進出口偽報能否度量中國的表外金融資本流動？*

張 馳 李連發(fā)

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進出口偽報能否度量中國的表外金融資本流動？*

張 馳1李連發(fā)2

（1．清華大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院 北京 100084）（2．北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院 北京 100871）

依據(jù)中國與發(fā)達經(jīng)濟體間的貿(mào)易數(shù)據(jù)，本文分析以進出口偽報估測表外金融資本流動這一方法的合理性。實證分析的結(jié)果說明避稅等非金融動機導(dǎo)致的貿(mào)易虛報規(guī)模不可忽略。利用實證模型剔除非金融組分后，新的表外金融資本流動估測在變動趨勢上更接近國際收支平衡表表內(nèi)金融資本流動?；诖耍覀冋J為進出口偽報僅能夠作為估測表外金融資本流動的依據(jù)之一，估測時應(yīng)進行精細、嚴謹?shù)奶幚怼?/p>

表外金融資本流動 進出口偽報 非金融動機

一、引 言

近來，隨著國際主要貨幣當(dāng)局量化寬松政策的退出，新興市場國家面臨的金融資本流動又一次成為研究的熱點。金（Shin，2013）指出，一方面國際金融資本尤其是短期國際金融資本的順周期性質(zhì)給新興市場國家?guī)砹讼到y(tǒng)性風(fēng)險，另一方面金融危機中離岸債券融資增加等特點給資本管制帶來了新的挑戰(zhàn)。測定金融資本流動規(guī)模是研究資本流動性質(zhì)的基礎(chǔ)，而對于實施資本賬戶管制的國家而言，識別繞過管制的金融資本（如熱錢與資本外逃）是測定本國資本流動規(guī)模的關(guān)鍵。

由于表外資本流動具有隱蔽性，相關(guān)研究致力于尋找可能成為表外金融資本流動通道的表內(nèi)項目，進行相應(yīng)調(diào)整后計入一國資本流動總規(guī)模。進出口偽報是此類研究的一個典型代表。所謂進出口偽報，是一國記錄的進口（出口）數(shù)據(jù)與貿(mào)易對手國記錄的出口（進口）數(shù)據(jù)的不一致。巴格瓦提（Bhagwati，1974）提出，如果一國低報出口，那么貿(mào)易對手國可以用相應(yīng)數(shù)額的外國資產(chǎn)（貨幣、證券等）充抵貨款，從而實現(xiàn)了資本外流。宋文兵（1999）首次在國內(nèi)研究中引入了進出口偽報項來估測中國面臨的資本外逃。2000年來，在表外金融資本流動與資本管制效率的研究中，許多學(xué)者都提及進出口偽報，前者有李慶云與田曉霞（2000）、王振全等（2006）、曹媚（2008）、許丁與宋徐徐（2011）和張明（2008，2011）等，后者如茍琴等（2012）。以上國內(nèi)文獻在估測表外金融資本流動時均直接使用進出口偽報數(shù)據(jù)。

進出口偽報真的可以直接用于度量表外金融資本流動么？實際上，偽報數(shù)據(jù)并不全部是我們希望估測的金融資本流動。一方面，由于海關(guān)記錄制度的不同，貿(mào)易對手國海關(guān)數(shù)據(jù)間可能存在天然的不一致。另一方面，進出口商虛報貿(mào)易數(shù)據(jù)的意圖是多樣的，轉(zhuǎn)移資產(chǎn)僅僅是其中之一。因此，在用以估算表外金融資本流動之前，要先評估偽報數(shù)據(jù)受“污染”的程度，然后過濾掉“雜質(zhì)”。

以往研究，尤其是國外學(xué)者的研究，專注于尋找造成貿(mào)易記錄天然不一致的制度因素——由于這些制度的存在，即便進出口商并沒有主動虛報貿(mào)易數(shù)據(jù)，本國海關(guān)記錄與對手國海關(guān)記錄依然會出現(xiàn)不一致，這些偽報是“假偽報”，應(yīng)該在計算時予以剔除。相關(guān)成果可以總結(jié)為以下三個方面。第一，Bhagwati（1974）指出由于進口國海關(guān)在記錄貨價時包含運輸與保險成本（CIF計價），而出口過海關(guān)記錄時不包括這些成本（FOB計價），因而海關(guān)間貿(mào)易數(shù)據(jù)存在天然的不一致。第二，費恩斯坦等（Feenstra et al.，1999）在研究中美貿(mào)易數(shù)據(jù)時提出了轉(zhuǎn)口貿(mào)易的問題——中國經(jīng)香港轉(zhuǎn)口出口到美國的商品，美國海關(guān)記錄為自中國的進口，但中國海關(guān)只記錄為對香港的出口，這使得兩國貿(mào)易數(shù)據(jù)存在不一致。第三，帕特奈克等（Patnaik et al.，2012）認為出口商很難欺騙擁有先進電子報關(guān)設(shè)備與嚴格執(zhí)法隊伍的發(fā)達國家海關(guān)，但可以欺騙不具備上述條件的非工業(yè)化國家海關(guān)。對于一組非工業(yè)化國家的貿(mào)易數(shù)據(jù)，無法確認哪一國是準確的，這意味著無法將貿(mào)易數(shù)據(jù)的不一致劃歸為其中一國的偽報。因此，計算非工業(yè)化國家的偽報應(yīng)該只考慮其與工業(yè)化國家的貿(mào)易記錄。

在計算中國的進出口偽報時，國內(nèi)研究普遍采納了計價方式與轉(zhuǎn)口貿(mào)易兩個調(diào)整方法，但在選取貿(mào)易對手國時則普遍以貿(mào)易量為基準，既包含發(fā)達國家，也包含發(fā)展中國家（如李慶云與田曉霞（2000）、王振全（2006）、曹媚（2008）、許丁與宋徐徐（2011）和張明（2008，2011）等。茍琴等（2012）雖然只選用了發(fā)達國家數(shù)據(jù)，但其依據(jù)仍是發(fā)達國家對華貿(mào)易量大，沒有考慮數(shù)據(jù)準確程度的問題[①]。本文在計算宏觀偽報總規(guī)模時選取發(fā)達經(jīng)濟體作為基準貿(mào)易對手國，使得偽報規(guī)模的估測更加精確。

以上調(diào)整僅僅剔除了“假偽報”，但剔除后的“真?zhèn)螆蟆迸c金融資本流動也并非一一對應(yīng)，騙取出口退稅與補貼而形成的偽報就是一例。在2014年寧波市國稅局破獲的一起巨額騙稅案件中，涉案公司以虛報液晶屏等高退稅率商品出口的方式騙取出口退稅1075萬元人民幣（施斌等，2014）。在這個過程中，由于存在虛假報關(guān)，中國海關(guān)與外國海關(guān)產(chǎn)生了貿(mào)易數(shù)據(jù)不一致，然而此過程中涉及的外匯是中國地下錢莊提供的，最終由涉案公司還給錢莊，期間的資金轉(zhuǎn)移不應(yīng)被視為熱錢或者資本外逃。

影響進出口偽報的動因是多樣的。首先，虛報進出口是繞過貿(mào)易管制的手段，包括避稅、走私等，如Bhagwati（1964）、費思曼和魏（Fisman和Wei，2004）、皮特（Pitt，1981），伊茨（Yeats，1990）等。其次，虛報進出口是繞過資本管制的手段，如Bhagwati（1974）、Pitt（1981）、巴內(nèi)特（Barnett，2003）、麥克當(dāng)娜（McDonald，1985）、碧斯瓦斯和馬吉特（Biswas和Marjit，2005、2007）等。最后，虛報貿(mào)易可以逃避政府腐敗與監(jiān)管，如波黑特與坦納加（Pohit和Taneja，2003）、Fisman和Wei（2007）、博格和尼茨（Berger和Nitsch，2008）。從上述討論可以看出，轉(zhuǎn)移資產(chǎn)僅是虛報貿(mào)易的目的之一，因此在用進出口偽報估測表外金融資本流動時，應(yīng)首先確認不同動因形成的偽報規(guī)模。若避稅等非金融動機造成的偽報規(guī)模不可忽略，則在估測時應(yīng)進行相應(yīng)的剔除。對于這一點，Nitsch（2011）做了描述性討論，但并沒有進行定量驗證，也沒有提出具體的調(diào)整辦法。

直接計算非金融因素造成的偽報規(guī)模是困難的。走私等數(shù)據(jù)沒有公允統(tǒng)計，稅收對貿(mào)易的影響也難以加以計算與度量。本文嘗試以另一種思路進行研究。我們首先識別不同動機對進出口商虛報貿(mào)易行為的影響渠道，并依此構(gòu)建解釋進出口偽報規(guī)模的計量模型，尋找非金融動機偽報存在的證據(jù)，而后依據(jù)Frisch-Waugh-Lovell定理用回歸殘差法予以剔除。在實證分析中，我們針對出口高報與進口低報分別建模而非簡單加總，使得計量結(jié)果更加精確。研究結(jié)果顯示，關(guān)稅、出口退稅、貿(mào)易量等非金融因素與進出口偽報變動顯著相關(guān)，非金融動機形成的偽報規(guī)模不可忽略。同時，與未經(jīng)過濾的數(shù)據(jù)相比，經(jīng)過濾得到的表外金融資本流動新估測與表內(nèi)金融資本流動在變動趨勢上更加一致，這一定程度上說明剔除方法合理、有效。

本文后續(xù)的結(jié)構(gòu)如下：首先分析不同動機下影響進出口偽報的因素；其次計算中國與發(fā)達經(jīng)濟體偽報數(shù)值，并利用年度數(shù)據(jù)尋找非金融動機偽報存在的證據(jù)；再次，構(gòu)建計量模型，利用月度數(shù)據(jù)對偽報進行過濾，并評價剔除的效果；最后對全文進行總結(jié)。

二、偽報形成原因的理論分析

貿(mào)易虛報有不同的成因，每一種成因都對應(yīng)著不同的影響因素。伯恩和艾馳勒（Buehn 和Eichler，2011）綜合避稅與套匯兩個成因?qū)①Q(mào)易虛報行為模型化，我們對其進行化簡。我們假定進出口商追求偽報收益最大化，并們將虛報貿(mào)易的收益分為稅收收益與套匯收益兩部分。

對于出口高報而言，稅收收益體現(xiàn)為多獲得的出口退稅等補貼（即）；對于進口低報而言，稅收收益是走私規(guī)避的關(guān)稅、增值稅與消費稅（即），稅收收益通常被中國的進出口商獲得。套匯收益的第一部分是人民幣資產(chǎn)的基礎(chǔ)收益，如投資房地產(chǎn)、股市、貨幣資產(chǎn)等（即），但這個收益要經(jīng)過風(fēng)險偏好（）的調(diào)整；第二部分是未來人民幣相對外幣升值的收益（）。我們將上述分析總結(jié)為表1，其數(shù)學(xué)表達式如（1）、（2）所示：①

表1 進出口偽報的影響因素

三、中國對發(fā)達經(jīng)濟體進出口偽報的計算

（一）進出口偽報數(shù)據(jù)的計算

我們按照國際貨幣基金組織（IMF）2014年10月《世界經(jīng)濟展望》中的分類，選擇發(fā)達經(jīng)濟體作為中國的貿(mào)易對手國（36個國家或地區(qū)）。我們對原始數(shù)據(jù)進行計價方式與轉(zhuǎn)口貿(mào)易兩項調(diào)整。對于前者，依照Nitsch（2011）、張明（2011）、茍琴等（2012）的討論，將離岸在岸價差設(shè)定為10%。對于后者，我們擴展李慶云與田曉霞（2000）計算雙邊貿(mào)易偽報數(shù)額的方法。以分別表示中國記錄的出口、進口和發(fā)達經(jīng)濟體記錄的出口、進口，記中國大陸經(jīng)香港轉(zhuǎn)口出口額為，記其他經(jīng)濟體經(jīng)香港轉(zhuǎn)口進入中國的貿(mào)易額為，則進出口偽報（）為①

我們從國際貨幣基金組織（IMF）貿(mào)易流向數(shù)據(jù)庫（DOTS）獲得中國與發(fā)達經(jīng)濟體的月度貿(mào)易數(shù)據(jù)，從香港特區(qū)政府統(tǒng)計處網(wǎng)站獲得香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)②，按照上述公式計算出月度的出口高報、進口低報與偽報總額，并將月度數(shù)據(jù)加總為年度數(shù)據(jù)（見圖1）。

由圖看出，1992年至2004年，出口高報數(shù)額很小，圍繞在0附近波動；偽報總額變動反應(yīng)進口低報的變動趨勢。2004年后，出口高報數(shù)逐步增加，在2013年反超進口低報。2010年前，出口高報與進口低報的變動趨勢基本一致；2010年至2012年，出口高報繼續(xù)上升，進口低報趨于平穩(wěn)，這一階段偽報總額的變動主要反映出口高報的變動趨勢。計算出口高報與進口低報占出口、進口的百分比，發(fā)現(xiàn)2001年前，二者具有相似的變動趨勢。2001年之后，進口低報占進口的比重逐漸下降；出口高報占出口的比重逐漸上升，2010年后這一上升趨勢更加明顯。

圖1 進出口偽報數(shù)據(jù)

出口高報、進口低報與偽報總額（百萬美元）出口高報與進口低報占出口與進口比例（百分點）

注：ExPr為出口高報，ImSh為進口低報、MisInv為偽報總額；數(shù)據(jù)來源于IMF DOTS與香港特區(qū)政府統(tǒng)計處；將月度數(shù)據(jù)加總得到年度數(shù)據(jù)；月度數(shù)據(jù)截止到2014年9月，2014年年度數(shù)據(jù)根據(jù)前九個月同比增長率估算。

在數(shù)據(jù)的變動趨勢上，我們的計算結(jié)果與王振全等（2006）估算的1982-2004年度數(shù)據(jù)、張明（2011）估算的1991-2009年度數(shù)據(jù)、茍琴等（2012）估算的1999-2010月度數(shù)據(jù)基本一致。數(shù)額上，我們的計算結(jié)果大于張明（2011）、茍琴等（2012），與王振全等（2006）相接近。一個可能的原因是張明（2011）、茍琴等（2012）對香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易的處理不同，由于我們在計算中加入了轉(zhuǎn)口貿(mào)易總額而非增加值，因而計算結(jié)果更大。

（二）非金融動機偽報的存在性

1、進出口偽報與表內(nèi)金融資本流動的差異

依據(jù)張明（2011）等研究的方法，我們用貨幣當(dāng)局外匯儲備增量減去凈出口與實際利用外資得到表內(nèi)金融資本流動月度估測。①將其與進出口偽報進行對比，可以得出以下結(jié)論。第一，表內(nèi)金融資本流動與凈出口的相關(guān)性不顯著（相關(guān)系數(shù)為-0.23），但偽報總額、出口高報、進口低報與凈出口有強烈的正相關(guān)關(guān)系（相關(guān)系數(shù)分別為0.87、0.79、0.89）。第二，偽報與稅收有強烈相關(guān)性（出口高報與出口退稅相關(guān)系數(shù)為0.89）；第三，偽報總額、出口高報、進口低報和表內(nèi)資本流動的相關(guān)性不顯著（相關(guān)系數(shù)分別為-0.19、-0.03，-0.31）。

由以上分析我們看出，非金融因素與進出口偽報有強烈的相關(guān)關(guān)系，但與表內(nèi)金融資本流動相關(guān)關(guān)系不顯著。一個可能的原因是，進出口偽報受非金融因素的影響，但表內(nèi)資本流動不受這種影響，或者影響很小。因此，將偽報全部算作金融資本流動不甚準確。

2、年度數(shù)據(jù)回歸分析

利用1992-2014的年度數(shù)據(jù)，將出口高報、進口低報作為被解釋變量，將出口額、進口額、出口補貼、關(guān)稅額等作為解釋變量，進行回歸分析，所得結(jié)果見表2。出口高報與出口退稅有穩(wěn)定的相關(guān)性；進口低報同時受關(guān)稅、進口額的影響，且表現(xiàn)出明顯的趨勢特征。從回歸的結(jié)果看，非金融因素對偽報的影響不可忽略，這支持了本文的核心結(jié)論。

表2 出口高報、進口低報與非金融因素回歸

注：*表示<0.1；**表示<0.05；***表示<0.01。const為常數(shù)項，trend為趨勢項，“.l1”代表變量的一階滯后項。ExPr為出口高報，ImSh為進口低報，ExSub為出口退稅（值為負），Export為出口，CusTax為關(guān)稅，Import為進口。括號中為小樣本標準差。

圖2 進出口偽報及回歸殘差

出口高報及回歸殘差（百萬美元）進口低報及回歸殘差（百萬美元）偽報和及回歸殘差和（百萬美元）

注：ExPr為出口高報，ImSh為進口低報、MisInv為偽報總額；Res為回歸殘差。數(shù)據(jù)為作者計算得到。

對于出口高報而言，出口額、時間趨勢、出口退稅的滯后項均不顯著，模型（1）的解釋力最高。對于進口低報而言，進口關(guān)稅的滯后項不顯著，因此模型（5）更接近經(jīng)濟現(xiàn)實。因此，我們提取模型（1）和模型（5）的殘差作為剔除了非金融動機的出口高報與進口低報，繪制圖2。分析可知，過濾后偽報的波動性減小，且變動趨勢發(fā)生改變。出口高報在2001-2005年呈現(xiàn)上升趨勢，而其殘差則保持下降，此后二者共同保持增長。進口低報殘差始終在0附近波動，在2003年前后與進口低報反向變動，其余時點變動趨勢相近。將二者加和，不難發(fā)現(xiàn)出口高報的殘差項主導(dǎo)“剔除非金融動機偽報”的變動；與原始值相比，剔除后的偽報在0附近波動，振幅減小。

通過以上分析，我們認為由非金融動機導(dǎo)致的進出口偽報確實存在，其影響不可忽略。將全部進出口偽報視為金融資本流動（熱錢或資本外逃）不甚準確。想要利用進出口偽報數(shù)據(jù)研究中國的表外資本流動，需要將其中的非金融動機部分剔除。

3. 年度數(shù)據(jù)分析存在的問題

由于宏觀變量的傳導(dǎo)通常具有時滯，且進出口合同的簽署與貨物到岸存在時間差，因而年度數(shù)據(jù)分析更加穩(wěn)健。但是，由于具有較強的時間趨勢，偽報年度數(shù)據(jù)很可能具有單位根，只能進行協(xié)整或差分分析，無法以此進行過濾。通過圖1可以看出進出口偽報的變動趨勢在2005年和2008年出現(xiàn)了兩次變化，因此即便應(yīng)用協(xié)整方法，也很可能將經(jīng)濟的結(jié)構(gòu)性變動視為不平穩(wěn)序列，造成偏誤。

同時，上述回歸的殘差存在一階自相關(guān)，回歸效率較低。此外，由于樣本量較少，若在回歸中同時加入金融因素以控制內(nèi)生性，則自由度將大大減小，損失結(jié)果的穩(wěn)健性。因此，我們在后文采用月度數(shù)據(jù)進行更精細的處理。細分時間區(qū)間（即采用月度數(shù)據(jù)）后，出口高報與進口低報的變化都更接近平穩(wěn)狀態(tài)（相關(guān)檢驗見后文），且由于樣本量的增加，計量模型中得以加入金融因素，結(jié)論更加可靠。

四、月度數(shù)據(jù)實證分析

（一）模型構(gòu)建與變量選擇

我們構(gòu)建帶有同期、滯后期影響因素的計量模型，如（4）、（5）所示。其中代表時間趨勢，、分別表示出口補貼與進口品稅收，為外匯因素（匯率貼水或預(yù)期升值率），其余變量的含義與上文一致，不再贅述。①

我們用前文計算出的月度數(shù)據(jù)作為進出口偽報估計（分別記為）；用發(fā)達經(jīng)濟體記錄的對中國的出口與自中國的進口中國的真實進出口（記）；以出口退稅表征出口補貼，以進口品消費稅與增值稅表征進口品稅收；以香港離岸市場人民幣無本金交割遠期（6個月）匯價與香港離岸人民幣即期匯價之差作為人民幣遠期貼水①（取月度平均值）。在資產(chǎn)收益方面，我們以房地產(chǎn)景氣指數(shù)對數(shù)增長率、滬深300指數(shù)對數(shù)增長率兩個指標表征房地產(chǎn)市場與股票市場；在貨幣市場方面，以上海銀行間拆借市場利率（Shibor，3個月）與倫敦銀行間拆借市場美元利率（Libor，3個月）之差代表貨幣需求，以中國人民銀行、美聯(lián)儲貼現(xiàn)窗口貼現(xiàn)利率（25天）之差代表貨幣政策松緊度；對于中國資產(chǎn)風(fēng)險偏好，我們以芝加哥期權(quán)交易所市場波動率指數(shù)（CBOE VIX）對數(shù)增長率作為代表，并認為VIX指數(shù)越大，國際流動性收緊，對中國資產(chǎn)的風(fēng)險規(guī)避程度越大；價格因素用中國與發(fā)達經(jīng)濟體GDP平減指數(shù)之差代替。

對以上變量進行帶有趨勢項與漂移項的ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)出口、貼現(xiàn)窗口利率利差、同業(yè)拆借利率利差、人民幣遠期貼水四個變量存在單位根，但差分后不存在單位根。所有變量的時間序列中，人民幣遠期貼水起點最晚，為2009年12月，且在2014年3月至9月存在數(shù)據(jù)缺失；進出口偽報的序列結(jié)束點最早，為2014年9月。綜合以上，我們采用2009年12月至2014年2月作為基準模型的時間跨度。所有計量變量的定義、符號與描述統(tǒng)計見表3。

表3 變量定義與描述統(tǒng)計

續(xù)表3

名稱說明符號單位觀測數(shù)最小值最大值平均數(shù)標準差 風(fēng)險偏好CBOE VIX對數(shù)增長率（表征國際流動性）GlbLqdt百分點51-24.4960.57-1.0517.26 房地產(chǎn)市場國房景氣指數(shù)對數(shù)增長率HouMkt百分點51-1.421.75-0.240.61 股票市場滬深300指數(shù)對數(shù)增長率StkGrwth百分點51-16.9216.48-0.846.63

注：進出口偽報數(shù)據(jù)為筆者計算得到；貿(mào)易數(shù)據(jù)來源于IMF DOTS數(shù)據(jù)庫；GDP平減指數(shù)數(shù)據(jù)來源于IMF GFS數(shù)據(jù)庫；稅收、貼現(xiàn)窗口利率、Libor、Shibor、滬深三百指數(shù)、房地產(chǎn)景氣指數(shù)等數(shù)據(jù)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫；匯率數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫；VIX數(shù)據(jù)來源于Yahoo Finance。

（二）計量結(jié)果分析

按照上一節(jié)的模型，我們對出口高報、進口低報建模。HQ信息準則支持只含有同期項的模型（即（4）、（5）中=0），計量結(jié)果見表4的模型 A和模型C。為了保證計量結(jié)論的穩(wěn)健性，我們同時計算了包含1期滯后項的回歸模型（即（4）、（5）中=1），計量結(jié)果見表4的模型 B和模型D。

我們將出口高報的回歸結(jié)果總結(jié)如下。第一，出口高報沒有明顯的時間序列性質(zhì)。第二，所選因素對出口高報的影響主要體現(xiàn)為同期影響。第三，出口額、出口退稅額對出口高報的影響具有統(tǒng)計和經(jīng)濟意義上的顯著性，且這種影響不隨模型設(shè)定的變化而變化。第四，利率、匯率、資產(chǎn)收益等金融因素對出口高報的影響不顯著。第五，不論依據(jù)調(diào)整的2、HQ信息準則還是滯后項的檢驗，模型A都要優(yōu)于模型B。

表4 月度數(shù)據(jù)回歸

續(xù)表4

因變量: ExPr因變量:ImSh 模型 A: p=0模型 B: p=1模型 C: p＝0模型 D: p=1 HouMkt1,622.684（2,223.658）1,647.532（2,871.726）HouMkt-26.209（1,496.089）1,270.617（1,810.872） StkGrwth-83.935（205.296）-114.398（231.080）StkGrwth240.198*（134.658）305.472**（140.658） ExPr.l2-0.377**（0.171）ImSh.l2-0.197（0.181） Ex.l10.016（0.180）Im.l10.499**（0.217） PrcLvl.l1-456.909（1,162.714）PrcLvl.l1-441.076（750.962） ExSub.l141.573（107.267）ImTax. l1-63.411（54.263） MonPol.l1116.009（240.383）MonPol.l1-445.352***（156.603） MonDmd.l1-12.157（29.286）MonDmd.l118.616（17.794） FxFwrdPr.l10.060（4.477）FxFwrdPr.l1-1.601（2.666） GlbLqdt.l15.033（87.958）GlbLqdt.l1-26.096（49.347） HouMkt.l187.481（2,951.393）HouMkt.l1-2,741.949（1,893.028） StkGrwth.l1-158.184（231.866）StkGrwth.l149.014（138.287） const-9,052.719（7,355.246）-3,366.098（11,646.660）const-2,513.010（10,084.590）-15,324.810（13,748.510） trend151.335-147.978415.465*-209.239trend-235.262**（114.010）-501.581**（199.691） Obs5049Obs5049 R20.6430.719R20.2950.545 Adj-R20.5420.509Adj-R20.0970.203

注：*表示<0.1; **表示<0.05; ***表示<0.01。const為常數(shù)項，trend為趨勢項，“.l1”、“.l2”分別代表變量的一階滯后項、二階滯后項（如ExPr.l1代表出口高報的一階滯后項），其余變量符號含義見表3。括號中數(shù)據(jù)為參數(shù)標準差。模型的殘差通過白噪聲檢驗。

分析進口低報的計量結(jié)果可以得到以下結(jié)論。第一，進口低報沒有體現(xiàn)出明顯的時間序列性質(zhì)。第二，在非金融因素中真實進口量最顯著，進口品稅收影響的計量結(jié)果不穩(wěn)定。第三，在金融因素中，股市對進口低報的影響最為顯著，即股市增長會增加進口低報；中國的貨幣政策相對美國趨緊（體現(xiàn)為央行貼現(xiàn)窗口貼現(xiàn)利率增加）使得進口低報減小。第四，依據(jù)調(diào)整的2與HQ信息準則應(yīng)選擇不同的模型，模型C與模型D各有千秋。

總體而言，出口高報受非金融因素的影響比受金融因素的影響大，金融因素對進口低報的影響比對出口高報的影響大。由此推斷，以騙稅等為代表的非金融動機所形成的偽報真實存在，其影響不可忽略。進口、出口偽報存在差異，用不同模型分析更加合理。

4、穩(wěn)健性檢驗

我們從兩個角度進行穩(wěn)健性檢驗。

第一，仍以（4）、（5）的模型為基礎(chǔ)，去掉在模型中不顯著的外匯預(yù)期升值因素，這使得時間序列起止點變?yōu)?007年1月至2014年9月。出口高報模型沒有顯著變化，真實進口數(shù)額成為進口低報模型中唯一統(tǒng)計上顯著的因素，主要結(jié)論不變。

第二，采用VAR模型對出口高報與進口低報進行分析。信息準則選擇了含有1階滯后項的模型估計。出口高報模型的全部因素都沒有通過檢驗，進口低報模型中的貨幣政策因素與房地產(chǎn)市場因素通過檢驗，脈沖響應(yīng)函數(shù)亦得到相近結(jié)果，前文主要結(jié)論保持不變。

（四）非金融動機偽報的剔除

我們依據(jù)表4中模型A過濾出口高報。根據(jù)這一建模結(jié)果，出口高報只與非金融因素相關(guān)，與金融因素不相關(guān)。根據(jù)Frisch-Waugh-Lovell定理，可以直接用真實出口值、出口退稅作為自變量回歸出口高報，所得殘差就是過濾后的偽報。計算得到的時間序列見圖3。

圖3 剔除非金融因素的進出口偽報

剔除非金融因素的出口高報（百萬美元）剔除非金融因素的進口低報（百萬美元）

注：ExPr為出口高報，ExPr.res為剔除非金融因素后的出口高報；ImSh為進口低報，ImSh.basic.res為用方法一過濾的結(jié)果；ImSh.lag2.res為用方法二過濾的結(jié)果。數(shù)據(jù)經(jīng)作者計算得到。

為保證結(jié)果穩(wěn)健，我們使用兩種方法過濾進口低報。方法一根據(jù)表4的模型C，首先用股市增長率作為自變量回歸真實進口額，得到的殘差記為進口殘差。而后用這個殘差作為自變量回歸進口低報，得到的殘差就是剔除非金融因素后的偽報。方法二分三步進行。第一步用進口品稅收、股市增長率、貨幣政策利差（差分）這三個變量作為自變量回歸進口額，得到進口殘差；第二步用真實出口額、股市增長率、貨幣政策利差（差分）這三個變量作為自變量回歸進口稅收，得到稅收殘差。第三步，用進口殘差、稅收殘差作為自變量回歸進口低報，回歸殘差就是剔除非金融因素后的偽報。兩種方法得到的時間序列見圖 3。兩種方法的結(jié)果在規(guī)模上相類似，但方法二的結(jié)果較方法一有時間序列的前置性。

經(jīng)過過濾的出口高報與進口低報規(guī)模大幅下降，離散程度減小，較原序列具有前置性，且呈現(xiàn)平穩(wěn)形態(tài)。將出口高報與進口低報數(shù)據(jù)相加，得到過濾后的偽報總額，并與國際收支平衡表金融賬戶中的證券投資賬戶數(shù)據(jù)進行對比，如圖4所示。可以看出，過濾前進出口偽報顯著大于證券投資量。剔除后，二者變動趨勢相近。

圖4 國際收支平衡表證券投資與剔除非金融因素的進出口偽報（百萬美元）

注：basic表示用方法一過濾，lag2表示用方法二過濾，Misinv.qtr代表過濾前的偽報總額，PortfInv為國際收支平衡表中證券投資賬戶數(shù)據(jù)。表內(nèi)數(shù)據(jù)來源于國家外匯管理局，其余數(shù)據(jù)為作者計算

綜上所述，我們認為剔除是有效的。剔除非金融因素的影響后，進出口偽報在性質(zhì)上更加接近國際收支平衡表內(nèi)的金融賬戶資本流動。用這一剔除后的數(shù)據(jù)來估測中國面臨的表外金融資本流動更準確、合理。同時，良好的剔除效果也說明本文所使用的實證分析模型具有合理性，能夠較好地解釋中國面臨的貿(mào)易虛報情況。

五、結(jié) 論

本文在以往研究的基礎(chǔ)上討論了用進出口偽報估測表外資本流動這一方法的合理性與有效性。這一工作是對到岸加價剔除、轉(zhuǎn)口貿(mào)易及對手國選取等研究的承接。分析結(jié)果顯示避稅等非金融動機形成的偽報不可忽略；剔除非金融動機組份后，進出口偽報在變動趨勢上更接近國際收支平衡表表內(nèi)金融資本流動，剔除方法具有合理性與有效性。

資本跨境流動是開放經(jīng)濟政策制定者關(guān)注的重要問題。本文的工作為進一步研究中國面對的資本流動性質(zhì)提供了數(shù)據(jù)基礎(chǔ)，也為研究中國資本管制的有效性提供了參考。未來可選用更復(fù)雜的實證方法考察偽報與影響因素之間的互動，亦可試圖尋找更完整的稅收、匯率序列增加研究的時間跨度。類似的思路也可用于其他表外資本流動通道的研究。

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（LF）

①“中國對發(fā)達國家的出口和進口在總出口和總進口中的占比平均為82%和79%，其中比率最低為2010年的72%和70%。綜合考慮，我們選用中國同發(fā)達經(jīng)濟體之間的貿(mào)易數(shù)據(jù)計算中國進出口偽報額?！?/p>

①這里的轉(zhuǎn)口貿(mào)易，準確的說是發(fā)達國家經(jīng)香港轉(zhuǎn)口到中國大陸的貿(mào)易額，以及中國大陸經(jīng)香港轉(zhuǎn)口到發(fā)達國家的貿(mào)易額。但是，香港特區(qū)政府統(tǒng)計處只公布了大陸經(jīng)香港轉(zhuǎn)出的貿(mào)易總額與轉(zhuǎn)入中國的貿(mào)易總額?？疾彀l(fā)現(xiàn)，中國的轉(zhuǎn)口貿(mào)易額自1992年以來占香港轉(zhuǎn)口貿(mào)易總額的比值始終在50%以上，十大轉(zhuǎn)口貿(mào)易國中非發(fā)達經(jīng)濟體所占比重不到10%，因而以中國轉(zhuǎn)口貿(mào)易總額近似替代中國與發(fā)達經(jīng)濟體轉(zhuǎn)口貿(mào)易額不會造成系統(tǒng)性的影響。

②轉(zhuǎn)口貿(mào)易數(shù)據(jù)單位為百萬港元，我們以香港特區(qū)政府統(tǒng)計處公布的月度港元-美元匯率換算為百萬美元。

①相關(guān)數(shù)據(jù)來源于CEIC數(shù)據(jù)庫，其中貨幣當(dāng)局外匯儲備月度數(shù)據(jù)開始于1997年。

①對于內(nèi)生性問題我們作如下的分析。首先，虛報貿(mào)易是真實貿(mào)易的副產(chǎn)品，對真實貿(mào)易不存在明顯的反饋途徑。其次，控制了進出口規(guī)模后，貿(mào)易補貼與稅收的數(shù)額只體現(xiàn)為稅率效應(yīng)，因而貿(mào)易虛報對稅收數(shù)額的影響也相應(yīng)減弱。最后，進出口偽報數(shù)額相對于國內(nèi)資產(chǎn)與外匯交易量而言并不構(gòu)成一個較大規(guī)模，對資產(chǎn)市場的影響有限。因此，我們可以在一定程度上認為模型的內(nèi)生性可以得到控制。這一分析在實證中得到了確認。

①用人民幣官方匯價與香港離岸人民幣即期匯價之差作為人民幣遠期貼水，但時間序列較短，且這個貼水的變動趨勢與遠期貼水變動趨勢大體一致，因此沒有出現(xiàn)在計量模型中。

* 本文感謝國家自然科學(xué)基金項目“國際資本流動、貨幣國際化與貨幣政策：基于中國的理論與經(jīng)驗研究”（71373011）資助，感謝評審人的寶貴意見，作者文責(zé)自負。