陳曉珊,劉洪鐸
(1.廣東財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院,廣東 廣州 510320;2.廣東外語外貿(mào)大學(xué) 經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院,廣東 廣州 510006)
自2008年全球金融危機后,國際資本開始呈現(xiàn)“雙向”流動的格局;與此同時,隨著發(fā)展中國家市場化建設(shè)的逐步推進和全球一體化進程的加快,目前經(jīng)濟全球化、貿(mào)易自由化與金融國際化已成為當(dāng)今世界全面發(fā)展的主旋律。早期文獻(xiàn)基本發(fā)現(xiàn)一國金融開放與貿(mào)易開放對經(jīng)濟增長的促進作用[1-5],而金融開放與貿(mào)易開放作為一個國家對外開放程度兩個重要的刻畫指標(biāo),早期文獻(xiàn)對這兩者的研究僅集中于探討其政策次序上[6-7],對兩者之間可能存在的互動性未能通過較為科學(xué)的方法進行檢驗。
隨著經(jīng)濟全球化進程的不斷推進以及新貿(mào)易理論和產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易理論等學(xué)科理論的發(fā)展,學(xué)者們開始陸續(xù)關(guān)注到金融開放與貿(mào)易開放之間的互動渠道,包括進出口偽報(misinvoicing)、規(guī)模效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、技術(shù)效應(yīng)等,并且從這些渠道中發(fā)現(xiàn)兩者之間存在明顯的相互關(guān)系[8-9]。艾森曼和諾伊(Aizenman & Noy,2009)、余官勝和朱文歡(2012)都對金融開放和貿(mào)易開放之間的相互關(guān)系進行了實證研究,前者雖采用跨國面板數(shù)據(jù),但并未考慮方程組系統(tǒng)之間提供的信息;后者雖利用聯(lián)立方程組進行估計,但使用的是中國的時間序列數(shù)據(jù),所得出的結(jié)論對于其他國家未必具有可行性[10-11]?;诖耍疚膶⑨槍θ?47個國家和地區(qū)的跨國面板數(shù)據(jù)構(gòu)建聯(lián)立方程組模型,對一國金融開放與貿(mào)易開放之間的互動性關(guān)系進行實證檢驗;同時,充分考慮國家之間固有的異質(zhì)性,采取一系列穩(wěn)健性檢驗,以求得到更加穩(wěn)定的研究結(jié)論。
關(guān)于金融開放對貿(mào)易開放的影響,總結(jié)國內(nèi)外學(xué)者的研究觀點來看,金融開放主要通過外商直接投資(FDI)流動和縱向一體化、風(fēng)險規(guī)避和專業(yè)化生產(chǎn),以及出口信貸支持等對貿(mào)易開放發(fā)揮作用[10-12]。而關(guān)于貿(mào)易開放對金融開放的影響,學(xué)者們普遍發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放是通過進出口偽報、增加資本監(jiān)管成本、金融服務(wù)貿(mào)易等來影響金融開放[7,13]。這些文獻(xiàn)強調(diào)的是金融開放與貿(mào)易開放之間的單向作用。
學(xué)界關(guān)于金融開放與貿(mào)易開放之間雙向關(guān)系的研究文獻(xiàn)并不多。國內(nèi)部分學(xué)者較多采用中國的時間序列數(shù)據(jù)進行實證分析。倪克勤和鄭平(2004)從中國實際出發(fā),發(fā)現(xiàn)中國的貿(mào)易開放與金融開放呈現(xiàn)同向上升趨勢[14]。韓鳳舞(2011)發(fā)現(xiàn)金融開放與貿(mào)易開放的正向互動性僅在產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移渠道中得以充分體現(xiàn)[9]。余官勝和朱文歡(2012)利用中國1982—2008年的時間序列數(shù)據(jù)構(gòu)建聯(lián)立方程組,發(fā)現(xiàn)中國貿(mào)易開放與金融開放存在內(nèi)在的相互促進關(guān)系[11]。此外,部分學(xué)者傾向于采用全球的跨國數(shù)據(jù)進行分析。例如,艾森曼(Aizenman,2008)通過構(gòu)建理論和計量模型研究了一國貿(mào)易開放與金融開放之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放對金融開放存在顯著的單向促進作用[7]。在此基礎(chǔ)上,艾森曼和諾伊(2009)又進一步利用格蘭杰因果關(guān)系檢驗,驗證了金融開放與貿(mào)易開放之間的相互促進作用[10]。周茂榮和張子杰(2010)構(gòu)建PVAR系統(tǒng)實證檢驗了貿(mào)易開放與金融開放之間的內(nèi)在聯(lián)系,發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放與金融開放之間僅存在單向的促進作用,未發(fā)現(xiàn)金融開放對貿(mào)易開放的正向影響[13]。上述文獻(xiàn)強調(diào)的是金融開放與貿(mào)易開放之間的相互作用,或是采用一國的時間序列數(shù)據(jù),或是利用全球的跨國數(shù)據(jù),但基本上都可以得到較為一致的結(jié)論,即一國金融開放與貿(mào)易開放之間存在正向的互動性。本文認(rèn)為,經(jīng)濟全球化推動了貿(mào)易自由化、生產(chǎn)國際化、產(chǎn)品國際化、金融國際化及資本流動國際化等,這些載體之間勢必相互影響,相互依賴。譬如,貿(mào)易自由化會促進全球各國間的貨幣貿(mào)易、服務(wù)貿(mào)易和技術(shù)貿(mào)易的緊密聯(lián)系,而這種聯(lián)系必定伴隨著資本的流動;資本流動的全球化則會為各國的貿(mào)易提供融資便利,進而推動各國間的貿(mào)易往來。因此,貿(mào)易開放與金融開放之間應(yīng)存在正向的相互促進關(guān)系。
根據(jù)上述理論分析,本文提出待檢驗的研究假說,即:金融開放與貿(mào)易開放之間存在顯著的正向互動性,金融開放能夠促進貿(mào)易開放,貿(mào)易開放同時能夠反作用于金融開放。
本文的樣本為全球147個國家和地區(qū)2005—2014年的年度數(shù)據(jù),其中資本流動規(guī)模數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議(UNCTAD)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫,貿(mào)易數(shù)據(jù)和宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自世界銀行公布的世界發(fā)展指數(shù)(WDI),經(jīng)濟自由度數(shù)據(jù)來源于美國傳統(tǒng)基金會(Heritage Foundation)。需要特別說明的是,雖然美國傳統(tǒng)基金會從1995年便開始發(fā)布全球各國的經(jīng)濟自由度指數(shù),但在2005年初對指數(shù)編制進行了較大改進,不僅增加了勞動力自由指標(biāo),同時還將打分標(biāo)準(zhǔn)改為按百分?jǐn)?shù)由1到100進行排名,即分值越高則代表經(jīng)濟自由度越高,因此本文將樣本區(qū)間設(shè)定為2005—2014年。此外,剔除經(jīng)濟自由度指數(shù)不連續(xù)的國家,選取具有完整序列的147個經(jīng)濟體作為本文的研究對象。
為了檢驗金融開放與貿(mào)易開放之間的互動性,本文設(shè)定金融開放與貿(mào)易開放互為對方的解釋變量,并利用跨國面板數(shù)據(jù)建立以下的聯(lián)立方程組:
其中,F(xiàn)inanceit表示i國t年的金融開放度,國內(nèi)外學(xué)者在實證分析中最常用跨國資本流動規(guī)模作為一國金融開放的量化指標(biāo)。借鑒張成思等(2013)[15]的研究設(shè)計,本文采用各國(地區(qū))外商直接投資(FDI)與對外直接投資(OFDI)的總額占GDP的比重進行衡量。Tradeit表示i國t年的貿(mào)易開放度,遵循學(xué)界標(biāo)準(zhǔn)的度量指標(biāo),本文采用一國(地區(qū))進出口貿(mào)易總額占GDP的比重進行衡量。
此外,借鑒潘雅瓊(2016)[16]的研究,本文選擇會對金融開放和貿(mào)易開放產(chǎn)生影響的宏觀經(jīng)濟變量進入聯(lián)立方程組。其中,lncpiit表示i國t年居民消費價格指數(shù)取自然對數(shù);lnreerit表示經(jīng)由CPI調(diào)整過的i國t年實際有效匯率指數(shù),growthit表示i國t年GDP增長率,主要刻畫一國的經(jīng)濟條件;scoreit表示i國t年經(jīng)濟自由度評分,刻畫一國的經(jīng)濟自由程度。c(i),i=1,…,12為待估參數(shù),μit和εit分別為兩個方程的殘差。
為排除異常值影響,本文對所有連續(xù)變量均進行上下1%的winsorize處理。根據(jù)統(tǒng)計結(jié)果,各國(地區(qū))間的金融開放程度差異較大,標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到1.087,而貿(mào)易開放程度較為接近,標(biāo)準(zhǔn)差為0.532;各國(地區(qū))間居民消費價格指數(shù)和實際有效匯率指數(shù)同樣相差不大,標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.245和0.148,最大值與最小值的差相對較?。桓鲊?地區(qū))間GDP的增長率存在較大區(qū)別,標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到3.946;特別地,各國(地區(qū))間經(jīng)濟自由程度差異性最大,均值為61.20,但標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到10.19,最小值和最大值分別為26.70和90.10,表明樣本對象平均而言屬于中等自由經(jīng)濟體,但依然存在部分受壓制經(jīng)濟體和自由經(jīng)濟體。
表1 變量相關(guān)性檢驗
注:*表示在5%的統(tǒng)計水平上顯著。
變量間Pearson相關(guān)性檢驗信息歸納在表1中。由表1可知,一國(地區(qū))貿(mào)易開放與金融開放呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,相關(guān)系數(shù)為0.600 2,初步表明金融開放與貿(mào)易開放之間存在相互促進的關(guān)系;居民消費價格指數(shù)、實際有效匯率指數(shù)分別與金融開放和貿(mào)易開放呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,相關(guān)系數(shù)分別為-0.131 6、-0.133 2和-0.105、-0.119 4,表明居民消費價格指數(shù)和實際有效匯率指數(shù)提高均會降低金融開放程度和貿(mào)易開放程度;GDP增長率與經(jīng)濟自由度分別與金融開放和貿(mào)易開放呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,相關(guān)系數(shù)分別為0.076 1、0.001 2和0.310、0.365 7,表明一國(地區(qū))經(jīng)濟條件越好、經(jīng)濟自由程度越高,越有利于推動金融開放和貿(mào)易開放。
此外,本文采用方差膨脹因子檢驗法(即VIF檢驗),檢驗變量間是否存在多重共線性。由表1可知,所有解釋變量的VIF值都較小,最大值僅為1.42,遠(yuǎn)小于10;1/VIF最小值為0.705,遠(yuǎn)大于0.1。因此,本文的計量模型中各變量間并不存在嚴(yán)重的多重共線性。
圖1直觀展現(xiàn)一國(地區(qū))金融開放與貿(mào)易開放之間的互動關(guān)系。從圖1中可以發(fā)現(xiàn),金融開放與貿(mào)易開放存在正相關(guān)關(guān)系。這初步印證了上文的邏輯分析及表1中關(guān)于兩個變量的相關(guān)性檢驗結(jié)果,即金融開放與貿(mào)易開放存在相互促進的關(guān)系。鑒于圖示法僅能提供粗略感知,接下來,本文將通過系統(tǒng)的計量方法對金融開放與貿(mào)易開放之間的關(guān)系進行系統(tǒng)和嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膶嵶C檢驗。
1.基于全樣本的回歸結(jié)果
聯(lián)立方程組有單方程估計和系統(tǒng)估計兩種估計方法。其中,單方程估計僅對系統(tǒng)中的某一個結(jié)構(gòu)方程進行估計,未能利用方程組之間的關(guān)聯(lián)信息;而系統(tǒng)估計方法是將整個方程組進行估計,充分利用了聯(lián)立方程系統(tǒng)中的所有信息,結(jié)果將更加可靠*余官勝和朱文歡(2012)研究認(rèn)為,對于聯(lián)立方程組的回歸,3SLS估計結(jié)果比2SLS的估計結(jié)果更為理想[11]。。因此,本文主要采用三階段最小二乘法(3SLS)對聯(lián)立方程組進行回歸,但基于穩(wěn)健性考慮,本文同時采用兩階段最小二乘法(2SLS)進行穩(wěn)健性檢驗。
表2為全樣本聯(lián)立方程組的回歸結(jié)果。首先,聯(lián)立方程組中金融開放和貿(mào)易開放兩個方程的三階段最小二乘法和兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果顯示,變量回歸系數(shù)的符號、大小、顯著性水平等高度一致。從3SLS的估計結(jié)果看,金融開放方程中貿(mào)易開放的回歸系數(shù)為1.138,并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,說明貿(mào)易開放能夠有效促進金融開放。貿(mào)易開放方程中金融開放的回歸系數(shù)為0.268,同樣在1%的統(tǒng)計水平上顯著,表明金融開放有助于促進貿(mào)易開放。上述結(jié)論驗證了本文的研究假說。
兩個方程的回歸結(jié)果中,居民消費價格指數(shù)的回歸系數(shù)并不顯著,意味著居民消費價格指數(shù)對于金融開放和貿(mào)易開放未有明顯的作用。實際有效匯率僅對貿(mào)易開放有抑制作用;一國(地區(qū))的經(jīng)濟條件僅對金融開放有顯著的促進作用;一國(地區(qū))的經(jīng)濟自由度對于金融開放和貿(mào)易開放均有顯著的提升作用。
表2 聯(lián)立方程組回歸結(jié)果
表2(續(xù))
注:括號內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤;***、**、*分別表示在1%、5%、10%的統(tǒng)計水平上顯著;后同。
2.穩(wěn)健性檢驗
(1)區(qū)分經(jīng)濟自由度。前文研究結(jié)果顯示金融開放與貿(mào)易開放互為促進關(guān)系,并且一個經(jīng)濟體的經(jīng)濟自由度能夠同時促進金融開放和貿(mào)易開放的提升。按照美國傳統(tǒng)基金會的經(jīng)濟自由度對各個經(jīng)濟體打分情況,各個經(jīng)濟體被列入五個不同的自由度區(qū)間,即“自由經(jīng)濟體”(80~100分)、“較自由經(jīng)濟體”(70~80分)、“中等自由經(jīng)濟體”(60~70分)、“較不自由經(jīng)濟體”(50~60分)和“受壓制經(jīng)濟體”(0~50分)*其中,自由經(jīng)濟體包括澳大利亞、加拿大、中國香港、愛爾蘭、新西蘭、新加坡、瑞士、美國等國家和地區(qū);而受壓制經(jīng)濟體則包括白俄羅斯、孟加拉國、玻利維亞、乍得、古巴、厄瓜多爾、赤道幾內(nèi)亞、幾內(nèi)亞比紹、圭亞那、伊朗、萊索托、利比亞、剛果共和國、塞拉利昂、敘利亞、多哥、土庫曼斯坦、烏克蘭、委內(nèi)瑞拉等。。接下來,本文將基于上述經(jīng)濟自由度區(qū)間對全樣本進行劃分,利用3SLS估計方法實際檢驗聯(lián)立方程組中金融開放和貿(mào)易開放之間的互動性。
表3 不同經(jīng)濟自由度區(qū)間下金融開放與貿(mào)易開放的互動性
表3為不同經(jīng)濟自由度區(qū)間下金融開放與貿(mào)易開放的互動性回歸結(jié)果??梢钥吹剑瑹o論處于哪個經(jīng)濟自由區(qū)間,聯(lián)立方程組中金融開放和貿(mào)易開放的回歸系數(shù)均顯著為正,意味著兩者之間存在相互促進的關(guān)系。
具體地,針對金融開放方程而言,“自由經(jīng)濟體”“較自由經(jīng)濟體”和“中等自由經(jīng)濟體”三個子樣本中貿(mào)易開放的回歸系數(shù)相對較大,系數(shù)估值分別為1.223、1.566和1.046,并且都在1%的統(tǒng)計水平上顯著;而“較不自由經(jīng)濟體”和“受壓制經(jīng)濟體”兩個子樣本中,貿(mào)易開放的回歸系數(shù)相對較小,系數(shù)估值分別為0.620和0.765,但同樣在1%的統(tǒng)計水平上顯著。因此,不論處于哪個經(jīng)濟自由區(qū)間,一國(地區(qū))貿(mào)易開放均會顯著促進金融開放。針對貿(mào)易開放方程而言,“自由經(jīng)濟體”子樣本中金融開放的回歸系數(shù)相對較大,系數(shù)估值為0.538;而“較自由經(jīng)濟體”“中等自由經(jīng)濟體”“較不自由經(jīng)濟體”和“受壓制經(jīng)濟體”四個子樣本中,金融開放的回歸系數(shù)相對較小,系數(shù)估值分別為0.238、0.148、0.214和0.260;上述所有回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。因此,不論處于哪個經(jīng)濟自由區(qū)間,一國(地區(qū))金融開放均會顯著促進貿(mào)易開放。上述結(jié)論驗證了金融開放與貿(mào)易開放之間的正向互動性,并且該正向促進關(guān)系不受一國經(jīng)濟自由度大小的影響,則前文的整體樣本回歸結(jié)果是較為穩(wěn)健的。
(2)區(qū)分經(jīng)濟發(fā)達(dá)程度。表2中基于全樣本的回歸結(jié)果顯示,一國(地區(qū))經(jīng)濟條件(用GDP增長率刻畫)會顯著促進金融開放,但對于貿(mào)易開放的正向作用并不明顯。因此,作為穩(wěn)健性檢驗,本文根據(jù)經(jīng)濟發(fā)達(dá)程度(發(fā)達(dá)經(jīng)濟體或者發(fā)展中經(jīng)濟體)對147個樣本進行劃分,利用3SLS估計方法進行回歸(表4)。可以看到,無論是發(fā)達(dá)經(jīng)濟體還是發(fā)展中經(jīng)濟體,金融開放方程中貿(mào)易開放的回歸系數(shù)均為正,并且在1%的統(tǒng)計水平上顯著,表明貿(mào)易開放對金融開放有明顯的推動作用;貿(mào)易開放方程中金融開放的回歸系數(shù)同樣顯著為正,意味著金融開放對貿(mào)易開放存在正向促進作用。綜合而言,金融開放與貿(mào)易開放之間存在相互促進的關(guān)系,證明全樣本的研究結(jié)論是較為穩(wěn)健的,不受經(jīng)濟發(fā)達(dá)程度的影響。
表4 不同經(jīng)濟發(fā)達(dá)程度下金融開放與貿(mào)易開放的互動性
注:為節(jié)省篇幅,這里將所有的控制變量統(tǒng)一為變量Control,具體回歸結(jié)果備索。
(3)區(qū)分經(jīng)濟危機事件。2008年的全球經(jīng)濟危機導(dǎo)致世界市場持續(xù)低迷,對實體經(jīng)濟造成嚴(yán)重影響。由于本文的樣本區(qū)間內(nèi)(2005—2014年)包含經(jīng)濟危機事件,因此,為考察經(jīng)濟危機事件的發(fā)生是否會影響一國(地區(qū))金融開放與貿(mào)易開放之間的互動性,本文將全樣本根據(jù)經(jīng)濟危機發(fā)生的時間進行劃分并利用3SLS方法進行估計;其中,設(shè)定2005—2008年為經(jīng)濟危機發(fā)生前,設(shè)定2009—2014為經(jīng)濟危機發(fā)生后。由表5可知,經(jīng)濟危機發(fā)生前后,金融開放方程中貿(mào)易開放的回歸系數(shù)均顯著為正,貿(mào)易開放方程中金融開放的回歸系數(shù)同樣顯著為正,印證了金融開放與貿(mào)易開放之間正向的互動性關(guān)系,進一步表明一國(地區(qū))金融開放與貿(mào)易開放相互促進的關(guān)系是較為穩(wěn)定的,不受經(jīng)濟危機等外生沖擊的影響。
表5 經(jīng)濟危機前后金融開放與貿(mào)易開放的互動性
(4)替換核心變量。貿(mào)易開放指標(biāo)采用一國(地區(qū))進出口總額與GDP的比重進行衡量是學(xué)界公認(rèn)的標(biāo)準(zhǔn),鮮有文獻(xiàn)設(shè)計出新的衡量指標(biāo);但是關(guān)于金融開放指標(biāo),學(xué)界存在較多的衡量標(biāo)準(zhǔn),如陳浪南和逄淑梅(2012)所構(gòu)造的金融開放程度的法理標(biāo)準(zhǔn)和事實標(biāo)準(zhǔn)[17]。作為穩(wěn)健性檢驗,本文根據(jù)欽和伊藤(Chinn & Ito,2008)所計算的最新的KAOPEN指標(biāo)衡量金融開放度[18],保持貿(mào)易開放指標(biāo)不變,并且同時采用3SLS和2SLS兩種方法進行估計。由表6可知,不論采用何種估計方法,貿(mào)易開放和金融開放回歸系數(shù)均顯著為正,表明貿(mào)易開放與金融開放之間存在顯著的正向促進關(guān)系。替代核心變量后,前文整體樣本的研究結(jié)論依然成立,因此整體樣本的回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。
表6 替換核心變量的回歸結(jié)果
從前文關(guān)于全樣本和一系列穩(wěn)健性檢驗可以得到一國(地區(qū))金融開放與貿(mào)易開放之間存在正向互動性的研究結(jié)論。然而,考慮到前文關(guān)于聯(lián)立方程組模型的3SLS估計是一種靜態(tài)模型的估計方法,回歸結(jié)果僅能反映變量的當(dāng)期變化,所得到的結(jié)論也僅能表示金融開放與貿(mào)易開放之間存在著短期的正向互動性。因此,為進一步檢驗金融開放與貿(mào)易開放之間是否存在長期的正向互動性,本文借助PVAR系統(tǒng)中的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖來加以刻畫。
注:本圖由軟件STATA 13.0計算得到,蒙特-卡洛模擬500次,置信區(qū)間為 5%~95%。圖2 變量的脈沖響應(yīng)
脈沖響應(yīng)函數(shù)描述了PVAR內(nèi)生系統(tǒng)中某一變量的一個正交化沖擊對其他變量的影響,本文使用阿布里多和洛夫(Abrigo & Love,2016)[19]所提供的PVAR程序,首先對兩個變量進行Helmert變換,消除時間效應(yīng)和個體效應(yīng),接著通過蒙特-卡洛模擬給出95%置信區(qū)間內(nèi)的脈沖響應(yīng)函數(shù)。
圖2為金融開放與貿(mào)易開放之間的動態(tài)影響過程。兩個變量對自身一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的正交化沖擊響應(yīng)逐漸收斂。其中,圖2(2)為貿(mào)易開放一個標(biāo)準(zhǔn)差的正交化沖擊對金融開放的影響,可以看到,貿(mào)易開放對金融開放總體上呈現(xiàn)持續(xù)正沖擊,滯后兩期達(dá)到峰值,隨后開始下降并逐漸收斂于0,這表明從長期來看,貿(mào)易開放仍然對金融開放存在正向影響。同理,圖2(3)為金融開放一個標(biāo)準(zhǔn)差的正交化沖擊對貿(mào)易開放的影響,可以看到,金融開放對貿(mào)易開放表現(xiàn)為持續(xù)的正沖擊,滯后五期達(dá)到谷底,隨后趨向于0,意味著從長期來看,金融開放對貿(mào)易開放存在正向影響。因此,金融開放與貿(mào)易開放之間存在長期的相互促進作用,即金融開放與貿(mào)易開放之間存在著較為穩(wěn)定的正向互動性。
為檢驗金融開放與貿(mào)易開放之間的聯(lián)立互動性,本文利用全球147個經(jīng)濟體2005—2014年的跨國數(shù)據(jù),構(gòu)建聯(lián)立方程組模型并采用三階段最小二乘法進行實證分析。研究發(fā)現(xiàn):一國(地區(qū))金融開放與貿(mào)易開放之間存在顯著的正向互動性;并且該研究結(jié)論在經(jīng)過替換估計方法、區(qū)分經(jīng)濟自由度、區(qū)分經(jīng)濟發(fā)達(dá)程度、替換核心變量等一系列穩(wěn)健性檢驗下依然成立。同時,一國(地區(qū))實際有效匯率對貿(mào)易開放有抑制作用;經(jīng)濟條件對金融開放有顯著的促進作用;經(jīng)濟自由度對于金融開放和貿(mào)易開放均有顯著的提升作用。
本研究為金融開放與貿(mào)易開放之間的相互關(guān)系提供了詳實的經(jīng)驗證據(jù),對于一國(地區(qū))對外開放政策的制定和實施具有一定的參考價值??偨Y(jié)而言,本文的研究啟示在于下述幾個方面:
第一,完善金融開放與貿(mào)易開放互動機制,推動對外開放良性發(fā)展。金融開放與貿(mào)易開放之間的正向互動性不受一國(地區(qū))經(jīng)濟自由度、經(jīng)濟發(fā)達(dá)程度、經(jīng)濟危機等外部條件的影響,并且兩者之間存在長期穩(wěn)定的正向促進關(guān)系。這表明一國(地區(qū))在制定對外開放政策時應(yīng)該正視兩者之間的同步關(guān)系,在推動貿(mào)易開放的同時應(yīng)該注重加強金融監(jiān)管和建立完善的金融風(fēng)險監(jiān)控體系,以維持金融市場穩(wěn)定。
第二,調(diào)整經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略,擴大國內(nèi)需求。本文研究發(fā)現(xiàn),一國(地區(qū))實際有效匯率提升對貿(mào)易開放有明顯的抑制作用,表明一國(地區(qū))貨幣升值會阻礙貿(mào)易開放程度。這是因為絕大多數(shù)國家對外貿(mào)易依存度非常高,經(jīng)濟發(fā)展過于依賴出口,內(nèi)部需求拉動消費增長的力度不足,貨幣升值導(dǎo)致貿(mào)易逆差,損害了實體經(jīng)濟。因此,各國應(yīng)該積極對經(jīng)濟結(jié)構(gòu)進行優(yōu)化,保持相對合理的對外依存度。與此同時,也應(yīng)積極推出各類金融工具,以期更好地規(guī)避貿(mào)易的匯率風(fēng)險。
第三,保持經(jīng)濟自由,推動經(jīng)濟持續(xù)發(fā)展。根據(jù)美國傳統(tǒng)基金會的觀點:經(jīng)濟自由度較高的國家或地區(qū)相較于經(jīng)濟自由缺乏的國家或地區(qū)而言擁有更高的長期經(jīng)濟增長速度。本文發(fā)現(xiàn)一國(地區(qū))的經(jīng)濟條件對金融開放有顯著的促進作用;同時,一國(地區(qū))的經(jīng)濟自由度對于金融開放和貿(mào)易開放均有顯著的提升作用。因此,為了順應(yīng)貿(mào)易自由化和金融全球化趨勢,各國政府應(yīng)該尊重市場規(guī)律,減少對經(jīng)濟的干預(yù),保持經(jīng)濟適度自由,同時轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式,尋求通過技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟增長。
參考文獻(xiàn):
[1]陳雨露,羅煜.金融開放與經(jīng)濟增長:一個述評[J].管理世界,2007(4):138-147.
[2]張永升,楊偉坤,榮晨.金融開放與經(jīng)濟增長:基于發(fā)達(dá)國家與發(fā)展中國家的實證分析[J].財政研究,2014(3):78-80.
[3]EDWARDS S.Openness,productivity and growth:what do we really know?[J].The Economic Journal,1998,108(447):383-398.
[4]張建清,蔣坦.貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長的非線性關(guān)系:理論及中國的實證研究[J].世界經(jīng)濟研究,2014(5):27-33,52.
[5]賈中華,梁柱.貿(mào)易開放與經(jīng)濟增長——基于不同模型設(shè)定和工具變量策略的考察[J].國際貿(mào)易問題,2014(4):14-22.
[6]EDWARDS S,VAN WIJNBERGEN S.The welfare effects of trade and capital market liberalization[J].International Economic Review,1986,27(1):141-148.
[7]AIZENMAN J.On the hidden links between financial and trade opening[J].Journal of International Money and Finance,2008,27(3):372-386.
[8]ANTRAS P,CABALLERO R J.Trade and capital flows:a financial frictions perspective[J].Journal of Political Economy,2009,117(4):701-744.
[9]韓鳳舞.我國金融開放和貿(mào)易開放的互動渠道研究[J].經(jīng)濟問題,2011(7):39-42.
[10]AIZENMAN J,NOY I.Endogenous financial and trade openness[J].Review of Development Economics,2009,13(2):175-189.
[11]余官勝,朱文歡.我國貿(mào)易開放和金融開放的相互促進關(guān)系研究——基于聯(lián)立方程組的實證檢驗[J].溫州大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版),2012(2):36-42.
[12]CARMIGNANI F,CHOWDHURY A.The impact of financial openness on economic integration:evidence from the Europe and the CIS[M]//VINHAS DE SOUZA L,HAVRYLYSHYN O.Return to growth in CIS countries:monetary policy and macroeconomic framework.Berlin:Springer,2006:281-299.
[13]周茂榮,張子杰.貿(mào)易開放與金融開放的內(nèi)在聯(lián)系——基于PVAR模型的實證檢驗[J].財經(jīng)科學(xué),2010(3):9-15.
[14]倪克勤,鄭平.貿(mào)易開放與金融開放[J].財經(jīng)科學(xué),2004(3):79-83.
[15]張成思,朱越騰,蘆哲.對外開放對金融發(fā)展的抑制效應(yīng)之謎[J].金融研究,2013(6):16-30.
[16]潘雅瓊.金融發(fā)展對經(jīng)常項目失衡的影響[J].首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報,2016(1):51-57.
[17]陳浪南,逄淑梅.我國金融開放的測度研究[J].經(jīng)濟學(xué)家,2012(6):35-44.
[18]CHINN M D,ITO H.A new measure of financial openness[J].Journal of Comparative Policy Analysis:Research and Practice,2008,10(3):309-322.
[19]ABRIGO M R M,LOVE I.Estimation of panel vector autoregression in Stata:a package of programs[Z].University of Hawaii Working Paper No.16-2,2016.