一、文獻(xiàn)綜述

　　許多發(fā)展中國(guó)家都出現(xiàn)過(guò)資本外逃現(xiàn)象。當(dāng)發(fā)生嚴(yán)重的資本外逃時(shí)，他們通常采取的一項(xiàng)重要的應(yīng)急措施就是實(shí)行或加強(qiáng)資本管制。資本管制的實(shí)施或加強(qiáng)能否起到控制資本外逃的作用呢？國(guó)外很多學(xué)者采用計(jì)量模型或其他方法對(duì)這一問題進(jìn)行了較為深入的研究。

　　在對(duì)資本外逃問題的早期研究中，Cuddington（1986）通過(guò)對(duì)影響資本外逃的主要決定因素與其實(shí)際發(fā)生的資本外逃額之間的相互關(guān)系在各國(guó)間的簡(jiǎn)單比較，得出結(jié)論認(rèn)為資本管制與資本外逃之間存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，即越是實(shí)行資本管制的國(guó)家，資本外逃的數(shù)量越少；
資本管制的程度越深，資本外逃的數(shù)量越少。[1]Pastor（1990）對(duì)8個(gè)拉丁美洲國(guó)家在1973～1986年的資本外逃決定因素進(jìn)行回歸分析的結(jié)果表明，資本控制對(duì)于抑制資本外逃效果不明顯，而對(duì)于實(shí)行了資本管制的國(guó)家，IMF 的援助計(jì)劃對(duì)于減緩資本外逃還是很有效的。[2]在對(duì)土耳其從1974～2000年的資本外逃問題進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析后，Demir （2004）得出結(jié)論認(rèn)為放松金融管制包括資本管制本身并非是解決國(guó)內(nèi)業(yè)已存在的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)問題的良藥，相反，一旦與國(guó)內(nèi)的不恰當(dāng)?shù)慕?jīng)濟(jì)政策混合在一起，其危害將是非常巨大的。[3]Schineller（1997）對(duì)17個(gè)發(fā)展中國(guó)家從1973～1993年的資本外逃問題進(jìn)行經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析的結(jié)果表明，資本管制對(duì)資本外逃的效果不顯著。[4]Gunter（2004）在對(duì)中國(guó)從1984～2001年的資本外逃規(guī)模進(jìn)行測(cè)算的基礎(chǔ)上，不是采用回歸方法，而是采用更直觀的方法，將調(diào)整后的資本外逃的估計(jì)額劃分為三個(gè)組成部分，即根據(jù)基本的殘值法計(jì)算部分、進(jìn)出口偽報(bào)額部分以及債務(wù)額調(diào)整部分，將殘值法計(jì)算部分與進(jìn)出口偽報(bào)額部分進(jìn)行比較，發(fā)現(xiàn)1999年以殘值法計(jì)算的資本外逃額下降非常迅速，而這一迅速下降的資本外逃額卻被1999年迅速上升的進(jìn)出口偽報(bào)額所抵消，使得經(jīng)偽報(bào)額調(diào)整后的當(dāng)年的資本外逃額仍保持在較高的水平上。由此認(rèn)為，盡管1998年實(shí)行的資本管制措施使得1999年以殘值法計(jì)算的資本外逃額下降，但國(guó)內(nèi)居民因此轉(zhuǎn)而采取偽報(bào)進(jìn)出口的方式轉(zhuǎn)移資本，由此資本管制并沒有起到應(yīng)有的作用。[5]從以上外國(guó)學(xué)者的研究結(jié)果可以看出，資本管制能否有效抑制資本外逃的問題并沒有統(tǒng)一的答案，其中傾向于否定的結(jié)論比較多。

　　國(guó)內(nèi)對(duì)于資本管制抑制資本外逃有效性問題也有很多探討，但大多限于理論分析，很少進(jìn)行實(shí)證研究。在對(duì)這一問題的實(shí)證研究中，李慶云和田曉霞（2000）將資本管制對(duì)資本外逃的影響納入回歸模型中，分析國(guó)內(nèi)黑市匯率溢價(jià)變量對(duì)資本外逃的影響，并采用經(jīng)典的OLS回歸技術(shù)進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析。他們認(rèn)為黑市匯率溢價(jià)主要由兩方面因素決定，即人民幣匯率高估的程度與國(guó)內(nèi)資本管制和外匯管制的程度。若人民幣匯率高估因素在黑市匯率溢價(jià)中起決定性作用，則黑市匯率溢價(jià)變量的參數(shù)應(yīng)為正；
若資本管制和外匯管制在黑市匯率溢價(jià)中起決定性作用，則其參數(shù)應(yīng)為負(fù)。其經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析結(jié)果表明，外匯黑市匯率溢價(jià)的參數(shù)符號(hào)為負(fù)，這說(shuō)明國(guó)內(nèi)外匯管制的有效性在黑市匯率溢價(jià)中起著決定性作用，而且它對(duì)資本外逃所起的限制性作用超過(guò)了它的推動(dòng)作用，即認(rèn)為資本管制對(duì)于遏制資本外逃是非常有效的。[6]鑒于資本管制對(duì)控制資本外逃有效性問題沒有統(tǒng)一結(jié)論，且很少對(duì)中國(guó)這一問題進(jìn)行實(shí)證研究，筆者試圖采用經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析中最新的協(xié)整分析方法——邊界檢驗(yàn)（Bounds Testing）和ARDL模型對(duì)中國(guó)從1980～2003年的資本外逃狀況進(jìn)行分析，以找出這一問題在中國(guó)的答案。

　　二、經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析的方法和步驟

　　從國(guó)內(nèi)或國(guó)外對(duì)資本外逃的計(jì)量分析來(lái)看，絕大部分采用經(jīng)典的OLS （普通最小二乘法）回歸技術(shù)，很少注意經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性（Stationarity）問題。筆者考慮了經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性問題，并采用了協(xié)整分析方法的最新發(fā)展—邊界檢驗(yàn)（Bounds Testing）（Pesaranet al ，2001）和自回歸分布滯后（ARDL）模型對(duì)從1980～2003年的中國(guó)資本外逃問題進(jìn)行系統(tǒng)的分析，并試圖找出資本管制這一變量在政府的反資本外逃政策中的作用。

　　當(dāng)運(yùn)用標(biāo)準(zhǔn)的回歸方法對(duì)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列模型進(jìn)行分析時(shí)，通常都要求這些經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列的數(shù)值是穩(wěn)定的。如果這些經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列是不穩(wěn)定的，則會(huì)產(chǎn)生虛假回歸問題。也就是說(shuō)，這一虛假回歸得出的解釋變量與被解釋變量間的顯著的因果關(guān)系實(shí)際上并不存在，而只說(shuō)明變量間同時(shí)存在的相關(guān)關(guān)系。但這并不是說(shuō)非穩(wěn)定變量的存在就必然會(huì)導(dǎo)致無(wú)效的估計(jì)值。這里存在一種特殊情況，就是當(dāng)兩個(gè)或多個(gè)非穩(wěn)定變量間存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，即這些非穩(wěn)定變量的特定的線性組合是穩(wěn)定時(shí)，非穩(wěn)定變量導(dǎo)致的虛假回歸問題則不再存在。這時(shí)，可以說(shuō)這些變量間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

　　在對(duì)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量間存在的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系進(jìn)行研究的方法中，邊界檢驗(yàn)和ARDL模型是最好的方法。其他的方法，比如Engle ＆Granger （1987）方法、Johansen‘s （1996）完全信息最大可能性方法與Phillips＆Hansen’s （1990）完全修正的OLS 方法都要求進(jìn)入模型的所有變量具有一階單整性（即integrated I（1）），而邊界檢驗(yàn)技術(shù)和ARDL方法最大的優(yōu)點(diǎn)就在于它不需要事先去測(cè)試變量是否具有一階單整性，也就是說(shuō)不必去管進(jìn)入模型的時(shí)間序列是純粹的0階單整（即integrated I（0））或純粹的一階單整或是0階單整和一階單整的混合。邊界測(cè)試方法的另一優(yōu)勢(shì)在于當(dāng)解釋變量為內(nèi)生變量時(shí)，模型的估計(jì)也不會(huì)受到影響。[7～10]運(yùn)用邊界檢驗(yàn)方法和ARDL模型對(duì)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列模型進(jìn)行分析包括兩個(gè)階段。第一，通過(guò)計(jì)算構(gòu)成ARDL模型基礎(chǔ)的誤差糾正表達(dá)式中滯后水平變量顯著性測(cè)試的F統(tǒng)計(jì)量來(lái)測(cè)試被研究的變量間是否存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。如果計(jì)算的F 統(tǒng)計(jì)量落在Pesaranet al （2001）計(jì)算的臨界值之外，則表明模型中的變量間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。若計(jì)算的F統(tǒng)計(jì)量落在Pesaran et al （2001）計(jì)算的臨界值之內(nèi)，則還必須進(jìn)一步對(duì)所有變量進(jìn)行單位根測(cè)試，以確定構(gòu)成模型的時(shí)間序列是I （0）還是I （1）。第二，估計(jì)長(zhǎng)期公式的參數(shù)以及與此相聯(lián)系的短期動(dòng)態(tài)誤差糾正模型（ECM ）的參數(shù)。

　　誤差糾正模型詳細(xì)表達(dá)式如下：

　　這里，z[，t]=（y[，t]，x[，t]），π[，yy]和π[，yx，x]是長(zhǎng)期參數(shù)，ψ[，i]和ω是短期參數(shù)，t 是時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，p 是基礎(chǔ)模型的階數(shù)，誤差糾正項(xiàng)μ[，t]與△X[，t]以及x[，t]和y[，t]滯后值無(wú)相關(guān)關(guān)系。

　　三、模型

　　這里先以資本外逃為被解釋變量建立一個(gè)一般的線性回歸模型，這一模型除包括資本管制變量外，還將其他一些通常包括在內(nèi)的資本外逃的潛在決定因素納入模型，這些變量主要有國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、國(guó)內(nèi)通貨膨脹率、貨幣匯率高估、外債預(yù)算赤字、國(guó)內(nèi)外利率差異與政治和經(jīng)濟(jì)的不確定等。最初的模型可詳細(xì)表示如下：

　　CF[，t]=α+β[，1]GR[，t]+β[，2]INF[，t]+β[，3]CO[，t]+β[，4]ED[，t]+β[，5]FD[，t]+β[，6]CC[，t]+β[，7]RIRD[，t]+β[，8]UN[，t]+ε[，t]（2）

　　其中，CF表示資本外逃，為被解釋變量；
α為常數(shù)項(xiàng)；
GR表示國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率；
INF 表示國(guó)內(nèi)通貨膨脹率；
CO表示國(guó)內(nèi)貨幣匯率高估；
ED表示外債；
FD表示財(cái)政赤字；
CC表示資本控制；
RIRD表示國(guó)內(nèi)外實(shí)際利率差異；
UN表示政治和經(jīng)濟(jì)的不確定；
ε為殘差項(xiàng)；
β為各解釋變量的系數(shù)。

　　下面將各解釋變量包括在模型內(nèi)的經(jīng)濟(jì)原理解釋如下：國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率。一方面，高的國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率通常預(yù)示著高的投資收益率，這使得國(guó)內(nèi)居民愿意在國(guó)內(nèi)承擔(dān)更多的投資而減少資本外逃；
另一方面，高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率通常還意味著國(guó)內(nèi)較好的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)，這也使得國(guó)內(nèi)居民增強(qiáng)在國(guó)內(nèi)投資的信心而減少資本外逃。因而，預(yù)計(jì)該變量與資本外逃之間存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

　　國(guó)內(nèi)通貨膨脹率。通貨膨脹的出現(xiàn)通常意味著持有國(guó)內(nèi)資產(chǎn)比持有國(guó)外資產(chǎn)實(shí)際價(jià)值的下降，因而居民將減少國(guó)內(nèi)資產(chǎn)的持有而增持國(guó)外資產(chǎn)。通貨膨脹通常還被看成是政府通過(guò)貨幣創(chuàng)造征稅的一種方式，國(guó)內(nèi)稅收負(fù)擔(dān)的加重也將促使資本外逃。因而，預(yù)計(jì)該變量與資本外逃之間存在正相關(guān)的關(guān)系。

　　國(guó)內(nèi)貨幣匯率高估。當(dāng)一國(guó)貨幣匯率高估，人們通常會(huì)預(yù)期該貨幣的貶值。如果貨幣貶值發(fā)生，則居民以國(guó)內(nèi)貨幣持有的資產(chǎn)將遭受資本損失，這將促使他們將國(guó)內(nèi)資產(chǎn)轉(zhuǎn)為國(guó)外資產(chǎn)以避免資本損失或獲得更多的外幣升值的資本收益。因而，該變量與資本外逃之間應(yīng)該存在正相關(guān)的關(guān)系。

　　外債水平。大量的實(shí)證研究的文獻(xiàn)表明，外債的增加增強(qiáng)了資本的可獲得性，從而使得資本外逃更容易實(shí)施。因而，一國(guó)的外債水平與資本外逃之間應(yīng)該存在正相關(guān)的關(guān)系。但如果一國(guó)借入的外債能充分用于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)建設(shè)和其他投資，則一國(guó)投資環(huán)境會(huì)有所改善，從而使資本外逃減少。從這個(gè)角度來(lái)講，一國(guó)的外債水平與資本外逃之間也可能存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。

　　財(cái)政赤字。如果一國(guó)的財(cái)政赤字是通過(guò)貨幣創(chuàng)造來(lái)融通，則會(huì)出現(xiàn)通貨膨脹的壓力。為避免國(guó)內(nèi)資產(chǎn)實(shí)際價(jià)值的損失，居民將轉(zhuǎn)向持有國(guó)外資產(chǎn)。這時(shí)，財(cái)政赤字將引發(fā)更多的資本外逃。但如果一國(guó)的財(cái)政赤字是與一國(guó)的較大的公共投資相聯(lián)系，且具有溢出效應(yīng)，能帶動(dòng)更多的私人投資，則財(cái)政赤字與資本外逃之間有可能存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系。因而，這一解釋變量的符號(hào)取決于這兩種效應(yīng)中哪一種占統(tǒng)治地位。

　　資本控制。資本控制通常采取對(duì)國(guó)際經(jīng)濟(jì)交易征稅或施加其他各種限制的方式，這些措施增加了獲取資本的困難，使得國(guó)際經(jīng)濟(jì)交易的成本上升。一方面，資本控制增加了資本外逃的困難程度而使資本外逃減少；
另一方面，資本控制進(jìn)一步增加了未來(lái)的不確定性和居民對(duì)未來(lái)不能自由支配資產(chǎn)的擔(dān)心，從而有可能使資本外逃進(jìn)一步增加。因而，對(duì)于資本控制和資本外逃的關(guān)系還沒有統(tǒng)一的結(jié)論。

　　國(guó)內(nèi)外實(shí)際利率差異。相對(duì)于他國(guó)的國(guó)內(nèi)較低的實(shí)際利率通常意味著國(guó)內(nèi)投資較低的投資收益率，國(guó)內(nèi)居民自然而然將他們的資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到境外。因而，在這種情況下，這兩個(gè)變量之間應(yīng)該存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。但是，高的國(guó)內(nèi)利率也可能是即將到來(lái)的金融危機(jī)的反映或?qū)Υ笠?guī)模資本外流作出的政策反映，這時(shí)的國(guó)內(nèi)高利率并不能起到阻止資本外逃的作用，因而該變量的符號(hào)也不確定。

　　政治和經(jīng)濟(jì)的不確定。政治和經(jīng)濟(jì)的不確定在發(fā)展中國(guó)家是比較普遍的現(xiàn)象，這將帶來(lái)國(guó)內(nèi)政策的不穩(wěn)定，因而國(guó)內(nèi)投資具有更大的風(fēng)險(xiǎn)，從而成為資本外逃的推動(dòng)力量。因而，這兩個(gè)變量之間應(yīng)該存在正相關(guān)的關(guān)系。

　　預(yù)期的這些解釋變量的參數(shù)符號(hào)分別為：β[，1]＜0，β[，2]＞0，β[，3]＞0，β[，4]＞0或β[，4]＜0，β[，5]＞0或β[，5]＜0，β[，6]＞0或β[，6]＜0，β[，7]＞0或β[，7]＜0，β[，8]＞0.如果經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析的結(jié)果表明資本管制變量的參數(shù)符號(hào)為負(fù)，則說(shuō)明我國(guó)資本管制的實(shí)施或加強(qiáng)起到了抑制資本外逃的作用，資本管制是有效的；
若參數(shù)符號(hào)為正，則說(shuō)明我國(guó)資本管制的實(shí)施或加強(qiáng)進(jìn)一步打擊了居民在國(guó)內(nèi)投資的信心，從而進(jìn)一步刺激了資本外逃，資本管制對(duì)于抑制資本外逃的有效性將受到質(zhì)疑。

　　四、變量代理和數(shù)據(jù)

　　資本外逃。這里采用Gunter（2004）運(yùn)用國(guó)際收支測(cè)算方法（直接法）計(jì)算的中國(guó)從1984～2001年的資本外逃額和筆者根據(jù)與Gunter（2004）相同的方法計(jì)算的從1980～1983年以及2002～2003年的資本外逃額年流量來(lái)代理該變量。

　　國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)實(shí)際增長(zhǎng)率。采用經(jīng)通貨膨脹率調(diào)整后的每年的實(shí)際GDP 增長(zhǎng)率來(lái)代理此變量。

　　國(guó)內(nèi)通貨膨脹率。由于缺乏中國(guó)在1985年以前的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，為保持?jǐn)?shù)據(jù)的一致性，采用零售價(jià)格指數(shù)的年變動(dòng)額來(lái)代理該變量。

　　貨幣匯率高估。用人民幣對(duì)各貿(mào)易伙伴國(guó)貨幣的實(shí)際有效匯率來(lái)反映人民幣匯率高估情況。實(shí)際有效匯率的數(shù)值越高表明人民幣高估的情況越嚴(yán)重。

　　外債水平。采用我國(guó)每年年末的外債存量數(shù)據(jù)來(lái)反映中國(guó)的外債水平。

　　財(cái)政赤字。可以采用每年的財(cái)政赤字額，(點(diǎn)擊此處閱讀下一頁(yè))

　　也可采用每年財(cái)政赤字額與GNP 的比例來(lái)反映一國(guó)的財(cái)政赤字狀況。這里采用中國(guó)每年的財(cái)政赤字來(lái)代理該變量。

　　資本控制。大部分的經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析都采用構(gòu)造虛擬變量的方式來(lái)代理資本控制變量。這里也采用此方法來(lái)反映資本控制對(duì)資本外逃的影響，設(shè)資本控制這個(gè)虛擬變量的值從1980～1993年和1998～2001年的值為1，其他各年的值為0.實(shí)際利率差異。這里以中國(guó)實(shí)際利率減去美國(guó)實(shí)際利率宋代理該變量。中國(guó)的名義利率采用的是一年期銀行定期存款利率，美國(guó)的名義利率采用的是美國(guó)國(guó)庫(kù)券利率。

　　政治和經(jīng)濟(jì)的不確定。以中國(guó)每年GDP 增長(zhǎng)率對(duì)其三年移動(dòng)平均值的偏離值來(lái)代理這一變量。

　　實(shí)際GDP 增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)和國(guó)內(nèi)零售價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局編寫的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒（2001和2002）；
實(shí)際有效匯率、美國(guó)國(guó)庫(kù)券利率、中國(guó)存款利率、中國(guó)財(cái)政赤字以及美國(guó)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于IMF 的國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)年鑒；
[11]外債數(shù)據(jù)和各年的國(guó)際收支數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)國(guó)家外匯管理局。

　　五、分析過(guò)程、結(jié)果和結(jié)論

　　首先，對(duì)所有的解釋變量和被解釋變量取對(duì)數(shù)以消除異方差（取對(duì)數(shù)值以后的各變量前冠以L ）。其次，運(yùn)用邊界測(cè)試的技術(shù)遵循“一般到特別”的方法以獲得最佳模型。在拋棄了那些既不具有協(xié)整關(guān)系又不具有統(tǒng)計(jì)顯著性的模型后，得到了一個(gè)最后的較滿意的模型形式如下：

　　z[，t]=（y[，t]，x[，t]）=（LCF ，x[，t]）（3）

　　這里，

　　x[，t]=｛LINF，LCO ，LED ，LFD ，LCC ，LUN ｝（4）

　　該模型表明資本外逃與國(guó)內(nèi)通脹率、國(guó)內(nèi)貨幣匯率高估、外債、財(cái)政赤字、資本管制以及與政治和社會(huì)不確定程度之間存在因果關(guān)系。然后，針對(duì)這一模型形式，首先測(cè)試變量間是否存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系。測(cè)試結(jié)果顯示，被解釋變量LCF 的F 統(tǒng)計(jì)量超過(guò)了5％的臨界值的上限（3.646），解釋變量LINF、LCO 、LED 、LFD 、LCC 和LUN 的F 統(tǒng)計(jì)量都低于5％的臨界值的下限（2.476）。這表明LCF 與這些變量間存在惟一的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。在證實(shí)惟一的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系存在后，接下來(lái)就是估計(jì)長(zhǎng)期參數(shù)。根據(jù)SBC 信息準(zhǔn)則，選擇ARDL（1，1，1，0，1，0，1）模型研究資本外逃和決定因素的長(zhǎng)期關(guān)系�；�于此模型的結(jié)果在表1上。從表1可以看到，資本管制變量參數(shù)非常顯著，且其參數(shù)符號(hào)為負(fù)。這意味著從長(zhǎng)期來(lái)看，資本控制的實(shí)施對(duì)中國(guó)的資本外逃有明顯的抑制作用。在運(yùn)用ARDL方法估計(jì)了公式的長(zhǎng)期參數(shù)后，下一步就是基于ARDL（1，1，1，0，1，0，1）模型來(lái)尋找資本外逃的短期關(guān)系式。對(duì)于根據(jù)選定的ARDL模型估計(jì)的誤差糾正模型的結(jié)果在表2中。從表2可以看出，資本控制的施加不論是在長(zhǎng)期還是在短期都對(duì)資本外逃產(chǎn)生顯著影響。

　　注：被解釋變量是dLCF，從1981～2003年使用23個(gè)觀察值來(lái)進(jìn)行估計(jì)；
變量前面的d 表明為該變量的一階差分；
*、**、***分別表明參數(shù)在10％、5％、1％的水平上顯著。

　　以上結(jié)果表明：影響中國(guó)的資本外逃因素主要有國(guó)內(nèi)通貨膨脹率、貨幣貶值預(yù)期、外債水平、財(cái)政赤字、政治和社會(huì)不確定以及資本管制的放松。從中國(guó)的實(shí)際情況看，進(jìn)入1990年代后，隨著資本管制的逐步放松，中國(guó)的資本外逃額迅速增長(zhǎng)，在1998年我國(guó)加強(qiáng)資本管制后又迅速下降。所有這些表明，資本控制對(duì)于抑制中國(guó)的資本外逃應(yīng)該有顯著的效果。

　　因此，對(duì)于以直接法測(cè)算的資本外逃額，最后的模型表明資本管制對(duì)于抑制我國(guó)的資本外逃是有極其顯著的作用的。因而，我國(guó)政府可以采取強(qiáng)制性的行政措施以達(dá)到有效遏制資本大量外逃的作用。

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　　原載《財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐》2005年第5期

　　「作者簡(jiǎn)介」何娟文，湖南大學(xué)金融學(xué)院教師，湖南長(zhǎng)沙410079.

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