英语原文共 26 页，剩余内容已隐藏，支付完成后下载完整资料
资本项目自由化与不平等
摘要：本文考察了资本项目自由化的分配影响。 从1970年到2010年的149个国家使用面板数据分析，我们发现平均而言，资本项目开放的改革增加了不平等并减少了短期和中期的劳动收入份额。 我们还发现，金融发展水平和危机的发生在塑造不平等对资本项目开放改革的反应方面起着关键作用。
关键词：全球化，不平等，资本账户开放，危机，制度
一、导言
许多国家的收入不平等现象过去三十年来一直在增加。例如，不同收入群体国家的平均基尼系数自20世纪80年代末以来在高收入和中等收入经济体中普遍呈现上升趋势（图1）。特别是在20世纪九十年代初发生的不平等大幅上升。虽然自那时起高收入国家的不平等持续上升，但平均而言，其他收入群体的不平等程度已经稳定或下降。
过去三十年来，全球金融市场的开放程度也更高。各国对跨境金融交易的限制数量稳步下降。资本项目开放度指数平均而言在所有收入群体中都有所上升，特别是在90年代初出现了显着的上升（图2）。
本文研究全球金融一体化的增长是否落后于不平等的一些增长。关于资本账户自由化对增长的影响（Henry，2007和其中引用的参考文献）以及贸易全球化对不平等的影响（Helpman et al。20102，以及其中引用的参考文献）有大量文献，但只有很少有研究分析金融全球化与不平等之间的关系。这是令人惊讶的，因为资本项目自由化可以通过各种渠道影响不平等（Claessens和Perotti，2009）。
第一种渠道是通过自由化对风险分担的影响。从理论上讲，金融开放应该促进国际风险分担和国内消费平稳（Kose et al，2009）。在实践中，金融机构的力量可能在确定发生的程度方面起着至关重要的作用。在金融机构强劲的国家，金融全球化可以通过更好的消费发展模式和更低的波动性来减少不平等。但是，如果金融机构力量薄弱，获得信贷并不具有包容性，自由化可能会偏袒金融机构，从而有利于这些富裕阶层，反而加剧不平等。
第二种渠道是通过自由化对金融危机可能性的影响。一方面，金融危机可能会减少不平等，因为破产和资产价格下跌可能对经济状况较好的人产生更大的影响。另一方面，长期经济衰退带来的金融危机可能会严重损害穷人的利益（Atkinson and Morelli，2011; Agnello and Sousa，2012）。
第三种渠道是通过增加东道国的对外直接投资（FDI）。由于资本量和熟练劳动力往往是相互补充（Cragg和Epelbaum，1996），与非熟练劳动力相比，开放资本账户可以增加对熟练劳动力的需求，导致更高的工资不平等。此外，对于欠发达国家而言，高技能密集型的外国直接投资可能是发达国家相对较低的技术密集型对外直接投资。因此，从发达国家向发展中国家的外国直接投资的增加可能会增加这两个国家对熟练劳动力的相对需求，从而增加发达国家和发展中国家的不平等。
最后，资本项目开放可能通过影响收入的劳动份额影响收入分配。在劳资之间讨价还价的情况下，如果资本账户自由化对国外生产的重新分配构成可信威胁，则可能导致收入和工资比率上升，并导致劳动收入份额下降（Harrison， 2002）。
本文通过研究从1970年到2010年的149个国家的大型（不平衡）小组的资本项目自由化的分配后果，为金融全球化对不平等影响的实证文献做出了贡献。本文的主要贡献是提供强大证据表明资本项目自由化对不平等的影响使用包括先进，新兴和低收入经济体的大型面板数据集，而以前的论文的重点主要集中在国内经验（Larrain，2015）或更有限的集合（Das和Mohapatra，2003）。另外，我们提供了一些机制的实证数据，例如金融发展的程度，金融危机的发生以及对劳动份额的影响。通过上述证据，得出结论资本项目开放可能会影响不平等。
该论文的主要发现如下。资本项目自由化改革与不平等统计上显著而持续的增加有关。特别是，我们发现资本项目开放改革在短期内（自由化改革发生后1年）通常将基尼系数提高约0.8％，中期（5年后）基尼系数提高约1.4％ 。另外，我们发现金融发展水平和危机的发生在塑造不平等对金融全球化改革的反应方面起着关键作用。特别是，我们发现资本项目开放改革导致金融机构水平较弱的国家的不平等程度大幅增加，并且随后出现金融危机。我们还发现证据表明资本项目自由化事件影响收入分配的重要渠道是通过减少劳动收入份额。这一结果在对于不同的控制集合、不同的估计技术、资本项目开放的替代度量以及内生性检查都很有效。
本文的其余部分安排如下。下一部分描述了不平等和资本项目开放演变的数据和描述性统计。第三部分分析了资本项目开放对不平等的影响，并提供了一些健全性检查。第四部分根据经验确定了资本项目自由化可能影响不平等的一些机制。第五节总结了主要结论并讨论了政策含义。
二、 数据和趋势
笔者使用标准化世界收入不平等数据库（SWIID）中的基尼系数数据，该数据库结合了来自联合国世界收入数据库（UNWIDER）和卢森堡收入研究（LIS）的信息。它提供了从1960年到2010年尽可能多年的173个国家总体收入不平等的基尼指数（及相关标准差）的可比估计.
基尼系数在理论上被界定在0（每个参考单位收到平等的收入份额）和100（单个参考单位收到所有收入，而其他所有收入没有收到）之间。 在我们的样本中，它们的范围从18到78不等，低收入和中等收入国家的不平等程度更高（表1）。
本文所用的金融全球化措施是基于资本账户限制的法律指标。虽然有人认为法律上的措施是资本项目真实开放程度的喧嚣指标，但它们具有对面板回归中反向因果关系问题较不敏感的优势（Collins，2007）。资本项目开放数据来自Chinn和Ito（2008）数据库。尽管在文献中已经提出了另一种法律上的资本项目开放度量方法（例如Quinn，1997; Quinn和Toyoda，2008），Chinn和Ito指数（Kaopen）提供了最大的国家和时间期限覆盖率。根据国际货币基金组织交换安排和交换限制年度报告（AREAER）数据库中报告的编制限制跨境金融交易清单的二元虚拟变量计算国家的资本项目开放程度。该指数适用于不平衡的小组从1970年到2010年的182个国家中，范围从-1.856（更多受限制的资本账户）到2.456（受限制更少）。不同收入组别的资本账户开放指数得分差异很大，低收入和中低收入国家的限制较高（表1）。
总之，从这个描述性证据出现了两个程式化的事实。首先，在过去二十年中，几乎所有收入群体的收入不平等都有所增加，但在高收入国家更为持久。其次，所有收入群体的资本账户开放程度都有所增加，其中资本账户开放的增长大部分发生在20世纪90年代。顺便提一下，收入差距最大的增长似乎也发生在这段时期。
资本项目自由化前后的不平等
在取消资本项目限制之前和之后检查不平等行为需要了解限制解除日期的信息。不幸的是，关于这样的日期的信息对于一大批国家来说是不容易获得的，因为理想情况下需要有关政策法令（立法变更）放宽资本项目日期的信息。为了克服这个问题，并间接推断官方自由化日期，我们通过假设自由化发生的时间来确定资本项目自由化的发生时间，对于给定国家，在给定时间，Kaopen指标的年度变化超过两标准偏差是所有观测值的平均年变化（即超过0.76）。这一标准确定了224个自由化事件，其中大多数发生在过去二十年（表2）。尤其是，最密集的发生次数似乎发生在20世纪90年代左右（这与上一节记录的Kaopen指标的演变描述一致）以及中等收入国家。
看看这些自由化开始之前和之后基尼系数的变化（图3）表明，平均而言，资本项目开放事件通常与基尼增长约0.8个百分点（2％）有关， 在短期内（在自由化事件发生后的一年），在中期内（自由化事件发生后的5年）约为1.2个百分点（2.5％）。 下一节将检查这个描述性证据是否适用于更正式的测试。
三、 资本项目自由化改革对不等式的影响
A.方法论
本文中用于评估资本账户自由化改革对不平等影响的方法论依据Cerra和Saxena（2008）以及Romer和Romer（2010）等人。这种方法特别适合于评估冲击后的利率变量（本例中的资本账户自由化事件）的动态响应。该方法包括估计单变量自回归不等式方程并推导相关的脉冲响应函数：
1 =?? gamma;? Sigma;beta;???，?-???= 1 Sigma;delta;???，?-? Sigma;theta;???，?-???= 1 ε????= 0 （1）
其中g是基尼系数（对数）的年度变化；D是虚拟变量，在资本项目自由化开始时等于1，否则为零; 包括国家固定效应，以控制不可见的跨国异质不平等现象，并控制一些国家使用收入数据衡量不平等情况，而其他国家则使用消费数据衡量不平等情况; gamma;是时间固定的效应来控制全球冲击。
我们将滞后不平等增长纳入控制不平等的正常动态。此外，由于影响短期内不平等的变量通常是连续相关的，因此也有助于控制可能影响不平等的各种因素。
最后，由于几种类型的经济改革经常同时实施——尤其是当前和资本账户改革的情况，我们还设置了包括一系列其他结构性改革变量（X），以区分资本项目自由化事件与其他事件的影响。具体而言，作为对照包含的一系列改革变量是：（i）经常项目改革，定义为Quinn和Toyoda（2008）对经常项目开放度的年度变化超过两个标准差的情况，平均年度变化所有观察; （ii）监管改革，即EFW综合衡量信贷，产品和劳动力市场监管的年度变化超过所有观察结果的平均年度变化两个标准差的情况。
方程（1）使用OLS对1970年至2010年期间149个发达经济体和发展中经济体的年度观测结果进行了非均衡分析。虽然滞后的因变量和国家固定效应的存在原则上可能会偏倚小样本中delta;?和beta;?的估计（Nickell（1981）），但时间维度的长度减轻了这种担忧.8选择的滞后数为2 ，但不同的滞后长度被作为健壮性检查进行测试（见下一节）。
冲击响应函数（IRF）通过模拟资本项目开放情节模拟中的冲击来获得。这些响应函数的形状取决于delta;和beta;系数的值;例如，同时响应是delta;0，提前一年的累积响应是delta;0 （delta;1 beta;0delta;0）。
由于因变量的一些观察值是基于估计值的，所以回归残差可以被认为具有两个分量。第一部分是抽样误差（因变量的真值与其估计值之间的差异）。第二部分是即使与因估计而直接观察因变量相关的随机冲击。这会导致估计的标准差增加，这会降低t统计量。这意味着对这种不可测量的误差项的存在进行任何修正都会增加我们估计的重要性。作为进一步的检查，等式（1）也用加权最小二乘法（WLS）估计。具体来说，WLS估计量假定方程（1）中的误差ε?分布为ε?〜?（0，sigma;2??/），其中??是SWIID数据库中每个国家i的基尼系数的估计标准差， sigma;2是在第二阶段回归中估计的未知参数。
B、结论
图4给出了使用方程（1）估算资本账户开放改革对不平等的影响的结果（另请参见表3的基础估计系数）。 该数字显示了资本账户改革的估计效果和相关的90％置信区间（虚线）。 资本账户自由化事件对收入不平等具有统计上的显着性和日益持久的影响。 特别是，估计表明，资本账户开放改革在短期内（改革发生后1年）通常将基尼系数提高了约0.8％，在中期约为1.4％（改革发生后5年）。
资本项目改革的深度和方向
上述结果表明，资本项目开放的改革对不平等具有显着而持久的影响。然而，不平等的增加可能随着自由化的深度而变化。为了检验这个假设，我们重复了实证分析，考虑了使用不同阈值确定的改革（所有观察结果的平均年度变化的一个和三个标准偏差）。尽管这些替代门槛的结果在统计上仍然显着，但对不平等的影响程度往往随着资本账户开放程度的增加而增加（图5）。
另一个有趣的问题是资本项目限制是否会减少不平等。为了测试这一点，我们构建了资本项目限制事件。在特定时间，对于给定国家而言，这些情景是Kaopen指标的年度变化比所有观察结果的平均年度变化低两个标准差.9这次演习的结果表明，尽管资本项目限制改革趋于减少不平等，效果在统计学上并不显着不同于零（图6）。
C、稳健性检查
测量误差
为了检查我们结果的显着性是否受到数据质量的影响以及因变量的一些观察值本身被估计的事实，我们使用WLS重新估计方程（1），使用分析权重作为标准的倒数——与每年国别观察基尼有关的误差。图7报告了这一检测的结果，并证实资本项目开放事件通常会伴随着不平等的持续增加。 虽然WLS估计的结果与OLS获得的结果类似，但中期效应稍大（约1.5％），尽管差异无统计学意义。
滞后性参数
Teulings和Zubanov（2014）以及Bernal-Verdugo等人（2013）指出，使用ARDL模型的IRF可能对延迟数量的选择非常敏感。 为了检验我们的结果是否如此，我们使用两个不同的滞后参数化来重新估计方程（1）：（i）ARDL（1,1）和（ii）ARDL（5,5）。 图8中报告的结果表明，IRF倾向于彼此接近，并且IRF中的差异从未在统计上显着。
不同的资本项目开放措施
作为额外的稳健性检查，我们还使用资本项目开放的替代方法测试金融全球化对不平等的影响。 特别是，我们使用资本项目开放性的Quinn和Toyoda（2008）指标的类似方法构建的资本项目自由化改革集重新估计方程（1）。 采用这一衡量指标得出的结果仍然表明资本项目自由化改革对不平等具有统计意义和持久影响（图9）。 虽然短期效应与基线报告的短期效应非常相似，但中期效应似乎明显高于使用Kaopen指数获得的
全文共5579字，剩余内容已隐藏，支付完成后下载完整资料
资料编号：[16467]，资料为PDF文档或Word文档，PDF文档可免费转换为Word
以上是毕业论文外文翻译，课题毕业论文、任务书、文献综述、开题报告、程序设计、图纸设计等资料可联系客服协助查找。
