新興市場的經驗分析及其對中國的啟示

新興市場的經驗分析及其對中國的啟示

摘要：在理論分析與大樣本經驗研究中，資本市場開放被認為具有改

善資本積存效率、促進經濟增長的作用。本文針對新興市場進行經驗

研究，并分析其對中國的啟示與借鑒意義c作者認為，中國資本市場

的進展與開放歷程說明，采取目前的開放策略與路徑，很有可能不能

達到提高市場效率、促進經濟增長的政策目標，務必在以加快市場規

范化法制建設、改善市場有效性的前提下，加快對外開放，才能發揮

預期的正面效應。

關鍵詞：資本市場開放經濟增長新興市場

JEL分類號：E44F36016

資本市場開放，作為金融進展的重要環節之一，通常認為有利于解決

進展中國家的金融抑制，優化金融結構，促進金融體系進展，改善國

內資木積存與配置效率，從而促進經濟增長。從上世紀后期以來，許

多新興經濟先后實施了資本市場的對外開放政策。與發達國家不一致

的是，新興經濟開放資本市場帶來快速經濟增長的同時，也伴隨著猛

烈的波動與不穩固，其中亦不乏發生嚴重金融危機，對經濟產生巨大

的負面沖擊。

目前中國資本市場正在實施與探討多項旨在加快對外開放進程的政

策措施。這些措施是在局部與漸進地進行的，能否如預期那樣取得良

好效果，對后續的政策選擇具有重要影響。為了履行我國加入WTO的

承諾，使本國經濟更好地融入全球化的進程，務必加快資本市場對外

開放步伐，利用國際先進的資本市場資源與運作經驗來完善我國的資

本市場，促進社會主義市場經濟建設。因此，分析新興經濟的資本市

場開放的實際運作效應，將有助于提高理論認識，給我國的實踐帶來

有益的啟示。

本文其他部分將按照如下結構展開：第一部分是文獻綜述，第二部分

構造計量模型并選擇有關變量，第三部分進行計量分析，最后是總結

與引申。

一、文獻回顧

近年來，新興市場經濟伴隨著持續與多層次的對外開放而蓬勃進展。

通常認為，資本市場開放作為金融進展的重要構成部分，對國內資本

市場建設與完善能發揮積極作用。首先，資本市場開放導致了外部資

本的流入，直接增加了投資，彌補了進展中經濟儲蓄率不足的投資缺

n,給進展中經濟提供充足的資金來源。其次，資木市場開放改善了

資本配置，提高了資本產出效率，從而間接地產生長期穩固效果C從

資產組合選擇的角度分析，資本市場開放導致的資金流入降低了國內

利率與無風險收益率，從而降低了資本的成本。從國際市場i體化與

風險分散的角度分析，市場開放打破國內市場分割，使國內市場與國

際市場趨向一體化，新興國內市場風險向國際市場分散，從而降低了

新興市場的風險溢價。另外，資本市場開放改善了公司治理。上市公

司處于國際化資本市場之中，有利于包含外國投資者在內的股東，加

強對公司管理層的監督；同時.，市場規模的擴大使公司接管市場有效

運作，強化了對公司的激勵，這些都直接或者者間接地提高運營效率

與收益水平。

當然，資本市場開放的宏觀經濟效應并不僅限于經濟穩固增長。特別

是在拉美與亞洲經濟體在資本市場開放后相繼發生嚴重金融危機，導

致宏觀經濟劇烈波動與衰退，資本市場開放的實際效應問題再次引起

理論關注。

Krugman(1994)認為，在東亞新興市場經濟中，伴隨資本市場開放，

投資驟然增加，出現投資驅動型的高速增長，同時偏離潛在穩固增長

水平。由于實際投資的增長超過合理水平，而投資的效益沒有相應提

高，不可持續的增長必定引致經濟劇烈波動，甚至導致經濟危機。

同時，理論界認為還存在另外一種傳導機制，資產價格是對消費者的

預算約束，財富效應使得居民消費支出隨著資產價值上升或者者下降

而變動，從需求方面影響經濟產出水平。資產市場收益波動是隨機與

不可預測的，市場開放將成為一個外部沖擊因素，宏觀經濟也會受到

影響而出現波動現象。

Stiglitz(2000)從信息經濟學的角度提出，資本市場開放有助于降

低進展中市場的信息成本，與此同時，資本市場開放由于逆向選擇使

得金融脆弱性顯露，從而加劇經濟的波動而不是穩固增長。Galindo,

MiccoandOrdonezl(2002)為支持這種觀點提供了最新的經驗證據，

他們認為，金融開放并不必定導致投資增加、效率提高與經濟增長，

開放的條件與政策選擇可能是更為重要的決定因素。

資本市場開放可能加劇國內金融體系的脆弱性，從而誘發金融危機，

這已為拉美與東南亞爆發金融危機所證實。Kaminskyand

Reinhart(1999)的“雙重危機”理論認為，金融開放有可能引起金融

危機，導致經濟衰退，而資本市場在其中起到一個不容忽視的作用。

圍繞這些觀點，產生了內容豐富的實證研究文獻。Obstfeld(1994)

從國際經濟一體化的角度提出了資本市場開放的效應問題，構造了連

續時間隨機模型進行福利分析并通過實證險驗，指出資本市場開放與

全球化分散了投資風險，提高了消費水平，從而具有穩固增長效應。

Stulz(1999)分析檢驗了資本市場全球化對預期收益的影響，他認為

盡管由于存在代理成本不如理論預期那樣顯著，但資本市場開放確實

降低了企業融資成本。Wurgler(1999)分析認為，發達國家的金融體

系比進展中國家更加有效，因此隱含地認為，資本市場開放所導致的

國際市場一體化能夠提高進展中國家的資本配置效率，從而有利于經

濟穩固增長。

Bekaert(1995)與BekaertandHarvey(1995)較早研究了新興經濟的

資本市場開放問題，從國際金融市場一體化的角度分析了資本市場開

放的風險分散與資本配置作用，認為開放增進了效率。Kimand

Singal(1997)率先實證分析了資本市場開放對市場股價波動、通脹與

匯率的影響，發現資本市場開放使新興市場的有效性增強，同時對市

場波動、通貨膨脹與匯率水平都產生正面影響，對宏觀經濟發揮了穩

固作用。Henry(2000a,b)進一步檢驗了資本市場開放對宏觀經濟的影

響機制，比較分析了新興資本市場開放前后的風險分散與資產定價，

發現開放后的新興市場投資收益有了一定程度的提高，私人投資隨之

爆發性地增加。

Bekaert,HarveyandLundblad(2001a,b)對資本市場開放的增長

效應進行了深入的大樣本跨國研究。他們在Barro(1996)關于經濟增

長的決定因素與條件收斂研究的計量框架基礎上，汲取了Levineet

al(1996,1998,1999)關于資本市場對宏觀經濟發揮重要影響的理論

觀點，利用其指標與數據，改進了計量分析模型，使用基于交疊數據

的PanelGMM估算方法，分離出資本市場開放效應，通過多種完備性

檢驗，分析認為，資本市場開放的穩固增長效應是統計顯著與正面的,

在包含99個經濟體數據的大樣本中，資本市場開放的平均增長效應

為1.一三%。Fuchs-SchundelnandFunke(2001)使用跨國Panel數

據進行實證研究發現，資本市場開放能夠顯著地促進私人投資與人均

GDP的增長，假如采取有關的其他體制改革措施相配套，資本市場開

放能夠獨立地帶來每年0.496的經濟增長效應。

Jain-Chandra(2002)在更通常的金融理論席架中，以弱式有效市場假

說檢驗了新興資本市場開放對市場收益與市場有效性的影響，證實資

本市場開放明顯改善了新興資本市場的流淌性與信息有效性，確實具

備改善資源配置效率的微觀基礎。

相應地，資本市場開放一旦具有穩固增長效應，也將可能有效減輕經

濟波動。Bekaert,HarveyandLundblad(2002)在此前穩固增長效

應研究的基礎上，運用相似的計量框架與方法，對宏觀經濟及其構成

部分投資與消費的波動進行進一步的分析，合乎邏輯地提出，資本市

場開放對經濟波動起到一定程度的抑制與燙平作用，對私人投資與消

費增長的波動幅度也有抑制作用；但是同時也發現，新興市場開放減

輕波動的效果相對微弱而且統計不顯著。Henry(2000a)通過統計分

析，則認為新興資本市場開放導致了私人投資爆發性增長。Case,

QuigleyandShiller(2001)檢驗的結果認為資本市場開放存在微弱

的財富效應。Funke(2002)對16個新興市場的計量分析結果顯示，資

本市場開放對私人消費支出有著微小的但統計顯著的正向作用。

總之，正如KaminskyandSchmukler(2002)認為，資本市場開放既

增加了不穩固因素，又改進了生產率，對經濟增長在短期具有顯著的

負面效應，在長期則有正面的效應；Klein(2003)總結指出，開放與

經濟增長之間的關系曲線呈U字形。

另外，Durham(2000)認為，在經驗研究文獻中，由于現有的計量方法

無法確信能夠操縱其他因素的干擾，而且對變量之間的因果關系無法

進行足夠的完備性檢驗，因而分離得到的開放效應并不完全可靠，事

實上，資木市場開放的實際經濟效應可能還是含混與不確定的。特別

是在新興市場經濟中，資本市場開放的宏觀經濟效應大概還缺乏足夠

有力的經驗證據來做出結論。

盡管可能存在著方法論上的不確定性，關于研究中國這個目前還被普

遍認為封閉、不成熟的資本市場來說，分析與比較新興市場經濟體資

本市場開放的實際效應，仍然具有現實意義。

二、計量模型與變量選擇

考察資本市場開放的宏觀效應，既要從資源配置效率的角度考察其長

期影響；也要分析其作為外部沖擊的短期效應，因此需要檢驗資本市

場開放與穩態增長、經濟波動的關系。

本文將首先考察資本市場開放對經濟增長的效應。Barroand

Sala-i-Martin(1995)指出，內生增長理論的經驗研究，不僅要關注

增長的決定因素，更要研究增長的路徑，即經濟增長的條件收斂效應。

資本新興市場開放，假如確實通過促進資本市場與金融結構進展，優

化資本配置與提升配置效率，繼而對長期增長發揮積極作用，那么能

夠產生明顯的收斂效應。本文將通過對穩態增長水平與收斂效應的影

響來檢驗資本市場開放的增長效應。

另外，從短期來分析，資本市場開放導致資本大量流入，降低融資成

本，提高資本收益，促進實際私人投資的增加，從而影響了經濟產出

水平。同時，由于存在著某種形式的財富效應，資本市場收益與價格

受到開放的影響而產生變動，導致私人消費同方向的變動，從而對產

出水平產生影響。木文將通過分析資木市場開放對這些經濟構成的影

響來檢驗考察開放的波動效應。

Barro(1996)基于Panel數據的跨國經驗研究文獻中，開創性地拓

展了新古典框架，擴大了產出函數的變量范圍，按照人力資本積存模

型，在回歸方程中包涵了技術進步與人力資本積存的變量，以一系列

工具變量來代表內生增長理論揭示的這些因素，構筑了計量模型，大

樣本估算了經濟增長，揭示了跨國增長的決定因素與收斂效應。

Barro(1996)構造了一個簡潔的結構模型：

6=/(，)，)

(1)

其中。)，為經濟增長率，為當期產出水平，V為穩態產出水平。據此

形成了計量分析框架，采取了如下的計量方程形式：

gy.=c+〃X+5

(2)

其中g.為長期穩態增長率，X為一系列操縱變量矩陣,包含初始GDP、

政府規模、人力資本積存與民主程度指標等工具變量。Barro(1996)

使用了固定效應技術與似不有關技術進行大樣本跨國Panel數據估

算，檢驗了經濟增長的決定因素與條件收斂效應。這為內生增長的經

驗研究提供了基本框架，被理論界廣泛應用。

按照這樣的思路與框架，Bekaertetal(2001a)進行資本市場開放

的增長效應研究時，在Barro(1996)的標準回歸模型中加入了代表資

本市場開放的虛擬變量0力,其計量方程為：

yi.t+Kl=^2f,l98O+a+￡/+￡,￡(3)

根據上述的框架與方法，本文采取如下的模型進行計量分析：

DepVariablejt=q+尸Controlsit+aExplanatory+￡jf(4)

考慮到要檢驗資本市場開放與長期增長的關系，為此被解釋變量選取

樣本期間的對數人均GDP增長率的平均值皿…因此有計

量方程:

\Ln(GDPpc).J+k,k=￡+/?Controlsu+aExplanatoryit+￡it(5)

其中，△5(GOPpc)j；f；k=：XALn(GOPpc)第+尸=1,...,N,N為樣本國家數量。

kj=l

根據增長核算框架，近似地有：

MMGDPpg/kk=-n^GDPit)-Ln(GD^)),其中L〃(G0/f)為長期穩態

產出水平，〃為正的收斂參數，則能夠近似代表樣本期

間GDP穩態增長率。

dm/%???是一組代表經濟增長決定因素的操縱變量，其指標為

Barro(1996)所使用的部分能夠反映人力資本積存模型思想的要緊工

具變量，包含初始GDP的對數值口(G/?pc兀98。，本文取1980年的數

據；實際人口增長率尸。七；人口預期壽命的自然對數值〃注〃，適齡

人口總的高中入學率ENROL，與代表政府規模的政府公共支出與GDP

的比值GO匕,。這些變量除了初始GDP與政府規模，更多地考慮了人

力資本因素。

設以明為代表資本市場開放的虛擬變量，開放年份取值為1,開放之

前與開放之后的年份取值為0；考慮到長期效應，設。加%??為?代表開

放與已經開放的所有年份虛擬變量，開放年份及以后取值為1,開放

之前為0。

由于資本市場開放的增長效應是間接發揮作用的，因此方程加入能夠

揭示其機制的解釋變量Cw〃，W/Z,,,Turn,,分別為資本化率(流通

市值/GDP),總市值比率(總市值/GDP)與成交比率(成交金額/GDP)；

按照Beck,Dcmirgu9-KuntandLevine(1999)的定義與分析，這三

個指標分別代表了資本市場的規模、流淌性與效率，以此衡量資本市

場進展的指標，模型中G為常數項，為殘差。

三、樣本數據與計量檢驗

本文要緊根據BekaertandHarvey(2000)的成果，參考

Fuchs-SchundelnandFunke(2001)的觀點,確定資本市場開放的事

件窗口。關于樣本數據，本文選擇具有代表性的新興市場經濟體作為

研究對象，共選取亞洲8個國家、拉丁美洲7個國家共一五個國家作

為樣本。考慮到東歐轉軌經濟體的市場經濟與金融體系發育時間較

短，數據可得性存在問題，本文沒有納入詳本進行分析。

對所有一五個樣本國家，以確定的開放時間窗口t為中心，前后各選

取5年的數據，即t±l,t±2,t±3,t±4,t±5共11個樣本時間,

以此為時間序列選取特定的宏觀經濟指標的截面數據進行比較分析工

這樣構成了包含截面指標與時間序列樣本的Panel數據(見表1)。

本文涉及的宏觀經濟指標來源于UNSTATS、IMF的IFS.WorldBank

的WDI公開數據信息。涉及樣本金融進展指標的數據來源于Beck,

Demirgtif-KuntandLevine(1999)o

表1開放前后實際GDP增長率(％)

時間t-5t-4t-3t-2t-1tt+1t+2t+3t+4t+5

阿根廷2.2-7.7.82.9~2.-7.-2.12.11.5.95.8

159815654679414

巴西7.93.6-0.3.2-4.1.3-0.4.95.94.22.7

91835

智利6.57.310.3.77.912.6.95.710.7.47.3

9156728916319

哥倫比5.85.34.03.46.02.25.02.35.85.22.0

亞4762483746

印度4.29.86.45.80.95.24.87.47.67.34.4

76411776598

印度尼7.13.45.95.36.39.098.97.27.27.5

西亞786683254

韓國10.10.6.08.99.25.45.48.210.74.6

9946883495385

馬來西6.27.7-1.1.5.39.99.09.09.58.89.8

亞5612—*9461599

五

墨西哥7.7-1.1.5.39.99.09.09.58.89.89.2

612—?94615991

五

巴基斯5.56.47.64.94.45.07.71.73.74.94.8

坦5366616465

秘魯108-8.-11-5.2.1-0.4.712.8.52.4

7.71474368289

菲律賓3.44.36.76.23.0-0.0.32.14.34.65.8

215145842985

斯里蘭54.31.72.42.36.44.64.46.95.65.5

卡637

泰國5.35.55.74.65.59.5一12.11.8.58.0

585532三.191768

29

委內瑞0.26.53.55.8-8.6.49.76.00.2-2.3.9

拉1354598465357

平均5.94.93.83.42.75.05.46.67.86.25.6

0649185823

數據來源：根據UNSTATS數據計算整理。

1、關于資本市場開放與穩固增長、金融進展的檢驗

根據上述樣本數據，本文逐步放寬對解釋變量的操縱，進行計量檢驗。

本文估算了6個方程形式，得到的結果見表2。

表2資本市場開放的增長效應分析

DependentAverage△Ln(GDPpc)

Variable

VtiridbleCoefficientCoefficieiilCoefficieiilCoefficientCueffic

t-Statistict-Statistict-Statistict-Statistict-Stat:

C-0.336129-0.410896-0.0141110.031210-0.092：

-2.214191-2.677496-0.1077600.2275一三-0.669,

GDP80-0.0一三-0.014653-0.012320-0.01-八05-o.o—

424-5.995319-6.190223-5.777952-6.678：

-5.56一三

71

POP-1.716545-1.838049-3.283386-3.412857-2.888;

-4.398364-4.725076-9.680695-9.5一三175-7.937

LIFE0.2743500.3251770.1248320.0996830.1641(

3.0725323.5747501.6267701.2458492.0475!

ENROL-0.011205-0.012573-0.041625-0.042075-0.041(

-0.990702-1.124457-4.452702-4.499686-4.50&

GOV0.003682-0.016951-0.112509-0.1一八510-0.079(

0.055860-0.257984-2.1一三939-2.216646-1.4991

LIB4.19E-050.0040640.012826***0.012832***

0.0075030.7016632.7698792.773一八4

LIBALL-0.008069***-0.019482***-0.019690***-0.0175

-2.263114-6.4一三879-6.474406-6.384(

CAP0.051225***0.056982***0.0630(

9.8934217.7461448.4332;

VAL-0.009772-0.034

-1.101042-3.一)'

TURN0.019b

3.8894!

R20.2672800.2904270.5709020.5743200.5933,

Adj.R20.2394550.2587900.5483一八0.5489480.569b

注：***,**,*分別表示在1%,5%,10%的統計水平上顯著(下同)。

回歸分析結果顯示，在加入資本市場效率指標作為解釋變量之后，實

施市場開放措施當年的虛擬變量〃配與經濟穩固增長率水平確實存

在正有關關系，有關系數為0.0—三，在統計上是顯著的。而表示全

部年份開放狀態的虛擬變量"3%???與穩態增長水平始終存在非常顯

著的負有關，有關系數為-0.02,甚至能夠抵消開放當年虛擬變量的

正有關效應。

正是在經濟增長率向穩態增長率趨同的收斂效應問題上，Barroand

Sala-i-Martin(1995)認為，新興市場經濟的實際增長水平與潛在的

穩固增長率存在正的背離。本文中新興市場經濟樣本的平均增長水平

3.2%,遠高于1982-1997年樣本期間的世界平均GDP增長水平2.7%

(未考慮人口增長因素)，由此可見，資本市場開放狀態有助于經濟

增長水平向穩態水平收斂。正如KaminskyandSchmukler(2002)分

析那樣，資本市場開放增加了不穩固因素，對經濟增長在短期具有顯

著的負面效應，但在長期則有正面的效應；而Kloin(2003)則指出，

開放與經濟增長之間的關系曲線呈U字形。

為了更深入細致地考察開放狀態的效應，本文對資本市場開放虛擬變

量進行分解，分別單獨對每一個己經開放年份設置虛擬變量

PostLi，,i=1,2,..5,當年取值為1,其余年份取值為0,再按照上述計

量方程形式進行估算檢驗。相應的逐次回歸的結果見表3。

表3各年份開放狀態的增長效應

\verage△Ln(GDPpc)

CoefficientCoefficientCoefficientCoefficientCoefficientCoefficientC

t-Statistict-Statistict-Statistict-Statistict-Statistict-Statistict

-0.021655-0.024101-0.024609-0.02一五48-0.023264-0.059268—

-0.一三9821-0.一五5568-0.160043-0.141434-0.一五2901-0.39一五83一

-0.011798***-0.01一八-0.011923***-0.011982***-0.012029***-0.012535***—

-5.09112835***-5.179662-5.252969-5.279239-5.520298—

-5.104582

-2.427314***-0.019127-2.458596***-2.512一八-2.5323一五-2.487160***——

-6.043091-0.327一五6-6.一五62419******-6.349349—

-6.328一八8-6.375165

).1027970.1044230.1059560.1055540.1073690.1286940

1.1464721.1641651.190一三81.1966841.2—八7441.4665842

-0.033114***-2.423790***-0.033732***-0.034596***-0.034505***-0.034704***—

-3.256947-6.034953-3.338729-3.451254-3.448312-3.499325一

-0.019129-0.033000***-0.023085-0.027645-0.033849-0.031164—

-0.327275-3.246089-0.397445-0.479794-0.586一三7-0.546017—

).049864***0.049811***0.051120***0.053073***0.052976***0.049563***0

5.1671116.1607266.33—八436.5660066.5760576.2961779

-0.026228**-0.026567**-0.027743**-0.029611**-0.028945**-0.0202一三*—

-2.一八8798-2.2一五774-2.326273-2.494877-2.449210-1.704305一

).0一五0.0一五0.016349***0.016696科*0.016061***0.0—五612***0

349***955***2.9830453.0725632.9655192.9075114

2.8750012.892946

).002283一

).477432一

-0.00一八86—

-0.395091—

-0.007399**——

-1.546542一

-0.011001**—

-2.288051—

-0.011475**—

-2.377636—

-0.014319***一

-2.898339—

).4843750.484一三00.4916490.5009000.5022320.5108110

).4536420.4533830.46一三500.471一五30.4725640.4816540

估算結果顯示，實施資本市場開放政策當年的虛擬變量對穩態增長存

在正有關關系，但是有關系數非常微弱，而且統計上并不可靠。相反,

代表保持開放狀態的虛擬變量，對穩態增長率都存在微弱的負面影

響，統計上顯著與非常顯著。通過與前面的結果比較，能夠發現一些

有趣的區別，當這些虛擬變量都在同一個方程里予以考察的時候，各

年份開放虛擬變量對穩態增長率的有關系數從-0.007至卜0.027。這

說明，新興資本市場開放確實增強了經濟增長的收斂效應。

通常認為，資本市場的進展，是通過間接的途徑與機制來影響經濟穩

固增長的。資本市場開放的增長效應發揮作用的機制，應該從資本市

場的效率提高上尋找驗證。從資本市場開放對經濟增長的傳導機制上

看，開放確實對資本市場進展指標產生了正面的作用。

使用Henry(2000a)使用過的單變量回歸方程，以固定效應技術估算

代表全部開放年份的開放指標U3A〃對資本化率CAP、市值比率VAL

與換手率指標TURN的影響，結果見表4。同時，也分解檢驗各個年

份的開放狀態對資本市場進展指標的影響，結果見表5o

表4資本市場開放對市場進展的影響檢驗

DependentCAPVALTURN

Variable

VariableCoefficientCoefficientCoefficient

t-Statistict-Statistict-Statistic

LIBALL0.196165***0.091—三6***0.1一五一五

6.9141293.240一五58***

2.960643

R20.6989540.3539980.6一八749

Adj.R20.6678110.2889640.579309

表5資本市場開放對市場進展影響的分解檢驗

DependentCAPVALTURN

Variable

VariableCoefficientCoefficientCoefficient

t-Statistict-Statistict-Statistic

LIB0.0507030.0071990.054637

1.07一三430.1477560.786996

P0STLIB10.1一三031**0.0394350.078011

2.3883030.8093481.123663

POSTLIB20.196092***0.0767460.1一八162*

4.1433491.5751—三1.702000

P0STLIB30.243123***0.082649*0.117307*

5.一三70941.6962701.689693

P0STLTB40.253620***0.086607*0.082755

5.3588901.7775021.191998

P0STLIB50.320422***0.254179***0.240078***

6.7703925.2166893.458083

R20.7469310.4275450.633067

Adj.R20.7107780.3480370.580648

能夠看到，代表全部年份的開放變量與新興資本市場進展指標之間存

在著非常顯著的正有關關系。同時，隨著時間的推移，開放狀態的持

續，各個進展指標與開放虛擬變量保持統計顯著的正有關關系。新興

市場經濟體保持一個開放狀態對資本市場的進展可能是有利的。反過

來說，新興資本市場的健康進展與資本市場的對外開放關系密切。這

說明資本市場開放可能更多的是通國內資本市場發育與完善來提高

市場的有效性，繼而提升資本配置效率，達到促進經濟穩固增長目標。

2、關于資本市場開放與投資、消費與經濟波動的檢驗

資本市場開放通過改進資本產出效率的間接途徑對經濟長期穩固增

長產生影響。那么資本市場開放對短期的經濟產出、對投資與消費的

波動又產生如何的影響呢？本文使用前述方程（4）的計量模型形式,

對實際經濟及其構成部分私人投資與消費進行回歸分析。

被解釋變量分別為對數人均GDP增長率小實際GDP增長

率realGDP”，私人投資增長率/叫小居民消費增長率與波動指

標刊〃cGDP???-realGDP???lt,加???匕與Cog?,均使用各自實際數據，而

FlucGDP=realGDP^--YGDP,,,k為樣本期個數。

itKr=i

解釋變量為表示資本市場開放的虛擬變量S”O

操縱變量為前述。如「VaJ,刀"7g指標；同時，為了操縱世界經濟

周期的影響，加入年份虛擬變量總和,，取值為各年份實際數值,

為殘差。

利用上述P1歸模型進行計量檢驗，其結果見表6①。

表6開放對經濟波動的影響分析

DependentALn(GDPpc)realGDPFlucGDPINVCONS

Variable

VariableCoefficientCoefficientCoefficientCoefficientCoefficient

t-Statistict-Statistict-Statistict-Statistict-Statistic

CAP0.057683**0.055536*5.553641*0.一八一三0.037483

2.1040851.8576371.857640411.025485

1.427261

VAL-0.032350-0.027753-2.775349-0.0642一-0.025424

-1.一五-0.910145-0.910147五-0.681942

6914-0.495514

TURN0.022646*0.0175511.7550880.0606一三0.017407

1.7519411.2450731.2450761.0117831.009997

LIBALL0.024596*木0.0223—五2.23—五0.106211**0.043043***

2.454一三2**36**2.2865773.221054

2.0417222.041723

YEAR-0.003577**-0.003074*-0.307440*-0.017883**-0.003952*

估算過程使用了固定效應技術（表7同）。

-2.101937-1.656558-1.656561-2.267320-1.74一五

48

R20.38一三800.3一三3670.一八44270.一三33050.260795

Adj.R20.2980200.2208420.0745270.0165170.161—A6

分析結果顯示，對新興市場來說，保持資本市場開放對產出水平具有

明顯的正向影響，有關系數為0.025；從產出構成來分析，資本市場

開放的正向投資效應比較突出，有關系數達到0.106；對消費增長率

則有有關系數為0.04c對經濟波動也有大致相當的正有關關系，有

關系數為0.022,而且都是統計顯著的。能夠看出，開放對經濟增長

具有一定的刺激作用，同時也在一定程度上增加了經濟波動的幅度。

同樣，為了檢驗各個年份的開放狀態對總量經濟的影響效應，本文將

開放變量分解為各個年份的獨立的虛擬變量進行進一步的檢驗。部分

回歸結果見表7。

表7開放對經濟波動影響的分解檢驗

Dependent△Ln(GDPpc)realGDPFlucGDPINVCONS

Variable

VariableCoefficientCoefficientCoefficientCoefficientCoefficic

t-Statistict-Statistict-Statistict-Statistict-Statisi

CAP0.0331720.03一八353.一八34660.1034750.008803

1.1926381.0368161.0368190.7999620.233700

VAL-0.0一三866-0.009281-0.928072-0.0071240.0007—

-0.488825-0.296390-0.296391-0.0540030.0一八f

TURN0.0一五4340.0107791.0779410.0350620.010623

1.2114600.7664720.7664750.5917870.6一五（

LIB0.030633***0.025862**2.586167**0.0606350.04405P

2.6306212.01一八372.01一八391.1196792.793293

POSTLIBI0.036228***0.035357**3.535670**0.一八0.042797>

2.6678922.3586962.3586967359***2.327229

2.966927

P0STLTB20.060101***0.052551***5.255一三0.209860***0.076256>

3.7860192.9988512***2.8427一八3.547074

2.998853

POSTLTB30.074740***0.070237***7.023679***0.249666***0.079661>

4.1058023.4952913.4952932.9492413.23一三

POSTLIB40.068974***0.061944***6.194383***。.一五0.074855>

3.3866552.7552402.7552418736*2.714008

1.675981

POSTL1B50.069470***0.06一五6.一五0.207381*0.06一

3.04303995**9522**1.95335376**

2.4441422.4441431.985196

YEAR-0.008741***-0.007699***-0.769869***-0.028847**-0.00691：

-3.355368-2.677103-2.677105-2.3811一-1.9589H

八

R20.4354860.3579570.2373890.2036770.304069

Adj.R20.3358660.2446550.1028110.063一五00.一八12

計量結果證實，實施市場開放的各個年度虛擬變量對經濟產出水平及

其構成都存在正有關關系，而且屬于統計顯著與非常顯著的。

通過考察開放指標的含義，觀察參照開放事件通常都發生在該年份的

中后期?？紤]到從開放標志性事件發生到產生實際效應，存在時間上

的動態差異，那么開放效應的“滯后”與“持續”，是能夠預期與懂

得的。

開放對私人投資的影響是比較明顯的，有關系數在開放后第三年達到

0.106,由此看來，資本市場開放，不管是開放政策實施事件本身，

還是開放的狀態，大概對經濟總量、對私人投資與居民消費都可能產

生一些影響作用，但是這些作用，在有關系數上是很小的；從回歸方

程的決定系數能夠得知，回歸方程的總體解釋能力并不高，因此實際

的開放效應也沒有那么顯著。畢竟，正如LevineandZervos(1996)

揭示的那樣，資本市場在進展中經濟的地位與效率，遠遠沒有發達經

濟那樣重要與有效。

四、結論及其對中國的啟示

本文的計量分析說明：1、在拉美與亞洲新興經濟中，資本市場開放

對經濟增長確實存在統計上顯著的正面影響；保持資本市場的開放狀

態，能夠顯著地加速了增長速度的條件收斂。

2、資本市場開放對新興資本市場的進展有著明顯的促進作用，開放

狀態越持久，資本市場的進展程度就越高，資本積存與配置效率就越

有效，對經濟增長越能產生顯著的積極影響。

3、本文研究還發現，資本市場開放對新興經濟的投資與消費有著顯

著的正有關關系。盡管新興經濟的波動幅度本來就比較劇烈，導致經

濟波動的結構因素很多，但是資本市場開放的短期不穩固因素還是勿

庸置疑的。

4、資本市場開放給新興市場經濟帶來了短期波動與長期穩固的增長

效應，這對馬上全面開放的中國資本市場具有有益的啟示。期待開放

資本市場能立刻給中國經濟帶來明顯的增長效應，可能并不現實。但

是，資本市場開放能夠帶動資本市場本身的進展，對市場規模、流淌

性與效率等進展指標都有明顯的促進作用。為此應采取相應的配套措

施，最大限度發揮開放對資本市場建設與完善的作用。

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