林 峰 楊卓文

(華南理工大學 經濟與貿易學院， 廣東 廣州 510006)

一、引言

后危機時代隨著國際資本流動的波動性日益增強，新興市場國家是否應保留適當的資本流動管理措施逐漸成為國際學術界討論的熱點問題(Pasricha et al.,2018)?！笆濉币?guī)劃建議明確指出，要“擴大金融業(yè)雙向開放，有序實現人民幣資本項目可兌換，推動人民幣加入特別提款權，成為可兌換、可自由使用貨幣”。由此可見，審慎、漸進、可控地開放資本賬戶是當前中國資本賬戶管理的路徑選擇?，F有研究表明，推進資本賬戶自由開放作為國際金融一體化(financial integration)的實現路徑，能夠有效緩解發(fā)展中國家的順周期財政政策，進而平抑經濟波動風險(Frankel et al.,2013)。那么，這是否意味著中國當前的資本流動管理就不利于順周期財政政策的緩解呢？此外，中國的資本賬戶開放會吸引大量國際資本進入股票市場與房地產市場(林毅夫,2014)，針對不同項目的資本流動管理又會對財政政策取向產生何種影響呢？嘗試回答以上問題即成為本文研究的主要目標。

財政政策順周期性表現為在經濟繁榮(衰退)時增加(減少)財政支出或降低(提高)稅率，這種政策取向顯然會放大經濟繁榮或加劇經濟衰退，進而使經濟波動的風險升高。因此，西方主流理論都將順周期財政政策作為一種“次優(yōu)”的選擇。根據傳統(tǒng)凱恩斯主義理論，理想的相機抉擇財政政策應該呈逆周期性，即在經濟繁榮(衰退)時期減少(增加)財政支出或提高(降低)稅率，以緩解經濟周期波動的影響。而根據新古典主義的稅收平滑理論，一國政府應采取財政支出和稅率不變的非周期財政政策(Barro,1979)。但是大量經驗研究表明，發(fā)展中國家的財政政策普遍表現為順周期性。Gavin et al.(1997)發(fā)現，拉丁美洲國家在經濟繁榮(衰退)時存在增加(減少)財政支出的傾向，其研究首次識別出發(fā)展中國家的順周期財政政策特征。Kaminsky et al.(2004)的研究表明，絕大多數發(fā)展中國家采用了順周期財政政策，而發(fā)達國家的順周期效果則較弱。Ilzetzki et al.(2008)通過考察49個國家的經驗樣本后發(fā)現，發(fā)展中國家的財政政策存在順周期性，而發(fā)達國家的財政政策存在非周期性。以上研究均是圍繞財政支出指標進行的探討，Vegh et al.(2015)則以稅率作為政策指標，證實發(fā)展中國家存在實施順周期財政政策的動力，而發(fā)達國家則傾向于運用非周期財政政策。以發(fā)展中國家作為典型樣本，國內學者也發(fā)現，中國的財政政策確實呈現出顯著的順周期特征(李明 等,2016；叢樹海 等,2018)。

既然在理論上順周期財政政策并非最優(yōu)選擇，那么政府為何還要采用這種“次優(yōu)”工具呢？根據金融約束理論，國際金融一體化程度較低是其中的重要原因。由于存在金融一體化程度不高、國際資本約束較強的問題，政府融資的渠道和能力都會受到制約，因此政府在經濟衰退時期很難獲得國際資本市場的金融支持，只能被動地采取緊縮性財政政策。而在經濟繁榮時期，政府融資變得更為便利，其傾向于增加財政支出或降低稅率，進而體現為財政政策的順周期性。Gavin et al.(1997)認為，由于存在不完全國際資本市場(即較低的金融一體化)，拉丁美洲國家在經濟衰退期無法借貸或只能以很高的利率借貸，此時政府不得不減少財政支出；而在經濟繁榮期政府能夠相對容易地借貸并提高財政支出，進而形成順周期財政政策。以IMF發(fā)放的特別信貸(extraordinary credit)為例，拉丁美洲國家在衰退期往往會向IMF申請更多的特別信貸，說明拉丁美洲國家在國際資本市場上面臨著嚴峻的借貸約束。Riascos et al.(2003)通過構建一個小型開放經濟模型，從理論上揭示了不完全國際資本市場的關鍵作用。發(fā)展中國家面臨的不完全資本市場限制了其在經濟衰退時期獲得風險貸款的能力，而只能被動地采取緊縮性財政政策。Kaminsky et al.(2004)的研究顯示，國際金融一體化的不足會降低政府在國際資本市場的融資能力，導致國際資本凈流入呈順周期性。Susuki(2006)從主權債務違約層面討論了新興市場國家順周期財政政策的成因，發(fā)現主權債務違約風險的提高使得這些國家很難實現國際金融一體化，推進國際金融一體化、破除國際資本約束是跳脫順周期窠臼的有效途徑。Calderón et al.(2008)以外國負債占GDP的比重衡量金融一體化程度，進而考察了國際資本約束對財政政策周期的影響，結果發(fā)現，金融一體化程度的提高會顯著降低財政政策的順周期性。Frankel et al.(2013)認為資本賬戶自由開放是國際金融一體化的重要體現。隨著資本賬戶管制的放開，主權國家能夠在國際資本市場上獲得更多的資金來實施擴張性支出政策。該項研究采用Chinn-Ito的資本賬戶開放指數，發(fā)現資本賬戶開放度越高的國家，順周期財政政策越弱。然而，Woo(2009)以資本流動變化率反映資本賬戶開放，卻發(fā)現資本賬戶自由開放對財政政策周期性的影響有限，這種形式的金融一體化并不會顯著影響財政政策周期。Halland et al.(2011)以發(fā)展中國家作為研究對象，發(fā)現國際資本約束并不會影響財政政策順周期性。顯然，針對資本賬戶開放對財政政策周期性的影響，現有研究結論存在不確定性。那么，從緩解財政政策順周期的角度來看，是否需要保留適當的資本流動管理措施，即成為學術界討論的重要命題。

與以往研究相比，本文可能的貢獻體現在三個方面。一是借鑒Aghion et al.(2007)，采用局部高斯權重最小二乘法(LGWOLS)動態(tài)測算了財政政策周期。鑒于現有研究大多采用靜態(tài)方法進行測度，本文利用LGWOLS方法對92個國家1960—2016年的跨國面板數據進行考察，動態(tài)揭示了大部分經濟體順周期財政政策的典型事實。二是采用資本賬戶細分數據，彌補了現有研究從資本賬戶整體進行探討的缺陷。為充分識別資本賬戶口徑(流入和流出)和項目類別(如股票市場、房地產市場等)的差異，本文采用Fernández et al.(2016)的細分指標，驗證了資本賬戶開放對財政政策周期性的影響。三是為適當的資本流動管理提供了有益的經驗佐證和政策參考。資本流動管理往往需要與宏觀經濟政策、宏觀審慎監(jiān)管相結合，從而成為應對資本流動波動性的有力工具(肖衛(wèi)國 等,2016；張明,2016)。在緩解順周期財政政策的效果方面，本文結論亦支持中國當前漸進式的資本賬戶開放路徑。

二、一個簡單的理論模型

我們首先通過構建一個簡單的局部均衡模型，從理論上分析資本賬戶開放對財政政策周期性的影響，討論其內在的邏輯聯(lián)系。將財政赤字DEF表示為政府支出G與稅收T的差值，即：

DEF=G-T

(1)

借鑒Mendoza et al.(2012)的假定，政府多依據自身的財政赤字狀況，選擇積累債務為赤字融資。假定政府債務來源于國內借貸DEBTd和國外借貸DEBTf，因此財政赤字可以通過內債和外債進行融資，即存在如下恒等式：

DEF=DEBTd+DEBTf

(2)

假定政府可借貸的內債規(guī)模和外債規(guī)模受到如下約束：

DEBTd≤Yβd×fd(A1,A2,…，An)

(3)

DEBTf≤Yβf×ff(CA,Z1,Z2,…，Zn)

(4)

其中:fd(A1,A2,…，An)表示反映最大內債規(guī)模的影響因素；ff(CA,Z1,Z2,…，Zn)表示反映最大外債規(guī)模的影響因素；CA表示資本賬戶開放；Y表示實際產出。我們不失一般性地假定，經濟體量越大，政府可借貸的債務規(guī)模就越大，這樣的假設顯然是合乎現實的。因此，我們將式(3)和(4)中的參數設定為：βd>0,βf>0。借鑒Calderón et al.(2008)的研究，資本賬戶開放度越大，政府在國際資本市場上可借貸的最大外債規(guī)模就越高，因而可以得到如下關系式：

?ff(·)/?CA>0

(5)

以DEBTrate表示一國實際債務額占債務極限(即可借貸最大債務額)的比重。根據式(2)至(4)，可以得到：

(6)

借鑒Nakata(2016)的假定，政府為了減少本國經濟波動帶來的風險，在產出缺口增大(減小)時，會相應地降低(提高)國內和國際市場上的債務水平。因此，我們可以將DEBTrate定義為產出缺口的減函數，即存在：

?DEBTrate/?(Y-Y*)<0

(7)

當實際產出水平Y遠小于潛在產出Y*時，政府的借債總額會超出債務極限，受制于式(3)和式(4)的借貸約束，政府就只能借貸債務極限的額度，可以表示為：

DEBTrate≈1， Y?Y*

(8)

將μ=?G/?Y定義為財政政策周期。μ>0表示該國的財政政策存在順周期性，μ<0則表示該國的財政政策存在逆周期性。根據式(1)和式(6)，可以得到：

(9)

由式(6)、(8)和(9)可知，當實際產出遠小于潛在產出(即Y?Y*)時，政府存在財政赤字(DEF>0)，在政府借債總額不能被滿足時，財政政策將體現為順周期性(μ>0)(1)式(8)的計算過程中，由于DEBTrate變動極小，我們將其偏導忽略不計。；由式(6)、(7)和(9)，當實際產出大于潛在產出(即Y>Y*)時，政府存在財政盈余(DEF<0)，此時政府不會受借貸約束的影響，財政政策將體現為逆周期性(μ<0)。

在不考慮資本賬戶開放CA對DEBTrate影響的情況下，即?(DEBTrate)/?CA=0時，由式(9)可得：

(10)

由式(5)、(6)、(8)和(10)可知，當實際產出遠小于潛在產出(Y?Y*)時，則?μ/?CA>0，表明資本賬戶開放程度越高，財政政策的順周期性越強。由式(5)、(6)、(7)和(10)可知，當實際產出大于潛在產出(Y>Y*)時，則?μ/?CA<0，表明資本賬戶開放程度越高，財政政策的逆周期性越強。不難發(fā)現，資本賬戶開放對財政政策周期性的影響存在不確定性。

而在考慮資本賬戶開放CA對DEBTrate影響的情況下，由式(9)可以得到：

(11)

上式中，由于?2(DEBTrate)/?Y?CA的符號無法確定，因此不能直接判定資本賬戶開放對財政政策周期性的影響。尤其是受制于ff(Z1,Z2,…,Zn)，例如經濟發(fā)展水平、政府規(guī)模等宏觀經濟因素的差異，資本賬戶開放對財政政策周期性的影響更是復雜。鑒于此，本文試圖利用資本賬戶細分數據和跨國宏觀數據，從經驗層面揭示資本賬戶開放對財政政策周期性的影響。

三、計量模型設定

(一)動態(tài)財政政策周期的測度

現有研究廣泛采用靜態(tài)的測度方法，通過對各國樣本進行時間序列回歸，從而得到相應的財政政策周期系數(Lane,2003；Woo,2009)。其模型設定如下：

Δgcit=αi+βiΔgdpit+εit

(12)

其中：i和t分別代表國家和時間；Δgcit為財政支出變量，衡量一國的財政支出增長率；Δgdpit為實際產出變量，衡量一國的實際GDP增長率；εit為隨機誤差項。βi反映了財政政策周期特征，若βi系數顯著為正(負)，則表明該國存在順(逆)周期財政政策；若βi系數不顯著，則表明財政政策具有非周期性。學界對于財政政策周期的測度，主要采用對數差分法的回歸分析和HP濾波方法的相關性分析。但是如果樣本波動性較大，HP濾波產生的未經調整的相關系數就可能存在統(tǒng)計上的偏誤(Woo,2009)。為此，本文采用對數差分法對財政政策周期進行測度。對于實際產出變量，本文以2010年為基期的GDP平減指數先對本幣計價的名義GDP進行價格調整，然后取對數進行一階差分得到相應的年增長率。囿于跨國樣本中稅率數據的不可獲得性，本文以財政支出作為衡量財政政策周期的變量。對于財政支出，本文選取2010年固定本幣計價的實際政府消費支出增長率(取對數進行一階差分)來衡量，原因在于較之政府投資和轉移支付，政府消費能夠更加準確地反映財政支出的周期特征(Ilzetzki,2011)。以上數據均來源于世界銀行的WDI數據庫。

有別于目前被廣泛采用的式(12)方法，本文選擇局部高斯權重最小二乘法(LGWOLS)進行動態(tài)的財政政策周期測算，這種處理方式具有三點優(yōu)勢：第一，式(12)測算出的βi系數是不隨時間調整的，而本文采用LGWOLS方法可以估計出隨時間變化的財政政策周期系數，因此有助于動態(tài)揭示財政政策周期的變動；第二，由于βi系數具有國別唯一性，因此現有研究大多采用截面數據進行分析，而本文通過測算動態(tài)的財政政策周期，不僅能最大程度地保證樣本信息量，還可以克服已有研究存在的內生性問題(Jaimovich et al.,2007)；第三，LGWOLS方法還可以在不損失系數精度的同時，使得估計系數在時間維度上更加平滑化?；诖?，本文借鑒Aghion et al.(2007)的方法，將式(12)拓展為如下的動態(tài)估計模型：

Δgcit=αit+βitΔgdpit+εit

(13)

(14)

圖1 LGWOLS估計的時變財政政策周期

式(14)中，高斯分布的標準差σ越大，財政周期系數就越平滑。參照Aghion et al.(2007)，我們將標準差σ賦值為5?；谌?2個國家1960—2016年的跨國面板數據(2)限于篇幅，具體國家樣本備索。，本文對式(13)和(14)進行估計，并使用Winsor方法在5%的概率下修正其異常值。為直觀呈現主權國家的財政政策周期特征，圖1繪制了全部國家、發(fā)展中國家和發(fā)達國家財政政策周期的時變系數。從中可以看出，92個主權國家整體上具有明顯的順周期財政政策傾向(均值為0.483)，并且隨著時間的推移呈現一定增強趨勢。1960—1996年，財政政策的順周期性逐年顯著提高，在經歷1997—2009年的平抑期后，從2010年開始繼續(xù)呈現提升的態(tài)勢。其中，發(fā)展中國家財政政策周期的均值達到0.671，遠遠高于發(fā)達國家的均值(0.227)，表明順周期財政政策已成為絕大多數發(fā)展中國家的政策取向，這也與現有研究結論相一致(方紅生 等,2009；Frankel et al.,2013)。

(二)模型設定與變量選擇

在對財政政策周期進行動態(tài)測算的基礎上，本文采用面板數據模型檢驗了資本賬戶開放對順周期財政政策的影響。由于本文的數據結構為非平衡面板數據，并不影響計算離差形式的組內估計量，因而不會影響固定效應模型的估計(3)此外，豪斯曼檢驗(Hausman test)也確定了固定效應模型優(yōu)于隨機效應模型。。參照林峰等(2018)，本文選擇最小虛擬變量二乘法(LSDV)進行參數估計，在加入國家與時間雙固定效應的情況下，有效降低非平衡面板數據的測量偏誤。本文的基準模型設定如下：

(15)

目前，資本賬戶開放的測度主要是基于法定法(de jure)和事實法(de facto)。其中，前者衡量各國對于資本賬戶的管理制度，來源于IMF公布的兌換安排與限制年報(AREAER)；后者則體現實際的資本流動狀況。由于AREAER是根據各國公布的國際資本管理條例進行梳理，數據相對粗糙，Schindler(2009)、Fernández et al.(2016)等相繼對其進行了改良。Fernández et al.(2016)提出的資本賬戶指標刻畫了全球100個國家1995—2015年的資本管制情況，是目前最為詳盡的法定指標。他們使用AREAER中的敘述性描述來判斷一國在國際交易中是否存在限制，1表示存在限制，0表示沒有限制。判斷的基本原則包括：根據AREAER報告的敘述信息進行初步判斷；當交易要求來自于公共機構的“授權”“批準”或“許可”時，則視為存在管制；將任何涉及投資的數量限制視為存在管制；基于政治或國家安全原因的限制不視為資本管制；僅對一個部門(金融系統(tǒng)或養(yǎng)老基金除外)的交易存在限制且該限制指定適用領域時，則不視為資本管制。此外，Fernández et al.(2016)結合10種交易類型，構造了衡量各類資產流入和流出管制的方法。不同交易類型的描述及統(tǒng)計方法見表1。

表1 資本賬戶分類的描述與統(tǒng)計方法

資料來源：Fernández et al.(2016)。

本文采用Fernández et al.(2016)新近發(fā)展的細分指標，不僅能夠識別出資本賬戶流動口徑的影響，還可以刻畫出不同項目類別(如股票市場、房地產市場等)的差異，進而充分揭示資本賬戶開放對主權國家財政政策周期的影響。資本賬戶變量的數值越高，表示資本賬戶管制越強，即資本賬戶開放程度越低。表2列示了資本賬戶變量的統(tǒng)計特征，從中可以看出，資本賬戶管制的均值為0.385，表明資本賬戶開放程度較為適中，其中房地產市場的管控力度最高(0.448)，擔保、保險和金融支持部門的管控力度最低(0.307)，不同股票、債券交易的管制水平則較為接近，但都高于整體管制的均值。這意味著，主權國家對于流動性較強且有投機性質的房地產市場和股票市場均存在收緊管制的傾向。

表2 資本賬戶變量的統(tǒng)計特征

此外，考慮到理論模型所揭示的其他影響因素的重要性，本文選取人均GDP(gdpp)、政府規(guī)模(gsize)、貿易開放度(trade)和民主制度質量(pol)作為控制變量。一方面，經濟發(fā)展水平較低的國家在財政支出和稅收系統(tǒng)的管理方面往往缺乏效率，更可能采用順周期財政政策這種“次優(yōu)”工具。政府規(guī)模則反映了財政政策的“自動穩(wěn)定器”功能(Fatás et al.,2001)。通常，一國政府規(guī)模越大，逆周期財政政策的實施力度就越強。貿易開放度衡量了本國面臨的外部經濟環(huán)境，只要政府存在跨期平滑消費的動機，那么一國貿易越開放，政府采用逆周期財政政策的動力就越強(Rodrik,1998)。為此，本文采用2010年固定本幣計價的人均實際GDP來衡量經濟發(fā)展水平，以財政支出占GDP的比重衡量政府規(guī)模，以進出口總額占GDP的比重衡量貿易開放度。以上數據均來源于IMF的WEO數據庫和聯(lián)合國貿發(fā)會議(UNCTAD)數據庫。另一方面，根據“公共池”(common pool)理論，不同利益集團的政治代理人都具有參與公共財政資源競爭的激勵，期望從“公共池”中獲取一定的財政資源并用于特定的財政支出。Tornell et al.(1999)基于“公共池”理論進一步提出“貪婪效應”(voracity effect)假說，即政治代理人意識到，當可獲得的財政資源增加時，如果仍然保持原有的支出額度，那么新增的財政資源將不會被用于公共儲蓄，而是被其他利益集團攫取使用。因此，任何一個利益集團都具有占有部分新增財政資源的激勵，并提高財政支出的額度(Abbott et al.,2014)。隨著經濟繁榮時期財政收入的增加，政治代理人圍繞公共財政資源所產生的競爭愈加激烈，進而衍生出財政支出超比例增加的順周期現象(Talvi et al.,2005；Ilzetzki,2011)。為此，參照Alesina et al.(2008)，本文選取民主制度質量來衡量政治周期的影響，數據來源于Freedom House數據庫，變量取值為[1，7]，數值越小表示民主制度質量越優(yōu)，反之亦然。

四、計量檢驗與結果分析

基于式(15)的模型設定，本文采用LSDV法進行估計，以控制國家的個體差異性和時間趨勢效應。為了克服各國間可能存在而又無法識別的組間異方差問題，本文對估計系數進行了White跨截面標準差和協(xié)方差調整。估計結果如表3所示。

表3 基準模型的回歸結果

注：***、**和*分別表示通過1%、5%和10%的顯著水平；括號內的值為聚類穩(wěn)健標準誤。

表3的回歸結果顯示，列(1)和列(2)中的資本賬戶變量ka均在1%的水平下顯著為負，表明隨著資本流動管理的強化，主權國家的順周期財政政策趨于減弱。進而，本文將資本賬戶變量分解為資本賬戶流出管制kao和資本賬戶流入管制kai，用以識別不同資本賬戶流動口徑的影響。從列(3)—(6)可以看出，資本賬戶流出管制和流入管制的加強都會引致順周期財政政策的減弱，但是資本賬戶流入管制對順周期財政政策的緩解作用(-0.995)要明顯強于資本賬戶流出管制(-0.607)。這也就意味著，為消除順周期財政政策對經濟波動的不利影響，合理管控資本賬戶流入是更為有效的途徑。

對于控制變量，人均GDP的系數在1%的水平下顯著為負，表明經濟發(fā)展水平越低的國家，越傾向于采用順周期財政政策。政府規(guī)模與財政政策周期顯著負相關，表明“自動穩(wěn)定器”的功能越強，實施順周期財政政策的激勵就越弱。貿易開放度的估計系數在1%的水平下顯著為正，表明一國貿易越開放，政府采用逆周期財政政策的動力就越強。以上估計結果均與Woo(2009)的結論一致。此外，民主制度質量與順周期財政政策之間顯著負相關，表明民主制度質量的提高會強化順周期財政政策傾向。根據“公共池”理論，民主制度質量的提升會加劇“貪婪效應”和對公共財政資源的競爭，政治代理人具有提高財政支出的激勵，進而形成順周期財政政策。這也與Alesina et al.(2008)的結論相符。

為了刻畫不同項目類別的效應差異，本文采用Fernández et al.(2016)新近發(fā)展的細分指標，將資本賬戶劃分為10種交易類型，進而揭示不同類型的資本賬戶開放對主權國家財政政策周期的影響。估計結果見表4。

表4 不同資本項目的回歸結果

注：***、**和*分別表示通過1%、5%和10%的顯著水平；括號內的值為聚類穩(wěn)健標準誤。

表4的結果顯示，10類資本賬戶交易中有9類的估計系數在1%的水平下顯著為負，表明絕大多數的資本賬戶管制都會引起順周期財政政策的弱化。這也與表3的總體回歸結果相一致。其中，貨幣市場工具的順周期緩解效果最強(-0.609)，其次為參與性質的股權、股票和證券(-0.592)與集體投資證券(-0.440)。而對于資本流動性較強的房地產市場，順周期緩解效果也達到-0.320。值得注意的是，唯一未通過顯著性檢驗的交易類型是直接投資(di)，這說明關乎外向型經濟的直接投資管控并不會顯著影響主權國家的財政政策運用。因此，從緩解財政政策順周期的效果看，資本賬戶內部市場的開放進程可適度慢于外部市場，以充分發(fā)揮股票、房地產等市場的資本賬戶管制對順周期財政政策的調節(jié)作用。

在此基礎上，本文將資本賬戶口徑(流入和流出)和項目類別相結合，進一步刻畫不同交易類型的資本賬戶開放與順周期財政政策的關系。LSDV估計的結果如表5和表6所示。從表5的列(1)—(10)可以看出，除直接投資流出管制外，其他類型的資本流出管制都會弱化順周期財政政策傾向。其中，貨幣市場的流出管制對于順周期財政政策的緩解效果最強(-0.397)，其次為參與性質的股權、股票和證券(-0.325)及衍生工具(-0.323)。隨著房地產市場流出管制的加強，順周期財政政策傾向將減弱0.180單位。

表5 資本流出管制的回歸結果

注：***、**和*分別表示通過1%、5%和10%的顯著水平；括號內的值為聚類穩(wěn)健標準誤。

由表6的列(1)—(10)可知，除直接投資流入管制外，其他類型的資本流入管制均會引起順周期財政政策傾向的減弱。其中，順周期緩解效果最強的仍然是貨幣市場(-0.523)，其次為參與性質的股權、股票和證券(-0.450)及衍生工具(-0.378)。值得注意的是，房地產市場流入管制的效果(-0.265)要明顯高于流出效果。這意味著，相對于房地產市場的流出管制，加大資本流入管制更有助于平抑順周期財政政策的經濟波動影響。

注：***、**和*分別表示通過1%、5%和10%的顯著水平；括號內的值為聚類穩(wěn)健標準誤。

考慮到樣本中既包括發(fā)達國家也包括發(fā)展中國家，本文構建資本賬戶變量與發(fā)達國家虛擬變量和發(fā)展中國家虛擬變量的交互項，同時納入式(15)的模型進行回歸，結果發(fā)現發(fā)展中國家資本賬戶開放對順周期財政政策的影響要遠遠高于發(fā)達國家。為了更加直觀清晰地識別不同收入類型國家的效應差異，本文根據2017年世界銀行的收入分類標準，將92個國家樣本劃分為發(fā)達國家和發(fā)展中國家進行實證檢驗，回歸結果見表7。

從表7的列(1)—(5)可以看出，資本賬戶變量ka、kao和kai的估計系數均在1%的水平下顯著為負，表明發(fā)達國家和發(fā)展中國家的資本賬戶管制都會弱化順周期財政政策傾向。但值得注意的是，兩類樣本的回歸結果存在一定差異：其一，與發(fā)展中國家不同，發(fā)達國家的政府規(guī)模變量顯著為正，而貿易開放度變量變得不顯著，這表明發(fā)達國家的周期性財政政策期對于“自動穩(wěn)定器”功能和貿易開放的倚重較弱；其二，資本賬戶管制對于順周期財政政策的緩解作用在發(fā)展中國家明顯較強，尤其是在整體管制和流入管制方面，發(fā)展中國家的順周期緩解效果幾乎是發(fā)達國家的一倍，這意味著較高的經濟發(fā)展水平可能會引致較強的衰減效應。為此，本文對發(fā)達經濟體中的OECD國家作進一步檢驗。列(7)—(9)的結果顯示，所有資本賬戶變量的估計系數均未通過顯著性檢驗，這也驗證了本文的初步判斷，即經濟發(fā)展水平越高的國家，資本賬戶管制對順周期財政政策的緩解作用越弱。其可能的原因在于，發(fā)達國家的金融一體化程度本身就很高(資本賬戶管制程度僅為發(fā)展中國家的1/3)，資本賬戶開放的壁壘較少，因此通過資本流動管理來影響財政政策周期的效用相對有限。

表7 區(qū)分經濟體類型的回歸結果

注：***、**和*分別表示通過1%、5%和10%的顯著水平；括號內的值為聚類穩(wěn)健標準誤。

考慮到全球金融危機爆發(fā)以來，中國、印度等發(fā)展中國家的資本賬戶開放速度明顯加快，而美國、日本等發(fā)達國家由于受金融危機的沖擊較大，對跨境資本流動則采取了相對謹慎的態(tài)度。為刻畫金融危機前后發(fā)展中國家和發(fā)達國家資本賬戶開放的效應差異，本文以2007年為分界線，采用LSDV方法對發(fā)展中國家和發(fā)達國家樣本進行實證檢驗，比較分析金融危機前后順周期緩解效應的異同?；貧w結果見表8。

表8 金融危機爆發(fā)前后的回歸結果

注：***、**和*分別表示通過1%、5%和10%的顯著水平；括號內的值為聚類穩(wěn)健標準誤。

表8的回歸結果顯示，無論是估計系數還是顯著性水平，發(fā)達國家和發(fā)展中國家在金融危機前后的順周期緩解效應都存在顯著差異。全球金融危機爆發(fā)之后，隨著發(fā)展中國家資本賬戶開放的加快，順周期財政政策的緩解效果(-0.529)要明顯弱于金融危機之前(-0.757)。而發(fā)達國家在金融危機爆發(fā)之前，資本賬戶開放并不會對順周期財政政策產生顯著影響，但隨著金融危機后發(fā)達國家對于跨境資本流動的審慎管理，順周期財政政策開始呈現一定的增強效果。此外，本文也對發(fā)達國家和發(fā)展中國家樣本進行了不同流動口徑和項目類別的檢驗，估計結果同樣未發(fā)生顯著變化。

五、穩(wěn)健性檢驗

順周期財政政策傾向顯然會放大經濟繁榮或加劇經濟衰退，從而提高經濟波動的風險，這會導致主權國家加大資本賬戶管制的力度。資本賬戶開放與財政政策周期之間存在的雙向因果關系可能會引致估計偏倚(有偏及不一致)的回歸結果。充分考慮潛在的內生性問題，本文選用加權的貿易伙伴實際GDP增長率(partner)作為資本賬戶變量的關鍵工具變量，并采用兩階段最小二乘法(2SLS)對基準模型進行估計。在采用工具變量之前有必要檢驗資本賬戶變量是否存在內生性問題，從表9可見，C統(tǒng)計量在10%的顯著水平下拒絕了“所有解釋變量均為外生”的判斷，表明資本賬戶變量確實存在內生性。

本文選取的工具變量滿足兩個方面的必要條件。一是能夠較好地滿足相關性。貿易伙伴實際GDP增長率作為實際外部沖擊，反映了本國面臨的外部經濟環(huán)境(Jaimovich et al.,2007)。以本國對貿易伙伴國的出口額占本國總出口額的比重進行加權，加權后的貿易伙伴實際GDP增長率越大，表明本國面臨的出口環(huán)境越好。顯然，外部經濟環(huán)境的優(yōu)化會提升本國的出口效益和引資質量，促進本國資本賬戶的開放。二是能夠較好地滿足外生性。實際外部沖擊作為外生沖擊，本身與財政政策周期的關系就甚小(Ravn et al.,2012)，且不會對財政政策周期產生直接影響。同時，經過加權的工具變量能夠保證其外生于內生變量。具體地，我們采用如下方法構建工具變量partner：

(16)

其中：dgdpjt表示i國的貿易伙伴j國在t時期的實際GDP增長率；權重exijt/exit表示i國在t時期對j國的出口額占i國總出口額的比重；exi/gdpi表示i國出口依存度的均值。exi/gdpi和權重exijt/exit的乘積衡量了j國經濟增長(通過出口機制)對i國經濟增長的沖擊。本文對此并沒有直接采用i國對j國的出口額占GDP的比重表示，這是由于國內經濟變化會引起實際匯率波動，進而影響i國對j國的出口額，導致工具變量不完全外生。引入不隨時間變化的出口依存度均值，可以消除實際匯率波動帶來的潛在影響。貿易伙伴實際GDP增長率是以2010年為基期的GDP平減指數對貿易伙伴國的名義GDP進行價格調整，取對數后進行一階差分得到，數據來源于世界銀行的WDI數據庫；出口份額權重和出口依存度的測算來源于IMF的DOTS數據庫。

此外，本研究還選用資本賬戶變量的滯后一期作為當期的工具變量。為確認這兩個工具變量的有效性，本文對其進行了弱識別檢驗、識別不足和過度識別檢驗。其中，弱識別檢驗采用Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量，若拒絕原假設，則表明工具變量與內生變量具有強相關性；識別不足檢驗采用Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量，過度識別檢驗采用Hansen J統(tǒng)計量，若拒絕識別不足檢驗的原假設，并接受過度識別檢驗的原假設，則表明工具變量是外生的。表9的檢驗結果表明，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計量遠大于Stock-Yogo弱識別檢驗的10%臨界值，因此拒絕工具變量弱識別的原假設。而Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量在1%的顯著水平下拒絕了“工具變量識別不足”的原假設，并且Hansen J統(tǒng)計量接受了“不存在過度識別”的原假設。由此說明，本文選取的工具變量是嚴格外生的，而且還與內生變量高度相關。

從表9的列(1)—(3)可見，在克服反向因果關系問題后，資本賬戶變量ka、kao和kai的系數值仍在1%的水平下顯著為負，表明資本賬戶管制會顯著弱化順周期財政政策傾向。與表3中的解釋變量系數相比，在進行內生性處理后，系數值有較大幅度的提高。這說明在控制內生性問題后，資本賬戶管制對財政政策順周期性的影響體現得更為明顯。

表9 引入工具變量的回歸結果

注：Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量和Hansen J統(tǒng)計量的中括號內為P值，Kleibergen-Paap rk F統(tǒng)計量的大括號內為Stock-Yogo弱識別檢驗的10%臨界值。

盡管本文選取的工具變量能夠有效解決雙向因果關系所引致的內生性問題，但也可能會忽略遺漏變量造成的內生性問題。為此，本文在2SLS估計中引入義務教育年限(duration)和實際有效匯率(reer)等反映國家特征的變量。其中，義務教育年限數據來源于聯(lián)合國教科文組織(UNESCO)數據庫，實際有效匯率來源于世界銀行WDI數據庫。從表9的列(4)—(6)可見，在控制遺漏變量問題后，資本賬戶變量的估計系數在1%的水平下仍顯著為負，這也進一步保證了回歸結果的穩(wěn)健性。

六、結論與政策建議

新興市場國家是否需要保留適當的資本流動管理措施，是當前被廣泛討論的熱點問題。本文在構建一個局部均衡模型的基礎上，利用全球92個國家1960—2016年的面板數據，實證考察了資本賬戶開放對財政政策周期性的影響。研究發(fā)現：

(1)主權國家整體上具有明顯的順周期財政政策傾向，并且隨著時間的推移呈現一定增強趨勢。發(fā)展中國家財政政策周期的均值達到0.671，遠遠高于發(fā)達國家的均值0.227，表明順周期財政政策已成為絕大多數發(fā)展中國家的政策取向。

(2)隨著資本流動管理的強化，順周期財政政策傾向趨于減弱。從管制口徑來看，資本賬戶流入管制對順周期財政政策的緩解作用要明顯強于資本賬戶流出管制；從管制類型來看，股票、房地產等市場的順周期緩解效果要明顯強于直接投資。

(3)經濟發(fā)展水平越高的國家，資本賬戶管制對順周期財政政策的緩解作用越弱。因此，對于發(fā)展中國家，適當的資本流動管理可以弱化順周期財政政策的不利影響。

從緩解財政政策順周期的效果來看，本文的結論亦支持中國當前漸進式的資本賬戶開放路徑。盡管推進資本賬戶自由開放是融入國際金融一體化的必由之路，但是如果完全放開資本賬戶管制，短期內資本的大進大出很可能會造成更大的經濟波動和金融風險。為此，中國央行已多次強調加強宏觀審慎監(jiān)管和對短期資本流動監(jiān)測與管理的重要性。本文的研究結論亦表明，適當的資本賬戶管制和資本流動管理是必要且合理的。政府應當遵循漸進、審慎、可控的資本賬戶開放路徑，加快構建宏觀審慎監(jiān)管體系，推動資本流動管理與宏觀經濟政策、宏觀審慎監(jiān)管相結合，進而成為緩解順周期財政政策的有力工具。尤其是針對股票、房地產等資本賬戶流入的管制，一定程度上有助于順周期財政政策的緩解。因此，針對這類流動性較強且有投機性質的資本流入需加大監(jiān)管力度，并建立相應的資本流動監(jiān)測、管理及預警機制。

最后需要指出的是，受研究視角所限，本文并沒有能夠明確揭示資本賬戶開放對順周期財政政策的影響機制，如何從機制上進一步闡釋資本賬戶開放與財政政策周期之間的關系，是后續(xù)研究的方向。