新兴市场的经验分析及其对中国的启示

新兴市场的经验分析及其对中国的启示

摘要：在理论分析与大样本经验研究中，资本市场开放被认为具有改

善资本积存效率、促进经济增长的作用。本文针对新兴市场进行经验

研究，并分析其对中国的启示与借鉴意义c作者认为，中国资本市场

的进展与开放历程说明，采取目前的开放策略与路径，很有可能不能

达到提高市场效率、促进经济增长的政策目标，务必在以加快市场规

范化法制建设、改善市场有效性的前提下，加快对外开放，才能发挥

预期的正面效应。

关键词：资本市场开放经济增长新兴市场

JEL分类号：E44F36016

资本市场开放，作为金融进展的重要环节之一，通常认为有利于解决

进展中国家的金融抑制，优化金融结构，促进金融体系进展，改善国

内资木积存与配置效率，从而促进经济增长。从上世纪后期以来，许

多新兴经济先后实施了资本市场的对外开放政策。与发达国家不一致

的是，新兴经济开放资本市场带来快速经济增长的同时，也伴随着猛

烈的波动与不稳固，其中亦不乏发生严重金融危机，对经济产生巨大

的负面冲击。

目前中国资本市场正在实施与探讨多项旨在加快对外开放进程的政

策措施。这些措施是在局部与渐进地进行的，能否如预期那样取得良

好效果，对后续的政策选择具有重要影响。为了履行我国加入WTO的

承诺，使本国经济更好地融入全球化的进程，务必加快资本市场对外

开放步伐，利用国际先进的资本市场资源与运作经验来完善我国的资

本市场，促进社会主义市场经济建设。因此，分析新兴经济的资本市

场开放的实际运作效应，将有助于提高理论认识，给我国的实践带来

有益的启示。

本文其他部分将按照如下结构展开：第一部分是文献综述，第二部分

构造计量模型并选择有关变量，第三部分进行计量分析，最后是总结

与引申。

一、文献回顾

近年来，新兴市场经济伴随着持续与多层次的对外开放而蓬勃进展。

通常认为，资本市场开放作为金融进展的重要构成部分，对国内资本

市场建设与完善能发挥积极作用。首先，资本市场开放导致了外部资

本的流入，直接增加了投资，弥补了进展中经济储蓄率不足的投资缺

n,给进展中经济提供充足的资金来源。其次，资木市场开放改善了

资本配置，提高了资本产出效率，从而间接地产生长期稳固效果C从

资产组合选择的角度分析，资本市场开放导致的资金流入降低了国内

利率与无风险收益率，从而降低了资本的成本。从国际市场i体化与

风险分散的角度分析，市场开放打破国内市场分割，使国内市场与国

际市场趋向一体化，新兴国内市场风险向国际市场分散，从而降低了

新兴市场的风险溢价。另外，资本市场开放改善了公司治理。上市公

司处于国际化资本市场之中，有利于包含外国投资者在内的股东，加

强对公司管理层的监督；同时.，市场规模的扩大使公司接管市场有效

运作，强化了对公司的激励，这些都直接或者者间接地提高运营效率

与收益水平。

当然，资本市场开放的宏观经济效应并不仅限于经济稳固增长。特别

是在拉美与亚洲经济体在资本市场开放后相继发生严重金融危机，导

致宏观经济剧烈波动与衰退，资本市场开放的实际效应问题再次引起

理论关注。

Krugman(1994)认为，在东亚新兴市场经济中，伴随资本市场开放，

投资骤然增加，出现投资驱动型的高速增长，同时偏离潜在稳固增长

水平。由于实际投资的增长超过合理水平，而投资的效益没有相应提

高，不可持续的增长必定引致经济剧烈波动，甚至导致经济危机。

同时，理论界认为还存在另外一种传导机制，资产价格是对消费者的

预算约束，财富效应使得居民消费支出随着资产价值上升或者者下降

而变动，从需求方面影响经济产出水平。资产市场收益波动是随机与

不可预测的，市场开放将成为一个外部冲击因素，宏观经济也会受到

影响而出现波动现象。

Stiglitz(2000)从信息经济学的角度提出，资本市场开放有助于降

低进展中市场的信息成本，与此同时，资本市场开放由于逆向选择使

得金融脆弱性显露，从而加剧经济的波动而不是稳固增长。Galindo,

MiccoandOrdonezl(2002)为支持这种观点提供了最新的经验证据，

他们认为，金融开放并不必定导致投资增加、效率提高与经济增长，

开放的条件与政策选择可能是更为重要的决定因素。

资本市场开放可能加剧国内金融体系的脆弱性，从而诱发金融危机，

这已为拉美与东南亚爆发金融危机所证实。Kaminskyand

Reinhart(1999)的“双重危机”理论认为，金融开放有可能引起金融

危机，导致经济衰退，而资本市场在其中起到一个不容忽视的作用。

围绕这些观点，产生了内容丰富的实证研究文献。Obstfeld(1994)

从国际经济一体化的角度提出了资本市场开放的效应问题，构造了连

续时间随机模型进行福利分析并通过实证险验，指出资本市场开放与

全球化分散了投资风险，提高了消费水平，从而具有稳固增长效应。

Stulz(1999)分析检验了资本市场全球化对预期收益的影响，他认为

尽管由于存在代理成本不如理论预期那样显著，但资本市场开放确实

降低了企业融资成本。Wurgler(1999)分析认为，发达国家的金融体

系比进展中国家更加有效，因此隐含地认为，资本市场开放所导致的

国际市场一体化能够提高进展中国家的资本配置效率，从而有利于经

济稳固增长。

Bekaert(1995)与BekaertandHarvey(1995)较早研究了新兴经济的

资本市场开放问题，从国际金融市场一体化的角度分析了资本市场开

放的风险分散与资本配置作用，认为开放增进了效率。Kimand

Singal(1997)率先实证分析了资本市场开放对市场股价波动、通胀与

汇率的影响，发现资本市场开放使新兴市场的有效性增强，同时对市

场波动、通货膨胀与汇率水平都产生正面影响，对宏观经济发挥了稳

固作用。Henry(2000a,b)进一步检验了资本市场开放对宏观经济的影

响机制，比较分析了新兴资本市场开放前后的风险分散与资产定价，

发现开放后的新兴市场投资收益有了一定程度的提高，私人投资随之

爆发性地增加。

Bekaert,HarveyandLundblad(2001a,b)对资本市场开放的增长

效应进行了深入的大样本跨国研究。他们在Barro(1996)关于经济增

长的决定因素与条件收敛研究的计量框架基础上，汲取了Levineet

al(1996,1998,1999)关于资本市场对宏观经济发挥重要影响的理论

观点，利用其指标与数据，改进了计量分析模型，使用基于交叠数据

的PanelGMM估算方法，分离出资本市场开放效应，通过多种完备性

检验，分析认为，资本市场开放的稳固增长效应是统计显著与正面的,

在包含99个经济体数据的大样本中，资本市场开放的平均增长效应

为1.一三%。Fuchs-SchundelnandFunke(2001)使用跨国Panel数

据进行实证研究发现，资本市场开放能够显著地促进私人投资与人均

GDP的增长，假如采取有关的其他体制改革措施相配套，资本市场开

放能够独立地带来每年0.496的经济增长效应。

Jain-Chandra(2002)在更通常的金融理论席架中，以弱式有效市场假

说检验了新兴资本市场开放对市场收益与市场有效性的影响，证实资

本市场开放明显改善了新兴资本市场的流淌性与信息有效性，确实具

备改善资源配置效率的微观基础。

相应地，资本市场开放一旦具有稳固增长效应，也将可能有效减轻经

济波动。Bekaert,HarveyandLundblad(2002)在此前稳固增长效

应研究的基础上，运用相似的计量框架与方法，对宏观经济及其构成

部分投资与消费的波动进行进一步的分析，合乎逻辑地提出，资本市

场开放对经济波动起到一定程度的抑制与烫平作用，对私人投资与消

费增长的波动幅度也有抑制作用；但是同时也发现，新兴市场开放减

轻波动的效果相对微弱而且统计不显著。Henry(2000a)通过统计分

析，则认为新兴资本市场开放导致了私人投资爆发性增长。Case,

QuigleyandShiller(2001)检验的结果认为资本市场开放存在微弱

的财富效应。Funke(2002)对16个新兴市场的计量分析结果显示，资

本市场开放对私人消费支出有着微小的但统计显著的正向作用。

总之，正如KaminskyandSchmukler(2002)认为，资本市场开放既

增加了不稳固因素，又改进了生产率，对经济增长在短期具有显著的

负面效应，在长期则有正面的效应；Klein(2003)总结指出，开放与

经济增长之间的关系曲线呈U字形。

另外，Durham(2000)认为，在经验研究文献中，由于现有的计量方法

无法确信能够操纵其他因素的干扰，而且对变量之间的因果关系无法

进行足够的完备性检验，因而分离得到的开放效应并不完全可靠，事

实上，资木市场开放的实际经济效应可能还是含混与不确定的。特别

是在新兴市场经济中，资本市场开放的宏观经济效应大概还缺乏足够

有力的经验证据来做出结论。

尽管可能存在着方法论上的不确定性，关于研究中国这个目前还被普

遍认为封闭、不成熟的资本市场来说，分析与比较新兴市场经济体资

本市场开放的实际效应，仍然具有现实意义。

二、计量模型与变量选择

考察资本市场开放的宏观效应，既要从资源配置效率的角度考察其长

期影响；也要分析其作为外部冲击的短期效应，因此需要检验资本市

场开放与稳态增长、经济波动的关系。

本文将首先考察资本市场开放对经济增长的效应。Barroand

Sala-i-Martin(1995)指出，内生增长理论的经验研究，不仅要关注

增长的决定因素，更要研究增长的路径，即经济增长的条件收敛效应。

资本新兴市场开放，假如确实通过促进资本市场与金融结构进展，优

化资本配置与提升配置效率，继而对长期增长发挥积极作用，那么能

够产生明显的收敛效应。本文将通过对稳态增长水平与收敛效应的影

响来检验资本市场开放的增长效应。

另外，从短期来分析，资本市场开放导致资本大量流入，降低融资成

本，提高资本收益，促进实际私人投资的增加，从而影响了经济产出

水平。同时，由于存在着某种形式的财富效应，资本市场收益与价格

受到开放的影响而产生变动，导致私人消费同方向的变动，从而对产

出水平产生影响。木文将通过分析资木市场开放对这些经济构成的影

响来检验考察开放的波动效应。

Barro(1996)基于Panel数据的跨国经验研究文献中，开创性地拓

展了新古典框架，扩大了产出函数的变量范围，按照人力资本积存模

型，在回归方程中包涵了技术进步与人力资本积存的变量，以一系列

工具变量来代表内生增长理论揭示的这些因素，构筑了计量模型，大

样本估算了经济增长，揭示了跨国增长的决定因素与收敛效应。

Barro(1996)构造了一个简洁的结构模型：

6=/(，)，)

(1)

其中。)，为经济增长率，为当期产出水平，V为稳态产出水平。据此

形成了计量分析框架，采取了如下的计量方程形式：

gy.=c+〃X+5

(2)

其中g.为长期稳态增长率，X为一系列操纵变量矩阵,包含初始GDP、

政府规模、人力资本积存与民主程度指标等工具变量。Barro(1996)

使用了固定效应技术与似不有关技术进行大样本跨国Panel数据估

算，检验了经济增长的决定因素与条件收敛效应。这为内生增长的经

验研究提供了基本框架，被理论界广泛应用。

按照这样的思路与框架，Bekaertetal(2001a)进行资本市场开放

的增长效应研究时，在Barro(1996)的标准回归模型中加入了代表资

本市场开放的虚拟变量0力,其计量方程为：

yi.t+Kl=^2f,l98O+a+£/+£,£(3)

根据上述的框架与方法，本文采取如下的模型进行计量分析：

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

考虑到要检验资本市场开放与长期增长的关系，为此被解释变量选取

样本期间的对数人均GDP增长率的平均值皿…因此有计

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为样本国家数量。

kj=l

根据增长核算框架，近似地有：

MMGDPpg/kk=-n^GDPit)-Ln(GD^)),其中L〃(G0/f)为长期稳态

产出水平，〃为正的收敛参数，则能够近似代表样本期

间GDP稳态增长率。

dm/%•»•是一组代表经济增长决定因素的操纵变量，其指标为

Barro(1996)所使用的部分能够反映人力资本积存模型思想的要紧工

具变量，包含初始GDP的对数值口(G/»pc兀98。，本文取1980年的数

据；实际人口增长率尸。七；人口预期寿命的自然对数值〃注〃，适龄

人口总的高中入学率ENROL，与代表政府规模的政府公共支出与GDP

的比值GO匕,。这些变量除了初始GDP与政府规模，更多地考虑了人

力资本因素。

设以明为代表资本市场开放的虚拟变量，开放年份取值为1,开放之

前与开放之后的年份取值为0；考虑到长期效应，设。加%•»为•代表开

放与已经开放的所有年份虚拟变量，开放年份及以后取值为1,开放

之前为0。

由于资本市场开放的增长效应是间接发挥作用的，因此方程加入能够

揭示其机制的解释变量Cw〃，W/Z,,,Turn,,分别为资本化率(流通

市值/GDP),总市值比率(总市值/GDP)与成交比率(成交金额/GDP)；

按照Beck,Dcmirgu9-KuntandLevine(1999)的定义与分析，这三

个指标分别代表了资本市场的规模、流淌性与效率，以此衡量资本市

场进展的指标，模型中G为常数项，为残差。

三、样本数据与计量检验

本文要紧根据BekaertandHarvey(2000)的成果，参考

Fuchs-SchundelnandFunke(2001)的观点,确定资本市场开放的事

件窗口。关于样本数据，本文选择具有代表性的新兴市场经济体作为

研究对象，共选取亚洲8个国家、拉丁美洲7个国家共一五个国家作

为样本。考虑到东欧转轨经济体的市场经济与金融体系发育时间较

短，数据可得性存在问题，本文没有纳入详本进行分析。

对所有一五个样本国家，以确定的开放时间窗口t为中心，前后各选

取5年的数据，即t±l,t±2,t±3,t±4,t±5共11个样本时间,

以此为时间序列选取特定的宏观经济指标的截面数据进行比较分析工

这样构成了包含截面指标与时间序列样本的Panel数据(见表1)。

本文涉及的宏观经济指标来源于UNSTATS、IMF的IFS.WorldBank

的WDI公开数据信息。涉及样本金融进展指标的数据来源于Beck,

Demirgtif-KuntandLevine(1999)o

表1开放前后实际GDP增长率(％)

时间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

哥伦比5.85.34.03.46.02.25.02.35.85.22.0

亚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

西亚786683254

韩国10.10.6.08.99.25.45.48.210.74.6

9946883495385

马来西6.27.7-1.1.5.39.99.09.09.58.89.8

亚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

秘鲁108-8.-11-5.2.1-0.4.712.8.52.4

7.71474368289

菲律宾3.44.36.76.23.0-0.0.32.14.34.65.8

215145842985

斯里兰54.31.72.42.36.44.64.46.95.65.5

卡637

泰国5.35.55.74.65.59.5一12.11.8.58.0

585532三.191768

29

委内瑞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

数据来源：根据UNSTATS数据计算整理。

1、关于资本市场开放与稳固增长、金融进展的检验

根据上述样本数据，本文逐步放宽对解释变量的操纵，进行计量检验。

本文估算了6个方程形式，得到的结果见表2。

表2资本市场开放的增长效应分析

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：***,**,*分别表示在1%,5%,10%的统计水平上显著(下同)。

回归分析结果显示，在加入资本市场效率指标作为解释变量之后，实

施市场开放措施当年的虚拟变量〃配与经济稳固增长率水平确实存

在正有关关系，有关系数为0.0—三，在统计上是显著的。而表示全

部年份开放状态的虚拟变量"3%•••与稳态增长水平始终存在非常显

著的负有关，有关系数为-0.02,甚至能够抵消开放当年虚拟变量的

正有关效应。

正是在经济增长率向稳态增长率趋同的收敛效应问题上，Barroand

Sala-i-Martin(1995)认为，新兴市场经济的实际增长水平与潜在的

稳固增长率存在正的背离。本文中新兴市场经济样本的平均增长水平

3.2%,远高于1982-1997年样本期间的世界平均GDP增长水平2.7%

(未考虑人口增长因素)，由此可见，资本市场开放状态有助于经济

增长水平向稳态水平收敛。正如KaminskyandSchmukler(2002)分

析那样，资本市场开放增加了不稳固因素，对经济增长在短期具有显

著的负面效应，但在长期则有正面的效应；而Kloin(2003)则指出，

开放与经济增长之间的关系曲线呈U字形。

为了更深入细致地考察开放状态的效应，本文对资本市场开放虚拟变

量进行分解，分别单独对每一个己经开放年份设置虚拟变量

PostLi，,i=1,2,..5,当年取值为1,其余年份取值为0,再按照上述计

量方程形式进行估算检验。相应的逐次回归的结果见表3。

表3各年份开放状态的增长效应

\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

估算结果显示，实施资本市场开放政策当年的虚拟变量对稳态增长存

在正有关关系，但是有关系数非常微弱，而且统计上并不可靠。相反,

代表保持开放状态的虚拟变量，对稳态增长率都存在微弱的负面影

响，统计上显著与非常显著。通过与前面的结果比较，能够发现一些

有趣的区别，当这些虚拟变量都在同一个方程里予以考察的时候，各

年份开放虚拟变量对稳态增长率的有关系数从-0.007至卜0.027。这

说明，新兴资本市场开放确实增强了经济增长的收敛效应。

通常认为，资本市场的进展，是通过间接的途径与机制来影响经济稳

固增长的。资本市场开放的增长效应发挥作用的机制，应该从资本市

场的效率提高上寻找验证。从资本市场开放对经济增长的传导机制上

看，开放确实对资本市场进展指标产生了正面的作用。

使用Henry(2000a)使用过的单变量回归方程，以固定效应技术估算

代表全部开放年份的开放指标U3A〃对资本化率CAP、市值比率VAL

与换手率指标TURN的影响，结果见表4。同时，也分解检验各个年

份的开放状态对资本市场进展指标的影响，结果见表5o

表4资本市场开放对市场进展的影响检验

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资本市场开放对市场进展影响的分解检验

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

能够看到，代表全部年份的开放变量与新兴资本市场进展指标之间存

在着非常显著的正有关关系。同时，随着时间的推移，开放状态的持

续，各个进展指标与开放虚拟变量保持统计显著的正有关关系。新兴

市场经济体保持一个开放状态对资本市场的进展可能是有利的。反过

来说，新兴资本市场的健康进展与资本市场的对外开放关系密切。这

说明资本市场开放可能更多的是通国内资本市场发育与完善来提高

市场的有效性，继而提升资本配置效率，达到促进经济稳固增长目标。

2、关于资本市场开放与投资、消费与经济波动的检验

资本市场开放通过改进资本产出效率的间接途径对经济长期稳固增

长产生影响。那么资本市场开放对短期的经济产出、对投资与消费的

波动又产生如何的影响呢？本文使用前述方程（4）的计量模型形式,

对实际经济及其构成部分私人投资与消费进行回归分析。

被解释变量分别为对数人均GDP增长率小实际GDP增长

率realGDP”，私人投资增长率/叫小居民消费增长率与波动指

标刊〃cGDP•»•-realGDP•••lt,加•••匕与Cog•,均使用各自实际数据，而

FlucGDP=realGDP^--YGDP,,,k为样本期个数。

itKr=i

解释变量为表示资本市场开放的虚拟变量S”O

操纵变量为前述。如「VaJ,刀"7g指标；同时，为了操纵世界经济

周期的影响，加入年份虚拟变量总和,，取值为各年份实际数值,

为残差。

利用上述P1归模型进行计量检验，其结果见表6①。

表6开放对经济波动的影响分析

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*

估算过程使用了固定效应技术（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

分析结果显示，对新兴市场来说，保持资本市场开放对产出水平具有

明显的正向影响，有关系数为0.025；从产出构成来分析，资本市场

开放的正向投资效应比较突出，有关系数达到0.106；对消费增长率

则有有关系数为0.04c对经济波动也有大致相当的正有关关系，有

关系数为0.022,而且都是统计显著的。能够看出，开放对经济增长

具有一定的刺激作用，同时也在一定程度上增加了经济波动的幅度。

同样，为了检验各个年份的开放状态对总量经济的影响效应，本文将

开放变量分解为各个年份的独立的虚拟变量进行进一步的检验。部分

回归结果见表7。

表7开放对经济波动影响的分解检验

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

计量结果证实，实施市场开放的各个年度虚拟变量对经济产出水平及

其构成都存在正有关关系，而且属于统计显著与非常显著的。

通过考察开放指标的含义，观察参照开放事件通常都发生在该年份的

中后期。考虑到从开放标志性事件发生到产生实际效应，存在时间上

的动态差异，那么开放效应的“滞后”与“持续”，是能够预期与懂

得的。

开放对私人投资的影响是比较明显的，有关系数在开放后第三年达到

0.106,由此看来，资本市场开放，不管是开放政策实施事件本身，

还是开放的状态，大概对经济总量、对私人投资与居民消费都可能产

生一些影响作用，但是这些作用，在有关系数上是很小的；从回归方

程的决定系数能够得知，回归方程的总体解释能力并不高，因此实际

的开放效应也没有那么显著。毕竟，正如LevineandZervos(1996)

揭示的那样，资本市场在进展中经济的地位与效率，远远没有发达经

济那样重要与有效。

四、结论及其对中国的启示

本文的计量分析说明：1、在拉美与亚洲新兴经济中，资本市场开放

对经济增长确实存在统计上显著的正面影响；保持资本市场的开放状

态，能够显著地加速了增长速度的条件收敛。

2、资本市场开放对新兴资本市场的进展有着明显的促进作用，开放

状态越持久，资本市场的进展程度就越高，资本积存与配置效率就越

有效，对经济增长越能产生显著的积极影响。

3、本文研究还发现，资本市场开放对新兴经济的投资与消费有着显

著的正有关关系。尽管新兴经济的波动幅度本来就比较剧烈，导致经

济波动的结构因素很多，但是资本市场开放的短期不稳固因素还是勿

庸置疑的。

4、资本市场开放给新兴市场经济带来了短期波动与长期稳固的增长

效应，这对马上全面开放的中国资本市场具有有益的启示。期待开放

资本市场能立刻给中国经济带来明显的增长效应，可能并不现实。但

是，资本市场开放能够带动资本市场本身的进展，对市场规模、流淌

性与效率等进展指标都有明显的促进作用。为此应采取相应的配套措

施，最大限度发挥开放对资本市场建设与完善的作用。

参考文献：

Barro,RobertJ.,1996,DeterminantsofEconomicGrowth:A

Cross-CountryEmpiricalStudy,NBERWorkingPaperwp5698.（中

文版：李剑与沈坤荣译校，2004,中国人民大学出版社。）

Barro,R.andX.Sala-i-Martin,1995,EconomicGrowth

McGraw-Hill,NewYork,NY.（中文版:何晖、刘明兴译，2000,中

国社会科学出版社。）

Beck,Thorsten,AsliDemirgil9-Kunt,andRossLevine,1999,A

NewDatabaseonFinancialDevelopmentandStructure,WorldBank

WorkingPaperswps2146.

Bekaert,Geert,andCampbellR.Harvey,1995,Time-Varying

WorldMarketIntegration,JournalofFinance50,403-444.

Bekaert,G.andC.R.Harvey,2000,ForeignSpeculatorsand

EmergingEquityMarkets,JournalofFinanceVol.55,Issue2,

565-614.Oravailable:NBERWorkingPaperwp6312,1997.

Bekaert,G.,Harvey,C.R.,andLundblad,C.,2001a,Does

FinancialLiberalizationSpurGrowth?NBERWorkingpaper8245.

Bekaert,G.,Harvey,C.R.,andLundblad,C.,2001b,Emerging

EquityMarketsandEconomicDevelopment,NBERWorkingPaper

wp7763.

Bekaert,G.,Harvey,C.R.andLumsdaine,R.L.2002,Growth

VolatilityandEquityMarketLiberalization,NBERWorking

Paper.Wpl0560.

Durham,J.Benson,2000,EmergingStockMarketLiberalisation,

TotalReturns,andRealEffects:SomeSensitivityAnalyses,QEH

WorkingPaperNO.51.

Fuchs-Schundeln,Nicola,andFunke,Norbert,2001,Stock

MarketLiberalizations:FinancialandMacroeconcmic

Implications,IMFWorkingPaper,wp01193.

Funke,Norbert,2002,StockMarketDevelopmentsandPrivate

ConsumerSpendinginEmergingMarkets,IMFWorkingPaper,

wp02238.

Galindo,Arturo,AlejandroMiccoandGuillermoOrdonezl,2002,

FinancialLiberalizationandGrowth:EmpiricalEvidence,

Inter-AmericanDevelopmentBank,May.

Henry,PeterBlair,2000a,Dostockmarketliberalizations

causeinvestmentbooms?JournalofFinancialEconomics58(2000)

301-334.

Henry,PeterBlair,2000b,StockMarketLiberalization,

EconomicReform,andEmergingmarketEquityPrices,TheJournal

ofFinance,VOL.LV,NO.2,April.

Jain-Chandra,Sonali,2002,TheImpactofStockMarket

LiberalizationonLiquidityandEfficiencyinEmergingStock

Markets,AColumbiaUniversityWorkingPaper.

Kaminsky,GracielaL.andReinhart,CarmenM.,1999,theTwin

Crises:TheCausesofBankingandBalance-of-PaymentsProblems,

TheAmoricanEconomicReview;Jun1999;89,3.

Kaminsky,GracielaL.andSergioL.Schmukler,2002,Short-Run

Pain,Long-RunGain:TheEffectsofFinancialLiberalization,

NBERWorkingPaperwp9787.

Krugman,Paul,1994,The