对外开放与经济波动关系研究

岁磊

[摘要]为研究对外开放与经济波动的关系，首次选择贸易开放度指标和金融开放度指标，基于中国省级层面1980—2012年的面板数据，构建计量模型并深入分析了贸易和金融开放政策对经济增长波动性的影响效果。研究结果表明，贸易开放政策似乎抑制了经济波动，可能是因为其往往伴随着旨在恢复价格信号的经济改革。理性地看待这些改革有助于经济增长和刺激的稳定性。金融开放政策往往会推动投机资本和破坏稳定资本的流动，因此会造成经济波动性的增长。

[关键词]对外开放；经济增长波动；贸易开放；金融开放

[中图分类号]F125.1[文献标识码]A[文章编号]

2095-3283（2015）12-0027-04

一、引言

近几十年来，关于对外开放政策对经济增长影响的争论从未停止过，这些争论基于已经执行的各项开放性指标和增长指标之间的关系以及这些关系的大量横向实证研究。大量关于发展中国家的文献和主要国际机构传送的信号，都强调了开放对经济增长具有积极效应①。然而，正如D.Rodrick所证实的那样，这场争论并没有停止，对立观点的文献也普遍存在，如Edwards（1998）②认为开放对经济增长没有影响。

开放和经济平均增长率之间的关系与开放和经济增长波动性之间的关系并不是相互独立的。据Ramey（1995）的观点，长久的经济增长波动会导致较低的平均增长率。如果要强调开放对经济增长波动性的影响效应，那么就要搞清楚开放对经济增长的影响渠道，而这一点在诸多文献中经常会被忽视。

虽然开放和经济平均增长速度的长期关系在文献中已被广泛研究，但是，还没有学者开展有关开放性和经济增长波动性之间关系的研究。经济增长和经济波动是经济学研究的两个永恒主题。其中，对中国经济增长进行研究的文献浩如烟海，比如，刘树成等（2005）认为经济增长的质量是由增长速度和增长波动两部分所构成的；然而，学者们对增长波动的研究还很少，刘树成（2009）和姚耀军（2013）等人，仅仅是把中国经济增长波动的主要原因归因于宏观调控改善及一系列结构变化和金融发展，却忽略了对外开放与宏观经济运行波动性之间可能存在的联系。因此，本文从对外开放角度来研究中国宏观经济增长波动现象，以期给人们一些新的启示。

二、对外开放和经济波动：假设的提出

已有的经济理论强调贸易的收益性。国家实施专业化生产和进行交易是出于两方面的原因：一方面，也是最为传统的，就是基于不同的技术、要素或偏好。那么，贸易收益是静态的，是贸易国家利用各自的比较优势进行国际贸易带来资源有效配置的结果。另一方面是报酬递增，这促使一个国家生产有限数量的每一类商品。那么，贸易收益基本上是动态的，是由于市场规模的不断扩大、竞争条件下生产设备的合理化、产品范围的显著扩张和技术进步的国际传播而降低单位生产成本的结果。关于最后一点，Coe和Helpman（1995）表明国外的研发支出对资本生产率产生有利的影响，并且这种效应在开放市场更为有效（即溢出效应）。

从理论上讲，金融开放也被认为是有益的。当资本可以自由流动的时候，一个国家可以使用全球的储蓄进行投资，从而避免实际利率的过度上升。同样，如果资本流动是完美的，由外国投资者所要求的风险溢价降低到至少保证他们汇回资金的程度。更一般地，资本是基于资本边际效率在国家之间的分配，其对应于一个最优经济配置点（Feldstein和Horioka，1980）。外商直接投资也促进了技术进步在国际间的传播。

很明显，贸易开放将经济暴露于外部冲击中，并加重了经济增长的波动性。经验证据表明，发展中经济体，特别是小经济体更加不稳定。Ahmed 和 Suard（2009）认为贸易开放带来的是更大的产出波动和消费增长波动。另外，开放不仅在一定程度上反映了结构性贸易政策，而且也反映了自由贸易政策，也就是更有利于企业竞争力的政策，它使经济能够更好地应对冲击。这意味着，开放会增加外来冲击的程度，而开放的贸易政策能减少或消除这种影响。但最终的影响是加重经济增长波动还是平抑经济增长尚无定论，但可以肯定的是，这种影响不容忽视的。

根据荷兰病模型（Corden和Neary，1982），出口收入激增将造成这个行业的快速增长，一般非贸易部门的增长程度较轻，而且没有从国际贸易繁荣中受益的行业将倒退，如制造业。这种倒退是劳动力和资本向扩张部门转移的结果，特别是出口收入增加造成实际汇率上升的结果。当出口收入下降的时候，相反的现象出现，也就是说实际汇率贬值使贸易品部门复苏。此外，由于内部资源重新分配产生调整成本，贸易开放增加了波动性对经济增长的负面影响。

几个侧面研究表明，对经济增长冲击的影响的确取决于对外开放。通过对两个时期（1970—1980，1980—1990）内发展中国家的人均国内生产总值增长率进行计量经济分析，结果表明，贸易条件对波动性的负面效应远远大于经济对外开放的影响效应（Guillaumont， Guillaumont Jeanneney， Brun，1998）。同样的研究也表明，这种波动性的效果需要通过实际有效汇率的波动性和投资率的波动性来实现。

贸易自由化政策往往倾向于恢复价格信号和提高经济灵活性，以更好地应对外部冲击，因此，本文假定贸易自由化政策更好地应对外部冲击和降低经济增长波动性。

三、对外开放和经济波动：概念和发展

（一）对外开放指标

贸易开放度为每年进出口商品和服务的收支总和与当年的国内生产总值之比（Denizer等人，2002；Ozenou，2008）。金融开放度为每年外国直接投资和证券投资的资本（资产与负债）总和与当年国内生产总值之比。既然不能确切地区分外国直接投资和证券投资，不妨把对应于市场逻辑的所有资本流动定义为金融总量。

图11978—2012年我国贸易开放度演变态势

数据来源：国家统计局网。

为了随后分析的需要，试图确定对外开放演变中具有特点的子时段。为此，根据图1③，中国的贸易开放度虽然在时间上呈现出递增的近似线性趋势，但是还是很容易地被区分为三个子时段。第一个子阶段（1981—1990），对应于中国刚刚执行改革开放政策，贸易开放度的适度增长阶段。第二个子阶段（1990—2001），增长加速，改革开放已经进行了十周年。第三个子阶段（2001—2012），对应于中国加入世贸组织以后，贸易开放度出现了一些波动。对于金融开放度，为了得到开放对增长波动性影响的类似计量分析，也做等长子阶段的划分。

我国东部区域的贸易开放度平均高于其他区域的贸易开放度。从第一阶段到第二阶段贸易开放度普遍提高，但从第二阶段到第三阶段出现了下降期。平均而言，东部区域的贸易开放的涨幅是最剧烈的（标准差最大）。但是，总体较低的标准偏差表明，开放度显然是可以根据地理位置来判断的。

我国金融开放度最高的区域仍是东部区域。这些区域的金融开放度在整个期间呈递增发展。对于所有省份而言，金融开放度在第二和第三阶段之间有上升的趋势。实际上，它在第一和第二阶段之间稍有停滞，在西部区域的趋势最为显著。

（二）经济增长波动性的发展变化

Lucas（1977）认为经济波动指的是经济增长速度的高低起伏，Kunieda（2008）使用一定时期内经济变量变化的方差作为宏观经济波动的测度，鉴于此，参考邵传林和王琳琳（2013）的方法，本文采取人均产出增长率与趋势值和随机成分值的差异来量化宏观经济波动性，但是，怎样剔除趋势成分和随机成分呢？姚耀军（2013）基于Christiano和Fitzgerald（2003）的随机游走带通（Band-pass）滤波法剔除人均产出增长率的趋势成分和随机成分④，另外，Ang（2011）在计算印度的消费波动时使用移动平均标准差，窗口为5年，因此，在识别出人均产出的周期成分后，计算其五年移动的标准差。对于非对称CF滤波法，带宽边界的选取是本方法成功的关键，但是风险性比较高，鉴于此，本文采用趋势拟合法来估计趋势值和随进成分，这就涉及到对每个省份和时期，选择估计增长率趋势的最优代表方程。

为了评估波动性的发展变化，本文采用每个省份的面板数据⑤、普通最小二乘估计方法以及计算增长率波动性指标。根据波动性的概念，认为它只有在一个多年基础来测定才有意义，根据这样的事实理由，年度数据重新分组成三个子时段。

1.波动性概念

增长波动性的计算只有利用增长率平稳序列数据才有意义。因此，有必要考虑如下所示的等式（1），并且该式能够消除序列的非平稳构成。它可能有两种形式的非平稳性：确定性（趋势的存在）和随机性（存在单位根）。在第一种情况下，随机冲击只是短暂地影响该序列的行为。在第二种情况下，随机冲击永久性地影响该序列的行为（Bresson和Pirotte，1995）。

估计方程的形式为：

yi，t=β1i+β2i·t+β3i·yi，t-1+εi，t（1）

其中，yi，t为第t年省份i的人均实际GDP的增长率，t为趋势。省份i在周期t的增长波动性计算过程如下：首先，通过普通最小二乘法估计方程；然后，对所得年残差求平方，对残差平方在既定期间内求平均。

总之，增长波动性由每个省份的人均实际GDP的增长率剔除非稳定因素后的变异来测定的。因此，本文计算的波动性不对应于所感知的波动性（相对于预期值的波动性），也就是说，增长率预期模型需要能够测度风险；但是，对于一个如此大的样本集来说，风险的测度是难处理的。因此，等式（1）是个平稳的方程，但不是增长的描述方程。此外，市场可以把非随机变化传达给敏感的经济主体，因此它在剔除随机变化和风险方面是令人满意的。

2.增长波动性发展变化特征

中国实际产出增长率如图2所示，很明显，从1980—2012年经历了三个周期，第一个周期是从1980—1990年，第二个周期是从1990—2001年，第三个周期是从2001—2012年。产出增长率的三个周期与开放度的三个阶段是一致的，可以肯定的是这种一致性绝非偶然。

图2中国实际产出增长率

数据来源：根据《2013年中国统计年鉴》整理。

相对于从1980—2012年的整段时间的计算，分成时间段具有明显优势：它可通过已得到的均值来识别在三个子时段波动性的演化。

正如预期的那样，中国经济增长波动性具有明显的区域协调性（鲍晓辉，2012）。总体上，经济增长波动性自改革开放以来，从高位波动转向日趋平稳的第三阶段，证实了邵传林（2013）的观点，经济波动性的标准差从第一个阶段到第三个阶段逐渐减小。

四、开放政策对经济增长波动性的影响：经济计量估计

（一）模型检验和估计方法

估计开放政策对经济增长波动性的影响，假定贸易开放政策的影响为正，金融开放政策的影响为负。为此，本文提出已被定义的增长率波动性模型。这个模型既包含先前定义的开放政策指标，同时把对波动性产生影响的一系列结构性变量作为解释变量。

首先，假设以人口数量的对数形式表示的城市规模降低了经济增长波动：一方面，活动的多样化能够补偿经济行业周期的一些波动性；另一方面，较大的城市在结构上能够自给自足，较少依赖外部，因此较少暴露在国际经济的冲击下。

对于人均产出可以有类似的推理，因为发展伴随着活动的多样化。当然，与人口的情况相反，对外开放随着发展而扩大。但是，发达省份出口的工业品和服务的国际价格比初级商品价格波动小，因此他们遭受的外部冲击程度也更低。此外，还可以假设，最发达的省份有更高的管理外部冲击的能力。

采矿和石油出口的收入本质上是不稳定的，因此它们是更大的波动因素。根据Beck（2006）可知，在模型中也可以加入货币冲击SHOC变量作为控制变量，用通货膨胀率5年移动平均标准差衡量货币冲击变量。所有原始数据皆根据各年《中国统计年鉴》《中国金融年鉴》、各省统计年鉴与《新中国60年统计资料汇编》整理而得。

因此，所估计的模型如下：

Iit=β0+β1*pt+β2*Lpopit+β3*Lyit+β4*Lminierit +β5*opentrit+β6*openfiit+β7*shocit+εit（2）

其中，Iit为在时期t国家i的增长波动性指标，它由等式（1）计算间接而得；pt为在t期取值为1的虚拟变量；Lpopit为初始人口的对数；Lyit为最初人均实际产出的对数；Lminierit为采矿和石油出口收入占总产出份额的对数；opentrit为贸易开放政策指标；openfiit为金融开放政策指标；shocit为通货膨胀率5年移动平均标准差；εit为方程的残差，满足经典假设。

这里采用二阶段最小二乘法估计计量经济模型。这种估计方法保护了增长率波动性和开放政策变量之间可能的联立性偏差。此外，该方法能够克服遗失与方程中变量相关的变量而带来的影响。最后，该方法对连续独立测量误差提供了某些保障。

所包含的工具变量，或者是模型中的外生解释变量（如采矿和石油出口率），或者是模型之外的变量，并被认为是外生的，例如贸易或距离方面的增长率，或者是滞后变量：人口，人均产出，开放率，产出增长率，通货膨胀率，预期寿命和中学入学率。Nakamura的外生性检验给出的F值为14.76，因此，可以拒绝解释变量外生性的零假设，进一步证实了使用工具变量法的有效性。Hausman的过度识别检验给出Chi-2值为12.62，因此，能够在1%的显著水平下接受模型正确设定的零假设，工具变量的选择的正确性得到证实。

怀特（White）检验给出的F值为2.32，因此，在5%的显著水平上拒绝同方差的零假设，因同方差假设被拒绝，残差的方差协方差矩阵通过怀特（White）的方法进行纠正。通过根据城市地理位置构建的一系列CHOW的参数稳定性检验，来评价估计方程的计量稳健性。最后，可以通过拉姆齐Reset检验评价函数形式的一般性设定误差检验。

（二）实证结果及分析

所获得计量模型如下：

Iit= 0.26-1.76*p1 + 1.01*Lp2-3.31*Lpopit

5.32 **** 0.78 0.22（3.26）****

-1.43*Lyit +1.24*Lminierit-1.23*opentrit+0.18*

4.21**** 3.42**** 2.76***1.85**

openfiit+0.42shocit+εit

（2.78）****

2=0.54

Chow-F（西部区域vs所有省份）=0.56，p（H0）=0.94

Chow-F（西部区域+中部区域vs所有省份）=0.67，p（H0）=0.96

Chow-F（西部区域+中部区域+东北区域vs所有省份）=0.94，p（H0）=0.62

Chow-F（西部区域+中部区域+东北区域+东部区域vs所有省份）=0.12，p（H0）=1

Reset（3）-F=0.44，p（H0）=0.67

括号内的数值为t统计量。鉴于数据的层叠性质和工具变量，该模型的解释能力是令人满意的。该方程通过了施加给它的计量检验。对应的前两个阶段的哑变量p1和p2，1980—1990年和1990—2001年在统计上是不显著的。所有的结果，无论是检验变量还是控制变量，都是统计显著的和符合预期的。贸易开放政策和金融开放政策分别在1%和5%的显著水平下是统计显著的。从而，贸易开放政策似乎减少了波动性，这可能是因为它们往往伴随着旨在恢复价格信号的经济改革政策。理性地认为，这些改革有助于经济增长和刺激的稳定性。但是，对于金融开放政策来说，由于它往往推动投机资本并破坏了稳定资本的流动，因而助长了经济波动。

本文的研究结果仅根据以往经验数据建模而得，因此它仅提供了实际问题的追溯，而并不一定适合于问题的推断。结论表明，经济开放政策对经济增长稳定性的影响是不明确的。原因是，贸易开放政策看似减少了经济波动性，而最新的金融开放政策却相当显著地加重了经济波动性。总之，本文的研究可以支持如下观点：即开放的贸易政策不仅有利于经济增长的进展，同时也有利于经济增长的稳定性。这一结果有助于解释为何我国在过去的20年像发达国家那样采取贸易自由化政策。然而，只要它仍然与市场机制的正常运行相兼容，那么金融开放对经济增长波动性的积极作用还可以为我们提供一些有利于资本流入的监管方法。

[注释]

①宣传外向型政策是所谓的“华盛顿共识”（Rodrik，1999，第19页）的一部分。

②七十年代以来增长业绩最好的国家是那些取得最高的投资率、并保持宏观经济稳定的国家。增长速度和开放性指标之间的统计关系将是不显著的。

③现在全国区域划分为东部、中部、西部和东北。东部包括：北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东。中部包括：山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南。西部包括：内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。东北包括：辽宁、吉林、黑龙江。海南和西藏两省的变量数据缺失，将重庆的数据并入四川省，因此，共有 28 个截面数据。

④使用软件Eviews6.0来识别经济增长中的周期成分。

⑤时间维度为前文提到的三个子阶段（1980-1999，1999-2001，2001-2012）。

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（责任编辑：郭丽春）