鮑星 張德亮

內容提要：在新冠肺炎疫情沖擊背景下，全球跨境資本流動波幅增大，跨境資本流入突然停止的概率也隨之放大。構建了分部門跨境資本流入的數據，研究了分部門跨境資本流入與資本流入急停之間互動機理，并對跨境資本流入急停可能的防范方案進行了討論。研究發(fā)現：公共部門、銀行部門跨境資本流入與資本流入急停之間有顯著的正向關聯(lián)關系；無論是發(fā)達經濟體，還是發(fā)展中經濟體，銀行部門跨境資本流入均會誘致資本流入急停概率攀升，發(fā)達經濟體企業(yè)部門跨境資本流入會導致資本流入急停風險上升，而發(fā)展中經濟體公共部門跨境資本流入會導致資本流入急停風險上升；提升金融發(fā)展對于防范資本流入急停作用并不明顯，而維持良好的經濟增長率可以有效抑制由企業(yè)部門跨境資本流入引發(fā)的資本流入急停，保持匯率穩(wěn)定以及維持適度的資本管制對于防范資本流入急停至關重要。研究結論為進一步豐富跨境資本流動宏觀審慎政策提供了參考，回應了防范極端跨境資本流動的諸多爭論。

一、 引 言

受到新型冠狀肺炎疫情沖擊，全球資本市場動蕩不安，經濟增長前景撲朔迷離。盡管在美聯(lián)儲歷史級別放水的刺激下，美股市場探底回升，避免了巨幅下跌引發(fā)經濟動蕩的可能。但一個不爭的事實是，在全球疫情起起伏伏的背景下，全球經濟增長面臨著巨大的不確定性。而與此同時，與經濟增長巨大不確定性如影隨形的一大現象是，全球跨境資本流動也面臨劇烈波動的隱憂。疫情期間，全球主要經濟體的跨境資本流動均呈現出顯著波動。IMF的國際收支平衡表數據顯示，中國2019年四季度跨境資本凈流入220.40億美元，2020年一季度跨境資本凈流入111.86億美元，而2020年二季度跨境資本凈流出344.64億美元；美國2019年四季度跨境資本凈流入581.20億美元，2020年一季度跨境資本凈流入1273.27億美元，2020年二季度跨境資本凈流入775.17億美元。此外，根據國家外匯管理局公布的中國全口徑外債數據，截至 2020 年 9 月 30 日，銀行外債余額占 47%，企業(yè)外債余額占比接近 40%，可見通過商業(yè)銀行和企業(yè)流入中國的資本份額十分可觀，而通過這些部門流入的跨境資本是否會出現巨幅波動，甚至逆轉，進而對中國宏觀經濟的平穩(wěn)運行造成不利影響，仍然有待研究。

跨境資本流動波動的一個極端情況是，跨境資本流入的突然停止(sudden stop)，通常表現為跨境資本流入未被預期到的、大幅度的下降，往往成為金融危機爆發(fā)的導火索，對于宏觀經濟的平穩(wěn)運行造成嚴重負面沖擊。更有甚者，跨境資本流入的突然停止對金融體系尚未成熟、金融發(fā)展程度較低的經濟體造成的后果往往更為惡劣(陳中飛等，2021)?，F階段盡管中國在抗擊疫情中取得了階段性勝利，成為首先在疫情沖擊下迅速復蘇的經濟體之一，但在風聲鶴唳的疫情沖擊氛圍下，爆發(fā)跨境資本流入突然停止的可能性也更大。如何防范跨境資本流入突然停止于未然，并將可能的影響降到最低，是一個值得重視的問題。

關于資本流入突然停止的驅動因素，主要有以下幾大結構性因素。鄭璇(2014)撰文指出貿易開放會增大資本流入突然停止的概率，而Cavallo 和 Frankel(2008)則持有截然相反的觀點，認為貿易開放會降低資本流入突然停止的概率。此外，Mendoza(2010)認為融資約束會內生性地導致資本流入突然停止。與此同時，鄭璇(2014)還提出了國內經濟增長率的提升能夠顯著降低資本流入突然停止的可能性，Forbes 和 Warnock(2012)也提出全球增長率的提升有助于降低跨境資本流入突然停止。把目光聚焦于杠桿率對于資本流入突然停止的影響，陳中飛等(2021)得到的結論較為新穎，即杠桿率與資本流入突然停止呈現“倒U”型關系，而其他學者關于杠桿率的結論并不統(tǒng)一(Honig，2008；Seoane 和 Yurdagul，2019)。

目前，關于跨境資本流動測度的一個最新進展是分部門測度跨境資本流動。首先作出嘗試的是Alfaro 等(2014)，其將跨境資本流動區(qū)分為公共部門跨境資本流動與企業(yè)部門跨境資本流動，并回應了“盧卡斯之謎”的爭論。隨后，Avdjiev 等(2018)將跨境資本流動區(qū)分為公共部門跨境資本流動、銀行部門跨境資本流動、企業(yè)部門跨境資本流動，構建了分部門跨境資本流動的數據庫，分析了分部門跨境資本流動的特征。在Avdjiev 等(2018)開拓性工作的基礎上，范小云等(2020)、孫天琦等(2020)進一步研究了分部門跨境資本流動波動的影響以及分部門跨境資本流動的順周期特征。

總體而言，現有文獻分別從多個角度研究了跨境資本流入急停的驅動因素以及后續(xù)影響，包括不同類別跨境資本流動對資本流入急停的影響(韓劍等，2015)，但從分部門跨境資本流動的角度切入，研究分部門跨境資本流動對資本流入急停的文獻仍是空白。本文構建了分部門跨境資本流入的數據，研究了分部門跨境資本流入與資本流入急停的互動機理，剖析了分部門跨境資本流動的特征，對于進一步完善跨境資本流動宏觀審慎政策框架具有重大的參考意義。此外，通過選用全面而科學的綜合指標，本文從金融發(fā)展、經濟增長、資本管制、匯率穩(wěn)定角度研究了抵御資本流入急停的可能方案，系統(tǒng)地梳理了關于抵御資本流入急停的諸多爭論，為經濟、金融領域改革開放再出發(fā)的著力點提供了重要的方向參考。本文的研究有助于深入理解跨境資本流入突然停止的驅動因素，為識別和防范異常跨境資本流動風險提供重要的決策參考。

二、 機理分析與研究假說

歷次的經濟危機、金融危機表明，當資本流入到不同部門時，宏觀經濟在面臨外部沖擊時，呈現出極大的異質性。流入公共部門的跨境資本成為拉美主權債務危機的阿喀琉斯之踵，而企業(yè)部門的跨境融資則是東南亞金融危機環(huán)環(huán)相扣的危機傳染鏈條中的重要一環(huán)。把目光聚焦于2008年美國金融危機，銀行部門持有的家庭部門債務是危機爆發(fā)的起點。與此同時，歐債危機再一次證明了公共部門和銀行部門外債的危險性(Avdjiev 等，2018)?；具_成共識的是，跨境資本流入激增是導致跨境資本流入突然停止的一個直接原因(Agosin 和 Huaita，2012；Benigno 等，2015；韓劍等，2015)，且資本流入持續(xù)時間越長，發(fā)生資本流入急停的概率越大(Agosin 等，2019 )。然而，究其根源，究竟流入何種部門的跨境資本是導致跨境資本流入突然停止的導火索，目前仍未得知。本文猜想，不同部門的跨境資本流入均有可能導致資本流入突然停止的概率增大，并提出以下假說：

假說1：銀行部門跨境資本流入會導致資本流入急停概率攀升。

假說2：公共部門跨境資本流入會導致資本流入急停概率攀升。

假說3：企業(yè)部門跨境資本流入會導致資本流入急停概率攀升。

發(fā)展中國家公共部門跨境資本流入與企業(yè)部門跨境資本流入呈現出“蹺蹺板”的對立關系。當宏觀經濟增速持續(xù)向好，實體經濟欣欣向榮，企業(yè)部門跨境融資旺盛，跨境資本流入企業(yè)部門的比例會持續(xù)上升，而此時公共部門跨境資本流入會下降。相反，當實體經濟萎靡，企業(yè)部門借貸萎縮，跨境資本流入企業(yè)部門的比例持續(xù)走低時，公共部門跨境資本流入則會顯著增加。其背后隱含的意義為：在實體經濟低迷，企業(yè)部門借貸受阻時，公共部門跨境資本流入比例上升，公共部門通過增加借貸來刺激經濟增長。公共部門跨境資本流動的逆周期性(Lepers 和 Mercado，2020)，也即公共部門跨境資本流入與企業(yè)部門跨境資本流入這一“蹺蹺板”的對立關系，對于新興經濟體而言，尤為明顯(Avdjiev 等，2018)。換句話說，當新興經濟體公共部門跨境資本流入持續(xù)增加時，對應的是，經濟增長低迷的時期。結果是，當新興經濟體公共部門跨境資本流入持續(xù)增加時，資本流入突然停止的概率顯著上升。此外，從公共部門跨境資本流動的角度來看，當面臨外部沖擊時，新興經濟體公共部門跨境資本流出顯著負向關聯(lián)于外部沖擊(Avdjiev 等，2018)?？缇迟Y本流出激增對應的是以凈流入衡量的資本流入突然停止概率的上升。據此，本文提出假說：

假說4：新興經濟體公共部門跨境資本流入與資本流入急停顯著正相關。對于發(fā)達經濟體而言，這一顯著關系顯著性會降低，甚至不顯著。

對于發(fā)達經濟體和新興經濟體而言，流入銀行部門跨境資本可以通過以下幾個渠道作用于資本流入急停的概率。首先，流入銀行部門的跨境資本，通過銀行體系的基礎貨幣放大作用，引發(fā)國內信貸市場的繁榮，信貸激增。國內信貸的激增會顯著增加跨境資本流入急停的可能性(Benigno 等，2015)。此外，從銀行部門的跨境資本流動來看，當面臨外部沖擊時，無論是新興經濟體，抑或是發(fā)達經濟體，銀行部門跨境資本流出均顯著負向關聯(lián)于外部沖擊(Avdjiev 等，2018)，而跨境資本大幅流出的直接結果就是以凈流入衡量的跨境資本流入的突然停止。最后，銀行部門跨境資本流動具有明顯的順周期性(Hoggarth 等，2016；Alstadheim 和 Blandhol，2018；Cerutti 和 Hong，2018)，當東道國經濟表現良好時，銀行部門跨境資本呈現持續(xù)流入的態(tài)勢，而當東道國宏觀經濟出現波動時，銀行部門跨境資本的順周期性也會導致其更加敏感，極易從流入轉為流出，引發(fā)資本流入急停。據此，本文提出假說：

假說5：發(fā)達經濟體和新興經濟體銀行部門跨境資本流入均會增加資本流入急停的概率。

發(fā)達經濟體，企業(yè)部門跨境資本流出顯著負向關聯(lián)于外部沖擊，而對于新興經濟體而言，這一顯著關系顯著性水平有所下降(Avdjiev 等，2018)。故而，當面臨外部沖擊時，發(fā)達經濟體流入企業(yè)部門的跨境資本更加不穩(wěn)定，資本流入突然停止的概率更大。此外，發(fā)達經濟體中，高度發(fā)達的金融體系需要一定的公司債務作為支撐，但越過一定閾值后，公司債務對于經濟增長的作用有限(王竹泉等，2019)，且可能導致債務泡沫(陳中飛等，2021)，因此相較于新興經濟體，發(fā)達經濟體持續(xù)流入企業(yè)部門導致的公司債務上升更可能誘致資本流入急停。據此，本文提出假說：

假說6：發(fā)達經濟體企業(yè)部門跨境資本流入與資本流入急停顯著正相關。對于新興經濟體而言，這一顯著關系顯著性會降低，甚至不顯著。

三、 實證設計

1. 計量模型的設定與說明

公式(1)為本文實證估計的計量表達式。其中，ss為資本流入突然停止的虛擬變量。樣本期內，發(fā)生資本流入突然停止時，ss記為1；樣本期內，未發(fā)生資本流入突然停止時，ss記為0。關于資本流入突然停止指標的具體構造，在下文會詳細說明。inflowbank_gdp、inflowps_gdp、inflowcp_gdp分別代表銀行部門跨境資本總流入額占GDP的比重、公共部門跨境資本總流入額占GDP的比重、企業(yè)部門跨境資本總流入額占GDP的比重。X代表一系列的控制變量。μt為時點固定效應，εit為隨個體i和時點t變化的隨機誤差項。由于被解釋變量ss為典型的非連續(xù)變量，本文采用probit回歸對離散選擇模型進行估計。

prob(ssit)=β1inflowbank_gdpit+β2inflowps_gdpit+β3inflowcp_gdpit+βjXit+μt+εit

(1)

需要說明的是，由于被解釋變量資本流入突然停止為0-1變量，當使用probit或logit回歸并控制個體固定效應時，其中被解釋變量在所有樣本區(qū)間均未變化的值會被剔除，即在樣本期間都未發(fā)生資本流入突然停止的個體值在回歸時會被剔除，導致估計結果出現重大偏誤?？梢园l(fā)現，本文使用probit或logit回歸并同時控制個體固定效應是不可行的，但控制時點固定效應是可行的，因此本文在后文的實證檢驗中均只控制了時點固定效應。

2. 變量選取與數據來源

(1) 被解釋變量。資本流入突然停止。關于資本流入突然停止的構造，本文主要參考了Guidotti 等(2004)、陳奉先和賈麗丹(2020)的做法，具體指標構建方法如下：ΔF≤μΔF-σΔF且ΔF≥τ，其中ΔF=ΔFA/GDP，且ΔFA=FAt-FAt-4，τ為特定參數，用來判定資本流入逆轉幅度。Guidotti等(2004)設置的τ為5%，陳奉先和賈麗丹(2020)認為結合中國對跨境資本流動的監(jiān)管情況，設定τ為2%更為適合。本文按照陳奉先和賈麗丹(2020)的做法，將資本流入逆轉幅度τ設置為2%。當ΔF≤μΔF-σΔF和ΔF≥τ同時滿足時，則認為樣本國家發(fā)生了跨境資本流入突然停止，跨境資本流入突然停止(ss)記為1，否則記為0。構建資本流入突然停止的源數據來源于IMF公布的國際收支平衡表(BOP)。

(2) 解釋變量。分部門跨境資本流入。本文度量的分部門跨境資本流入主要考慮的是跨境資本總流入的視角，具體分部門跨境資本流入指標的構建方法主要參考了Avdjiev 等(2018)。其中，公共部門跨境資本流入(inflowps)是指流入政府部門的跨境資本；銀行部門跨境資本流入(inflowbank)是指流入銀行部門的跨境資本；企業(yè)部門跨境資本流入(inflowcp)是指流入企業(yè)部門的跨境資本。(1)由于構建分部門跨境資本流入的方法比較繁雜，具體細節(jié)可以參照Avdjiev 等(2018)附錄的詳細介紹，本文不再贅述。在構建公共部門跨境資本流入時，本文并未考慮儲備資產賬戶，而鑒于外匯儲備對于防范資本流入急停的重要作用，本文將外匯儲備放入到了控制變量中，以控制外匯儲備對于資本流入急停的影響。需要說明的是，在具體實證中，后文如無特別說明，公共部門跨境資本流入、銀行部門跨境資本流入、企業(yè)部門跨境資本流入均采用的是分部門跨境資本流入占GDP的比重來衡量分部門跨境資本流入的具體情況。分部門跨境資本流入計算的源數據來源于IMF公布的國際收支平衡表(BOP)和國際投資頭寸表(IIP)。

(3) 控制變量。控制變量選取的指標為：貿易開放度(ieg)用進出口總額占GDP的比重來衡量；貨幣政策寬松程度(mg)用廣義貨幣M2年度增長率來衡量；經常賬戶余額(cab)使用經常賬戶余額占GDP的比重衡量；中央政府最終消費支出(govc)使用中央政府最終消費支出占GDP的比重衡量；通貨膨脹率(inflation)；外匯儲備余額(reserve)，單位為萬億美元。外匯儲備的數據來源IFS數據庫，其余控制變量的數據均來源于WDI數據庫。

(4) 調節(jié)變量。在研究分部門跨境資本流入與資本流入急停的基準實證基礎上，為了進一步剖析中國經濟金融體系改革的方向，找準化解跨境資本流入急停風險的著力點，本文加入了分部門跨境資本流入與幾大指標的交互項來嘗試對上述疑問做出解答。具體地，本文嘗試作為交互項的調節(jié)變量指標包括：金融發(fā)展、經濟增長率、資本管制程度、匯率穩(wěn)定程度。其中，金融發(fā)展(fd)來源于IMF的金融發(fā)展數據庫，相較于傳統(tǒng)的以信貸總額占GDP的比重衡量金融發(fā)展、抑或是廣義貨幣供給M2占GDP的比重衡量金融發(fā)展，IMF的金融發(fā)展指標從多個角度衡量了主要經濟體的金融發(fā)展程度，兼具了指標構建的全面性和科學性。該指標越大，表明金融發(fā)展程度越高。經濟增長率(gdptg)使用GDP同比季度增長率來衡量。由于控制變量中已經包含了通貨膨脹率，控制了價格因素，所以這里的經濟增長率為名義的經濟增長率，當然采用這一做法的另一重要原因在于，樣本中部分國家的實際經濟增長率季度數據缺失較為嚴重。GDP同比增長率的數據來源于IMF的IFS數據庫。衡量資本管制程度的指標來源于Pasricha等(2018)構建的資本管制指數(easing)，該指數越大，表明一國資本管制在放松，資本管制程度越小。匯率穩(wěn)定指標(ers)來源于Aizenman 等(2008)，該指標越大，表明樣本國家匯率越穩(wěn)定。

3. 描述性統(tǒng)計

本文樣本的時間范圍為2000年1季度至2019年4季度，樣本個體數包含51個國家。由于分部門跨境資本流入數據存在缺失值，本文樣本為典型的非平衡面板數據?？梢园l(fā)現，分部門跨境資本流入中，流入企業(yè)部門跨境資本占GDP比重的最大值最高，達到了1.457；流入銀行部門跨境資本占GDP比重的最大值次之，達到了0.591；流入公共部門跨境資本占GDP比重的最大值最小，達到了0.161。從分部門跨境資本流入占GDP的比重來看，流入企業(yè)部門跨境資本的份額在三者中最高，其均值為0.026，顯著高于流入公共部門跨境資本占GDP的比重、流入銀行部門跨境資本占GDP的比重。

表1 變量描述性統(tǒng)計

在樣本期內，樣本國家共發(fā)生了127次資本流入突然停止(sudden stop)，頻率為6.10%。其中，發(fā)達經濟體共發(fā)生了42次資本流入突然停止沖擊，頻率為4.05%；發(fā)展中經濟體共發(fā)生了85次資本流入突然停止沖擊，頻率為8.13%。由此可見，發(fā)展中經濟體發(fā)生資本流入突然停止的風險更高。圖1為按季度劃分的資本流入急停頻數圖。總體而言，在2005年以前，樣本國家發(fā)生資本流入急停的頻率較低，屬于稀疏事件；肇始于美國的2007年金融危機前后，跨境資本流入急停發(fā)生頻率顯著增加，各個主要經濟體的跨境資本流入波動巨大，資本流入逆轉時有發(fā)生；而2016年前后，以英國脫歐為代表的黑天鵝事件加劇了全球經濟增長的不確定性，全球跨境資本流動暗潮洶涌，資本流入急停次數明顯增多。

四、 實證分析

1. 基準實證

表2報告了控制時點固定效應的probit回歸結果。回歸(1)為以資本流入突然停止(ss)為被解釋變量的估計結果，流入銀行部門跨境資本項(inflowbank_gdp)顯著為正，當然由于probit回歸屬于離散選擇模型的回歸，估計出的系數大小無法直接按照線性模型的系數結果進行解釋?；诨貧w(1)的估計結果，本文能夠得出的是，銀行部門跨境資本流入與資本流入突然停止顯著正相關?；貧w(2)可以發(fā)現，公共部門跨境資本流入(inflowps_gdp)與資本流入急停也呈現出顯著正向關聯(lián)的關系?；貧w(4)的估計結果與上文一致，流入銀行部門跨境資本以及流入公共部門跨境資本與資本流入急停顯著正相關，流入企業(yè)部門跨境資本與資本流入急停的關系在統(tǒng)計意義上并不顯著。為了對分部門跨境資本流入影響資本流入急停的邊際效應進行有效估計，本文使用margins命令對邊際效應進行計算，結果顯示：銀行部門跨境資本流入占GDP比重每增加1%，跨境資本流入急停的概率將增加0.0035；公共部門跨境資本流入占GDP比重每增加1%，跨境資本流入急停的概率將增加0.0111。(2)限于篇幅，margins命令實證的過程未展示，備索。本文的估計結果與假說1、2的猜想一致。

控制變量中，貨幣供給量增速(mg)與跨境資本流入急停顯著正相關，其經濟含義為：在貨幣供給量大幅增加的背景下，發(fā)生跨境資本流入逆轉的概率也大幅增加，這一結果對于處于美聯(lián)儲貨幣大放水背景下的政策當局提供了警示，如何降低美聯(lián)儲貨幣政策存在的外溢效應對于中國貨幣政策空間的影響，并防范資本流入突然停止于未然是一個迫切的現實問題。中央政府最終消費支出(govc)與跨境資本流入急停顯著正相關，可能的原因在于，在有限的財政政策空間下，政府部門消費支出的擴大會引起跨境資本對于主權債務的恐慌，引發(fā)資本流入的急停。貿易開放度(ieg)與跨境資本流入急停顯著正相關，與鄭璇(2014)的結論一致，盡管貿易開放在一定程度上能夠促進國內資源的合理配置，但其背后跨境資本流入急停的隱憂需要關注。外匯儲備(reserve)與資本流入急停發(fā)生概率顯著負相關，這與諸多研究外匯儲備影響資本流入急停的文獻相一致(Korinek 和 Mendoza，2014)，表明為了防范資本流入突然停止的沖擊，保持適度規(guī)模的外匯儲備是合意的。

表2 基準實證結果

2. 異質性檢驗

表3報告了發(fā)達經濟體和發(fā)展中經濟體的異質性檢驗結果，其中發(fā)展中經濟體與發(fā)達經濟體的劃分是依照國際貨幣基金組織的劃分標準進行篩選的。回歸(1)、回歸(2)的結果顯示，無論是發(fā)達經濟體、抑或是發(fā)展中經濟體，流入銀行部門跨境資本均與跨境資本流入急停呈現正相關關系，且在1%顯著水平上顯著?；貧w(3)中，發(fā)達經濟體公共部門跨境資本流入與資本流入急停正向關聯(lián)，但并不顯著；回歸(4)中，發(fā)展中經濟體公共部門跨境資本流入與資本流入急停顯著正相關，與假說4的猜想相一致。其背后隱藏的邏輯是，發(fā)展中經濟體的公共部門跨境資本流出顯著關聯(lián)于負向沖擊(Avdjiev 等，2018)。換句話說，發(fā)展中經濟體公共部門跨境資本流入也更加不穩(wěn)定，當其流入占比不斷提高時，資本流入急停的概率也隨之攀升?；貧w(5)中發(fā)達經濟體企業(yè)部門跨境資本流入與資本流入急停顯著正相關，而回歸(6)中發(fā)展中經濟體這一相關關系并不顯著，可能的原因在于，正如Avdjiev 等(2018)所指出的，發(fā)達經濟體企業(yè)部門跨境資本流出顯著關聯(lián)于負向沖擊，而對于發(fā)展中經濟體，這一顯著關系有所下降。同時，發(fā)達經濟體中，高度發(fā)達的金融體系需要一定的公司債務作為支撐，但公司債務超過一定閾值會導致債務泡沫，加大資本流入急停的風險(陳中飛等，2021)，因此發(fā)達經濟體企業(yè)部門跨境資本持續(xù)流入誘致資本流入急停攀升的可能性更顯著。

表3 發(fā)達經濟體與發(fā)展中經濟體的異質性檢驗結果

3. 穩(wěn)健性檢驗

(1) 改變估計方法。首先，本文采用logit模型并同時控制時點固定效應來對本文的估計結果作出穩(wěn)健性檢驗。表4為控制時點固定效應logit回歸的估計結果。其中，logit回歸(1)、回歸(2)、回歸(4)的結果顯示，銀行部門跨境資本流入、公共部門跨境資本流入比重的上升，均正向刺激資本流入急停發(fā)生的概率。此外，控制變量外匯儲備與資本流入突然停止的發(fā)生概率仍然顯著負相關，與前文相一致。

表4 改變估計方法的回歸結果

(2) 替換關鍵變量。在本部分，本文主要做以下兩方面的穩(wěn)健性檢驗。一方面，由于前文估計中，分部門跨境資本流入均采用的是分部門跨境資本流入占GDP比重的數據，在穩(wěn)健性檢驗部分，本文以分部門跨境資本流入的絕對量作為解釋變量，作為穩(wěn)健性檢驗的一部分。另一方面，被解釋變量資本流入突然停止的構建中，前文采用的是陳奉先和賈麗丹(2020)設定的2%標準。在穩(wěn)健性檢驗部分，本文采用Guidotti 等(2004)設定的5%標準來構建資本流入突然停止，并進行回歸檢驗。

表5報告了替換關鍵變量的估計結果?？梢园l(fā)現，回歸(1)中，流入銀行部門的跨境資本(inflowbank)顯著引致了資本流入急停的概率。與之類似，在以5%標準構建的資本流入急停(nss)為被解釋變量的回歸(4)中，銀行部門跨境資本流入占GDP的比重與資本流入急停的概率顯著正相關?？刂谱兞恐?，外匯儲備在回歸(1)、回歸(2)、回歸(3)中，均負向顯著，表明外匯儲備能夠在一定程度上舒緩資本流入急停的風險。

表5 替換關鍵變量的回歸結果

(3) 內生性檢驗。前文研究中發(fā)現，分部門跨境資本流入與資本流入急停存在關聯(lián)，但由于資本流入急停發(fā)生時，分部門跨境資本流入的數額也會受到影響，即可能存在反向因果的情況，因此估計模型可能存在內生性問題。為此，本文參考陳中飛等(2021)采用解釋變量滯后期作為工具變量的做法，以分部門跨境資本流入的滯后值作為當期值的工具變量，使用ivprobit回歸對可能存在的內生性進行檢驗。具體結果如表6所示(3)第一階段回歸的結果限于篇幅本文并未報告，第一階段的系數聯(lián)合顯著性F統(tǒng)計量值均大于10，可以認為不存在弱工具變量。，銀行部門跨境資本流入與資本流入急停的正向變動關系仍然非常顯著，這進一步驗證了上文的研究結果。同時，回歸(1)、回歸(2)、回歸(3)的Amemiya-Lee-Newey檢驗對應的p值表明，均無法拒絕Amemiya-Lee-Newey檢驗“所有工具變量均外生”的原假設，表明本文選取的工具變量可以認為具有一定外生性。

(4) 考慮異常值的影響。由于本文在構建分部門跨境資本流入的數據時，一些國家的資本流入數據存在一定的異常值。為了消除異常值對本文估計結果可能造成的影響，本文采用公司金融領域winsorize處理的方法，對三個關鍵解釋變量以及通貨膨脹率均進行了上下端5%的winsorize截尾處理，采用winsorize處理后的數據使用probit模型對本文估計結果進行穩(wěn)健性檢驗。在使用winsorize處理異常值以后，關鍵解釋變量銀行部門跨境資本流入、公共部門跨境資本流入仍然顯著刺激了資本流入急停概率的攀升。

表6 內生性檢驗估計結果

五、 防范跨境資本流入突然停止可能方案的再思考

根據上文研究結果，公共部門、銀行部門跨境資本流入是跨境資本流入急停的直接導火索。同時諸多研究跨境資本流入急停的文獻指出，國內經濟增長和金融發(fā)展能夠降低發(fā)生跨境資本流入急停的概率(鄭璇，2014；陳奉先和李娜，2020)。在全球經濟增長前景撲朔迷離的當下，中國下一步經濟改革、金融改革的著力點應該在哪些方面？如何盡可能降低經濟不確定背景下跨境資本流入急停發(fā)生的概率，是進一步提升中國金融發(fā)展程度？抑或是盡可能提升經濟增長速度？還是加大資本管制程度？找出這些問題的最優(yōu)解，在疫情沖擊背景下，具有重要的戰(zhàn)略意義。

為了對上述問題作出回應，本文首先引入了金融發(fā)展(fd)、經濟增長率(gdptg)作為交互項進行實證檢驗。表7為引入金融發(fā)展和經濟增長率作為交互項的probit回歸結果?；貧w(1)、回歸(3)、回歸(5)為包含分部門跨境資本流入與金融發(fā)展交互項的回歸。結果為，金融發(fā)展與分部門跨境資本流入的交互項并不顯著，金融發(fā)展降低資本流入突然停止的作用并不明顯?；貧w(2)、回歸(4)、回歸(6)為包含經濟增長率與分部門跨境資本流入交互項的回歸?？梢园l(fā)現，銀行部門跨境資本流入與經濟增長率的交互項、公共部門跨境資本流入與經濟增長率的交互項并不顯著，而回歸(6)中企業(yè)部門跨境資本流入與經濟增長率的交互項顯著為負，其經濟含義為：對于企業(yè)部門跨境資本流入而言，經濟增長率的提升可以有效降低資本流入急停發(fā)生的概率。相反，經濟增長率的這一調節(jié)作用對于銀行部門跨境資本流入、公共部門跨境資本流入而言并不明顯。

此外，關于資本賬戶開放是否引致了跨境資本流入急停，目前仍然莫衷一是。部分學者認為資本賬戶開放降低了跨境資本流入急停的概率(Calvo等，2004；Cavallo和Frankel，2008)，而陳奉先和李娜(2020)則持相反的意見，認為資本賬戶開放將提高跨境資本流入突然停止的概率。當然還有一派觀點認為，資本管制無法有效防范跨境資本流入急停的風險(Edwards，2004；Agosin 等，2019)。為了對資本管制影響資本流入突然停止的效果作出判斷，本文引入了資本管制與分部門跨境資本流入的交互項進行回歸。表8中回歸(1)、回歸(3)、回歸(5)為相應的估計結果?？梢园l(fā)現，回歸(1)中銀行部門跨境資本流入與資本管制的交互項、回歸(5)中企業(yè)部門跨境資本流入與資本管制的交互項均顯著為正，其含義為，easing指數的上升，即資本管制的放松，將顯著刺激銀行部門、企業(yè)部門跨境資本流入引發(fā)資本流入急停的可能性。換句話說，資本管制能夠有效抑制銀行部門、企業(yè)部門跨境資本流入急停的風險。

在國際金融領域另一有意思的話題是，何種匯率制度更能有效熨平資本流入突然停止的沖擊。一般認為，浮動匯率制度更有利于東道國抵御資本流入突然停止的影響。富有彈性的浮動匯率制度主要通過以下渠道減輕資本流入突然停止對于宏觀經濟的沖擊：首先，當發(fā)生資本異常流動時，迅速調整的浮動匯率制度能夠顯著釋放外匯市場上的貶值預期，避免跨境資本流入突然停止引發(fā)的危機進一步蔓延；其次，經典的三元悖論理論指出，采用浮動匯率制度的國家，能夠保持本國貨幣政策的獨立性，當發(fā)生跨境資本流入急停，國內信貸市場萎靡時，央行有充足的貨幣政策空間來抵御資本流入突然停止的沖擊。當然，有些觀點認為，三元悖論應改為二元悖論更合適，主要觀點是：不管是采用浮動匯率制度還是固定匯率制度，只有實行資本賬戶的管制，才能保證貨幣政策的獨立性。關于二元悖論、三元悖論之爭，暫且不表。一般認為，匯率制度對于抑制資本流入突然停止的危機蔓延具有重要作用，那么由此聯(lián)想，保持匯率的穩(wěn)定性對于降低資本流入突然停止的發(fā)生是否具有顯著作用呢？

進一步地，本文引入了匯率穩(wěn)定與分部門跨境資本流入的交互項進行檢驗。表8中回歸(2)、回歸(4)、回歸(6)為相應的估計結果?；貧w(2)中，銀行部門跨境資本流入與資本流入急停顯著正相關，與前文的估計結果一致，同時銀行部門跨境資本流入與匯率穩(wěn)定的交互項顯著為負，實證含義為：匯率穩(wěn)定(ers)指標的上升，即匯率水平越穩(wěn)定，銀行部門跨境資本流入影響資本流入急停的系數降低。簡而言之，匯率穩(wěn)定能夠有效抑制銀行部門跨境資本流入引發(fā)資本流入急停發(fā)生的概率?；貧w(4)中，公共部門跨境資本流入與資本流入急停同向變化，而公共部門跨境資本流入與匯率穩(wěn)定交互項的估計系數，在1%的顯著水平上顯著為負。經濟學含義為：匯率穩(wěn)定能夠有效降低公共部門跨境資本流入引發(fā)資本流入急停發(fā)生的概率。而回歸(6)中，企業(yè)部門跨境資本流入以及交互項均不顯著，顯然，匯率穩(wěn)定對于企業(yè)部門跨境資本流入引發(fā)的資本流入急停風險并無顯著作用。一個典型的傳導邏輯是，當銀行預期匯率可能大規(guī)模貶值時，銀行就會大量拋售人民幣資產，買入外幣資產并將資產流出國外(鞠建東和蘭曉梅，2021)。這種跨境資本流出，將帶來匯率的進一步貶值，兩者互相交織形成螺旋式的危機傳染，引發(fā)國際金融危機。由此可見，保持匯率穩(wěn)定對于防范跨境資本流入急停至關重要。

表8 資本管制與匯率穩(wěn)定的調節(jié)作用估計結果

(續(xù)表)

至此，本文驗證了經濟增長率可以有效緩解企業(yè)部門跨境資本持續(xù)流入引發(fā)的資本流入急停風險，同時匯率穩(wěn)定可以有效緩解公共部門、銀行部門跨境資本流入引發(fā)資本流入急停的可能性，但對于經濟增長率、匯率穩(wěn)定在具體的取值范圍內，分部門跨境資本流入對資本流入急停最終的作用效果究竟如何仍未得知。此外，前文銀行部門、企業(yè)部門跨境資本流入與資本管制的交互項盡管顯著為正，但企業(yè)部門跨境資本流入的估計結果卻并不顯著，由此產生疑問，到底在資本管制處于不同程度時，銀行部門、企業(yè)部門跨境資本流入引發(fā)資本流入急停的效果究竟如何？為此，本文畫出了調節(jié)變量在不同取值范圍內，分部門跨境資本流入對資本流入急停的邊際效應圖。

圖2報告了相應的結果，其中每個點的上下兩端代表了95%的置信區(qū)間，當置信區(qū)間不包含0時，表明邊際效應顯著不為0。首先，圖2-1為以經濟增長率為橫軸，企業(yè)部門跨境資本流入影響資本流入急停的邊際效應圖。如圖所示，當經濟增長率不斷提高時，inflowcp_gdp影響ss的邊際效應不斷下降。當經濟增長率足夠高時，inflowcp_gdp影響ss的邊際效應為負，表明當實體經濟增速保持在較高水平時，企業(yè)部門跨境資本流入甚至會降低ss的發(fā)生概率。該結論與“十四五”期間中國經濟高質量發(fā)展的規(guī)劃高度吻合，在疫情沖擊下，中國經濟保持高質量發(fā)展的態(tài)勢對于防范跨境資本流入急停的作用毋庸置疑。其次，圖2-2為以匯率穩(wěn)定為橫軸，銀行部門跨境資本流入影響資本流入急停的邊際效應圖。與之類似，圖2-3為以匯率穩(wěn)定為橫軸，公共部門跨境資本流入影響資本流入急停的邊際效應圖?？梢园l(fā)現，隨著匯率穩(wěn)定程度的提升，銀行部門跨境資本流入、公共部門跨境資本流入影響資本流入急停發(fā)生概率的邊際效應均不斷下降。與之對應的經濟學內涵是，保持匯率穩(wěn)定可以有效防范銀行部門、公共部門跨境資本流入引發(fā)資本流入急停的風險。最后，圖2-4為以資本管制為橫軸，銀行部門跨境資本流入影響資本流入急停的邊際效應圖。圖2-5為以資本管制為橫軸，公共部門跨境資本流入影響資本流入急停的邊際效應圖。圖2-6為以資本管制為橫軸，企業(yè)部門跨境資本流入影響資本流入急停的邊際效應圖。其中，圖2-5中，95%的置信區(qū)間包含0，因此公共部門跨境資本流入影響資本流入急停邊際效應，隨著資本管制的放松，這一邊際效應并不顯著。但圖2-4、圖2-5、圖2-6三個圖形均具有的明顯特征是，隨著資本管制的逐漸放開，銀行部門、公共部門、企業(yè)部門跨境資本流入引發(fā)資本流入急停的概率在逐漸放大。有鑒于此，本文認為，資本管制可以有效防范資本流入引發(fā)資本流入急停的風險。

六、 結論與建議

本文以資本流入急停為核心線索，通過構建包含51個國家2000年1季度至2019年四季度分部門跨境資本流入的數據，剖析了分部門跨境資本流入與資本流入急停的互動機理，并探討了降低資本流入急停風險的可能方案。研究得出以下結論：第一，公共部門跨境資本流入、銀行部門跨境資本流入的比重不斷上升是跨境資本流入急停的直接原因。第二，從發(fā)達經濟體和發(fā)展中經濟體的分類樣本回歸結果來看，發(fā)達經濟體和發(fā)展中經濟體的銀行部門跨境資本流入對資本流入急停的風險影響顯著；發(fā)達經濟體企業(yè)部門跨境資本流入對于資本流入急停風險存在影響，而這一作用對于發(fā)展中經濟體并不顯著；發(fā)展中經濟體公共部門跨境資本流入對于資本流入急停存在顯著影響作用，這一作用對于發(fā)達經濟體并不顯著。第三，金融發(fā)展對于降低跨境資本流入急停發(fā)生概率的作用并不顯著；經濟增長率可以顯著降低企業(yè)部門跨境資本流入引發(fā)的資本流入急停概率；資本管制可以有效抑制銀行部門、企業(yè)部門資本流入引發(fā)資本流入急停發(fā)生的概率；保持匯率穩(wěn)定可以有效防范公共部門、銀行部門跨境資本流入引發(fā)的跨境資本流入急停風險。

基于以上研究結果，本文提出以下政策建議。第一，進一步優(yōu)化跨境融資宏觀審慎政策框架。中國從 2015 年起逐步將跨境資本流動納入宏觀審慎政策框架，主要思想是將金融機構和企業(yè)的跨境融資與資本金掛鉤，并設置杠桿率和宏觀審慎調節(jié)參數予以調控，但只是將跨境資本流動作為MPA 的一個指標，不單獨進行管理(鞠建東和蘭曉梅，2021)。本文研究結果表明，公共部門、銀行部門跨境資本流入的持續(xù)增大對于資本流入急停風險影響深遠，未來跨境資本流動宏觀審慎政策需要進一步優(yōu)化其調控網絡，對銀行部門、公共部門跨境融資設置單獨的指標作為MPA的重要組成部分，來防范跨境融資可能出現的國際金融風險。第二，進一步提升中國金融發(fā)展水平，提升直接融資效率與比重。盡管本文研究結果表明金融發(fā)展無法有效降低跨境資本流入急停出現的概率，但諸多文獻表明，金融發(fā)展有助于降低資本流入急停對于產出以及宏觀經濟的不良影響。當資本流入急停出現時，東道國企業(yè)面臨更緊的融資約束，跨境資本流動的動蕩引發(fā)信貸市場極度收縮，金融發(fā)展水平更高的經濟體有多元化的融資渠道，有助于東道國從信貸危機中迅速恢復。第三，穩(wěn)健推進匯率市場化改革，防范匯率市場的波動。盡管有多種聲音認為中國應加速推進匯率市場化，讓市場決定匯率的波動與走向，但過快推進匯率市場化也會導致匯率市場更易遭受國際炒家的攻擊，加大匯率市場巨幅波動出現的概率。因此，本文認為，穩(wěn)健推進匯率市場化改革，保持人民幣匯率維持在合理區(qū)間內適度波動，是后疫情期實現中國經濟高質量發(fā)展、防范極端跨境資本流動風險的必然選擇。