资本账户自由化对发展中国家短期经济增长的影响：理论和实证.doc

第3组：宏观经济增长与发展（13000字符）资本账户自由化对发展中国家短期经济增长的影响：理论和实证刘生龙 作者简介：刘生龙：男，1979年1月生，中国社会科学院数量经济技术经济研究所2005级博士生。摘要：本文首先在一个新古典增长模型的基础上从理论上证明出资本账户自由化对发展中国家短期经济增长的正向促进作用，然后收集了18个发展中国家从1980年到2000年的面板数据通过差分内差分的经济计量手段对这一理论结果进行验证。实证结果表明：资本市场自由化对发展中国家的短期经济增长有着正面的影响，发展中国家在整个样本期间之内的平均经济增长率是1.7%，而在资本账户自由化期间的实际经济增长率则达到了3.9%。关键词：资本账户自由化 短期经济增长 差分内差分 处理组 控制组一、引言及文献回顾 经济理论表明：不受约束的国际资本流动能够促使资源更加有效地配置，能够使得风险更加分散并且促进金融的发展，因而开放一国的金融市场有利于该国的经济发展。许多工业化国家开放了它们的金融市场，而这些国家大多数都从中获得了经济效应。是否所有的国家都能够从资本账户自由化中获得利益呢？对这一问题的回答到目前为止仍然存在一些争论，尽管一些学者认为资本账户自由化对效率会有促进作用，但是仍然有许多学者对此提出质疑。尽管到目前为止较少有人去研究资本账户自由化的成本，但是越来越多的文献开始研究资本账户自由化对经济增长的影响。一些研究者通过直接的实证研究来验证资本账户自由化对长期经济增长的影响。表1列出了有关资本账户自由化对经济增长影响的实证研究。从表1中我们可以看到在检验资本账户自由化对经济增长的影响时，得出的实证结果是相当不同的。根据实证研究的结果可以将它们分为两类，一类支持资本账户自由化对经济增长的促进作用，一类则不支持这一结论。quinn（1997）通过收集58个国家从1960年到1989年的数据来验证资本账户自由化对经济增长的影响，他的实证结果表明资本账户自由化的变化对人均实际gdp有着显著的影响。但是在他的文章中没有将资本账户自由化和其他更广泛的开放度的测量区分开来，我们因而也无法知道在这种正向的影响之中到底有多大程度上是由开放资本市场所造成的，而另外还有多大程度上是由开放贸易和服务市场所造成的。klein & olivei（2000）发现资本账户自由化对工业化国家的经济增长有正向的促进作用，但非工业化国家却没能支持这一结论。bailliu（2000）收集了40个发展中国家从1975年到1995年的数据，通过一个动态面板数据模型证明出资本账户自由化会通过促进金融的发展从而促进经济的增长。edwards（2001）证明出资本账户自由化对经济增长的影响取决于该经济的发展水平，在较富裕的新兴市场国家中，资本账户自由化会促进经济的增长，而在低收入水平国家中资本账户自由化反而不利于经济增长。arteta、eichengreen & wyplosz（2001）对edwards（2001）的结论进行了审查，他们发现edwards（2001）的结论经不起稳健性检验，当用不同的指标来对资本账户自由化进行衡量时，所得出的结论不一致。他们的结论表明资本账户自由化对中高收入国家经济的影响不见得比低收入国家更加有利。然而，arteta、eichengreen & wyplosz的确发现资本账表1 资本账户自由化对经济增长的影响综述研究者及发表时间发表类型所包含的国家个数所使用的数据被解释变量和估计方法主要结论grilli & milcsi-ferretti（1995）r61p1971-1994年平均每5年的人均收入的增长率（iv）没有证据表明资本账户自由化对人均收入增长有显著的影响quinn（1997）j58cs1960-1989年人均收入的增长率（ols）资本账户自由化显著地增加了人均收入的增长率kraay（1998）un64，94或117cs1985-1997年人均收入的平均增长率（ols & iv）没有证据表明资本账户自由化对人均收入增长有显著的影响rodrik（1998）un大约100cs1975-1995年人均收入的增长率（ols）没有证据表明资本账户自由化对人均收入增长有显著的影响bailliu（2000）wp40p1975-1995年人均收入的增长率资本账户自由化通过促进金融发展从而进一步促进经济的发展klein & olivei（2000）un67cs1976-1995年人均收入的增长率（iv）资本账户自由化显著地增加了人均收入的增长率artcta & wyplosz （2001）un51-59cs,p1973-1981,1982-19871988-1992年或者三者的合成（pooled）数据在面板数据模型中资本账户自由化显著地增加了人均收入的增长率，而在截面数据中不显著bekaert、harvey & lundblad（2001）wp95p从1981年到1997年之间任意时间段的人均收入年均增长率股票市场自由化显著地增加了人均收入的增长chanda（2001）un94cs1975-1995年人均收入的年平均增长率资本账户自由化对于多民族国家的经济增长有显著影响，而对单一民族国家则没有这种影响。edwards（2001）j55-62cs1980-1989年人均收入的年均增长率（wls & iv） 资本账户自由化对工业化国家的经济增长有显著正向影响，而对发展中国家则似乎有相反的影响odonnell（2001）un94cs1971-1994年人均收入的年均增长率资本账户自由化对经济增长的影响不太明确 注：在发表类型一栏中，r代表研究报告，un代表未发表论文，j代表杂志，wp代表工作论文。在所使用的数据一栏中，p代表面板数据，cs代表横截面数据。户自由化对不同国家的影响有可能不一样，取决于这些国家的宏观稳定。他们引入了资本账户自由化与黑市收益（black market premium，简称bmp bmp的计算公式如下：其中，bmxrate表示的是一个国家黑市上的汇率（用一美元可以兑换多少当地货币来表示），ofxrate表示的是这个国家的官方汇率。很显然，一个国家如果贸易政策透明度越高，那么黑市汇率和官方汇率的差异也就越小，因而bmp的值也就会越小。）的交叉项。通过实证研究，他们发现只有当一个国家消除了黑市收益之后，它才能够通过开放资本账户促使经济更快地发展。bekaert、harvey & lundblad（2001）证明出股票市场自由化对经济增长有显著的促进作用。odonnell（2001）和chanda（2001）同时发现资本账户自由化对经济增长确实有促进作用，但是这种促进作用对于不同国家而言大小是不一样的。后者认为对于多民族国家而言，资本账户自由化对经济增长的促进作用要比单一民族国家更大一些。一些研究者发现开放资本市场与经济增长之间没有联系。事实上第一次研究资本账户自由化对经济增长影响的学者是grilli & milesi-ferretti（1995），尽管在他们的文章中主要的着力点不是对这一问题进行探讨。他们的研究表明，资本账户自由化对经济增长并没有促进作用，在有些情况下反而有阻碍作用。rodrik（1998）收集了大约100个国家的数据来验证资本账户自由化对经济增长的影响，结果表明资本账户自由化既不对经济增长产生影响，也不对通货膨胀产生影响。kraay（1998）对资本账户自由化进行了多种方式的测量，通过将这些不同的测量分别带入回归方程进行估计，结果没有发现资本账户自由化对经济增长的显著影响。笔者将同时从理论和实证的角度来验证资本账户自由化对短期经济增长的影响。本文与前人研究的不同之处主要有以下几点：第一，前人的研究都集中在资本账户自由化对长期经济增长的影响，而本文的研究集中在短期；第二，本文的实证研究所采用的手段是差分内差分（difference in difference），尽管前人的研究中也已经使用了一些较为高级的经济计量手段，但是在衡量某一政策的变动是否产生效果时最有效的手段是差分内差分方法。为了检验某一项政策变动的影响，我们在经济计量模型中同时引入处理组（treated group）和控制组（control group）虚拟变量，处理组中的样本在某一年会有一个政策变动，控制组的样本除了没有发生政策变动之外，其他情况均与处理组相同。这个时候同时对处理组和控制组进行回归分析，通过比较处理组与控制组前面的系数就能够分离出政策变动的影响，这就是所谓的差分内差分方法。本文下面的结构安排如下：第二部分是全文的理论部分，笔者在一个新古典增长模型的基础之上证明出资本账户自由化对短期经济增长有正向的促进作用；第三部分介绍本文实证时所采用的数据指标并对数据的来源和处理进行了说明；第四部分介绍本文的实证模型和实证结果，在一个面板数据基础之上，通过差分内差分的方法，本文从实证上证明出资本账户自由化对短期经济增长的确有促进作用；第五部分对前面的实证结果进行稳健性检验，结果再次证明出资本账户自由化对短期经济增长的正向影响；最后一部分是全文的结论。二、理论本节将在一个新古典增长模型的基础之上说明资本账户自由化对发展中国家人均经济增长影响。假定一个国家通过资本、劳动以及劳动扩张型的柯布-道格拉斯生产函数来进行生产。 （1）令k=k/al是单位有效劳动的资本数量，y=y/al是单位有效劳动的产出数量，由生产函数的齐次性我们有： （2）假定国民收入以固定的比例s(0s1)被储蓄起来，并且假定资本的折旧率是，劳动力的增长率是n，技术进步率是g，以下方程描述了单位有效劳动资本数量的净效应： （3）当时，经济处于平稳状态上，单位有效劳动的资本数量是一个常数。稳态下资本的水平数量不是一个常数，而是以n+g的速率增长。单位劳动（y/l）的产出增长速率是g。在平稳状态下资本的边际产出为利息率（r）与折旧率（）之和。 （4）方程（4）给出了均衡条件下投资的表达式，由于资本账户自由化会影响一个国家的资本使用成本，方程（4）对于一个国家在资本账户自由化后其单位有效劳动资本k以及实际经济动态变化有这重要的意义。令r*代表外生给定的世界资本的利息率，一个最基本的假定就是r*r，这是因为除发展中国家之外，其他工业化国家的单位有效劳动的资本比发展中国家的有效资本要多。由于资本账户自由化后，发达国家的资本能够自由地流入发展中国家，于是发展中国家的资本使用成本会慢慢降低，于是r和r*在数值上越来越接近。假定一个国家在其资本账户自由化以后，单位有效劳动资本数量迅速地从自由化之前的水平上升到自由化以后平稳状态下的水平。在这种情况下，资本的边际产出等于全世界的利息率加上折旧率： （5）由于r*r，这就意味着在资本自由化期间，发展中国家资本的使用成本将会下降，这就意味着将会更多的使用资本， 从而使得在资本的利息率从r下降到r*这段时间内。根据新古典增长模型： （6）这里的和分别代表资本和劳动得产出弹性，是索洛余值，也就是技术进步率。从（1）式我们可以看出，通过将（6）式两边同时减去，可以得到人均收入的增长率如下： （7）从（7）式可以看出当资本账户自由化以后，在资本的使用成本逐渐下降的这一段时间内，发展中国家的人均经济增长速度会有所加快。图1描述了这样一个过程：图1 资本账户自由化对单位有效劳动产出、资本成本、投资和人均产出的影响a：对资本成本的影响tr*r利息率b：对有效劳动资本的影响ln(k)tc：对实际经济的影响td：对人均产出的影响单位有效劳动产出kab三、指标的说明及数据 从理论上来看，开放一个国家的资本账户是一件比较容易的事，而在现实中，一个国家的资本账户由许多因素构成，因此准确地找到一个国家资本账户自由化日期从而论证本项目政策变化对经济增长的影响是一个非常困难的任务。在这里需要指出的一点就是本文中所要论证的是政策变化对实际经济的短期影响，而不是长期影响。因为从理论上论证出来的就是资本账户自由化对实际经济增长在短期内有正面的影响，而从长期来看，迟早会达到稳态水平，从而使得影响实际经济的因素只有技术进步。本文的目的在于验证资本账户自由化在短期内对实际经济的正面影响，因此本文中最重要的两个数据指标就是资本账户自由化和实际经济增长。a 资本账户自由化的衡量以前的文献在衡量资本账户自由化时通常都会利用可以获得的评价资本账户比较广泛的指标。在国际货币基金组织关于汇率安排和汇率约束（areaer）的年度报告中记录了各个国家资本账户交易的法律法规，并对该国是否开放资本账户进行了定性的判断。在areaer的报告中还记录了各个国家放松资本账户管制的年份，（henry，2007）用这个国家开放的年份占给定年份的比重（share）来评价这个国家资本账户的开放度，比如说从1981年到2000年这20年中一个国家开放的年份共15年，那么这个国家的share等于0.5。文章通过将gdp的增长率对share进行回归来评估share对经济增长的影响，这种方法潜在地检验资本账户自由化对经济增长的长期影响，跨国横截面证据表明如果用gdp的增长率对share进行回归得出的关于资本账户自由化对经济增长的影响是模棱两可的。本文想要论证的是资本账户自由化对实际短期经济增长的影响，因而必须用另外一种方法来对资本账户自由化进行衡量。areaer年度报告中在评价一个国家资本账户从封闭到开放时并没有指出这种开放到底是针对资本流入还是流出，而这两种开放对于实际经济的影响是有区别的。比如说如果外资可以自由流入，那么这种资本账户自由化可以暂时地提高该国实际经济，而如果是该国的资本能够自由流出，而外资流入受到约束，那么这种变化对于发展中国家的实际经济没有什么影响。为了将资本自由化局限于前一种情形，我们将一个国家允许外国资本购买该国国内股票的年份作为资本自由化的年份。许多发展中国家在上个世纪80年代末90年代初期开始允许国外资本购买本国股票，而这在以前是禁止的。尽管仅仅依靠是否允许国外资本购买该国股票这一个条件来衡量该国资本账户是否开放有些狭窄，但正是这种指标对于检验我们前面的理论而言是非常有用的（frankel，1994）。根据标准-普尔新兴市场数据库的记录，全球一共有53个发展中国家拥有股票市场，在这些国家中共有18个国家记录了其开放股票市场的日期。表2记录了这些国家开放其股票市场的日期，除此之外，该表还记录了该国其他一些主要经济改革的日期。表2 股票市场自由化及其主要经济改革的日期国家或者地区自由化年份稳定性程序贸易自由化私有化阿根廷1989年12月1989年12月1991年4月1988年2月巴西1988年3月1989年1月1990年4月1992年4月智利1987年5月1985年8月1976年1988年哥伦比亚1991年12月na1986年1991年印度1986年6月1981年12月1994年1991年印尼1989年9月1973年5月1970年1991年约旦1995年12月1994年5月1965年1995年1月马来西亚1987年5月na1963年1988年墨西哥1989年5月1989年5月1986年7月1988年12月尼日利亚1995年8月1991年1月na1988年7月巴基斯坦1991年2月1993年9月2001年1990年菲律宾1986年5月1986年10月1988年11月1988年6月韩国1987年6月1985年7月1968年na台湾1986年5月na1963年na泰国1987年9月1985年6月na1988年土耳其1989年8月1994年7月1989年1988年委内瑞拉1990年1月1989年6月1989年5月1991年4月津巴布韦1993年6月1992年9月na1994年注：通过整理henry（2007）的数据得来。b经济增长的衡量本文中的人均经济增长数据来自penn world table中的数据库pwt6.2。在这个数据库中记录了从1950年到2004年188个国家的宏观数据，由于本文中所选取的发展中国家开放股票市场的时间大多数集中在上个世纪80年代末90年代初，因而本文中所选择的关于经济增长数据的始末年份是1980年和2000年。本文中所选用的经济增长用这个国家当年的对数人均gdp减去前一年的对数人均gdp来表示，而所选择的人均gdp用的都是2000年美元价格来进行衡量的。表3中给出了各个国家在这段时期内有关人均经济增长的统计描述：表3 有关人均经济增长率的统计描述国家或者地区自由化时间012均值最小值最大值阿根廷1989-10.7%-6.0%9.17%0.3%-10.7%14.3%巴西1988-1.8%1.6%-5.6%0.9%-6.0%5.8%智利19873.5%4.9%7.9%1.0%-12.8%9.4%哥伦比亚19910.9%1.6%1.6%1.1%-4.0%3.5%印度19863.9%3.3%5.8%3.8%-0.6%6.8%印尼19896.6%6.1%6.1%3.4%-12.4%6.8%约旦19952.7%-0.2%1.7%0.1%-17.1%7.0%马来西亚19872.0%5.9%3.2%3.7%-3.1%7.2%墨西哥19892.3%2.7%0.4%0.9%-6.3%9.1%尼日利亚19955.1%011.6%-2.5%-21.7%11.6%巴基斯坦19912.8%2.1%0.3%3.0%-1.8%7.0%菲律宾1986-0.6%2.3%3.8%0.4%-8.9%7.3%韩国19879.5%9.1%5.2%5.5%-9.5%9.8%台湾198610.0%10.6%6.2%5.9%2.0%10.6%泰国19876.9%10.5%9.0%4.5%-11.4%10.5%土耳其1989-2.0%6.2%-0.7%2.4%-7.0%6.6%委内瑞拉19903.6%4.8%1.7%-1.3%-7.9%4.8%津巴布韦1993-1.4%3.6%-1.2%0.5%-12.7%10.4%注：0、1、2分别表示该国或地区在自由化当年、自由化后第1年和第2年的人均实际gdp的增长率。图2 ：自由化期间与整个样本期间经济增长率的比较 图2绘出了各发展中国家在整个样本期间及资本账户自由化期间实际经济增长率的比较，可以看到除少数国家比如说阿根廷、智利和委内瑞拉这三个拉美国家之外，其他15个发展中国家在资本市场自由化期间的平均经济增长率都大于或等于整个样本期间的平均经济增长率。c控制组的构建由于实际经济增长既有可能是由资本账户自由化促进的，也有可能由同一时期其他外生的因素造成，比如说表1中列出的稳定性程序、贸易自由化或者私有化都有可能是造成实际经济增长的原因，除此之外，一些发展中国家的工资上涨本身就有内在的趋势。为了区分出资本账户自由化和其他外生的因素对实际经济增长的影响，在本文里将构建控制组（control group），通过差分内差分（difference in difference）方法来估计资本账户自由化对实际经济增长的影响。从理论上来讲，控制组应当这样选择，即选择那些与资本账户已经自由化的那些国家具有相同特征的国家，而所选择的国家唯一的不同之处就是资本账户尚未对外开放。选择控制组的目的在于判断那些与资本账户开放无关的全球经济冲击是否促进了实际经济的增长。因此所选择的控制组应该包含如下特点：这个国家的经济发生了正的外生冲击，而且它的实际经济上涨了。这就排除了那些尽管发生了正外部冲击而实际经济没有上涨的那些发展中国家。而对于一些发展中国家，尽管它们也有股票市场，但在判断资本账户是否开放的问题上还存在疑问，因而这些国家也被排除在控制组的选择之外。在本文里，为了更好地选择控制组，我们以那些已经开放股票市场的国家作为自身的控制组。具体的构造方法如下：我们以1990年前后两年时间内发生资本账户自由化的国家作为处理组（treated group），1988年到2002年这段期间内开放其股票市场的国家有阿根廷、巴西、哥伦比亚、印度尼西亚、墨西哥、巴基斯坦、土耳其和委内瑞拉；在1988年之前和1992年之后开放股票市场的国家则被放在了控制组中，这些国家包括智利、印度、约旦、马来西亚、尼日利亚、菲律宾、台湾、泰国和津巴布韦。四、资本市场自由化对经济增长的影响：实证模型及其结果 a实证模型及其说明实证分析的目的是为了检验资本市场自由化对于发展中国家的实际经济增长在短期内是否有显著的正向促进作用，我们通过估计下面的面板数据回归模型来验证这一点： （8）（9）式中，左边表示某一国家i在t年的对数人均实际gdp减去t-1年的对数人均实际gdp，右边的第一项是常数项，它代表了在控制了国家固定效应之后在整个样本区间之内实际经济的平均年增长率。是虚拟变量，当国家i如果在第t年开放股票市场，那么在第t年、第t+1年和第t+2年它的取值是1。这就意味着系数代表的是在某一个国家股票市场开放的当年、下一年和下两年这三年时间里实际经济增长率对长期经济增长率的偏移。是控制组国家的虚拟变量，当控制组中国家i在其股票市场自由化当年以及接下来的两年内时取值为1。衡量的是在资本账户影响实际经济增长率时，外生的冲击对的估计会造成多大程度的影响。、和也是一系列虚拟变量，当一个发展中国家实施这些经济政策时，在实施的当年和接下来的两年之内取值为1。、和分别衡量的是贸易自由化、稳定性政策和私有化这些政策对实际经济的影响。是残差项，较为理想的情况是它满足独立同分布条件，即，而实际上它存在两种可能的序列相关，一种情况是由于大多数开放了股票市场的发展中国家开放其股票市场的时间相同，因此在给定时间之内，不同国家之间的残差会发生序列相关的情形。还有一种情况是由于在每一个发展中国家内，上一年的经济增长也许会对下一年的经济增长产生影响，因此在某一个国家不同时间里残差序列有可能产生时间序列相关。为了解决这种序列相关性对估计产生的影响，本文在估计时采用了稳健的（robust）面板数据固定效应模型估计方法。b、实证结论通过对（9）式进行估计，得到的结果如表4所示。方程（1）估计了所有解释变量的系数，方程（2）去掉了私有化虚拟变量，方程（3）去掉了稳定性政策虚拟变量，方程（4）去掉了贸易自由化虚拟变量，方程（5）仅仅保留了处理组合控制组虚拟变量。自由化虚拟变量前面的系数在数量上比较大，而且在统计上都是非常显著的。自由化虚拟变量的估计系数的变化范围从1.7%到2.2%。这就意味着在发展中国家的资本账户自由化期间，它的实际人均gdp的增长率比长期均值高出了1.7到2.2个百分点。控制虚拟变量前面的系数大都处于0.002左右，而且均不能通过显著性检验。使用差分内差分计量方法的目的就是为了比较自由化虚拟变量和控制虚拟变量对于经济增长的影响是否有不同，当发展中国家在自由化阶段的经济增长高于其他时间段的经济增长时，一种可能性就是资本账户自由化使得发展中国家的资本变得更加丰富从而提高了经济效率。还有一种可能性就是全球经济振动到了景气阶段，这种外生的有利冲击也可能使得发展中国家在自由化阶段经济增长提高。引入控制虚拟变量的目的就是为了看看这种外生的有利冲击有多大，通过比较自由化虚拟变量的影响以及这种外生有利冲击的影响就能够判断出自由化虚拟变量对经济增长的实际影响。本文比较了各种情况下自由化虚拟变量和控制虚拟变量对实际经济增长的影响。表3中的f统计值表明在方程（1）（2）（3）（4）中自由化虚拟变量与控制虚拟变量对经济增长的影响在5%的显著水平下有显著的区别，方程（5）中自由化虚拟变量与控制虚拟变量对经济增长的影响在10%的显著性水平下有显著的区别。这就意味着抛开有利的外生冲击，资本市场自由化对短期经济增长有着显著的正面影响。表3：自由化对实际人均gdp影响的实证结果（稳健的标准误差估计）被解释变量/解释变量实际人均gdp的增长率（1）（2）（3）（4）（5）liberalize0.022*（0.007）0.021*（0.006）0.017*（0.007）0.022*（0.007）0.017*（0.006）control0.003（0.008）0.002（0.008）0.002（0.009）0.002（0.008）0.002（0.008）trade0.013（0.012）0.013（0.011）0.011（0.011）stabilize-0.016*（0.008）-0.016*（0.008）0.015*（0.008）privatize-0.002（0.008）-0.001（0.008）-0.0004（0.008）常数0.017*（0.003）0.017*（0.003）0.016*（0.003）0.017*（0.003）0.016*（0.003）观察值个数376376376376376调整后的0.0280.0270.0140.0300.016f统计值3.97（0.047）3.95（0.047）3.49（0.087）4.06（0.045）2.72（0.10）注：f统计值统计的是liberalize的系数与control的系数是否相等，括号内的数据是检验的伴随概率。方程（1）是我们主要关注的估计结果。在方程（1）中，常数项是1.7%，意味着在整个样本中实际人均gdp的年均增长率是1.7%，而在资本账户自由化期间，实际的年人均gdp的增长率会达到3.9%。这就意味着在资本账户自由化的当年以及接下来的两年时间里实际的年人均gdp的增长率是平常年份的2.3倍。贸易自由化对于实际经济增长有着正面的影响，贸易自由化虚拟变量前面的系数为0.013，但是这个系数没能通过显著性检验。通货膨胀稳定性政策虚拟变量前面的系数是-0.016，并且这个系数在5%的显著性水平之下通过了显著性检验，这个系数同大多数关于发展中国家经济增长的文献是一致的 参照fisher，sahay & vegh （2002）。私有化政策虚拟变量前面的系数是-0.002，这个系数也没有能够通过显著性检验。五、稳健性检验在有些情况下，方程（8）式的估计结果取决于控制组的构建，有一种可能性就是由于引入了控制组，资本账户自由化虚拟变量前面的系数变得显著。为了排除这种可能性，我们再次采用了另一种方法来验证资本账户自由化对经济增长的影响。我们在模型中同时引入国家固定效应和时间固定效应，在这个模型中年份固定效应所扮演的角色与（8）中的控制虚拟变量相同，模型形式如下： （9）通过对（9）式进行估计我们得到的结果如表4所示：表4：自由化对实际人均gdp影响的实证结果被解释变量/解释变量实际人均gdp的增长率（1）（2）（3）（4）（5）liberalize0.024*（0.008）0.020*（0.008）0.016*（0.008）0.024*（0.008）0.013*（0.008）trade0.00003（0.011）-0.001（0.011）-0.003（0.012）stabilize-0.024*（0.010）-0.024*（0.010）-0.024*（0.010）privatize-0.010（0.008）-0.009（0.009）-0.010（0.008）常数0.020*（0.003）0.019*（0.003）0.018*（0.003）0.020*（0.003）0.017*（0.003）观察值个数376376376376376调整后的0.0280.0270.0150.0280.016由表4我们可以看到，当我们通过引入时间固定效应来消除由于外生的有利冲击对发展中国家实际经济增长的影响之后，资本账户自由化虚拟变量对于短期的经济增长仍然有正面的影响。自由化虚拟变量前面的系数为正，并且都能够通过显著性检验。这就意味着在引入了时间固定效应之后，资本账户自由化对实际经济增长影响的显著性并没有改变。自由化虚拟变量前面的系数在0.013到0.024之间变动，也就是说当一个发展中国家进行资本市场自由化以后，在自由化期间的平均经济增长率比起整个样本期间的平均增长率要高出1.3到2.4个百分点，这就再次肯定了前面资本账户自由化在段时间内对短期经济增长有着正面影响的结论。六、结论 根据新古典经济增长理论，当一个国家的经济增长处于长期经济增长的均衡路径上时，单位有效劳动的资本增长率为0，此时促进经济长期增长的因素只有技术进步。当出现一个外生的冲击使得这个国家的单位有效劳动的资本增长率大于0时，这个时候这个国家的经济增长在短期内将高于长期经济增长。本文根据这个理论假设发展中国家单位劳动的有效资本低于世界其他国家单位劳动的有效资本，当这个国家开放其资本市场后，随着外资的进入，该国的资本使用成本将会降低，单位有效劳动的资本使用将会增加，此时经济的增长速度将会高于长期的经济增长，这就从理论上证明了资本市场自由化对发展中国家的短期经济增长有着正面的影响。在验证资本市场自由化对经济增长的正面影响时，为了消除全球有利的外生冲击对经济增长的影响，本文使用了差分内差分的计量方法，通过比较资本市场自由化虚拟变量和控制虚拟变量各自对经济增长的影响，结果发现在消除了控制虚拟变量的影响之后，资本市场自由化虚拟变量对经济增长仍然有着正面的促进作用。面板数据的实证结果表明，发展中国家在整个样本期间之内的平均经济增长率是1.7%，而在资本账户自由化期间的实际经济增长率会达到3.9%。最后有一点需要强调的是尽管本文从理论上和实证上都证明出资本项目自由化对发展中国家短期实际经济增长的促进作用，但是对于这一结论我们仍然得保持谨慎。这是因为在衡量资本市场自由化时，本文所采用的指标是股票市场自由化，而股票市场自由化只是资本市场自由化的一个方面。因而，如何更好地衡量一个国家的资本市场自由化程度，从而更准确地估计资本账户自由化对经济增长的影响仍然是一个值得进一步研究的课题。参考文献：1 arteta, c., barry, e. and wyplosz, c. (2001), on the growth effects of capital account liberalization, unpublished, berkeley, california: university of california.2 bailliu, j. (2000), private capital flows, financial development, and economic growth in developing countries wp, bank of canada working paper no.2000-15.3 bekaert, g., campbell, h. and christian, l. (2001) does financial liberalization