易开放度计算方法作出局部调整与修改；二是认为衡量贸易开放度应该立足于贸易政策，不仅要考虑关税措施，而且要考虑非关税措施。20世纪90年代，国外对经济开放度的测算出现许多新方法，主要体现在两个方面。一是指标体系法。Dollar（1992)假设美国市场的商品价格是经济开放条件下的价格,通过比较相同商品在美国与其他国家的价格偏差,就可得知这些国家的贸易扭曲程度,由此体现出一国的经济开放程度。Sachs and Warner (1995)运用一国平均关税率、非关税壁垒、是否实行社会主义经济体制、主要商品出口是否垄断以及黑市交易费用等5个指标的得分值来判断一国经济是开放的还是封闭的。若得分为0,则该国经济是封闭的,得分为1,则意味着该国经济是开放的。Harrison (1996)采用外汇黑市溢价、年度贸易自由化指数、贸易依存度、道格拉斯指数、可贸易商品的相对国际价格变化指数等多个指标来度量一国的经济开放度。Loyd and MacLaren（2002）采用修正的外贸指标体系，利用可计算的一般均衡模型对常用的贸易依存度指标进行改进,得出一组衡量贸易开放度的指标。二是模型法。Leamer(1988)运用Hecksher - Ohlin 模型，估计了53个国家183种商品的贸易强度与净贸易流量,并利用预测贸易强度和实际贸易强度之差作为贸易壁垒指标，以此反映贸易开放度。Syrquin and Chenery ( 1989)把一国规模大小加入新变量，得出一国实际贸易流量与预测贸易流量的偏差，进而体现一国贸易开放程度。Harrison（1996）采用“Summers—Heston”数据，用消费品相对价格对城市化指数、土地禀赋和人口等变量回归得到的残差值来衡量价格扭曲指数，残差值越高，扭曲值程度越高，经济越不开放。Patrick Low et al（1998）运用对外贸易依存度对国内生产总值GDP的平方、人口、人均GDP的平方进行回归，并以此对贸易依存度进行修正作为贸易开放度指数。Stcwart（1999）以引力模型为基础，提出以该国与其他所有贸易往来国的双边贸易量为基础来计算开放度。
国内对经济开放度较有影响的研究多数继承国外的研究成果。李翀(1998)采用对外贸易比率、对外金融比率和对外投资比率,并赋予相应权数来度量一国的对外开放程度。黄繁华(2001)认为以
外贸依存度度量我国的贸易开放程度是相对较合理的，并提出反映贸易开放度与投资开放度的四个指标。包群等(2003)选取贸易依存度、实际关税率、黑市交易费用等5个指标来度量我国贸易开放度。孙焕民等(2004)从外贸水平、直接投资水平和资本流动水平来考察我国的经济开放度。
以上是从不同的角度对经济开放度作出的一些有意义的探索，具有很高的理论价值。笔者认为,经济开放度指标既要反映一国实体经济层面的开放程度,也要体现一国金融层面上的开放程度,否则将是片面的。另外，还应当考虑用该指标测度时数据的可得性、现实的实用性及可比性。
本文在指标的选取上考虑了中国资本外逃的主要渠道是通过经常项目的往来与资本与金融项目下的资本流出流入来进行的。据此，本文以我国国际收支平衡表中的经常账户和资本与金融账户为基础,界定我国经济开放度的相关指标,主要包括贸易开放度和投资开放度。贸易开放度方面,分别考察经常账户下的商品贸易与服务贸易开放度；投资开放度方面,分别考察资本与金融账户下的直接投资与间接投资开放度。各指标计算方法分别是：TED=（TCX+TCI）/GDP；SED=（SSX+SSI）/GDP；DED=（DII+DIO）/GDP；IED=（IAI+IAO）/GDP。其中：TED、SED、DED、IED分别代表商品贸易、服务贸易、直接投资、间接投资开放度；TCX、TCI、SSX、SSI 分别代表商品贸易与服务贸易的出口额与进口额；DII、DIO、IAI、IAO分别代表直接投资与间接投资的流入额与流出额。商品贸易与服务贸易的进出口额，直接投资与间接投资流入流出额的历年数据来源于中国国际收支平衡表（1982-2004）；1982—1992年度的GDP（元）数据来源于《中国统计年鉴2005》，1993-2004年度的GDP（元）数据来源于国家统计局网站“关于我国国内生产总值历史数据修订结果的公告”，GDP（美元）数据是根据历年人民币与美元的汇率换算得到。经过计算得到我国1982—2004年商品贸易、服务贸易、直接投资与间接投资开放度变化情况如下。
表1：中国1982-2004年经济开放度各指标值（ % ）
四、实证分析
由于一国资本外逃规模与对外经济活动密切相关,本文拟运用向量自回归(VAR)系统方法,实证研究1982～2004年我国资本外逃与经济开放度各指标之间的关系。
1、变量的单位根检验。在对时间序列数据进行计量分析时，首先要对各变量进行平稳性检验，否则直接对非平稳的时间序列进行回归将导致谬误回归（spurious regression）现象。采用ADF检验与PP检验方法分别对变量CF、TED、SED、DED、IED进行单位根检验，利用Eviews3.1软件，检验结果表明各个变量均不是平稳的，而它们的一阶差分均是平稳的，因此各个变量表现为一阶单整I（1）系列。
表2：变量的单位根检验
注：（C，T，K）是检验形式，分别代表所设定的检验方程含有截距，时间趋势及滞后阶数，N指不含C或T；滞后阶数K由AIC与SC最小的原则确定。
2、协整关系分析。关于协整关系的检验主要有两种方法：一是Engle和Granger（1987）提出的基于协整回归残差的ADF检验的EG两步法；二是Johansen(1988、1990)提出的基于VAR模型对协整向量系统进行极大似然估计和检验。由于Johansen的极大似然估计法是将求极大似然函数最大化问题转化为在正则约束条件下求最大特征根的问题，能精确地检验出协整关系的个数，因此本文采用该方法。
表3：协整关系的Johansen检验
注：滞后区间是在最优滞后阶数的基础上确定的；最优滞后阶数的选取是基于无约束的VAR模型的残差分析来确定的，即根据AIC与SC最小的定阶准则确定；* ，* *分别表示在1%与5%水平下显著。
协整检验结果表明,我国资本外逃与商品贸易开放度、服务贸易开放度、直接投资开放度、间接投资开放度之间均存在一个协整关系,对应的协整方程估计见表4。从协整方程估计系数可以看出,经济开放度的四个指标均与资本外逃规模存在正向的协整关系。
表4：协整方程估计结果
3、Granger因果关系分析。资本外逃与商品贸易开放度、服务贸易开放度、直接投资开放度、间接投资开放度之间存在长期的均衡关系,但是这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系的方向如何, 尚需要进一步验证，具体检验结果见表5。
表5：相关变量之间的Granger因果关系检验结果
注：滞后阶数与协整检验中利用AIC与SC准则确定的滞后阶数一致。
从表5看出：、与之间均存在单向的Granger因果关系，其中、都是的Granger原因，而不是、的Granger原因；而、与之间均存在双向的Granger因果关系。
结合协整方程估计结果与变量之间的因果关系检验,可以做以下分析:
第一,经常账户下的商品贸易开放度与服务贸易开放度的提高以及资本与金融帐户下的直接投资与间接投资开放度的提高均明显地引起资本外逃的增加。但如果结合协整方程系数以及前面统计的经济开放度各指标值，不难看出，相对于贸易开放度（商品与服务贸易）而言，投资开放度（直接与间接投资）对资本外逃规模的影响程度较小。究其因,一方面，改革开放以来尤其是近些年来，中国的进出口贸易发展无论是相对规模还是绝对规模发展都很迅速，因此通过“高报进口”与“低报出口”等形式进行经常项目下的资本外逃越来越多，从统计数据看，总体上呈逐年大幅上升趋势。另一方面,我国尚未实现人民币的完全自由兑换,对资本与金融账户下资本流动有较为严格的管制,包括对跨境资本交易及汇兑行为进行管制,这在一定程度上限制了国际资本自由流出入，使得资本与金融项目下的资本外逃难度相对较大，故投资开放度对资本外逃规模的影响程度相对较小。
第二，资本外逃与直接投资开放度以及间接投资开放度的双向因果关系说明了资本外逃也刺激了实际利用外资、以及对外投资的增加。世界银行统计数据表明，1992年外国在华投资中，高达25%的部分来自中国外逃的资本（转引贺力平等，2004）。这种性质的资本外逃又称为“过渡性”资本外逃，即资本逃到国外“改头换面”之后又通过正常渠道以外资身份流回国内。这种迂回投资是由转型期中国特殊的制度安排，如对内外资的差别待遇决定的。
4、脉冲响应分析。本文运用脉冲响应函数( Impulse Response Function)来反映资本外逃规模和经济开放度各指标之间的动态关系。在VAR模型的标准式中,扰动项也称为新息,脉冲响应函数试图描述任意一个变量的扰动如何通过模型影响其他变量,最终又反馈到自身的过程。根据Eviews 3.1所提供的脉冲响应分析方法和函数图备选项,本文采用组图来表示资本外逃规模对商品贸易开放度、服务贸易开放度、直接投资开放度和间接投资开放度一个标准差新息的响应程度,具体结果如下图A-D。图中实线部分为计算值,虚线部分为响应函数值加或减两倍标准差的置信带。
图A表明资本外逃对商品贸易开放度一个标准差新息扰动具有明显的正向响应。受一个标准差新息冲击后资本外逃迅速上升，到第2期后,经过第3期的一个小幅调整后缓慢上升。图B表明资本外逃对服务贸易开放度一个标准差新息的响应具有较为明显的滞后一期效应,从第2期开始上升到第3期止，从第3期开始保持比较稳定的小幅上下波动态势。图C表明资本外逃对直接投资开放度一个标准差新息的响应具有较为明显的滞后一期效应,从第2期开始缓慢上升到第5期止，从第5期开始保持小幅下降态势。图D资本外逃受间接投资开放度一个标准差新息冲击后迅速上升，到第2期后又迅速下降，从第3期开始一直保持缓慢下降态势。
图A:CF对TED一个标准差新息的响应 图B:CF对SED一个标准差新息的响应
图C:CF对DED一个标准差新息的响应 图D:CF对IED一个标准差新息的响应
五、总结性分析
本文首先对1982—2004年中国资本外逃规模进行了测算，然后对反映中国经济开放度的四个指标值进行了计算。在此基础上进行了实证分析，得到以下结论及相应的政策建议。
第一，我国资本外逃规模与经济开放度各指标呈显著的正相关关系,随着我国的对外贸易、资本流出入规模日趋扩大,经济开放度也将不断提高。可以预测,在我国防范资本外逃的机制没有彻底完善的情况下，短期内，我国资本外逃规模总体上会进一步增加。
第二，资本外逃是通过经常项目以及资本与金融项目共同作用的结果,实证分析表明,经常项目下的贸易开放度对中国资本外逃规模的影响要大于资本与金融项目下的投资开放度,即资本外逃更多的是通过经常项目下的贸易渠道来实现的，为此要着力防范利用贸易渠道进行资本外逃。要从根本上杜绝利用“伪报价格”的方式进行资本外逃，就必须从进出口价格的真实性入手，建立对经常项目真实性进行监控的机制。具体而言，应当加强我国经济领域中涉外管理部门的合作，利用现代信息手段跟踪国际市场的商品价格；注意大额的、频繁的、反常的贸易行为；定期查阅进出口部门的贸易往来记录，检查资金流动情况；此外应当加强贸易领域的国际合作，如相互提供贸易伙伴的资信情况、贸易的真实交易情况等。
第三,我国目前对资本与金融项目较为严格的管制，但仍然有一部分资本外逃是通过该项目进行的。中国资本与金融项目的开放是一种趋势，在这种背景下,我们更要关注资本与金融账户下的资本流动，尤其是加强对外投资中资本外逃的防范工作，加强对外投资各个环节的管理。
第四，为了吸引外资，我国一直给予了外资企业在税收、外汇管理、产业政策及市场准入方面的“超国民待遇”，因此会导致国内资本流出以套取优惠政策，产生了大量“过渡性”资本外逃。为此必须要逐步取消对外资的特殊优惠政策，实现从“优惠政策”到“市场导向”的转变。
参考文献
An Empirical Study on Capital Flight and
Economic Openness in China
Abstract: Based on the current account and financial account of the balance of payments statement, this paper respectively defines the economic openness from trade openness of economic angle and investment openness from financial angle. It employs two variable VAR system approaches, analyzes the relationship between capital flight and economic openness from 1982 to 2004 inChina. The result indicates remarkable positive cointegration between them and greater effect of trade openness on capital flight than investment openness. At last ,the paper analyzes the above results conclusively.
Key words: China；Capital flight；Economic openness；Empirical Study
