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一、文獻綜述

理論文獻中較早的關注到了資本管制與匯率制度的關系。貨幣政策有效的前提下，固定匯率制與資本自由流動無法共存（Meade，1951），資本自由流動下，固定匯率制與貨幣政策獨立性不可兼得（Mundell，1963）。Krugman（1998）進一步提出著名的“三元悖論”，指出一國只能在貨幣政策獨立性、匯率穩定與資本自由流動之間選其二。Mundel（l1961）提出“最優貨幣區理論”，強調應從一國的經濟結構、經濟特征的角度談匯率制度的選擇。Fleming（1962）和Mundel（l1963）認為一國的匯率制度選擇取決于沖擊來源、資本流動水平及對貨幣政策獨立性的偏好。Helle（r1978）提出“經濟論”，認為一國匯率制度的選擇取決于經濟規模、經濟開放程度、進出口貿易商品結構與地域分布、相對通脹率與同國際金融市場關聯度等經濟結構因素。Poirson（2001）研究提出，影響匯率制度選擇的決定因素包括：通脹率、外匯儲備、產品多樣化、貿易沖擊脆弱性、政治穩定性、經濟規模、資本流動與外幣債務等。何慧剛（2010）通過理論分析提出資本管制與匯率制度存在雙向關系，并且二者應相互協調。實證檢驗資本管制與匯率制度關系的研究并不多見，Bergereta（l2001）利用1980—1994年53個非歐洲經合組織國家的數據，實證發現觀察到的諸國資本管制水平的降低，是內生于其匯率制度選擇的。Hageneta（l2005）利用離散變量聯立方程組模型實證發現匯率制度顯著影響資本管制，即一國的資本管制水平往往要與其匯率制度相適應，資本管制并不顯著影響到匯率制度的選擇。然而，由于布雷頓森林體系崩潰以來各國的實踐存在資本管制內生于匯率制度的問題，無法識別資本管制對匯率制度的影響。本文的貢獻在于利用歷史事件提供的“自然實驗”很好地克服了上述難點，并通過實證檢驗資本管制會對匯率制度產生直接影響，導致匯率制度變遷。

二、自然實驗：資本管制

1870年以后西方主要經濟體相繼實行金本位的貨幣制度，而中國則成為少數以白銀為本位的國家；因為“金平價”的關系，西方各國貨幣之間匯率固定，金銀比價的經常波動使得中國貨幣的對外匯率實際是自由浮動的（Friedman，1963）。1933年以前中國貨幣實際是“兩元并用”，銀兩、銀元換算極為繁瑣，“廢兩改元”后統一使用銀元，大大提高了交易效率（馮澤培，1996）。由于中國貨幣匯率隨國際銀價的變動而變動（馮澤培，1996；杜恂誠，2009），并且1934年10月以前白銀跨境流動不受政府管制（王信，2011）。因此，國際銀價大的變動通常會對中國貨幣匯率與白銀跨境流動產生影響。1934年6月19日美國國會通過總統提案，《1934年白銀收購法案》正式出臺，法案要求：在國內外收購白銀，增加白銀儲備直至占貨幣總儲備的1/4為止；由財政部長根據是否有利于公共利益選擇購買的時機和條款，當白銀價格超過每盎司1.29美元時停止收購，當白銀儲備超過了總貨幣儲備的1/4或白銀價格超過其貨幣價值時，允許財政部出售白銀。

該法案事實上給出了白銀每盎司1.29美元的最高限價，是1934年6月每盎司45.1美分的2倍多。隨后國際銀價一路飆漲，以紐約銀價為例，1934年6月每盎司45.1美分，到1935年5月每盎司升至74.7美分。國際銀價的飆升，使得中外白銀出現套利機會（見圖1）刺激白銀大量流出中國（見圖2）。Rawski（1989），許滌新、吳承明（2003）分別估計了中國1931—1936年的白銀存量，盡管二者數據上存在差異，但均反映出截止到1935年白銀存量比之1933年減少約1/4。1934年10月，為抑制白銀進一步外流，南京國民政府出臺白銀出口稅與平衡稅，該政策一直延續到1935年11月的法幣改革為止。政策規定：銀本位幣及中央造幣廠廠條，征出口稅10%，減去稅費2.25%，凈征7.75%，大條寶銀及其他銀類征口稅10%；按倫敦世界市場銀價與上海中央銀行照當日匯價合銀價之差數，除繳納出口稅仍有不足時，按不足之數，征收平衡稅。國民政府旨在通過資本管制的辦法抑制白銀流出，減輕因銀根緊縮對本國經濟的傷害。從海關白進出口統計數據來看，資本管制成功抑制白銀持續大量流出，10月份之后白銀出口逐漸減少。盡管資本管制使得通過海關渠道運出白銀受到抑制，但是匯率與國際銀價的偏離逐步擴大，直到法幣改革前未有明顯改善。國民政府的此次資本管制，為檢驗資本管制影響匯率制度假說提供了良好“自然實驗”。首先，1934年10月資本管制以前白銀跨境自由流動不受政府限制（王信，2011），也就說資本是自由流動的，國民政府出臺管制并非是適應銀本位匯率制度而做出的安排，根據Krugman（1998）提出的“三元悖論”理論，自由浮動匯率無需資本管制作為支持，因此對銀本位浮動匯率制度而言該資本管制決策是外生決定的。這就克服了資本管制內生于匯率制度的問題，可以容易識別出資本管制影響匯率制度的因果關系。其次，匯率的主要決定變量國際銀價并不受到中國因素的影響（馮澤培，1996；杜恂誠，2009；王信，2011），因而是外生變量，即使不控制其他影響匯率的國內因素，也不會出現計量回歸時遺漏變量導致的估計偏誤。

三、實證分析

（一）變量、數據與平穩性檢驗

美國出臺購銀政策后，為抑制白銀外流，國民政府對白銀出口施行資本管制。考慮到美國購銀政策的影響，我們模型選取的被解釋變量為中國銀元兌美元匯率（ExchangeRate），解釋變量為美國紐約銀價（USSilverPrice）。為使估計系數更易于解釋并減弱異方差性，均對上述變量取對數（分別記為LERt、LUSSPt，下標t表示時間）。20世紀30年代，美國資本市場已經是全球性的資本市場，美國紐約銀價可以代表國際銀價水平（Friedman，1963），并且這樣選擇可以避免匯率換算的繁瑣與誤差。盡管既有文獻已論及國際銀價不受中國影響（馮澤培，1996；杜恂誠，2009；王信，2011），我們也同時控制了海關白銀凈進口（SIt）作為解釋變量。另外，因為其他影響匯率的國內因素并不會影響紐約銀價，所以我們沒有控制更多的解釋變量是合意的。我們使用的數據是1929—1936年紐約銀價（美分/盎司）、t中國銀元兌美元匯率（美分/元）和海關白銀凈進口（百萬關兩）的月度時間序列數據（見圖2）。其中紐約銀價與海關白銀凈進口數據來自《統計月報》（1929—1936），匯率數據取自《南開指數年刊》（1934—1936）。1933年4月之前的匯率數據以規元為單位，4月之后以元為單位，統一換算成以元為單位。因為法幣改革發生在南京國民政府（1927—1937）期間，所以我們將數據選在其執政期內，以消除政權更迭的影響。我們數據區間涵蓋了美國購銀政策、資本管制與法幣改革三大重要歷史事件，后文實證中我們通過構建虛擬變量控制了上述事件的影響。因為時間序列數據存在潛在的非平穩性，直接對數據進行回歸容易出現偽回歸（SpuriousRegression）問題。因此，先對各時間序列進行單位根檢驗（ADF檢驗）以確定其平穩性（見表1）。表1顯示，時間序列匯率對數值、銀價對數值在5%的顯著性水平上均不能拒絕存在單位根的原假設。而其一階差分ADF值都小于5%的臨界值，拒絕單位根原假設，序列是平穩的。海關白銀凈進口的水平值在1%顯著性水平上，拒絕單位根原假設，序列是平穩的。

（二）模型設定

我們對匯率對數值、銀價對數值分別求一階差分，得到平穩時間序列匯率對數增長率（△LERt）、銀價對數增長率（△LUSSPt）。Alesina（1994）與Grilli和Milesi-Ferrett（i1995）的研究中通過構建虛擬變量來代表資本管制，我們借鑒這一做法，建立如下的時間序列回歸模型：△LERt=β0+β1×△LUSSPt+β2×△LUSSPt-1+β3×SIt+β4×△LUSSPt×Dum_ASSP+β5×△LUSSPt×Dum_CC+β6×△LUSSPt×Dum_CR+εt其中虛擬變量Dum_ASSP，1934年6月至9月取值1，其余時間取值0，代表美國購銀政策（AmericanSilverPurchasePolicy），交互項△LUSSPt×Dum_ASSP用以控制美國購銀政策對匯率制度的影響效應；虛擬變量Dum_CC，1934年10月至1935年10月取值1，其余時間取值0，代表資本管制（CapitalConstraint），交互項△LUSSPt×Dum_CC用以控制資本管制對匯率制度的影響效應，該交互項是資本管制作為“自然實驗”的體現；虛擬變量Dum_CR，1935年11月至1936年12月取值1，其余時間取值0，代表法幣改革（CurrencyReform），交互項△LUSSPt×Dum_CR用以控制法幣改革對匯率制度的影響效應。我們關注系數β1、β3，β5、β6的符號及顯著性水平。β1檢驗匯率隨銀價調整機制。β1顯著異于零，則表明匯率隨銀價調整。β1、β5、β6符號為正表示加強了銀價對匯率的影響效應，反之則為削弱。我們預期銀價對匯率有顯著的正向影響（β1>0）；美國購銀政策未改變銀價對匯率的影響效應，即β4并不顯著異于零；資本管制顯著削弱了銀價對匯率的影響（β5<0）；法幣改革使貨幣與白銀脫鉤（β6<0）。

（三）OLS回歸結果

從表2的回歸結果來看，（1）-（5）均有銀價對匯率有顯著的正向影響，且銀價一階滯后項對匯率的影響不顯著，海關白銀凈進口對匯率影響不顯著。表2（1）在沒有控制任何交互項的情況下，顯示銀價對匯率的平均影響，銀價對數增長率（△LUSSPt）每增加一個單位，匯率對數增長率（△LERt）相應提高0.541個單位。表2（2）只控制了銀價與美國購銀政策的交互項，相當于將數據分成兩組，美國購銀政策影響組和其他組。該交互項系數不顯著，原因可能是其他事件如資本管制、法幣改革對匯率有影響作用。表2（3）只控制了銀價與資本管制的交互項，回歸結果跟表2（2）類似，交互項系數不顯著。表2（4）只控制了銀價與法幣的交互項，回歸結果顯示交互項系數在1%顯著性水平上顯著，且銀價與交互項的聯合效應（0.779-0.845=-0.066）表明法幣改革后銀價對匯率影響已很微弱，這與法幣改革使貨幣脫離銀本位是一致的。銀價在表2（2）、（3）下對匯率影響系數穩健（0.543、0.584），而在表2（4）中系數明顯變大（0.779），表明法幣改革掩蓋了其他事件對匯率的影響。因此，我們在表2（5）中，以未發生美國購銀政策、資本管制與法幣改革之前的數據為對照組進行回歸，結果顯示銀價對匯率影響系數為0.906，且在1%的顯著性水平上顯著，說明匯率與銀價變動高度一致。從交互項的回歸結果來看，盡管美國購銀政策交互項系數為負，顯示出對匯率的削弱作用，但這一結果統計上并不顯著。資本管制交互項系數-0.607，在1%顯著性水平上顯著，說明資本管制嚴重削弱了銀價對匯率的影響效應。法幣改革交互現的結果與改革使貨幣脫離銀本位一致。

（四）格蘭杰因果檢驗

為使回歸結果更可信，我們將數據分資本管制前與資本管制后，對匯率（△LERt）與銀價（△LUSSPt）做格蘭杰因果檢驗。檢驗結果顯示（見表3），資本管制前（1929年1月—1934年9月），在5%顯著性水平上拒絕銀價不是匯率格蘭杰原因的原假設，其F統計量3.58586，P值為0.0337。在5%顯著性水平上不能拒絕匯率不是銀價的格蘭杰原因的原假設。資本管制后（1934年10月—1936年12月），在5%顯著性上不能拒絕銀價不是匯率格蘭杰原因的原假設，在1%顯著性水平上拒絕匯率不是銀價格蘭杰原因的原假設。格蘭杰因果檢驗表明資本管制前匯率隨銀價調整，資本管制后這一調整機制被破壞。結合前文計量回歸的結果，我們發現，資本管制直接影響銀本位匯率制度，使這一制度發生變化。五、結論本文利用銀本位時代中國的一次資本管制提供的“自然實驗”，克服既有文獻中因果關系難以識別的問題，實證檢驗資本管制可以直接影響匯率制度的假說，我們發現資本管制作用于匯率制度的一個結果是匯率制度發生變遷。本文中，自由浮動的銀本位匯率制，引入資本管制后，國際銀價對匯率的影響系數由0.9下降到0.3，格蘭杰因果檢驗也表明資本管制后國際銀價已不再是匯率的格蘭杰原因。1935年11月，國民政府進行法幣改革，與英鎊保持固定比價，完成浮動匯率制向固定匯率制的變遷。與從貨幣危機、銀行危機的角度理解匯率制度變遷的文獻不同。本文的研究指出資本管制也可能會造成同樣的結果。近年來諸多新興經濟體施行了資本管制，一旦管制與其國家匯率制度不相適應，就有可能發生匯率制度變遷，不可避免地會帶來本國宏觀投資環境的正向或者負向的變化。資本管制通過匯率制度而影響投資環境。在政策建議方面，中國應繼續堅持通過漸進緩慢的放開資本項目管制，來推動人民幣國際化，以保持資本管制與匯率制度相適宜，從而保持投資環境持續優化。

作者：王昕劉沖單位：復旦大學經濟學院