對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)關(guān)系研究

歲磊

[摘要]為研究對(duì)外開放與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系，首次選擇貿(mào)易開放度指標(biāo)和金融開放度指標(biāo)，基于中國省級(jí)層面1980—2012年的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建計(jì)量模型并深入分析了貿(mào)易和金融開放政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性的影響效果。研究結(jié)果表明，貿(mào)易開放政策似乎抑制了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，可能是因?yàn)槠渫殡S著旨在恢復(fù)價(jià)格信號(hào)的經(jīng)濟(jì)改革。理性地看待這些改革有助于經(jīng)濟(jì)增長和刺激的穩(wěn)定性。金融開放政策往往會(huì)推動(dòng)投機(jī)資本和破壞穩(wěn)定資本的流動(dòng)，因此會(huì)造成經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性的增長。

[關(guān)鍵詞]對(duì)外開放；經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)；貿(mào)易開放；金融開放

[中圖分類號(hào)]F125.1[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]

2095-3283（2015）12-0027-04

一、引言

近幾十年來，關(guān)于對(duì)外開放政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響的爭論從未停止過，這些爭論基于已經(jīng)執(zhí)行的各項(xiàng)開放性指標(biāo)和增長指標(biāo)之間的關(guān)系以及這些關(guān)系的大量橫向?qū)嵶C研究。大量關(guān)于發(fā)展中國家的文獻(xiàn)和主要國際機(jī)構(gòu)傳送的信號(hào)，都強(qiáng)調(diào)了開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有積極效應(yīng)①。然而，正如D.Rodrick所證實(shí)的那樣，這場爭論并沒有停止，對(duì)立觀點(diǎn)的文獻(xiàn)也普遍存在，如Edwards（1998）②認(rèn)為開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長沒有影響。

開放和經(jīng)濟(jì)平均增長率之間的關(guān)系與開放和經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性之間的關(guān)系并不是相互獨(dú)立的。據(jù)Ramey（1995）的觀點(diǎn)，長久的經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)會(huì)導(dǎo)致較低的平均增長率。如果要強(qiáng)調(diào)開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性的影響效應(yīng)，那么就要搞清楚開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響渠道，而這一點(diǎn)在諸多文獻(xiàn)中經(jīng)常會(huì)被忽視。

雖然開放和經(jīng)濟(jì)平均增長速度的長期關(guān)系在文獻(xiàn)中已被廣泛研究，但是，還沒有學(xué)者開展有關(guān)開放性和經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性之間關(guān)系的研究。經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的兩個(gè)永恒主題。其中，對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行研究的文獻(xiàn)浩如煙海，比如，劉樹成等（2005）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量是由增長速度和增長波動(dòng)兩部分所構(gòu)成的；然而，學(xué)者們對(duì)增長波動(dòng)的研究還很少，劉樹成（2009）和姚耀軍（2013）等人，僅僅是把中國經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)的主要原因歸因于宏觀調(diào)控改善及一系列結(jié)構(gòu)變化和金融發(fā)展，卻忽略了對(duì)外開放與宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行波動(dòng)性之間可能存在的聯(lián)系。因此，本文從對(duì)外開放角度來研究中國宏觀經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)現(xiàn)象，以期給人們一些新的啟示。

二、對(duì)外開放和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)：假設(shè)的提出

已有的經(jīng)濟(jì)理論強(qiáng)調(diào)貿(mào)易的收益性。國家實(shí)施專業(yè)化生產(chǎn)和進(jìn)行交易是出于兩方面的原因：一方面，也是最為傳統(tǒng)的，就是基于不同的技術(shù)、要素或偏好。那么，貿(mào)易收益是靜態(tài)的，是貿(mào)易國家利用各自的比較優(yōu)勢進(jìn)行國際貿(mào)易帶來資源有效配置的結(jié)果。另一方面是報(bào)酬遞增，這促使一個(gè)國家生產(chǎn)有限數(shù)量的每一類商品。那么，貿(mào)易收益基本上是動(dòng)態(tài)的，是由于市場規(guī)模的不斷擴(kuò)大、競爭條件下生產(chǎn)設(shè)備的合理化、產(chǎn)品范圍的顯著擴(kuò)張和技術(shù)進(jìn)步的國際傳播而降低單位生產(chǎn)成本的結(jié)果。關(guān)于最后一點(diǎn)，Coe和Helpman（1995）表明國外的研發(fā)支出對(duì)資本生產(chǎn)率產(chǎn)生有利的影響，并且這種效應(yīng)在開放市場更為有效（即溢出效應(yīng)）。

從理論上講，金融開放也被認(rèn)為是有益的。當(dāng)資本可以自由流動(dòng)的時(shí)候，一個(gè)國家可以使用全球的儲(chǔ)蓄進(jìn)行投資，從而避免實(shí)際利率的過度上升。同樣，如果資本流動(dòng)是完美的，由外國投資者所要求的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)降低到至少保證他們匯回資金的程度。更一般地，資本是基于資本邊際效率在國家之間的分配，其對(duì)應(yīng)于一個(gè)最優(yōu)經(jīng)濟(jì)配置點(diǎn)（Feldstein和Horioka，1980）。外商直接投資也促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步在國際間的傳播。

很明顯，貿(mào)易開放將經(jīng)濟(jì)暴露于外部沖擊中，并加重了經(jīng)濟(jì)增長的波動(dòng)性。經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明，發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體，特別是小經(jīng)濟(jì)體更加不穩(wěn)定。Ahmed 和 Suard（2009）認(rèn)為貿(mào)易開放帶來的是更大的產(chǎn)出波動(dòng)和消費(fèi)增長波動(dòng)。另外，開放不僅在一定程度上反映了結(jié)構(gòu)性貿(mào)易政策，而且也反映了自由貿(mào)易政策，也就是更有利于企業(yè)競爭力的政策，它使經(jīng)濟(jì)能夠更好地應(yīng)對(duì)沖擊。這意味著，開放會(huì)增加外來沖擊的程度，而開放的貿(mào)易政策能減少或消除這種影響。但最終的影響是加重經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)還是平抑經(jīng)濟(jì)增長尚無定論，但可以肯定的是，這種影響不容忽視的。

根據(jù)荷蘭病模型（Corden和Neary，1982），出口收入激增將造成這個(gè)行業(yè)的快速增長，一般非貿(mào)易部門的增長程度較輕，而且沒有從國際貿(mào)易繁榮中受益的行業(yè)將倒退，如制造業(yè)。這種倒退是勞動(dòng)力和資本向擴(kuò)張部門轉(zhuǎn)移的結(jié)果，特別是出口收入增加造成實(shí)際匯率上升的結(jié)果。當(dāng)出口收入下降的時(shí)候，相反的現(xiàn)象出現(xiàn)，也就是說實(shí)際匯率貶值使貿(mào)易品部門復(fù)蘇。此外，由于內(nèi)部資源重新分配產(chǎn)生調(diào)整成本，貿(mào)易開放增加了波動(dòng)性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的負(fù)面影響。

幾個(gè)側(cè)面研究表明，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長沖擊的影響的確取決于對(duì)外開放。通過對(duì)兩個(gè)時(shí)期（1970—1980，1980—1990）內(nèi)發(fā)展中國家的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析，結(jié)果表明，貿(mào)易條件對(duì)波動(dòng)性的負(fù)面效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于經(jīng)濟(jì)對(duì)外開放的影響效應(yīng)（Guillaumont， Guillaumont Jeanneney， Brun，1998）。同樣的研究也表明，這種波動(dòng)性的效果需要通過實(shí)際有效匯率的波動(dòng)性和投資率的波動(dòng)性來實(shí)現(xiàn)。

貿(mào)易自由化政策往往傾向于恢復(fù)價(jià)格信號(hào)和提高經(jīng)濟(jì)靈活性，以更好地應(yīng)對(duì)外部沖擊，因此，本文假定貿(mào)易自由化政策更好地應(yīng)對(duì)外部沖擊和降低經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性。

三、對(duì)外開放和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)：概念和發(fā)展

（一）對(duì)外開放指標(biāo)

貿(mào)易開放度為每年進(jìn)出口商品和服務(wù)的收支總和與當(dāng)年的國內(nèi)生產(chǎn)總值之比（Denizer等人，2002；Ozenou，2008）。金融開放度為每年外國直接投資和證券投資的資本（資產(chǎn)與負(fù)債）總和與當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值之比。既然不能確切地區(qū)分外國直接投資和證券投資，不妨把對(duì)應(yīng)于市場邏輯的所有資本流動(dòng)定義為金融總量。

圖11978—2012年我國貿(mào)易開放度演變態(tài)勢

數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)。

為了隨后分析的需要，試圖確定對(duì)外開放演變中具有特點(diǎn)的子時(shí)段。為此，根據(jù)圖1③，中國的貿(mào)易開放度雖然在時(shí)間上呈現(xiàn)出遞增的近似線性趨勢，但是還是很容易地被區(qū)分為三個(gè)子時(shí)段。第一個(gè)子階段（1981—1990），對(duì)應(yīng)于中國剛剛執(zhí)行改革開放政策，貿(mào)易開放度的適度增長階段。第二個(gè)子階段（1990—2001），增長加速，改革開放已經(jīng)進(jìn)行了十周年。第三個(gè)子階段（2001—2012），對(duì)應(yīng)于中國加入世貿(mào)組織以后，貿(mào)易開放度出現(xiàn)了一些波動(dòng)。對(duì)于金融開放度，為了得到開放對(duì)增長波動(dòng)性影響的類似計(jì)量分析，也做等長子階段的劃分。

我國東部區(qū)域的貿(mào)易開放度平均高于其他區(qū)域的貿(mào)易開放度。從第一階段到第二階段貿(mào)易開放度普遍提高，但從第二階段到第三階段出現(xiàn)了下降期。平均而言，東部區(qū)域的貿(mào)易開放的漲幅是最劇烈的（標(biāo)準(zhǔn)差最大）。但是，總體較低的標(biāo)準(zhǔn)偏差表明，開放度顯然是可以根據(jù)地理位置來判斷的。

我國金融開放度最高的區(qū)域仍是東部區(qū)域。這些區(qū)域的金融開放度在整個(gè)期間呈遞增發(fā)展。對(duì)于所有省份而言，金融開放度在第二和第三階段之間有上升的趨勢。實(shí)際上，它在第一和第二階段之間稍有停滯，在西部區(qū)域的趨勢最為顯著。

（二）經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性的發(fā)展變化

Lucas（1977）認(rèn)為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)指的是經(jīng)濟(jì)增長速度的高低起伏，Kunieda（2008）使用一定時(shí)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)變量變化的方差作為宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的測度，鑒于此，參考邵傳林和王琳琳（2013）的方法，本文采取人均產(chǎn)出增長率與趨勢值和隨機(jī)成分值的差異來量化宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性，但是，怎樣剔除趨勢成分和隨機(jī)成分呢？姚耀軍（2013）基于Christiano和Fitzgerald（2003）的隨機(jī)游走帶通（Band-pass）濾波法剔除人均產(chǎn)出增長率的趨勢成分和隨機(jī)成分④，另外，Ang（2011）在計(jì)算印度的消費(fèi)波動(dòng)時(shí)使用移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)差，窗口為5年，因此，在識(shí)別出人均產(chǎn)出的周期成分后，計(jì)算其五年移動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差。對(duì)于非對(duì)稱CF濾波法，帶寬邊界的選取是本方法成功的關(guān)鍵，但是風(fēng)險(xiǎn)性比較高，鑒于此，本文采用趨勢擬合法來估計(jì)趨勢值和隨進(jìn)成分，這就涉及到對(duì)每個(gè)省份和時(shí)期，選擇估計(jì)增長率趨勢的最優(yōu)代表方程。

為了評(píng)估波動(dòng)性的發(fā)展變化，本文采用每個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)⑤、普通最小二乘估計(jì)方法以及計(jì)算增長率波動(dòng)性指標(biāo)。根據(jù)波動(dòng)性的概念，認(rèn)為它只有在一個(gè)多年基礎(chǔ)來測定才有意義，根據(jù)這樣的事實(shí)理由，年度數(shù)據(jù)重新分組成三個(gè)子時(shí)段。

1.波動(dòng)性概念

增長波動(dòng)性的計(jì)算只有利用增長率平穩(wěn)序列數(shù)據(jù)才有意義。因此，有必要考慮如下所示的等式（1），并且該式能夠消除序列的非平穩(wěn)構(gòu)成。它可能有兩種形式的非平穩(wěn)性：確定性（趨勢的存在）和隨機(jī)性（存在單位根）。在第一種情況下，隨機(jī)沖擊只是短暫地影響該序列的行為。在第二種情況下，隨機(jī)沖擊永久性地影響該序列的行為（Bresson和Pirotte，1995）。

估計(jì)方程的形式為：

yi，t=β1i+β2i·t+β3i·yi，t-1+εi，t（1）

其中，yi，t為第t年省份i的人均實(shí)際GDP的增長率，t為趨勢。省份i在周期t的增長波動(dòng)性計(jì)算過程如下：首先，通過普通最小二乘法估計(jì)方程；然后，對(duì)所得年殘差求平方，對(duì)殘差平方在既定期間內(nèi)求平均。

總之，增長波動(dòng)性由每個(gè)省份的人均實(shí)際GDP的增長率剔除非穩(wěn)定因素后的變異來測定的。因此，本文計(jì)算的波動(dòng)性不對(duì)應(yīng)于所感知的波動(dòng)性（相對(duì)于預(yù)期值的波動(dòng)性），也就是說，增長率預(yù)期模型需要能夠測度風(fēng)險(xiǎn)；但是，對(duì)于一個(gè)如此大的樣本集來說，風(fēng)險(xiǎn)的測度是難處理的。因此，等式（1）是個(gè)平穩(wěn)的方程，但不是增長的描述方程。此外，市場可以把非隨機(jī)變化傳達(dá)給敏感的經(jīng)濟(jì)主體，因此它在剔除隨機(jī)變化和風(fēng)險(xiǎn)方面是令人滿意的。

2.增長波動(dòng)性發(fā)展變化特征

中國實(shí)際產(chǎn)出增長率如圖2所示，很明顯，從1980—2012年經(jīng)歷了三個(gè)周期，第一個(gè)周期是從1980—1990年，第二個(gè)周期是從1990—2001年，第三個(gè)周期是從2001—2012年。產(chǎn)出增長率的三個(gè)周期與開放度的三個(gè)階段是一致的，可以肯定的是這種一致性絕非偶然。

圖2中國實(shí)際產(chǎn)出增長率

數(shù)據(jù)來源：根據(jù)《2013年中國統(tǒng)計(jì)年鑒》整理。

相對(duì)于從1980—2012年的整段時(shí)間的計(jì)算，分成時(shí)間段具有明顯優(yōu)勢：它可通過已得到的均值來識(shí)別在三個(gè)子時(shí)段波動(dòng)性的演化。

正如預(yù)期的那樣，中國經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性具有明顯的區(qū)域協(xié)調(diào)性（鮑曉輝，2012）。總體上，經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性自改革開放以來，從高位波動(dòng)轉(zhuǎn)向日趨平穩(wěn)的第三階段，證實(shí)了邵傳林（2013）的觀點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性的標(biāo)準(zhǔn)差從第一個(gè)階段到第三個(gè)階段逐漸減小。

四、開放政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性的影響：經(jīng)濟(jì)計(jì)量估計(jì)

（一）模型檢驗(yàn)和估計(jì)方法

估計(jì)開放政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性的影響，假定貿(mào)易開放政策的影響為正，金融開放政策的影響為負(fù)。為此，本文提出已被定義的增長率波動(dòng)性模型。這個(gè)模型既包含先前定義的開放政策指標(biāo)，同時(shí)把對(duì)波動(dòng)性產(chǎn)生影響的一系列結(jié)構(gòu)性變量作為解釋變量。

首先，假設(shè)以人口數(shù)量的對(duì)數(shù)形式表示的城市規(guī)模降低了經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)：一方面，活動(dòng)的多樣化能夠補(bǔ)償經(jīng)濟(jì)行業(yè)周期的一些波動(dòng)性；另一方面，較大的城市在結(jié)構(gòu)上能夠自給自足，較少依賴外部，因此較少暴露在國際經(jīng)濟(jì)的沖擊下。

對(duì)于人均產(chǎn)出可以有類似的推理，因?yàn)榘l(fā)展伴隨著活動(dòng)的多樣化。當(dāng)然，與人口的情況相反，對(duì)外開放隨著發(fā)展而擴(kuò)大。但是，發(fā)達(dá)省份出口的工業(yè)品和服務(wù)的國際價(jià)格比初級(jí)商品價(jià)格波動(dòng)小，因此他們遭受的外部沖擊程度也更低。此外，還可以假設(shè)，最發(fā)達(dá)的省份有更高的管理外部沖擊的能力。

采礦和石油出口的收入本質(zhì)上是不穩(wěn)定的，因此它們是更大的波動(dòng)因素。根據(jù)Beck（2006）可知，在模型中也可以加入貨幣沖擊SHOC變量作為控制變量，用通貨膨脹率5年移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)差衡量貨幣沖擊變量。所有原始數(shù)據(jù)皆根據(jù)各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國金融年鑒》、各省統(tǒng)計(jì)年鑒與《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》整理而得。

因此，所估計(jì)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為在時(shí)期t國家i的增長波動(dòng)性指標(biāo)，它由等式（1）計(jì)算間接而得；pt為在t期取值為1的虛擬變量；Lpopit為初始人口的對(duì)數(shù)；Lyit為最初人均實(shí)際產(chǎn)出的對(duì)數(shù)；Lminierit為采礦和石油出口收入占總產(chǎn)出份額的對(duì)數(shù)；opentrit為貿(mào)易開放政策指標(biāo)；openfiit為金融開放政策指標(biāo)；shocit為通貨膨脹率5年移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)差；εit為方程的殘差，滿足經(jīng)典假設(shè)。

這里采用二階段最小二乘法估計(jì)計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。這種估計(jì)方法保護(hù)了增長率波動(dòng)性和開放政策變量之間可能的聯(lián)立性偏差。此外，該方法能夠克服遺失與方程中變量相關(guān)的變量而帶來的影響。最后，該方法對(duì)連續(xù)獨(dú)立測量誤差提供了某些保障。

所包含的工具變量，或者是模型中的外生解釋變量（如采礦和石油出口率），或者是模型之外的變量，并被認(rèn)為是外生的，例如貿(mào)易或距離方面的增長率，或者是滯后變量：人口，人均產(chǎn)出，開放率，產(chǎn)出增長率，通貨膨脹率，預(yù)期壽命和中學(xué)入學(xué)率。Nakamura的外生性檢驗(yàn)給出的F值為14.76，因此，可以拒絕解釋變量外生性的零假設(shè)，進(jìn)一步證實(shí)了使用工具變量法的有效性。Hausman的過度識(shí)別檢驗(yàn)給出Chi-2值為12.62，因此，能夠在1%的顯著水平下接受模型正確設(shè)定的零假設(shè)，工具變量的選擇的正確性得到證實(shí)。

懷特（White）檢驗(yàn)給出的F值為2.32，因此，在5%的顯著水平上拒絕同方差的零假設(shè)，因同方差假設(shè)被拒絕，殘差的方差協(xié)方差矩陣通過懷特（White）的方法進(jìn)行糾正。通過根據(jù)城市地理位置構(gòu)建的一系列CHOW的參數(shù)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，來評(píng)價(jià)估計(jì)方程的計(jì)量穩(wěn)健性。最后，可以通過拉姆齊Reset檢驗(yàn)評(píng)價(jià)函數(shù)形式的一般性設(shè)定誤差檢驗(yàn)。

（二）實(shí)證結(jié)果及分析

所獲得計(jì)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（西部區(qū)域vs所有省份）=0.56，p（H0）=0.94

Chow-F（西部區(qū)域+中部區(qū)域vs所有省份）=0.67，p（H0）=0.96

Chow-F（西部區(qū)域+中部區(qū)域+東北區(qū)域vs所有省份）=0.94，p（H0）=0.62

Chow-F（西部區(qū)域+中部區(qū)域+東北區(qū)域+東部區(qū)域vs所有省份）=0.12，p（H0）=1

Reset（3）-F=0.44，p（H0）=0.67

括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為t統(tǒng)計(jì)量。鑒于數(shù)據(jù)的層疊性質(zhì)和工具變量，該模型的解釋能力是令人滿意的。該方程通過了施加給它的計(jì)量檢驗(yàn)。對(duì)應(yīng)的前兩個(gè)階段的啞變量p1和p2，1980—1990年和1990—2001年在統(tǒng)計(jì)上是不顯著的。所有的結(jié)果，無論是檢驗(yàn)變量還是控制變量，都是統(tǒng)計(jì)顯著的和符合預(yù)期的。貿(mào)易開放政策和金融開放政策分別在1%和5%的顯著水平下是統(tǒng)計(jì)顯著的。從而，貿(mào)易開放政策似乎減少了波動(dòng)性，這可能是因?yàn)樗鼈兺殡S著旨在恢復(fù)價(jià)格信號(hào)的經(jīng)濟(jì)改革政策。理性地認(rèn)為，這些改革有助于經(jīng)濟(jì)增長和刺激的穩(wěn)定性。但是，對(duì)于金融開放政策來說，由于它往往推動(dòng)投機(jī)資本并破壞了穩(wěn)定資本的流動(dòng)，因而助長了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。

本文的研究結(jié)果僅根據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)建模而得，因此它僅提供了實(shí)際問題的追溯，而并不一定適合于問題的推斷。結(jié)論表明，經(jīng)濟(jì)開放政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長穩(wěn)定性的影響是不明確的。原因是，貿(mào)易開放政策看似減少了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性，而最新的金融開放政策卻相當(dāng)顯著地加重了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性。總之，本文的研究可以支持如下觀點(diǎn)：即開放的貿(mào)易政策不僅有利于經(jīng)濟(jì)增長的進(jìn)展，同時(shí)也有利于經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性。這一結(jié)果有助于解釋為何我國在過去的20年像發(fā)達(dá)國家那樣采取貿(mào)易自由化政策。然而，只要它仍然與市場機(jī)制的正常運(yùn)行相兼容，那么金融開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)性的積極作用還可以為我們提供一些有利于資本流入的監(jiān)管方法。

[注釋]

①宣傳外向型政策是所謂的“華盛頓共識(shí)”（Rodrik，1999，第19頁）的一部分。

②七十年代以來增長業(yè)績最好的國家是那些取得最高的投資率、并保持宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的國家。增長速度和開放性指標(biāo)之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系將是不顯著的。

③現(xiàn)在全國區(qū)域劃分為東部、中部、西部和東北。東部包括：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東。中部包括：山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南。西部包括：內(nèi)蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。東北包括：遼寧、吉林、黑龍江。海南和西藏兩省的變量數(shù)據(jù)缺失，將重慶的數(shù)據(jù)并入四川省，因此，共有 28 個(gè)截面數(shù)據(jù)。

④使用軟件Eviews6.0來識(shí)別經(jīng)濟(jì)增長中的周期成分。

⑤時(shí)間維度為前文提到的三個(gè)子階段（1980-1999，1999-2001，2001-2012）。

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（責(zé)任編輯：郭麗春）