董 驥，李增剛

(山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)研究院，山東 濟(jì)南 250100)

一、引 言

20世紀(jì)70年代以來(lái)，伴隨著McKinnon與Shaw等經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出金融自由化理論，金融自由化浪潮迅速席卷全球。世界上大部分國(guó)家紛紛將金融開放作為金融系統(tǒng)改革的關(guān)鍵問題，通過開放資本賬戶、解除國(guó)內(nèi)金融抑制相關(guān)政策等措施擴(kuò)大本國(guó)金融開放水平，希望能夠通過金融開放促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。國(guó)際資本流動(dòng)是實(shí)施金融開放所帶來(lái)的最直接的表現(xiàn)形式，隨著經(jīng)濟(jì)全球化的不斷推進(jìn)與世界各國(guó)經(jīng)濟(jì)之間相互合作的不斷加深，國(guó)際資本流動(dòng)的規(guī)模也在不斷擴(kuò)大，各國(guó)的金融開放水平也在不斷提升，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不斷提高。

張金清等[1]認(rèn)為，一個(gè)國(guó)家的金融開放不應(yīng)該只包含對(duì)其他國(guó)家取消資本賬戶與金融服務(wù)進(jìn)入限制即“引進(jìn)來(lái)”，還應(yīng)該包括本國(guó)境內(nèi)的金融資本與金融服務(wù)“走出去”，即一個(gè)國(guó)家的金融開放是“引進(jìn)來(lái)”“走出去”的雙向開放。所以，許多學(xué)者參考貿(mào)易開放度的測(cè)量方法，從資本流動(dòng)的角度來(lái)測(cè)度一個(gè)國(guó)家的金融開放水平。一般而言，金融開放的過程既包括其他國(guó)家金融資本進(jìn)入本國(guó)的過程也包括本國(guó)資本流向其他國(guó)家的過程。一個(gè)國(guó)家“引進(jìn)來(lái)”的國(guó)外資本會(huì)對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的促進(jìn)作用，而且“走出去”的國(guó)內(nèi)資本會(huì)對(duì)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的促進(jìn)作用。

金融開放水平的提高會(huì)對(duì)相對(duì)落后的發(fā)展中國(guó)家在獲得廉價(jià)的國(guó)際資本方面起到積極作用，有助于改善投資結(jié)構(gòu)，對(duì)這些國(guó)家構(gòu)建多元化金融體系、更好地服務(wù)地方實(shí)體經(jīng)濟(jì)、帶動(dòng)服務(wù)業(yè)發(fā)展等產(chǎn)生積極作用，而且新古典主義經(jīng)濟(jì)學(xué)也揭示了國(guó)際資本流動(dòng)對(duì)投資國(guó)(資本流出國(guó))經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用，即金融開放水平在空間上對(duì)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的溢出效應(yīng)。但是，也不能否認(rèn)在金融開放初期由于監(jiān)管欠缺和風(fēng)險(xiǎn)防范措施不到位，開放帶來(lái)的國(guó)際資本流動(dòng)會(huì)擴(kuò)大一個(gè)國(guó)家的金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定性，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融穩(wěn)定帶來(lái)一定的風(fēng)險(xiǎn)使得經(jīng)濟(jì)與金融的脆弱性上升，最終導(dǎo)致資本大量流出，本幣匯率暴跌，經(jīng)濟(jì)崩潰。例如，20世紀(jì) 90 年代，由于政府急于運(yùn)用國(guó)際資本彌補(bǔ)巨額赤字造成外匯儲(chǔ)備減少與比索貶值，直接導(dǎo)致了墨西哥金融危機(jī)的爆發(fā)。另外，金融開放帶來(lái)的資本自由流動(dòng)對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家而言無(wú)疑也平添了他們轉(zhuǎn)嫁金融風(fēng)險(xiǎn)給發(fā)展中國(guó)家的途徑，如 2008 年的美國(guó)次貸危機(jī)，在很短的時(shí)間內(nèi)迅速蔓延至其他國(guó)家。因此，金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響尚未明確，國(guó)際資本的流入與本國(guó)資本的流出是否對(duì)其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展有積極的溢出效應(yīng)也有待證實(shí)。

二、文獻(xiàn)綜述

學(xué)術(shù)界關(guān)于金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響主要集中在金融開放導(dǎo)致國(guó)際資本流入方面，即“引進(jìn)來(lái)”方面，而且對(duì)于是否能夠促進(jìn)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)幷摬恍?。在促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方面，比較經(jīng)典的理論為Mckinnon[2]提出的McKinnon Effect。他認(rèn)為金融開放會(huì)促進(jìn)金融自由化，從而消除國(guó)家金融抑制，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展。根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的要素有投資、勞動(dòng)力數(shù)量與要素生產(chǎn)率。從這個(gè)方面出發(fā)，Bekaert等[3]與Galildo等[4]均通過研究得出金融開放導(dǎo)致的國(guó)際資本流入會(huì)彌補(bǔ)東道國(guó)國(guó)內(nèi)資本不足、降低投資成本，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Bonfiglioli[5]實(shí)證研究并檢驗(yàn)了金融開放對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，指出金融開放會(huì)顯著提升東道國(guó)的全要素生產(chǎn)率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。根據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要驅(qū)動(dòng)因素是技術(shù)進(jìn)步，Klenow和Rodriguezclare[6]指出，金融開放通過帶來(lái)國(guó)際資本促進(jìn)本國(guó)金融市場(chǎng)化的同時(shí)，也帶來(lái)了發(fā)達(dá)國(guó)家的先進(jìn)金融技術(shù)，從而有助于本國(guó)金融技術(shù)的提高。張煜[7]通過采用VAR模型得出金融開放確實(shí)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用。張永升等[8]實(shí)證分析了金融開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正效應(yīng)。也有一些學(xué)者認(rèn)為金融開放對(duì)于一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響有可能是負(fù)向的，Stiglitz[9]分析和整理了20世紀(jì)80年代發(fā)展中國(guó)家頻頻爆發(fā)金融危機(jī)的原因，認(rèn)為發(fā)展中國(guó)家欠發(fā)達(dá)的市場(chǎng)機(jī)制與脆弱的監(jiān)管能力無(wú)法有效處理金融開放與金融自由化帶來(lái)的國(guó)際資本流動(dòng)的不完全信息與道德風(fēng)險(xiǎn)問題，因此，過早地且盲目地實(shí)施金融開放導(dǎo)致該國(guó)經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定，無(wú)法促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。施丹[10]研究發(fā)現(xiàn)像南非、秘魯?shù)冉鹑陂_放水平很高的新興市場(chǎng)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率甚至為負(fù)，說明這些國(guó)家實(shí)施金融開放并沒有對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生正向影響。一些學(xué)者研究表明實(shí)施金融開放帶來(lái)的資本流入對(duì)東道國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響是不確定的，主要取決于東道國(guó)的一些經(jīng)濟(jì)指標(biāo)：Chinn和Ito[11-12]、Bekaert等[13]與Wei[14]研究得出當(dāng)東道國(guó)擁有好的制度質(zhì)量時(shí)，金融開放會(huì)顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Bekaert等[15]研究得出具有更高金融發(fā)展水平與制度質(zhì)量的國(guó)家，金融開放會(huì)大幅度提升東道國(guó)的全要素生產(chǎn)率。鄧敏和藍(lán)發(fā)欽[16]研究得出影響金融開放促進(jìn)東道國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素有：金融發(fā)展水平、制度質(zhì)量和宏觀經(jīng)濟(jì)政策等。

相比之下，在金融開放所包括的“走出去”方面的研究文獻(xiàn)相對(duì)較少，而且主要集中在國(guó)際資本自由流動(dòng)導(dǎo)致的危機(jī)傳染效應(yīng)，很少有學(xué)者研究東道國(guó)金融開放水平對(duì)其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)。Kim等[17]研究認(rèn)為，各國(guó)金融開放導(dǎo)致國(guó)家金融資本自由流動(dòng)帶來(lái)的宏觀效應(yīng)趨同，通過金融傳染效應(yīng)最終會(huì)促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)共同發(fā)展。Heathcote和Perri[18]研究發(fā)現(xiàn)，資本自由流動(dòng)顯著提升了資本分配效率，使得各國(guó)進(jìn)行更加專業(yè)化的生產(chǎn)，這盡管會(huì)降低產(chǎn)出，但是通過明確化的分工會(huì)使得比較優(yōu)勢(shì)更為明顯，并最終有益于經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Loungani等[19]研究發(fā)現(xiàn)，金融開放水平的提升導(dǎo)致國(guó)際資本流量的增大有利于降低貿(mào)易壁壘，穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。侯曉霞[20]通過構(gòu)建面板固定效應(yīng)模型實(shí)證得出國(guó)際資本流出對(duì)其他國(guó)家的影響受制于該國(guó)家經(jīng)濟(jì)實(shí)力。

綜上所述，由于研究方法不一致、樣本選取的不同等因素，大量的理論研究與實(shí)證研究都表明一個(gè)國(guó)家的金融開放水平會(huì)對(duì)該國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生不確定的影響，但是缺少將金融開放水平對(duì)該國(guó)與其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)綜合到一個(gè)計(jì)量模型的研究，而且也缺少對(duì)不同發(fā)展水平國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響。因此，本文利用86個(gè)國(guó)家的相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板固定效應(yīng)模型與空間杜賓面板模型，研究一個(gè)國(guó)家的實(shí)際金融開放水平對(duì)本國(guó)與其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)。

三、金融開放影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)簡(jiǎn)單理論模型

實(shí)施金融開放會(huì)對(duì)不同發(fā)展階段的國(guó)家產(chǎn)生不同的影響。在Aghion等[21]的基礎(chǔ)上，本文構(gòu)建一個(gè)簡(jiǎn)單的兩期開放經(jīng)濟(jì)體的宏觀模型，解釋一個(gè)經(jīng)濟(jì)體實(shí)施金融開放后會(huì)對(duì)該經(jīng)濟(jì)體產(chǎn)生何種影響。

(一)模型基本假設(shè)

假設(shè)在一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中，只有一個(gè)生產(chǎn)者與一種可交易商品，這種商品由該生產(chǎn)者負(fù)責(zé)生產(chǎn)，生產(chǎn)該商品需要兩類生產(chǎn)要素：金融資本和固定生產(chǎn)要素(例如勞動(dòng)力、廠房等)。所以，在這個(gè)經(jīng)濟(jì)中只存在兩個(gè)部門：一個(gè)生產(chǎn)者負(fù)責(zé)生產(chǎn)財(cái)富，一個(gè)金融機(jī)構(gòu)對(duì)該企業(yè)提供信貸支持。生產(chǎn)者在生產(chǎn)時(shí)面對(duì)的國(guó)家固定生產(chǎn)要素的供給是非彈性的，恒為Z，其價(jià)格為p。

在一個(gè)不完全的信貸市場(chǎng)中，由于委托代理問題的存在，生產(chǎn)者所能獲得的最大貸款額往往與其財(cái)富或者生產(chǎn)水平成正比。這個(gè)貸款比率被稱為信貸乘數(shù)或者金融加速因子，用μ表示，即若生產(chǎn)者的最初財(cái)富為WB，則可以貸取的最大資本為μWB，在一些文獻(xiàn)中也用該乘數(shù)反映一個(gè)國(guó)家的金融發(fā)展水平。因此，生產(chǎn)者在生產(chǎn)時(shí)最大的資本投入是K=I-pz，其中，I=min{(1+μ)WB,WB+WL}。

假設(shè)生產(chǎn)者面臨的生產(chǎn)函數(shù)是Leontief生產(chǎn)函數(shù)，即y=min(K/a,Z)，其中，1/a≥r，即單位資本的生產(chǎn)率要大于國(guó)內(nèi)利率。K表示生產(chǎn)時(shí)的資本水平，Z表示生產(chǎn)時(shí)國(guó)家資本的投入水平。初始階段由于K/a0。生產(chǎn)者的最優(yōu)決策應(yīng)使得K/a=Z，此時(shí)p=0，K=(1+μ)WB。

(二)實(shí)施金融開放之前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展

在實(shí)施金融開放之前，假設(shè)為t期，國(guó)內(nèi)金融機(jī)構(gòu)為使自身資本獲得最大化收益，將貸給生產(chǎn)者的資本利率定為r=1/a，由于WtL<μWtB，生產(chǎn)者所能貸取的最大資本為WtL，最大資本投入為Kt=WtB+WtL<(1+μ)WtB，此時(shí)pt=0。則在t+1期有

(1)

(2)

(三)實(shí)施金融開放之后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展

1.國(guó)內(nèi)利率與國(guó)際資本市場(chǎng)的利率相同

考慮一個(gè)簡(jiǎn)單的二期動(dòng)態(tài)模型方程，第二期初始時(shí)生產(chǎn)者與國(guó)內(nèi)金融機(jī)構(gòu)擁有的財(cái)富分別為：

(3)

從式(3)中可以看出，在實(shí)施金融開放之后，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)在短期會(huì)實(shí)現(xiàn)增長(zhǎng)，且從該式中發(fā)現(xiàn)：

(4)

因此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度也要比實(shí)施金融開放之前的速度要快。

Aghion等[21]中，在不討論其他因素影響開放之后直線斜率的前提下，該小型經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)經(jīng)歷兩個(gè)轉(zhuǎn)折點(diǎn)，如圖2所示。

首先，此時(shí)K/a=(1+μ)W1/a=Z，解得W1=aZ/(1+μ)；即若一個(gè)國(guó)家的金融開放之初的財(cái)富水平不到W1，則實(shí)施金融開放會(huì)對(duì)該國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到促進(jìn)作用。

其次，由于K=I-pz，當(dāng)財(cái)富水平不到W1時(shí)，此時(shí)國(guó)內(nèi)固定生產(chǎn)要素尚有盈余，因而p=0。當(dāng)財(cái)富水平達(dá)到W1時(shí)，此時(shí)國(guó)內(nèi)固定生產(chǎn)要素供應(yīng)不足，此時(shí)p>0。由于：

(5)

因而有：

(6)

(7)

當(dāng)經(jīng)濟(jì)的初始財(cái)富大于W1時(shí)，由于K/a=(1+μ)W/a>Z，此時(shí)經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)出為固定值Z，此時(shí)有

(8)

綜上，若經(jīng)濟(jì)體初始財(cái)富水平在轉(zhuǎn)折點(diǎn)W1之前，金融開放會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，但由于開放之前的經(jīng)濟(jì)水平較低，本文將這個(gè)經(jīng)濟(jì)體定義為落后的發(fā)展中國(guó)家；若經(jīng)濟(jì)體初始財(cái)富水平在W1與W2之間，由于初始財(cái)富過多使得生產(chǎn)者生產(chǎn)時(shí)對(duì)國(guó)內(nèi)固定生產(chǎn)要素有超額需求，此時(shí)國(guó)內(nèi)固定生產(chǎn)要素的價(jià)格會(huì)隨著初始財(cái)富的增加而增加，價(jià)格效應(yīng)明顯，因而該國(guó)經(jīng)濟(jì)會(huì)產(chǎn)生一定的波動(dòng)，此時(shí)，本文將該經(jīng)濟(jì)體定義為新興的發(fā)展中國(guó)家；若經(jīng)濟(jì)體初始財(cái)富水平在W2之右，此時(shí)生產(chǎn)者生產(chǎn)所得到任何利潤(rùn)不如將資本投入國(guó)際資本市場(chǎng)所獲得的利息，所以生產(chǎn)者不會(huì)從事生產(chǎn)活動(dòng)，本文將該經(jīng)濟(jì)體定義為發(fā)達(dá)國(guó)家。

2.金融開放對(duì)不同發(fā)展水平國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響

首先，落后的發(fā)展中國(guó)家由于初始財(cái)富水平較低，位于W1左側(cè)，國(guó)內(nèi)固定生產(chǎn)要素在實(shí)施金融開放之前尚有盈余，因此，這類國(guó)家對(duì)金融資本有超額需求。實(shí)施金融開放之后，隨著國(guó)際金融資本流入，經(jīng)濟(jì)在短期內(nèi)會(huì)快速發(fā)展，期末時(shí)的財(cái)富水平要高于初始狀態(tài)。因此，說明實(shí)施金融開放會(huì)對(duì)這類國(guó)家的直接效應(yīng)顯著。

(9)

因此，發(fā)達(dá)國(guó)家并沒有從金融開放導(dǎo)致的國(guó)際資本流入的過程中受益，即發(fā)達(dá)國(guó)家的金融開放對(duì)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)不顯著。

再次，對(duì)于新興的發(fā)展中國(guó)家，金融開放會(huì)使得該國(guó)的發(fā)展不可避免地進(jìn)入一定的波動(dòng)狀態(tài)，前面的分析中闡明，由于該國(guó)生產(chǎn)所獲收益比將全部資本投入國(guó)際資本市場(chǎng)所獲收益要高，因此，生產(chǎn)者會(huì)選擇繼續(xù)生產(chǎn)，但是經(jīng)濟(jì)財(cái)富水平并不一定會(huì)提升。由于此時(shí)生產(chǎn)者仍會(huì)根據(jù)自己的最大借貸水平生產(chǎn)，經(jīng)濟(jì)開始進(jìn)入波動(dòng)階段，會(huì)產(chǎn)生兩種情況，如圖3所示。

第二類情況會(huì)使得該國(guó)在長(zhǎng)期發(fā)展中達(dá)到一定的穩(wěn)定狀態(tài)，此時(shí)該經(jīng)濟(jì)體的財(cái)富水平要高于初始財(cái)富水平，但是金融開放對(duì)該國(guó)的短期經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)也是不確定的，長(zhǎng)期顯著為正。

最后，考慮一國(guó)金融開放對(duì)其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)。如果一個(gè)國(guó)家在生產(chǎn)過程中存在本國(guó)金融資本盈余的狀態(tài)，為避免國(guó)內(nèi)固定生產(chǎn)要素的超額需求而產(chǎn)生的價(jià)格效應(yīng)，該國(guó)會(huì)將多余的金融資本投入到其他國(guó)家從而獲得相應(yīng)的利潤(rùn)，因而筆者可以斷定：不論該國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平如何，如果存在金融開放“走出去”的過程，則其金融開放對(duì)于其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)一定是顯著為正的。

根據(jù)對(duì)Aghion模型的分析可知，對(duì)于落后的發(fā)展中國(guó)家，金融開放對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展正的直接效應(yīng)顯著；對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家，金融開放對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展正的直接效應(yīng)不顯著；對(duì)于新興的發(fā)展中國(guó)家，金融開放對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展直接效應(yīng)是不確定的；所有國(guó)家的金融開放對(duì)其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)無(wú)法明確從該模型中得出。

四、金融開放水平對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)分析

(一)模型設(shè)定、變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

為探究一個(gè)國(guó)家的金融開放水平對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，本文選取86個(gè)國(guó)家2005—2017年的年度宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，(14)選取86個(gè)國(guó)家包括38個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家(澳大利亞、奧地利、比利時(shí)、加拿大、塞浦路斯、捷克共和國(guó)、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國(guó)、德國(guó)、希臘、匈牙利、冰島、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、韓國(guó)、拉脫維亞、立陶宛、盧森堡、馬耳他、墨西哥、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、新加坡、斯洛伐克共和國(guó)、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、瑞士、土耳其、英國(guó)、美國(guó))、 16個(gè)新興的發(fā)展中國(guó)家(阿根廷、巴西、智利、中國(guó)、哥倫比亞、埃及、印度、印度尼西亞、約旦、馬來(lái)西亞、秘魯、菲律賓、俄羅斯、南非、泰國(guó)、委內(nèi)瑞拉)與32個(gè)落后的發(fā)展中國(guó)家(安哥拉、亞美尼亞、孟加拉國(guó)、白俄羅斯、玻利維亞、波斯尼亞和黑塞哥維那、博茨瓦納、保加利亞、柬埔寨、哥斯達(dá)黎加、克羅地亞、格魯吉亞、海地、洪都拉斯、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、萊索托、摩洛哥、莫桑比克、納米比亞、尼加拉瓜、巴基斯坦、巴拉圭、摩爾多瓦、羅馬尼亞、塞拉利昂、馬其頓王國(guó)、突尼斯、烏干達(dá)、烏克蘭、坦桑尼亞、烏拉圭)。構(gòu)建普通面板回歸模型：

(10)

(11)

其中，y表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，F(xiàn)O表示金融開放水平，X表示控制變量，D1、D2和D3為虛擬變量，分別表示國(guó)家是否為發(fā)達(dá)國(guó)家、新興的發(fā)展中國(guó)家與落后的發(fā)展中國(guó)家。

被解釋變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。本文選取2010年美元計(jì)價(jià)的實(shí)際人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)(lNPGDP)來(lái)衡量一個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，該數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)(WDI)。

解釋變量：金融開放水平。測(cè)度金融開放水平的方法有很多，本文依據(jù)國(guó)際資本流動(dòng)理論和方法，借鑒Lane和Milesi-Ferretti(2001)的方法，用國(guó)際投資頭寸表(IIP)中的資產(chǎn)與負(fù)債之和與名義GDP的比值衡量實(shí)際金融開放水平，公式為：FOit=(Assetsit+Liabilitiesit)/GDPit

控制變量。本文選取與人均GDP相關(guān)的變量作為控制變量，主要包括居民消費(fèi)率(CONS_R)，CONS_R=居民最終消費(fèi)支出/名義GDP；平均投資率(INV_R)，INV_R=國(guó)內(nèi)總投資/名義GDP；政府支出率(GOV_R)，GOV_R=政府支出/名義GDP；凈出口率(NX_R)，NX_R=凈出口/名義GDP；人口增長(zhǎng)率(PEO_INC)。前四項(xiàng)數(shù)據(jù)來(lái)源于WDI，后一項(xiàng)數(shù)據(jù)來(lái)源于BVD-EIU Country Data。

(二)變量的描述性統(tǒng)計(jì)(如表1所示)。

表1各變量描述性統(tǒng)計(jì)

(三)金融開放水平對(duì)不同國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響分析

本文利用Stata軟件對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表2所示。由表2可知，在不控制國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的普通模型與面板固定效應(yīng)模型(模型1與模型4)的估計(jì)結(jié)果中，金融開放水平對(duì)實(shí)際人均GDP的半彈性效應(yīng)分別為0.0031與0.0003，但是后者是不顯著的，猜測(cè)由于空間固定效應(yīng)的存在削弱了金融開放水平對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。在控制了國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的普通模型與面板固定模型(模型3與模型5)中，新興的發(fā)展中國(guó)家與落后的發(fā)展中國(guó)家的金融開放水平對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展有顯著的促進(jìn)作用，其回歸系數(shù)分別為0.3538和0.2519、0.1095和0.1200，實(shí)證結(jié)果符合新興的發(fā)展中國(guó)家與落后的發(fā)展中國(guó)家的金融開放水平對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向的直接效應(yīng)的理論假說；對(duì)于發(fā)達(dá)國(guó)家，兩個(gè)模型的回歸系數(shù)為0.0020與0.0002，而且后者是不顯著的，回歸系數(shù)相比于新興的發(fā)展中國(guó)家與落后的發(fā)展中國(guó)家的回歸系數(shù)要小，表示發(fā)達(dá)國(guó)家金融開放水平對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)要明顯小于發(fā)展中國(guó)家，這樣的實(shí)證結(jié)果也符合前文的理論假說。因此，以上模型的估計(jì)結(jié)果可以得出新興的發(fā)展中國(guó)家與落后的發(fā)展中國(guó)家的金融開放水平的提升會(huì)對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一個(gè)顯著為正的直接效應(yīng)，發(fā)達(dá)國(guó)家的金融開放水平的提升對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)不顯著，且該直接效應(yīng)要小于新興的發(fā)展中國(guó)家與落后的發(fā)展中國(guó)家，所得結(jié)果符合前文的理論解說。

表2金融開放水平對(duì)不同國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響實(shí)證結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著水平不同。②模型3可以看作一個(gè)控制了國(guó)家發(fā)展水平的簡(jiǎn)單面板模型。③模型4中原假設(shè)為不存在時(shí)間固定效應(yīng)的F值為0.6054，在10%的顯著水平不能拒絕原假設(shè)，因此，認(rèn)定該面板模型中不存在時(shí)間固定效應(yīng)。同理，模型5中F值為1.2598，在10%的顯著水平不能拒絕原假設(shè)，因此，認(rèn)定該面板模型中也不存在時(shí)間固定效應(yīng)。④模型4中原假設(shè)為面板模型應(yīng)采用空間隨機(jī)效應(yīng)的Hausman統(tǒng)計(jì)量為182.4300，在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，因此，認(rèn)定面板空間效應(yīng)為固定效應(yīng)。同理，模型5中Hausman統(tǒng)計(jì)量為304.2700，在1%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，因此，認(rèn)定面板空間效應(yīng)為固定效應(yīng)。

五、金融開放水平對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)分析

由于此面板固定效應(yīng)模型的前提假設(shè)是國(guó)家與國(guó)家之間不存在空間交互效應(yīng)，因此，無(wú)法從上述模型中得出金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)，需要利用空間面板模型對(duì)該溢出效應(yīng)進(jìn)行研究。

(一)空間權(quán)重矩陣的設(shè)置

研究以資本自由流動(dòng)來(lái)衡量的金融開放水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間相關(guān)關(guān)系時(shí)，空間上的單位是世界上位置相對(duì)分散的國(guó)家，因而顯然不能利用以往“0—1”設(shè)置的空間鄰接權(quán)重矩陣，所以，本文引入能夠反映兩個(gè)國(guó)家經(jīng)濟(jì)相互聯(lián)系的空間經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣W，兩個(gè)國(guó)家之間的貿(mào)易額越大，表明兩個(gè)國(guó)家之間的經(jīng)濟(jì)關(guān)系越緊密，所以利用兩個(gè)國(guó)家之間的貿(mào)易額為矩陣W中的元素。由于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用86個(gè)國(guó)家之間2008—2012年的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，求平均值作為最終空間經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣W中的元素。wij=tradeij，其中，tradeij表示國(guó)家i與國(guó)家j之間的5年貿(mào)易總額的平均值。

(二)空間自相關(guān)檢驗(yàn)

本文利用空間Moran’s I指數(shù)檢驗(yàn)世界各國(guó)之間金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響是否具有空間相關(guān)性，實(shí)際計(jì)算得出2005—2017年每年的Moran’s I指數(shù)均大于0，而且均通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響在基于空間經(jīng)濟(jì)權(quán)重矩陣上表現(xiàn)出顯著的正空間相關(guān)性，因此，本文利用空間面板模型對(duì)金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響研究是可行的。

(三)金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間杜賓模型

由于空間模型一般存在空間滯后模型(SAR)與空間誤差模型(SEM)兩種形式，因此，本文需要確定空間模型的最佳形式。先對(duì)已有的非空間面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)果進(jìn)行傳統(tǒng)的LM檢驗(yàn)與穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)，以確定使用空間滯后模型還是空間誤差模型，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，當(dāng)采用傳統(tǒng)的LM檢驗(yàn)時(shí)，在1%的顯著水平上，都拒絕沒有空間滯后被解釋變量的原假設(shè)和沒有空間自相關(guān)誤差項(xiàng)的原假設(shè)。當(dāng)采用穩(wěn)健的LM檢驗(yàn)時(shí)，在10%的顯著水平上都拒絕沒有空間自相關(guān)誤差項(xiàng)的原假設(shè)，但無(wú)法在10%的顯著水平上拒絕沒有空間被解釋變量的原假設(shè)。當(dāng)采用兩類LM檢驗(yàn)拒絕非空間的模型而采用空間模型時(shí)，應(yīng)采用空間杜賓模型，模型設(shè)定為：Yt=δWYt+αιN+Xtβ+WXtθ+ut，然后通過檢驗(yàn)原假設(shè)H0:θ=0與H0:θ+δβ=0，前者用以檢驗(yàn)空間杜賓模型是否能夠簡(jiǎn)化為空間滯后模型，后者用以檢驗(yàn)空間杜賓模型是否簡(jiǎn)化為空間誤差模型。檢驗(yàn)的方法為L(zhǎng)R檢驗(yàn)或者Wald檢驗(yàn)。本文利用空間杜賓模型對(duì)金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響的空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果

注：①兩個(gè)未偏誤修正模型的Hausman統(tǒng)計(jì)量分別為39.6265、189.2213，在1%的顯著性水平上拒絕存在空間隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)，采用空間固定效應(yīng)模型。②表中的W表示將空間經(jīng)濟(jì)距離矩陣標(biāo)準(zhǔn)化后的空間權(quán)重矩陣。

從表3可以得出，四個(gè)模型所有的Wald檢驗(yàn)與LR檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說明必須拒絕空間誤差模型與空間滯后模型，采用空間杜賓模型。在非空間模型中，金融發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)是符合預(yù)期的符號(hào)的，但是，筆者發(fā)現(xiàn)使用空間杜賓模型設(shè)定是最合適的模型設(shè)定，所以非空間模型的估計(jì)系數(shù)是有偏的，而且，也無(wú)法從空間杜賓模型的系數(shù)估計(jì)中直接獲得金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)。

根據(jù)埃爾霍斯特(2015)，空間杜賓模型解釋變量的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)的估算方法為：直接效應(yīng)：(I-δW)-1(βk+Wθk)的對(duì)角線元素；溢出效應(yīng)：(I-δW)-1(βk+Wθk)的非對(duì)角線元素；由此計(jì)算出金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)，如表4所示。

由表4可知，金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)很小且不顯著，而溢出效應(yīng)在5%的水平下顯著為正，即一個(gè)國(guó)家提升其自身的金融開放水平會(huì)對(duì)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到一定的促進(jìn)作用，這符合本文提出的假說總效應(yīng)也是顯著為正，即提升金融開放水平有助于提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

將樣本國(guó)家分為發(fā)達(dá)國(guó)家、新興的發(fā)展中國(guó)家和落后的發(fā)展中國(guó)家之后，分別考察各自發(fā)展水平上的國(guó)家金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)和溢出效應(yīng)，可以得出：發(fā)達(dá)國(guó)家的金融開放水平對(duì)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)不顯著，對(duì)其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)也不顯著，即發(fā)達(dá)國(guó)家的金融開放水平對(duì)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展沒有促進(jìn)作用，對(duì)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也不存在促進(jìn)作用；新興的發(fā)展中國(guó)家與落后的發(fā)展中國(guó)家的金融開放水平對(duì)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)顯著為正，而且對(duì)其他國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)也是顯著為正的，即發(fā)展中國(guó)家提升自身的金融開放水平，不僅有助于提升本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，而且對(duì)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也有強(qiáng)烈的促進(jìn)作用。

六、結(jié)論與政策建議

本文依據(jù)國(guó)際資本理論和方法測(cè)度金融開放水平，并利用86個(gè)國(guó)家2005—2017年的年度宏觀數(shù)據(jù)，采用普通面板固定效應(yīng)模型和空間杜賓模型，實(shí)證研究了金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)，得出如下結(jié)論：一是一個(gè)國(guó)家的金融開放水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展在總體上具有顯著的積極作用，對(duì)本國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)為正向的但是不顯著，但是對(duì)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)顯著為正。二是一個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家的金融開放水平并沒有給本國(guó)和其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)顯著的積極作用，一個(gè)發(fā)展中國(guó)家的金融開放水平無(wú)論是對(duì)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接效應(yīng)還是對(duì)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展的溢出效應(yīng)，都是顯著為正，一個(gè)發(fā)展中國(guó)家提升自身的金融開放水平不僅有助于促進(jìn)本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而且對(duì)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展也有強(qiáng)烈的促進(jìn)作用。

我國(guó)作為新興的發(fā)展中國(guó)家之一，根據(jù)本文的研究，提出如下建議：一是加強(qiáng)與其他國(guó)家之間的區(qū)域合作，加快“走出去”的步伐。在將國(guó)外金融資本引入我國(guó)為我所用的同時(shí)，也主動(dòng)將我國(guó)的金融資本與服務(wù)“走出去”，流向急需金融資本促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的其他發(fā)展中國(guó)家，在促進(jìn)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，也促進(jìn)其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。二是加強(qiáng)投資促進(jìn)，提升國(guó)外資本流入的利用效率。按照我國(guó)的發(fā)展規(guī)劃和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整規(guī)劃將“引進(jìn)來(lái)”的國(guó)外資本投入到國(guó)家優(yōu)先發(fā)展的重點(diǎn)行業(yè)，并加強(qiáng)對(duì)外資的用途監(jiān)管，確保外資進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)，使其切實(shí)推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。三是提升國(guó)外資本流入監(jiān)管水平。對(duì)于流入我國(guó)的國(guó)外資本，尤其是短期資本，具有流動(dòng)性強(qiáng)且投機(jī)性復(fù)雜性并存的特點(diǎn)，容易造成我國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)進(jìn)而影響社會(huì)穩(wěn)定，因此，應(yīng)當(dāng)密切關(guān)注與監(jiān)管國(guó)外資本流入后的去向和趨勢(shì)變化。提升與國(guó)內(nèi)資本流出的監(jiān)管水平，防止國(guó)內(nèi)一些投機(jī)假借國(guó)外投資的名義造成我國(guó)資本外流或?qū)ν馔顿Y的信用違規(guī)，對(duì)我國(guó)與其他國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成傷害。最后，也應(yīng)注意避免出現(xiàn)大規(guī)模資本流出與國(guó)際資本流動(dòng)突然中斷引發(fā)危機(jī)的情況。四是健全有關(guān)國(guó)際資本流動(dòng)的法律法規(guī)，對(duì)非法、違規(guī)的短期資本流動(dòng)實(shí)施嚴(yán)厲的打擊，以保護(hù)金融開放帶來(lái)的本國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展是健康且持久的。