董 驥，李增剛

(山東大學經(jīng)濟研究院，山東 濟南 250100)

一、引 言

20世紀70年代以來，伴隨著McKinnon與Shaw等經(jīng)濟學家提出金融自由化理論，金融自由化浪潮迅速席卷全球。世界上大部分國家紛紛將金融開放作為金融系統(tǒng)改革的關鍵問題，通過開放資本賬戶、解除國內(nèi)金融抑制相關政策等措施擴大本國金融開放水平，希望能夠通過金融開放促進本國經(jīng)濟發(fā)展，從而實現(xiàn)宏觀經(jīng)濟目標。國際資本流動是實施金融開放所帶來的最直接的表現(xiàn)形式，隨著經(jīng)濟全球化的不斷推進與世界各國經(jīng)濟之間相互合作的不斷加深，國際資本流動的規(guī)模也在不斷擴大，各國的金融開放水平也在不斷提升，經(jīng)濟發(fā)展水平不斷提高。

張金清等[1]認為，一個國家的金融開放不應該只包含對其他國家取消資本賬戶與金融服務進入限制即“引進來”，還應該包括本國境內(nèi)的金融資本與金融服務“走出去”，即一個國家的金融開放是“引進來”“走出去”的雙向開放。所以，許多學者參考貿(mào)易開放度的測量方法，從資本流動的角度來測度一個國家的金融開放水平。一般而言，金融開放的過程既包括其他國家金融資本進入本國的過程也包括本國資本流向其他國家的過程。一個國家“引進來”的國外資本會對本國的經(jīng)濟發(fā)展有一定的促進作用，而且“走出去”的國內(nèi)資本會對其他國家的經(jīng)濟發(fā)展有一定的促進作用。

金融開放水平的提高會對相對落后的發(fā)展中國家在獲得廉價的國際資本方面起到積極作用，有助于改善投資結(jié)構，對這些國家構建多元化金融體系、更好地服務地方實體經(jīng)濟、帶動服務業(yè)發(fā)展等產(chǎn)生積極作用，而且新古典主義經(jīng)濟學也揭示了國際資本流動對投資國(資本流出國)經(jīng)濟發(fā)展的積極作用，即金融開放水平在空間上對其他國家的經(jīng)濟發(fā)展有一定的溢出效應。但是，也不能否認在金融開放初期由于監(jiān)管欠缺和風險防范措施不到位，開放帶來的國際資本流動會擴大一個國家的金融系統(tǒng)的不穩(wěn)定性，對宏觀經(jīng)濟和金融穩(wěn)定帶來一定的風險使得經(jīng)濟與金融的脆弱性上升，最終導致資本大量流出，本幣匯率暴跌，經(jīng)濟崩潰。例如，20世紀 90 年代，由于政府急于運用國際資本彌補巨額赤字造成外匯儲備減少與比索貶值，直接導致了墨西哥金融危機的爆發(fā)。另外，金融開放帶來的資本自由流動對發(fā)達國家而言無疑也平添了他們轉(zhuǎn)嫁金融風險給發(fā)展中國家的途徑，如 2008 年的美國次貸危機，在很短的時間內(nèi)迅速蔓延至其他國家。因此，金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響尚未明確，國際資本的流入與本國資本的流出是否對其他國家經(jīng)濟發(fā)展有積極的溢出效應也有待證實。

二、文獻綜述

學術界關于金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響主要集中在金融開放導致國際資本流入方面，即“引進來”方面，而且對于是否能夠促進東道國的經(jīng)濟發(fā)展爭論不休。在促進東道國經(jīng)濟發(fā)展方面，比較經(jīng)典的理論為Mckinnon[2]提出的McKinnon Effect。他認為金融開放會促進金融自由化，從而消除國家金融抑制，促進經(jīng)濟與金融發(fā)展。根據(jù)新古典經(jīng)濟增長理論，影響經(jīng)濟增長的要素有投資、勞動力數(shù)量與要素生產(chǎn)率。從這個方面出發(fā)，Bekaert等[3]與Galildo等[4]均通過研究得出金融開放導致的國際資本流入會彌補東道國國內(nèi)資本不足、降低投資成本，從而促進經(jīng)濟增長。Bonfiglioli[5]實證研究并檢驗了金融開放對全要素生產(chǎn)率的影響，指出金融開放會顯著提升東道國的全要素生產(chǎn)率，從而促進經(jīng)濟增長。根據(jù)內(nèi)生增長理論，經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動因素是技術進步，Klenow和Rodriguezclare[6]指出，金融開放通過帶來國際資本促進本國金融市場化的同時，也帶來了發(fā)達國家的先進金融技術，從而有助于本國金融技術的提高。張煜[7]通過采用VAR模型得出金融開放確實對經(jīng)濟發(fā)展有促進作用。張永升等[8]實證分析了金融開放對經(jīng)濟增長的正效應。也有一些學者認為金融開放對于一個國家經(jīng)濟發(fā)展的影響有可能是負向的，Stiglitz[9]分析和整理了20世紀80年代發(fā)展中國家頻頻爆發(fā)金融危機的原因，認為發(fā)展中國家欠發(fā)達的市場機制與脆弱的監(jiān)管能力無法有效處理金融開放與金融自由化帶來的國際資本流動的不完全信息與道德風險問題，因此，過早地且盲目地實施金融開放導致該國經(jīng)濟的不穩(wěn)定，無法促進經(jīng)濟發(fā)展。施丹[10]研究發(fā)現(xiàn)像南非、秘魯?shù)冉鹑陂_放水平很高的新興市場國家的經(jīng)濟增長率甚至為負，說明這些國家實施金融開放并沒有對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響。一些學者研究表明實施金融開放帶來的資本流入對東道國的經(jīng)濟發(fā)展的影響是不確定的，主要取決于東道國的一些經(jīng)濟指標：Chinn和Ito[11-12]、Bekaert等[13]與Wei[14]研究得出當東道國擁有好的制度質(zhì)量時，金融開放會顯著促進經(jīng)濟發(fā)展。Bekaert等[15]研究得出具有更高金融發(fā)展水平與制度質(zhì)量的國家，金融開放會大幅度提升東道國的全要素生產(chǎn)率。鄧敏和藍發(fā)欽[16]研究得出影響金融開放促進東道國經(jīng)濟發(fā)展的主要因素有：金融發(fā)展水平、制度質(zhì)量和宏觀經(jīng)濟政策等。

相比之下，在金融開放所包括的“走出去”方面的研究文獻相對較少，而且主要集中在國際資本自由流動導致的危機傳染效應，很少有學者研究東道國金融開放水平對其他國家經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應。Kim等[17]研究認為，各國金融開放導致國家金融資本自由流動帶來的宏觀效應趨同，通過金融傳染效應最終會促進區(qū)域經(jīng)濟共同發(fā)展。Heathcote和Perri[18]研究發(fā)現(xiàn)，資本自由流動顯著提升了資本分配效率，使得各國進行更加專業(yè)化的生產(chǎn)，這盡管會降低產(chǎn)出，但是通過明確化的分工會使得比較優(yōu)勢更為明顯，并最終有益于經(jīng)濟發(fā)展。Loungani等[19]研究發(fā)現(xiàn)，金融開放水平的提升導致國際資本流量的增大有利于降低貿(mào)易壁壘，穩(wěn)定經(jīng)濟增長。侯曉霞[20]通過構建面板固定效應模型實證得出國際資本流出對其他國家的影響受制于該國家經(jīng)濟實力。

綜上所述，由于研究方法不一致、樣本選取的不同等因素，大量的理論研究與實證研究都表明一個國家的金融開放水平會對該國的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生不確定的影響，但是缺少將金融開放水平對該國與其他國家經(jīng)濟發(fā)展的直接效應與溢出效應綜合到一個計量模型的研究，而且也缺少對不同發(fā)展水平國家的經(jīng)濟增長影響。因此，本文利用86個國家的相關宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，構建面板固定效應模型與空間杜賓面板模型，研究一個國家的實際金融開放水平對本國與其他國家經(jīng)濟發(fā)展的直接效應與溢出效應。

三、金融開放影響經(jīng)濟發(fā)展的一個簡單理論模型

實施金融開放會對不同發(fā)展階段的國家產(chǎn)生不同的影響。在Aghion等[21]的基礎上，本文構建一個簡單的兩期開放經(jīng)濟體的宏觀模型，解釋一個經(jīng)濟體實施金融開放后會對該經(jīng)濟體產(chǎn)生何種影響。

(一)模型基本假設

假設在一個經(jīng)濟體中，只有一個生產(chǎn)者與一種可交易商品，這種商品由該生產(chǎn)者負責生產(chǎn)，生產(chǎn)該商品需要兩類生產(chǎn)要素：金融資本和固定生產(chǎn)要素(例如勞動力、廠房等)。所以，在這個經(jīng)濟中只存在兩個部門：一個生產(chǎn)者負責生產(chǎn)財富，一個金融機構對該企業(yè)提供信貸支持。生產(chǎn)者在生產(chǎn)時面對的國家固定生產(chǎn)要素的供給是非彈性的，恒為Z，其價格為p。

在一個不完全的信貸市場中，由于委托代理問題的存在，生產(chǎn)者所能獲得的最大貸款額往往與其財富或者生產(chǎn)水平成正比。這個貸款比率被稱為信貸乘數(shù)或者金融加速因子，用μ表示，即若生產(chǎn)者的最初財富為WB，則可以貸取的最大資本為μWB，在一些文獻中也用該乘數(shù)反映一個國家的金融發(fā)展水平。因此，生產(chǎn)者在生產(chǎn)時最大的資本投入是K=I-pz，其中，I=min{(1+μ)WB,WB+WL}。

假設生產(chǎn)者面臨的生產(chǎn)函數(shù)是Leontief生產(chǎn)函數(shù)，即y=min(K/a,Z)，其中，1/a≥r，即單位資本的生產(chǎn)率要大于國內(nèi)利率。K表示生產(chǎn)時的資本水平，Z表示生產(chǎn)時國家資本的投入水平。初始階段由于K/a0。生產(chǎn)者的最優(yōu)決策應使得K/a=Z，此時p=0，K=(1+μ)WB。

(二)實施金融開放之前的經(jīng)濟發(fā)展

在實施金融開放之前，假設為t期，國內(nèi)金融機構為使自身資本獲得最大化收益，將貸給生產(chǎn)者的資本利率定為r=1/a，由于WtL<μWtB，生產(chǎn)者所能貸取的最大資本為WtL，最大資本投入為Kt=WtB+WtL<(1+μ)WtB，此時pt=0。則在t+1期有

(1)

(2)

(三)實施金融開放之后的經(jīng)濟發(fā)展

1.國內(nèi)利率與國際資本市場的利率相同

考慮一個簡單的二期動態(tài)模型方程，第二期初始時生產(chǎn)者與國內(nèi)金融機構擁有的財富分別為：

(3)

從式(3)中可以看出，在實施金融開放之后，國內(nèi)經(jīng)濟在短期會實現(xiàn)增長，且從該式中發(fā)現(xiàn)：

(4)

因此，經(jīng)濟增長的速度也要比實施金融開放之前的速度要快。

Aghion等[21]中，在不討論其他因素影響開放之后直線斜率的前提下，該小型經(jīng)濟體的經(jīng)濟發(fā)展會經(jīng)歷兩個轉(zhuǎn)折點，如圖2所示。

首先，此時K/a=(1+μ)W1/a=Z，解得W1=aZ/(1+μ)；即若一個國家的金融開放之初的財富水平不到W1，則實施金融開放會對該國經(jīng)濟發(fā)展起到促進作用。

其次，由于K=I-pz，當財富水平不到W1時，此時國內(nèi)固定生產(chǎn)要素尚有盈余，因而p=0。當財富水平達到W1時，此時國內(nèi)固定生產(chǎn)要素供應不足，此時p>0。由于：

(5)

因而有：

(6)

(7)

當經(jīng)濟的初始財富大于W1時，由于K/a=(1+μ)W/a>Z，此時經(jīng)濟的產(chǎn)出為固定值Z，此時有

(8)

綜上，若經(jīng)濟體初始財富水平在轉(zhuǎn)折點W1之前，金融開放會導致經(jīng)濟快速增長，但由于開放之前的經(jīng)濟水平較低，本文將這個經(jīng)濟體定義為落后的發(fā)展中國家；若經(jīng)濟體初始財富水平在W1與W2之間，由于初始財富過多使得生產(chǎn)者生產(chǎn)時對國內(nèi)固定生產(chǎn)要素有超額需求，此時國內(nèi)固定生產(chǎn)要素的價格會隨著初始財富的增加而增加，價格效應明顯，因而該國經(jīng)濟會產(chǎn)生一定的波動，此時，本文將該經(jīng)濟體定義為新興的發(fā)展中國家；若經(jīng)濟體初始財富水平在W2之右，此時生產(chǎn)者生產(chǎn)所得到任何利潤不如將資本投入國際資本市場所獲得的利息，所以生產(chǎn)者不會從事生產(chǎn)活動，本文將該經(jīng)濟體定義為發(fā)達國家。

2.金融開放對不同發(fā)展水平國家經(jīng)濟發(fā)展的影響

首先，落后的發(fā)展中國家由于初始財富水平較低，位于W1左側(cè)，國內(nèi)固定生產(chǎn)要素在實施金融開放之前尚有盈余，因此，這類國家對金融資本有超額需求。實施金融開放之后，隨著國際金融資本流入，經(jīng)濟在短期內(nèi)會快速發(fā)展，期末時的財富水平要高于初始狀態(tài)。因此，說明實施金融開放會對這類國家的直接效應顯著。

(9)

因此，發(fā)達國家并沒有從金融開放導致的國際資本流入的過程中受益，即發(fā)達國家的金融開放對其經(jīng)濟發(fā)展的直接效應不顯著。

再次，對于新興的發(fā)展中國家，金融開放會使得該國的發(fā)展不可避免地進入一定的波動狀態(tài)，前面的分析中闡明，由于該國生產(chǎn)所獲收益比將全部資本投入國際資本市場所獲收益要高，因此，生產(chǎn)者會選擇繼續(xù)生產(chǎn)，但是經(jīng)濟財富水平并不一定會提升。由于此時生產(chǎn)者仍會根據(jù)自己的最大借貸水平生產(chǎn)，經(jīng)濟開始進入波動階段，會產(chǎn)生兩種情況，如圖3所示。

第二類情況會使得該國在長期發(fā)展中達到一定的穩(wěn)定狀態(tài)，此時該經(jīng)濟體的財富水平要高于初始財富水平，但是金融開放對該國的短期經(jīng)濟發(fā)展的直接效應也是不確定的，長期顯著為正。

最后，考慮一國金融開放對其他國家經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應。如果一個國家在生產(chǎn)過程中存在本國金融資本盈余的狀態(tài)，為避免國內(nèi)固定生產(chǎn)要素的超額需求而產(chǎn)生的價格效應，該國會將多余的金融資本投入到其他國家從而獲得相應的利潤，因而筆者可以斷定：不論該國的經(jīng)濟發(fā)展水平如何，如果存在金融開放“走出去”的過程，則其金融開放對于其他國家經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應一定是顯著為正的。

根據(jù)對Aghion模型的分析可知，對于落后的發(fā)展中國家，金融開放對本國經(jīng)濟發(fā)展正的直接效應顯著；對于發(fā)達國家，金融開放對本國經(jīng)濟發(fā)展正的直接效應不顯著；對于新興的發(fā)展中國家，金融開放對本國經(jīng)濟發(fā)展直接效應是不確定的；所有國家的金融開放對其他國家經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應無法明確從該模型中得出。

四、金融開放水平對本國經(jīng)濟發(fā)展的直接效應分析

(一)模型設定、變量選取與數(shù)據(jù)來源

為探究一個國家的金融開放水平對本國經(jīng)濟發(fā)展的影響，本文選取86個國家2005—2017年的年度宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，(14)選取86個國家包括38個發(fā)達國家(澳大利亞、奧地利、比利時、加拿大、塞浦路斯、捷克共和國、丹麥、愛沙尼亞、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、冰島、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、韓國、拉脫維亞、立陶宛、盧森堡、馬耳他、墨西哥、荷蘭、新西蘭、挪威、波蘭、葡萄牙、新加坡、斯洛伐克共和國、斯洛文尼亞、西班牙、瑞典、瑞士、土耳其、英國、美國)、 16個新興的發(fā)展中國家(阿根廷、巴西、智利、中國、哥倫比亞、埃及、印度、印度尼西亞、約旦、馬來西亞、秘魯、菲律賓、俄羅斯、南非、泰國、委內(nèi)瑞拉)與32個落后的發(fā)展中國家(安哥拉、亞美尼亞、孟加拉國、白俄羅斯、玻利維亞、波斯尼亞和黑塞哥維那、博茨瓦納、保加利亞、柬埔寨、哥斯達黎加、克羅地亞、格魯吉亞、海地、洪都拉斯、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、萊索托、摩洛哥、莫桑比克、納米比亞、尼加拉瓜、巴基斯坦、巴拉圭、摩爾多瓦、羅馬尼亞、塞拉利昂、馬其頓王國、突尼斯、烏干達、烏克蘭、坦桑尼亞、烏拉圭)。構建普通面板回歸模型：

(10)

(11)

其中，y表示經(jīng)濟發(fā)展水平，F(xiàn)O表示金融開放水平，X表示控制變量，D1、D2和D3為虛擬變量，分別表示國家是否為發(fā)達國家、新興的發(fā)展中國家與落后的發(fā)展中國家。

被解釋變量：經(jīng)濟發(fā)展水平。本文選取2010年美元計價的實際人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對數(shù)(lNPGDP)來衡量一個國家經(jīng)濟發(fā)展水平，該數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫(WDI)。

解釋變量：金融開放水平。測度金融開放水平的方法有很多，本文依據(jù)國際資本流動理論和方法，借鑒Lane和Milesi-Ferretti(2001)的方法，用國際投資頭寸表(IIP)中的資產(chǎn)與負債之和與名義GDP的比值衡量實際金融開放水平，公式為：FOit=(Assetsit+Liabilitiesit)/GDPit

控制變量。本文選取與人均GDP相關的變量作為控制變量，主要包括居民消費率(CONS_R)，CONS_R=居民最終消費支出/名義GDP；平均投資率(INV_R)，INV_R=國內(nèi)總投資/名義GDP；政府支出率(GOV_R)，GOV_R=政府支出/名義GDP；凈出口率(NX_R)，NX_R=凈出口/名義GDP；人口增長率(PEO_INC)。前四項數(shù)據(jù)來源于WDI，后一項數(shù)據(jù)來源于BVD-EIU Country Data。

(二)變量的描述性統(tǒng)計(如表1所示)。

表1各變量描述性統(tǒng)計

(三)金融開放水平對不同國家經(jīng)濟發(fā)展的影響分析

本文利用Stata軟件對模型進行估計，估計結(jié)果如表2所示。由表2可知，在不控制國家經(jīng)濟發(fā)展水平的普通模型與面板固定效應模型(模型1與模型4)的估計結(jié)果中，金融開放水平對實際人均GDP的半彈性效應分別為0.0031與0.0003，但是后者是不顯著的，猜測由于空間固定效應的存在削弱了金融開放水平對于經(jīng)濟發(fā)展的影響。在控制了國家經(jīng)濟發(fā)展水平的普通模型與面板固定模型(模型3與模型5)中，新興的發(fā)展中國家與落后的發(fā)展中國家的金融開放水平對本國經(jīng)濟的發(fā)展有顯著的促進作用，其回歸系數(shù)分別為0.3538和0.2519、0.1095和0.1200，實證結(jié)果符合新興的發(fā)展中國家與落后的發(fā)展中國家的金融開放水平對本國經(jīng)濟發(fā)展有正向的直接效應的理論假說；對于發(fā)達國家，兩個模型的回歸系數(shù)為0.0020與0.0002，而且后者是不顯著的，回歸系數(shù)相比于新興的發(fā)展中國家與落后的發(fā)展中國家的回歸系數(shù)要小，表示發(fā)達國家金融開放水平對本國經(jīng)濟發(fā)展的直接效應要明顯小于發(fā)展中國家，這樣的實證結(jié)果也符合前文的理論假說。因此，以上模型的估計結(jié)果可以得出新興的發(fā)展中國家與落后的發(fā)展中國家的金融開放水平的提升會對本國的經(jīng)濟發(fā)展有一個顯著為正的直接效應，發(fā)達國家的金融開放水平的提升對本國的經(jīng)濟發(fā)展的直接效應不顯著，且該直接效應要小于新興的發(fā)展中國家與落后的發(fā)展中國家，所得結(jié)果符合前文的理論解說。

表2金融開放水平對不同國家經(jīng)濟發(fā)展影響實證結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值；*、**和***分別表示10%、5%和1%的顯著水平不同。②模型3可以看作一個控制了國家發(fā)展水平的簡單面板模型。③模型4中原假設為不存在時間固定效應的F值為0.6054，在10%的顯著水平不能拒絕原假設，因此，認定該面板模型中不存在時間固定效應。同理，模型5中F值為1.2598，在10%的顯著水平不能拒絕原假設，因此，認定該面板模型中也不存在時間固定效應。④模型4中原假設為面板模型應采用空間隨機效應的Hausman統(tǒng)計量為182.4300，在1%的顯著水平下拒絕原假設，因此，認定面板空間效應為固定效應。同理，模型5中Hausman統(tǒng)計量為304.2700，在1%的顯著水平下拒絕原假設，因此，認定面板空間效應為固定效應。

五、金融開放水平對本國經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應分析

由于此面板固定效應模型的前提假設是國家與國家之間不存在空間交互效應，因此，無法從上述模型中得出金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應，需要利用空間面板模型對該溢出效應進行研究。

(一)空間權重矩陣的設置

研究以資本自由流動來衡量的金融開放水平與經(jīng)濟發(fā)展的空間相關關系時，空間上的單位是世界上位置相對分散的國家，因而顯然不能利用以往“0—1”設置的空間鄰接權重矩陣，所以，本文引入能夠反映兩個國家經(jīng)濟相互聯(lián)系的空間經(jīng)濟權重矩陣W，兩個國家之間的貿(mào)易額越大，表明兩個國家之間的經(jīng)濟關系越緊密，所以利用兩個國家之間的貿(mào)易額為矩陣W中的元素。由于數(shù)據(jù)的可得性，本文采用86個國家之間2008—2012年的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，求平均值作為最終空間經(jīng)濟權重矩陣W中的元素。wij=tradeij，其中，tradeij表示國家i與國家j之間的5年貿(mào)易總額的平均值。

(二)空間自相關檢驗

本文利用空間Moran’s I指數(shù)檢驗世界各國之間金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響是否具有空間相關性，實際計算得出2005—2017年每年的Moran’s I指數(shù)均大于0，而且均通過了1%的顯著性檢驗，說明金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響在基于空間經(jīng)濟權重矩陣上表現(xiàn)出顯著的正空間相關性，因此，本文利用空間面板模型對金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響研究是可行的。

(三)金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的空間杜賓模型

由于空間模型一般存在空間滯后模型(SAR)與空間誤差模型(SEM)兩種形式，因此，本文需要確定空間模型的最佳形式。先對已有的非空間面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)果進行傳統(tǒng)的LM檢驗與穩(wěn)健的LM檢驗，以確定使用空間滯后模型還是空間誤差模型，根據(jù)檢驗結(jié)果，當采用傳統(tǒng)的LM檢驗時，在1%的顯著水平上，都拒絕沒有空間滯后被解釋變量的原假設和沒有空間自相關誤差項的原假設。當采用穩(wěn)健的LM檢驗時，在10%的顯著水平上都拒絕沒有空間自相關誤差項的原假設，但無法在10%的顯著水平上拒絕沒有空間被解釋變量的原假設。當采用兩類LM檢驗拒絕非空間的模型而采用空間模型時，應采用空間杜賓模型，模型設定為：Yt=δWYt+αιN+Xtβ+WXtθ+ut，然后通過檢驗原假設H0:θ=0與H0:θ+δβ=0，前者用以檢驗空間杜賓模型是否能夠簡化為空間滯后模型，后者用以檢驗空間杜賓模型是否簡化為空間誤差模型。檢驗的方法為LR檢驗或者Wald檢驗。本文利用空間杜賓模型對金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展水平的影響進行參數(shù)估計，估計結(jié)果如表3所示。

表3金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的影響的空間杜賓模型的估計結(jié)果

注：①兩個未偏誤修正模型的Hausman統(tǒng)計量分別為39.6265、189.2213，在1%的顯著性水平上拒絕存在空間隨機效應的原假設，采用空間固定效應模型。②表中的W表示將空間經(jīng)濟距離矩陣標準化后的空間權重矩陣。

從表3可以得出，四個模型所有的Wald檢驗與LR檢驗均在1%的顯著性水平上拒絕原假設，說明必須拒絕空間誤差模型與空間滯后模型，采用空間杜賓模型。在非空間模型中，金融發(fā)展水平對經(jīng)濟發(fā)展的直接效應是符合預期的符號的，但是，筆者發(fā)現(xiàn)使用空間杜賓模型設定是最合適的模型設定，所以非空間模型的估計系數(shù)是有偏的，而且，也無法從空間杜賓模型的系數(shù)估計中直接獲得金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的直接效應與溢出效應。

根據(jù)埃爾霍斯特(2015)，空間杜賓模型解釋變量的直接效應與溢出效應的估算方法為：直接效應：(I-δW)-1(βk+Wθk)的對角線元素；溢出效應：(I-δW)-1(βk+Wθk)的非對角線元素；由此計算出金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的直接效應與溢出效應，如表4所示。

由表4可知，金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的直接效應很小且不顯著，而溢出效應在5%的水平下顯著為正，即一個國家提升其自身的金融開放水平會對其他國家的經(jīng)濟發(fā)展起到一定的促進作用，這符合本文提出的假說總效應也是顯著為正，即提升金融開放水平有助于提升經(jīng)濟發(fā)展水平。

將樣本國家分為發(fā)達國家、新興的發(fā)展中國家和落后的發(fā)展中國家之后，分別考察各自發(fā)展水平上的國家金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的直接效應和溢出效應，可以得出：發(fā)達國家的金融開放水平對自身經(jīng)濟發(fā)展的直接效應不顯著，對其他國家經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應也不顯著，即發(fā)達國家的金融開放水平對自身經(jīng)濟發(fā)展沒有促進作用，對其他國家的經(jīng)濟發(fā)展也不存在促進作用；新興的發(fā)展中國家與落后的發(fā)展中國家的金融開放水平對自身經(jīng)濟發(fā)展的直接效應顯著為正，而且對其他國家經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應也是顯著為正的，即發(fā)展中國家提升自身的金融開放水平，不僅有助于提升本國經(jīng)濟發(fā)展水平，而且對其他國家的經(jīng)濟發(fā)展也有強烈的促進作用。

六、結(jié)論與政策建議

本文依據(jù)國際資本理論和方法測度金融開放水平，并利用86個國家2005—2017年的年度宏觀數(shù)據(jù)，采用普通面板固定效應模型和空間杜賓模型，實證研究了金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展的直接效應與溢出效應，得出如下結(jié)論：一是一個國家的金融開放水平對經(jīng)濟發(fā)展在總體上具有顯著的積極作用，對本國的經(jīng)濟發(fā)展的直接效應為正向的但是不顯著，但是對其他國家的經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應顯著為正。二是一個發(fā)達國家的金融開放水平并沒有給本國和其他國家的經(jīng)濟發(fā)展帶來顯著的積極作用，一個發(fā)展中國家的金融開放水平無論是對自身經(jīng)濟發(fā)展的直接效應還是對其他國家的經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應，都是顯著為正，一個發(fā)展中國家提升自身的金融開放水平不僅有助于促進本國經(jīng)濟發(fā)展，而且對其他國家的經(jīng)濟發(fā)展也有強烈的促進作用。

我國作為新興的發(fā)展中國家之一，根據(jù)本文的研究，提出如下建議：一是加強與其他國家之間的區(qū)域合作，加快“走出去”的步伐。在將國外金融資本引入我國為我所用的同時，也主動將我國的金融資本與服務“走出去”，流向急需金融資本促進其經(jīng)濟發(fā)展的其他發(fā)展中國家，在促進自身經(jīng)濟發(fā)展的同時，也促進其他國家的經(jīng)濟發(fā)展。二是加強投資促進，提升國外資本流入的利用效率。按照我國的發(fā)展規(guī)劃和產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整規(guī)劃將“引進來”的國外資本投入到國家優(yōu)先發(fā)展的重點行業(yè)，并加強對外資的用途監(jiān)管，確保外資進入實體經(jīng)濟，使其切實推動我國經(jīng)濟的發(fā)展。三是提升國外資本流入監(jiān)管水平。對于流入我國的國外資本，尤其是短期資本，具有流動性強且投機性復雜性并存的特點，容易造成我國經(jīng)濟波動進而影響社會穩(wěn)定，因此，應當密切關注與監(jiān)管國外資本流入后的去向和趨勢變化。提升與國內(nèi)資本流出的監(jiān)管水平，防止國內(nèi)一些投機假借國外投資的名義造成我國資本外流或?qū)ν馔顿Y的信用違規(guī)，對我國與其他國家的經(jīng)濟發(fā)展造成傷害。最后，也應注意避免出現(xiàn)大規(guī)模資本流出與國際資本流動突然中斷引發(fā)危機的情況。四是健全有關國際資本流動的法律法規(guī)，對非法、違規(guī)的短期資本流動實施嚴厲的打擊，以保護金融開放帶來的本國經(jīng)濟發(fā)展是健康且持久的。