开放金融理论与政策
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开放金融理论与政策范文第1篇
[关键词]国际经济 政策协调理论 金融危机
20世纪60年代至80年代的国际经济政策协调理论
国际经济政策协调理论是从罗伯特・A・蒙代尔和理查德・库珀等的研究发展起来的。20世纪60年代，蒙代尔和马库斯・弗莱明发表了一系列研究开放经济下货币、财政政策的论文，阐述内外均衡政策搭配问题。蒙代尔提出了“政策指派”与有效市场分类原则。所谓政策指派与有效市场分类原则是指每一个目标应当指派给对这个目标应有最大影响力、在影响政策目标上有相对优势的工具。根据这一原则，蒙代尔区分了财政政策、货币政策在影响内外均衡上的不同效果，提出了以货币政策实现外部均衡目标、财政政策实现内部均衡目标的指派方案。蒙代尔提出的以特定工具实现特定目标的观点，丰富了开放经济条件下的政策调控理论。
20世纪60年代后期，理查德・库珀开始研究国际经济关联和国际经济政策的协调、合作问题，研究重点是国家间相互依存经济的政策设计、政策调整的动态性等。库珀分析了蒙代尔的有效市场分类法则的理论缺陷，指出在各国经济依存性日益加深的情况下，针对某项目标的经济政策，通过国与国之间的经济联系会对他国产生溢出效应，这种效应反过来又会影响本国宏观经济的运行和本国所采取的政策工具的有效性。他通过建立一个简单模型，描述了两个具有固定汇率与不变价格的对称依赖的经济。他认为政策协调的收益以及这些收益会随经济依赖程度与政策协调程度的变化而变化。因此，库珀的基本结论是，广泛开展国际经济政策协作是十分必要的。
继库珀之后，滨田宏一、坎佐尼里和格雷、科登与图诺夫斯基、帕特里克、约翰森等学者不断引进新的分析方法，国际经济政策协调理论的研究得到了深化。其中，滨田是最先从国际经济政策构成策略或称博弈论的理论基础上研究政策的溢出效应(即波及效应)的。滨田引入博弈论检验那些选择合作或不合作的国家可能得到收益的情况，将问题转化成一种由国家参加的、已经程式化的博弈形式，其中每个国家都为了最大化自己的福利而操纵各自的政策工具数值。滨田认为，本国政策在国内的作用及其在国外的波及效应，部分地取决于外国究竟选择什么样的政策。滨田还利用图形(Hamada diagram)直观地说明各国之间采取相互可以接受的协调政策，能够改善各国福利经济效果的情形。但滨田模型忽视了公众部门和参与货币政策协调的相对国的理性预期因素，也忽略了时间不一致性和货币政策的可信度等理论局限性。
新开放经济时代的国际经济政策协调理论
20世纪80年代末以来，开放宏观经济学逐步放弃以往的短期或长期购买力平价的假设，开始从不完全竞争、价格差异的角度研究相对价格变动问题。1995年，莫瑞斯・奥伯斯法尔德和肯尼斯・罗戈夫发表的著名论文“再论汇率动态变化”，将20世纪80年展起来的跨时分析方法与MFD传统结合起来，为建立一个开放经济宏观经济分析提供了新的基本框架，国际宏观经济学进入了“新开放经济的宏观经济学”时代。
新开放经济宏观经济学的一个重要特征就是引入微观经济基础来重新审视经济学中关于国际货币政策的相互依赖问题，强调国际货币政策的相互依赖性与合作博弈。罗戈夫、奥伯斯法尔德、Benigno、Tille、Doyle、Betts和Devereux等研究了国际间如何进行政策协调的问题，将开放经济的政策协调理论推向新的高度。
罗戈夫、奥伯斯法尔德等在国际货币政策协调理论上取得了共识。第一，在对称的冲击(或全球冲击，比如石油价格冲击)和完全的非对称冲击条件下，协调财政、货币政策有潜在的获利。这个获利可以利用福利的损失函数进行度量，即协调政策的福利函数与非协调政策(每一个国家仅想最大化他自己的福利)的福利函数之差。第二，根据经验和定量的估计结果，政策协调的获利不大，每年GDP中大约有0.5％的获利。第三，经济运行过程中国家之间联合程度相对低，获利可能相对较小。当产品和金融市场一体化程度提高时，国家间的溢出可能会增加，导致合作博弈有更大的获利。
既然合作博弈能获得更大的收益，那么如何为国际货币合作制定目标规则呢，“中央银行”又怎么可能出于善意的动机制定规则呢?Gianluca Benigno and Pierpaolo Benigno通过一个称为“中央银行”的独立人设定一个新的目标函数来解决，就是通过损失函数(Loss Func-tion)及相关约束条件(commitment)能解释“一般的目标规则”或者称一般规则实施目标。
他们认为，两国一般均衡模型中具有商品市场和金融市场，汇率和物价的有效率路径取决于对经济的扰动。在合作中，扭曲和扰动的交互作用会造成最大化自身福利的政策制定者在非合作配置下表现得无效率。如果缺乏协调，则可通过对每个政策制定者施加简单的目标规则加以弥补，这样就可达到最优的合作产出。当资本市场不完全以及消费者价格对汇率不再那么敏感时，经济的变动情况也可用货币和财政政策的相互依赖性来解释。
实际上，国际范围内的政策协调比简单的理论模型复杂得多。因为可供选择的政策和可能产生的结果更多，也更难以确定。这些复杂因素使政策制定者更不愿意去签订协调性协议，也对自己的竞争对手是否会遵守协议更不放心。
金融危机下的国际经济政策协调理论
理论研究表明，在世界经济相互依存日益加深的情况下，国家、地区政府或国际经济组织就财政、货币、汇率、贸易等宏观经济政策广泛开展磋商、协调，将有益于参与协调国家的整体利益趋于最大化。因此，国际经济协调实践也日益向着广度、深度发展。战后不仅有联合国这一协调国际事务的常设机构，而且有布雷顿森林协议、关税与贸易总协定、国际货币基金组织和世界银行等在经济协调领域发挥了巨大的作用。此外，七国集团首脑会议、七国财长及央行行长会议等，也对国际宏观经济政策的协调发挥了十分深刻而广泛的影响。
我国改革开放以后，经济实力与国际影响日益增强。因此，加强对国际经济协调理论和实践的研究具有重大的理论意义与现实意义，比如中、美经贸关系的协调问题就亟待深入研究。众所周知，中美两国的经贸对两国经济发展都具有十分重要的意义。美国对华出口每年为美国提供40万个就业机会，进口价廉物美的中国商品使美国消费者每年节省开支逾100亿美元。因此，改革开放以来中美经贸关系迅猛发展。2008年，尽管受到美国金融危机的冲击，中美贸易增速为中国入世7年来最低点，但双边贸易总额仍然达到3337亿美元这一历史最高点，同比增长达10.5％。
开放金融理论与政策范文第2篇
关键词：金融服务业；FDI；影响因素
中图分类号：F125．5 文献标识码：A
文章编号：1000-176X(2009)02-0067-06
当前全球对外直接投资的一个重要趋势是转向服务业，而金融服务业是国民经济中至关重要的部门，近年来随着中国入世过渡期的结束，中国吸引国际直接投资的数额不断增加。2007年全国金融领域新设立中外合资银行、保险公司、基金管理公司21家，实际使用外资金额为87．53亿美元，同比增长26．96%，占全国利用外商直接投资金额的10．59%。金融业不仅是国家经济体系的主要组成部分，还是国民经济中最敏感的部门，它能够灵敏地反映其他行业的发展状况和经济发展中的不稳定因素，其利用外资对一国的发展乃至经济安全也起到了非常重要的作用。因此，了解金融业吸引外资的影响因素，分析中国在这些因素方面存在的优势与不足，进而在此基础上提出相关对策，对中国金融业更好地利用外资无疑具有重要的现实意义。
一、金融业利用FDI影响因素的理论分析
近几年来，金融服务业利用FDI日益引起学术界的关注，一些研究基于主流国际直接投资理论来寻求金融服务业吸引FDI的依据。虽然金融服务业对外直接投资发展的内在动力和外部环境与工业企业有所不同，但其理论发展仍是基于传统的投资理论，故本文首先回顾了传统制造业对外直接投资理论，接着对服务业对外直接投资理论进行梳理，进而归纳出影响金融服务业对外直接投资的因素。
1．传统制造业对外直接投资理论
垄断优势论认为国际市场和国内市场的竞争都是不完全的，这种不完全性使得少数企业拥有垄断优势，而这些垄断优势既是确保其跨国生产有利可图的条件，又是国际直接投资理论的出发点。内部化理论认为跨国公司是通过内部市场，而不是国际市场来实现中间产品交易的，故跨国公司的直接投资是用公司行为来代替市场行为。其内部化的过程取决于产业特定因素、区位特定因素、国家特定因素和公司特定因素等。邓宁的国际生产折衷理论综合了前人的成果，并将H―O理论中的区位优势考虑在内，认为企业从事对外直接投资，必须满足三个基本假定，即所有权优势、内部化优势以及投资国的区位优势。
2．服务业对外直接投资理论
由于服务业在促进发达国家经济发展中的作用不断加强，服务部门的国内和国际地位迅速提高，对服务业跨国生产和经营的研究开始发展起来，其出发点是对传统对外直接投资理论在服务部门适用性的讨论。通过对不同的传统理论观点在服务部门进行适用性检验，越来越多的经济学家相信，制造业对外直接投资理论经过修正，是可以用来分析服务业对外直接投资行为的。
目前涉及服务业对外直接投资的理论已有了一定的发展，尤其是作为对外直接投资理论的集大成者，邓宁在服务业对外直接投资方面做了比较系统的论述。他指出，服务业对外直接投资也应同时具备所有权优势、内部化优势和区位优势三个条件：（1）服务业所有权优势可以理解为企业得以满足当前或潜在顾客需求的能力，具体来讲，服务业跨国公司的所有权优势主要体现在以下几个方面：质量、范围经济、规模经济、技术和信息、人力资源和创新等。（2）服务业内部化优势是指服务业企业为了克服外部市场的不完全性和不确定性，防止外国竞争对手模仿，将其无形资产使用内部化而形成的特定优势。（3）服务业区位优势与其他优势不同，它是东道国所有的特定优势，企业无法自行支配，只能适应和利用这种优势。服务业区位优势主要表现在以下几个方面：东道国不可移动的要素禀赋所产生的优势，如自然资源丰富、地理位置方便、人口众多等；东道国的政治体制和政策法规灵活、优惠而形成的有利条件。
在这三种优势中，区位优势是邓宁特别强调的一个因素。有关研究也表明区位优势在服务部门和制造业部门的差别较大。由于服务业生产过程包括前台活动和后台活动两部分，因此服务业直接投资可视为对两部分直接投资的总和。而服务前台活动直接投资的区位优势区别于制造业，服务后台活动直接投资的区位优势又与制造业相同。据此, 可以把东道国服务业吸引对外直接投资的区位优势分为一般区位优势和特殊区位优势两大类。一般区位优势是指对于服务业直接投资和制造业直接投资都具有吸引力的区位条件。特殊区位优势是指对于服务业直接投资具有特殊吸引力的特定区位条件。
根据上述对服务业直接投资的理论研究，可将影响金融服务业利用直接投资的因素概括为：
（1）东道国的国内市场规模：GDP。
（2）东道国的开放程度：贸易依存度。
（3）贸易成本：基础设施包括交通和通讯网络以及对某一行业的基本建设投资。
（4）比较优势：劳动力的成本。
（5）人力资本：劳动力教育水平。
（6）东道国的政府政策。
二、中国金融业利用FDI影响因素的实证分析
由于金融业利用外资数据统计时间较短，因此，在对中国金融业利用FDI影响因素的实证分析中时，我们运用统计方法和计量方法分别进行研究。
1．统计分析
由表1的数据我们可以看出，我国的国民生产总值、 金融服务业职工专科及以上学历的人数
和金融服务业的开放程度是逐年增长和提高的。同时，伴随着这些要素的增长，我国金融服务业所利用的FDI也在迅速增加。也就是说，我国的市场规模、金融服务业的职工学历水平和贸易依存度对我国金融服务业利用FDI有着重要影响。
通过表2我们可以知道，我国政府制定了很多促进金融服务业开放和发展的政策措施。这些措施不仅提高了我国金融服务业的开放水平，并且大力推动了金融服务业FDI的流入。2001年，我国金融服务业利用的FDI为35．3百万美元；入世后，到2002年，这一值达到106．7百万美元，增长了近2倍；并且随着我国入世所做的承诺和金融服务业的不断开放，我国金融业FDI的流入更加迅速，2006年我国金融服务业实际利用的外资额为293．7百万美元（见表1）。由此我们可以看出，政府的激励政策和金融业的开放度确实提高了我国金融服务业的引资水平。
以上统计分析的结果与本文的理论分析是一致的，在金融发展的过程中确实存在着一些影响我国金融服务业利用FDI的因素。至于这些因素对我国金融服务业利用FDI产生怎样的影响，我们将通过下面的计量分析进行进一步的检验。
2．计量分析
(1) 变量的选取和模型的建立
因变量（FDI）：中国金融服务业实际利用外商直接投资金额。
自变量：①中国金融服务业的市场规模（MARK）。诸多实证研究表明，外商直接投资与东道国的国内市场规模直接的联系非常紧密。本文选取国内生产总值作为反映市场规模的指标。②基础建设状况（INFRAS）。完善的基础建设对于吸引外商进行直接投资具有积极的作用。本文用金融业基本建设投资来考察基础设施对我国金融服务业利用外商直接投资的影响。③劳动力成本（SALARY）。通常认为，发展中国家吸引外资的主要原因在于较低的工资水平，为验证这一点是否适用于金融服务业外资，我们用金融业职工平均工资水平作为金融服务业劳动力成本的代表性指标。④人力资本（HC）。与制造业相比，服务业对人才的要求更高，尤其是银行、证券、保险等金融行业，人才的重要性尤为突出。本文选取了金融业职工专科及以上学历的人数作为研究变量。⑤我国金融服务业的开放程度（OPEN）。衡量一个国家对外开放的指标通常是该国的国际贸易水平。本文用我国金融服务业的贸易依存度来大体反映其开放程度（贸易依存度=进出口贸易额/GDP）。⑥政策变量（D）。Dt为中国的政策变量，取Dt=0，t＜2002；Dt=1，t≥2002。
我们可选取样本区间为1998―2007年。数据由1998―2007年的《中国统计年鉴》、国际收支平衡表和《中国金融年鉴》整理而得。
研究模型如下：
FDI=f(MARK,INFRAS,SALARY,HC,OPEN,D)
＋＋ ＋＋ ＋
（公式下的正负号表示自变量对因变量的预测影响）
在对模型进行拟合时，为了消除回归方程误差项的异方差性，自变量和因变量均采用其自然对数形式（政策变量除外）：
lnFDI=α0lnMARK+α1lnINFRAS+α2lnSALARY+α3lnHC+α4lnOPEN+α5D+ζ
（2）模型回归分析
在进行回归分析之前，我们首先看一下各变量之间的相关关系。从表3各自变量间的相关系数可知，各自变量之间存在着严重的多重共线性的问题。为了消除多重共线性带来的不良后果，在以下模型拟合过程中采用逐步回归法对各自变量与因变量之间的关系进行数理分析。
由于时间序列数据可能存在非平稳性，本文用协整检验验证各自变量与因变量FDI的关系。而协整检验需要非稳定时间序列同阶协整，因此作者先用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验，对模型中的六个变量原序列与一阶差分作单位根检验（Unit Root Test）。ADF平稳性检验结果见表4，由表4可知变量lnFDI、lnMARK、lnINFRAS、lnSALARY、lnHC、lnOPEN的水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分序列都是平稳的，即都是I（1）序列，满足协整条件。根据自变量与因变量一元回归拟合优度的高低，我们依次引进各自变量对因变量进行协整分析，顺序为：D、OPEN、MARK、SALARY、HC、INFRAS,最后的拟合方程为：
由表6的检验结果我们得出：我国金融市场的规模、开放程度、政府的激励政策和人力资本确实是影响金融服务业利用FDI的重要因素，它们都推动了我国金融服务业的发展以及引资水平的提高。
3．实证结果分析
（1）回归结果显示，投入我国金融服务业的FDI与我国几年来对金融服务业的激励政策、金融市场的市场规模、开放程度、基础设施、人力资本呈正的相关关系，与金融业劳动力成本呈负的相关关系，这与我们前面的理论和统计分析是一致的。
（2）中国金融服务业的市场规模对于其引资规模的贡献很大，市场规模扩大10%，金融服务业FDI将增加37．35%。外资进入中国，更多的是看中了中国巨大的市场和经济增长的潜力。同时，我国市场规模的提高和金融服务业的发展也会增加我国金融服务业自身对外资的需求。因而，只要中国经济持续增长，外资就会大量的涌入。但是10多年来，金融服务业在我国国民经济中的地位变动很小，占GDP的比重一直较低，产业结构亟待升级。
（3） 金融服务业的开放度也是影响外资进入金融领域的重要因素，其开放度提高10%，金融服务业利用FDI就会增加20．75%。回归结果表明，金融服务领域开放程度低是造成我国金融业利用外资规模偏小的重要原因。今后，随着入世承诺的具体实施，我国金融服务业的引资规模必然会有很大的提高。另外，我国政府对于金融业发展的激励措施同样对其引资产生了重要的正面影响。
（4） 回归结果表明，金融服务业引资规模与我国的人力资本存在正的相关关系，但是二者的相关性不太强。这说明我国金融业职工的学历水平对金融服务业FDI的流入有一定的推动作用；同时也说明，中国金融业仍然是粗放式经营，对人才要求不高。
（5）我国金融服务业利用FDI与我国的基础建设状况也存在正的相关关系，同样其相关性也不是很大。这主要是因为，金融业不像制造业那样对交通等硬件设施的要求较高，反而对网络等软件设施更为依赖，而我国金融服务业的软件建设还不够完善，还没有对金融业FDI的流入起到其应有的推动作用。
三、政策建议
通过以上理论和实证分析可知，我国金融服务业利用FDI受到各方面因素的影响，因此，为了进一步扩大我国金融服务业的引资规模，我们建议：
1．扩大金融市场规模，促进金融结构升级
由于我国市场规模对金融业利用FDI有着巨大的吸引力，因此，我国应该继续发展经济，扩大金融市场规模。同时为提高金融业在GDP中的比重，我国还应该促进金融产业结构升级。在此过程中，最重要也是最活跃的因素是金融创新。金融创新作为金融市场规模扩大和金融结构提升的主要动力，是金融发展的灵魂和主线。我国应通过规定产业结构的发展方向，鼓励金融产品、金融机构、金融技术的不断创新，来提高金融结构转换的能力、速度与效率，进而实现金融创新和金融产业结构的升级。
2．加强政府对金融服务业的激励政策，提高金融服务业的开放度
我国应遵循WTO倡导的贸易、服务的全球化和自由化，继续推动金融服务的开放与发展；应当负责任地遵守加入WTO的基本承诺，在减让表的范围内维持对外资金融机构必要的审慎准入限制，在减让表范围外的金融领域，对外资金融机构的监管应当与中资机构一样，体现国民待遇原则。同时由于我国金融服务业还处于比较劣势的地位，与外资金融机构相比竞争力还不足，现阶段还不具备应对金融服务业对外全面开放的能力。因此，政府还应该在WTO允许的范围内，制定相关的政策保护本国的金融机构以维护金融安全。
3．加大金融科教投入和金融人才培养力度
理论分析表明，国际金融服务领域对就业人员的受教育程度和技能水平要求很高，金融人才将是未来金融服务领域竞争的焦点。但目前我国金融服务行业从业人员素质不高，服务质量较低，服务价格偏高，竞争力弱。因此，有必要继续推行金融人才战略，多渠道加强金融人才的培养和建设。加强对金融从业人员的定期培训，鼓励和督促员工不断进行观念和知识更新，培育结构合理的人才队伍。加大科技和教育的投入，大力开发人力资源，优化服务质量，降低服务成本，提高服务水平，以使我国金融服务机构在与外资机构竞争时立于不败之地。
4．完善金融基础设施
金融业是一个较为特殊的行业，其发展很大程度上取决于软件设施。发达国家大都有支持金融发展的现代化交通、通信、计算机网络以及其他配套服务设施，相比之下，我国的金融业基本建设投资还不足，尤其是通讯网络等软件方面还很薄弱。因此我国必须为金融服务产业建设一套完善的基础设施，加大对金融服务业软件设施方面的建设与投资，为金融产业发展提供一个较为宽松的环境，从而吸引更多的外资进入金融行业。
参考文献：
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Analysis of Factors Influencing the Using FDI in China's Financial Service Industry
FANG Hui，LI Jian-ping；ZHANG Bei-bei
（Shandong University of Finance,Shandong Jinan,250014,China）
Abstract:
With the coming of post-WTO era and the accelerating of liberalization of financial service trade, the study of FDI in China's financial industry and financial service trade becomes more and more urgent．Through theoretical and empirical analysis, this paper considers that the scale of China's financial service market, trade dependence, the states of infrastructure, human capital and incentive policies of Chinese government are positively correlated with FDI in financial service industry．The labor costs of China's financial service industry and its level of using FDI are negatively correlated．Finally, the paper puts forward some relevant policy and recommendations according to the results of empirical analysis．
开放金融理论与政策范文第3篇
关键词：利率；汇率；联动关系
一、研究背景
从我国人民币利率方面来看，国家尚未建立出系统的中央银行对于利率调控体制与机制的框架。在人民币汇率方面来看，缺乏灵活性和弹性的汇率快速变动将会加大无风险套利的机会。并且因为我国采取无风险汇率政策，因此国内外利率相互变化的情况，相应的会增加各国单边套利的机会。
二、研究意义
当前想要对利率汇率联动关系进行正确的认识，重要任务就是把握利率和汇率的运行规律，掌握利率以及汇率相关政策联系，保证使我国经济可持续健康发展，不受国际金融市场的波动影响。
二、利率与汇率的联动关系的理论分析
理论上有三种模型可以解释利率与汇率的联动理论分别是从远期汇率角度分析的利率平价模型、从均衡率变动分析的弹性价格货币模型以及从即期利率角度分析的汇率超调模型。
（一）利率平价模型
20 世纪中后期，各国学者在这一理论的基础上融入各自对国际金融市场的理解和新的看法，总结出了现代的利率平价理论，公式表示为：i-if= （A-E）/E±C
（二）弹性价格货币模型
该模型的理论依据是汇率是两国货币相对价格，两国货币市场的供求状况决定了汇率水平。其基本模型是：S=P-P*=M-M*-ρ（Y-Y*）+λ（R-R*）
M：本币供给量的自然对数，Y：本国实际收入的自然对数，P表示本国价格水平的自然对数，R 表示本国利率，M*，P*，Y*，R* 表示相对应国外指标，ρ是货币需求收入弹性，λ是货币需求的利率半弹性，ρ、λ ≥0。因此一国的汇率有以下三个因素影响：一是本国与外国货币供给量之比；二是本国与外国国民收入之比；三是本国与外国利率水平。
（三）汇率超调模型
汇率超调模型同时拥有货币模型的长期性以及凯恩斯模型的传统性，为了达到理论与实际的高度契合，根据价格粘性理论分别进行了短期分析与长期分析。而且，该模型政策含义有以下两点：第一，货币扩张（货币紧缩）的效应的长期结果是物价和汇率将会同比例上升（或下降）；第二，短期内，货币扩张（或紧缩）的确对总需求、贸易条件和利率产生实际影响；第三，政府通过货币政策调节宏观经济的同时，还要注意控制和预防汇率超调的异常变动和不良影响。
三、我国利率与汇率的联动关系的实证研究
（一）实证方法及数据的选择
本文选取的数据是中国进行外汇体制改革之后至2015年底的作为名义利率的银行间市场7天回购利率（R007）和汇率指标。利率和汇率变动较明显，联动关系无法准确掌控，有利于数据分析以及实证研究。
（二）数据的平稳性检验
平稳性检验是使用单位根检验的方法来判断平稳性。下图是进行单位根检验平稳性的结果。
从上图可以看出，两个变量的一阶序列是平稳状态的，但是人民币的汇率与利率都为非平稳时间序列。
（三）协整关系检验
对于协整关系的检验分别选取了LOGL，LR，FPE，AIC，SC，HQ等五个滞阶数来确定两个变量的滞后阶数。我们得到了如下滞后的0阶和11阶的实证分析结果：
确定最优滞后阶数为3，采用Johansen协整检验方法。用滞后2期进行检验分析来确定协整关系。结果如下图：下表给出了相对应的参数变量：
拟合优度R-squared的值0.973515接近1，说明利率和汇率拟合程度较高。
这是在进行趋势化分析之后在两个变量的对数值都是平稳序列的情况下，：汇率与利率之间是长期且均衡的协整关系。
（四）格兰杰因果检验
判断两个变量是否互相影响，是自回归模型更加重要的运用。本文选择LNR007和LNNEER为利率与汇率的代表，对上述两个变量做出格兰杰因果检验。检验结果如下所示：
上述结果显示，拒绝“人民币名义汇率不是人民币利率的格兰杰原因”，即人民币名义汇率影响利率变动。同时拒绝“人民币利率不是人民币名义汇率的格兰杰原因”。结论就是人民币利率与汇率之间相互作用，分别是对方的格兰杰原因。
四、完善我国利率与汇率联动机制的政策建议
通过对人民币利率与名义汇率的实证分析，可以发现，在我国金融和经济市场中，利率与汇率的联动协调机制的作用并不显著。因此利率与汇率对宏观经济的调控作用的影响也相对较弱，在这种情况下，我国的经济秩序的正常进行也可能会受到一定影响，汇率与利率失调的风险双双加强。我国利率与汇率的联动关系不显著究其原因有以下三点：第一，我国货币市场高度不发达。第二，商品市场交易不规范。第三，外汇市场封闭不流通。这三个市场之间的联系不够紧密。
（一）促进利率市场化
这一阶段的重点强调了国内金融市场的基础制度和体系建设，这一阶段的主要任务是消除利率管制、实现利率调控，努力解决利率定价这一困扰我国金融市场发展的大问题。政府目标在于推动人民币利率市场化，不管在国内市场还是国际市场上加强利率和汇率的改革力度，不断完善货币运行机制，不断完善金融制度，力争利率这一基础决定要素能够真实反映资本成本和投资收益。
（二）深化汇率机制改革，大力发展外汇市场
外汇市场上的供求状况就能够反映参与主体的真实需求和供给，参与主体不再是中央人民银行，央行也不再控制供求关系和均衡水平。另外，不能急于市场化机制的制度完善，而是应该稳打稳扎，这样才能不断提升我国在金融市场上的风险抵御能力，才能有效抵抗资本项目开放所带来的外部冲击。
（三）推进资本项目开放
目前我国金融环境运行良好，这使我国具备了迎接国际资本挑战的能力。国际金融资本的流动能够影响我国国内金融市场的资金供求情况，相当于增加了外部市场变量。但是也对我国国内金融市场的抗冲击能力进行了有效检验。
在我国推进利率市场化改革的后期，可以考虑开始进行第二阶段的工作――逐步扩大资本项目开放。一方面要创新运用“双Q制度”为资本项目开放创造条件，另一方面也要合理规划资本项目何时开放，如何开发以及完善开放的步骤。（作者单位：天津财经大学）
参考文献：
[1]郭庆平，王爱俭.汇率政策与利率政策协调机制研究.北京：中国金融出版社，2007，87～92
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[3]邓嫦琼.市场化改革过程中利率与汇率关系研究：[硕士学位论文].厦门：厦门大学，2009.
开放金融理论与政策范文第4篇
[关键词]金融开放度;产出效应;交易成本
2008年美国次贷危机出现后,任何一个国家或者地区都不可能完全独立地进行经济金融决策,这已是人所共知的事实。但经济开放究竟如何影响一个国家的宏观经济政策,目前还没有形成一致的观点,特别是美国金融危机席卷全球的时候,我们有必要深入研究一个国家的金融开放与其宏观经济政策之间的关系,尤其是金融开放程度对货币政策的影响。
一、文献综述
近年来,国外学者对经济开放度的研究不断深入,Kose,Prasad and Terrones(2006)[1]实证分析发现产出波动与贸易开放和金融开放显著正相关,但产出波动与金融开放正相关的稳定性较差。Buch,Joerg和Christian(2005)[2]使用不同方法测量金融开放程度,发现G7中金融开放程度越高的国家,其长期的消费波动趋势越低,但相应地产出波动并没有因此而减少。Markusen(2007)[3]认为贸易开放度的增加使本国经济更容易受到外部需求的影响,增加产出的波动。Guerrieri, Gust, and López-Salido(2007)[4]相信经济开放度的增加有助于产出的稳定,生产者不仅为国内市场提品,还为其他国家市场提品,在经济开放度高的国家,国内需求冲击对产出的影响较小。Miskin(2009)[5]认为全球化促进了个体经济的潜在稳定,并且全球化是加快经济增长的重要因素之一,随着全球产品市场、劳动力市场和金融市场的开放程度增加,微观个体的经济行为发生明显改变,从而增加了货币政策任务的复杂性。
我国学者刘柏(2005)[6]提出随着我国经济对外开放程度的日益提高,货币政策的传导机制已经不完全取决于国内的经济变量,因此,研究来自外部经济因素的影响显得越发重要。裴平、熊鹏和朱永(2006)[7]认为经济开放度的提高对中国货币政策有效性产生了复杂而深远的影响,通过构建产出增长率与通货膨胀增长率模型,提出经济开放程度的提高,同时减弱了中国货币政策的产出效应和价格效应,货币当局必须采取有效措施防范经济开放程度提高对货币政策有效性的冲击。张瀛(2006)[8]在Redux模型分析框架下,构建了一个包含Calvo价格交错调整粘性和垄断竞争的两国动态一般均衡模型,分析了金融市场和商品市场一体化程度对货币政策和财政政策有效性的影响。二、经济开放度与货币政策的理论模型
本文采用新开放经济宏观经济学的研究方法,在Hau(2000)[9]模型中,同时加入国际金融市场交易成本和工资粘性假设,构建货币政策有效性分析的基础模型,通过模型推导分析货币冲击对货币市场、产品市场和要素市场的影响,并在一般均衡的分析框架下分析经济开放度对货币政策有效性的影响。
假设世界由规模相同的国家组成,家户向国内企业提供连续的生产要素输入,每个家户垄断性供给一种要素,企业是垄断型生产者生产一种有差异的产品。各国企业的生产技术相同,具有相同的CES(Constant Elasticity of Substitution)生产方程,其替代弹性为φ>1。假设可贸易品采用市场分割的定价方式,①用进口国价格水平表示。
企业的产出函数为:Yt=[SX(]1[]α[SX)][JB([]α∫L(φ-1)/φidi[JB)]]φ/(φ-1)[JY](1)
其中,Li表示家户的要素投入,α为相关系数。为了简化模型推导,我们选定生产系数α=2。
假设世界上所有的个体偏好相同,可以通过消费指数、真实货币余额和生产所付出的努力表示。家户的效用仅通过国内通货获得,国外货币不能提供。完全预期条件下,对于家户i∈A效用最大化问题可以表示为:
Ut=max[DD(X]t[DD)]∑[DD(]∞[]s=t[DD)]βs-t[JB([]logCt+χlog[JB((][SX(]Mt[]Pt[SX)][JB))]-[SX(]κ[]2[SX)]L2t[JB)]][JY](2)
方程(2)表示国内家户i的效用与其消费(Ct)和真实货币余额(Mt/Pt)正相关,与其工作付出(Lt)负相关,其中1>β>0表示家户的时间偏好,参数χ,κ>0。
t期家户的约束条件表示为:
Bt+Mt=[1+rt-1]Bt-1+Mt-1-Ct+WtLt-s(Bt-Bt-1)-Tt[JY](3)
其中,Bt表示t期家户所持有的债券,Mt表示t期家户持有的货币,rt-1表示t-1期期末持有到t期期末的债券名义利率,Wt表示工资水平,Tt表示家户缴纳的税收。②t期期末家户持有的债券价值与货币余额之和等于t-1期家户持有的债券收益和货币余额以及t期的工资收入之和减去t期消费、金融市场交易成本和政府税收。
本文将金融交易费用率用s(0s1)表示,考虑国际金融市场交易成本后,根据无套利均衡理论,可得短期汇率决定的一阶最优条件为:
Δr+s=Et/Et+1[JY](4)
其中,Δr表示本国与国际利率水平差异,Et表示t期本国的名义汇率水平。我们将一国的金融开放程度(Openf)用该国的金融交易费用率s表示,金融交易费用率s的数值越大,则该国的金融开放程度越低;反之,金融交易费用率s的数值越小,则该国的金融开放程度越高。
Openf=1-s[JY](5)
模型的总产出、消费和要素供给的稳态水平满足下面的封闭解:
[AKY-]=[AKL-]=[JB([][SX(](φ-1)(θ-1)[]φθκ[SX)][JB)]]1/2[JY](6)
这里θ>1为产品的替代弹性,φ>1为要素的替代弹性,方程(5)表明总产出水平受到产品市场和要素市场的替代弹性影响,产出随着产品替代弹性和要素替代弹性的增加而增加。产品替代弹性变大反映厂商在产品市场的垄断能力下降,要素替代弹性增加说明家户的要素供给垄断力量降低,此时,垄断竞争市场的产出更接近于完全竞争时的产出。
在短期中,劳动力市场存在合同工资制度,工资调整是交错进行的,这种工资调整方式使得工资具有很强的惯性,甚至长期中工资也可能是粘性的。与Obstfeld and Rogoff(1995)[10]相似,我们将短期稳态偏离用^表示,即变量短期偏离均表示为[AKX^]dX/X0。同时,长期基准价值(benchmark value)[AKX-]0偏离用[AKX-][HT4]^[HT]d[AKX-]/[AKX-]0表示。根据模型可以推出短期产出的调整方程为:
[AKY^]=-[SX(]2[AKr-D]θφ(θ-1)[][AKr-D](1+θ)+2θ[SX)]([AKE^]-Openf)+[AKM^][JY](7)
长期产出的调整方程为:
[AKY-][HT4]^[HT]=-[SX(]2[AKr-D]θφ(θ-1)[][AKr-D](1+θ)+2θ[SX)]([AKE-][DD(-1][HT4]^[HT][DD)]+Openf)[JY](8)
比较短期和长期产出的调整方程,我们发现货币供给冲击只能在短期内对产出起作用,而长期内产出的调整与货币供给无关。国际金融开放程度对短期产出调整存在负向影响,对长期产出调整的影响为正。国际金融开放程度的提高将促进国内产出增长,国际金融开放度的提高,有助于消除国内市场价格扭曲,减少非生产性寻利行为,提高了投资效率,促进经济增长。
[BT1]三、金融开放度与货币政策的模拟分析
我们通过校准法模拟金融开放度对货币政策产出效应的影响,校准法是通过参数的设置生成模拟结果(比如变量的周期性和变化幅度),并将模拟结果与经济周期的特征事实相比较的评价方法。该方法可以克服传统计量经济学方法的一些缺陷,给经济建模者带来了很大的便利。随着信息技术的发展,该方法日渐模块化和程序化,成为经济模型研究的主流工具之一。
一般地,校准模型分析需要经过以下三个步骤:第一,根据研究的经济问题建立线性的或者非线性的经济模型,该模型中有大量待确定的参数,比如商品的替代弹性和要素替代弹性等;第二,根据经济运行的状况为该模型设置一组与实际经济度量相一致的参数指标;第三,运用被校准后的模型模拟一些不可观测的或非现实的政策对经济体的冲击效应。因此,校准模型可以用来预测经济对现有政策体系变化的反应。
Hau(2000)[9]根据美国的经济情况假设消费折现因子β=094,张瀛(2006)[8]模拟金融市场和商品市场一体化程度对货币、财政政策有效性的影响时,假设消费贴现因子β=095,我们认为结合中国的经济情况选取消费贴现因子β=095;Rotemberg和 Woodford(1992)[11]根据美国的数据平均加成计算产品替代弹性θ=6,而Backus等(1994)[12]取θ为15、秦宛顺等(2003)[13]设置θ为2,本文折中选取产品替代弹性θ=2;φ为劳动供给弹性通常大于1,结合中国劳动力市场上,劳动力供给者的定价能力有限的事实,我们设定φ=2;Romer(1993)[14]计算1973―1993年之间,经合组织国家(OECD)的非贸易品比率η=026,我们沿用该比率值。因此,我们对模型进行校准(calibration)分析中参数设定为:β=095,θ=2,φ=2,η=026。
根据上述参数赋值,设稳定状态下变量各期的值相等,即xt=xt-1,其中x代表系统中任意变量。利用Uhlig(1999)[15]待定系数法得到的递归动态方程,模拟金融开放度Openf变化时的政策冲击响应。所求的递归动态方程为:
Xt=AXt-1+BMt
Yt=CXt-1+DMt
其中,Xt-([AKr^D]t,[AKC^]t)′为2×1状态列向量,Yt为8×1内生列向量Yt=([AKB^]t,[AKL^]t,[AKW^]t,[AKC^]t,[AKE^]t,[AKP^]t,[AKS^]t,[AKY^]t)′。Mt表示外生的货币冲击。A、B、C和D分别表示2×2、2×1、8×2和8×1系数矩阵。
假设未预期到的正向永久性货币供给增加1%,研究金融开放度对货币政策效应的影响。我们分别模拟了货币冲击对汇率调整、消费调整和产出调整的影响,如图1―3所示,图1表示相同货币供给冲击在金融开放度程度不同时对汇率的影响。值得注意的是,金融开放程度对汇率调整的影响存在着一个由降到升的过程。当金融开放度Openf08时,汇率波动随着金融开放度的增加而减弱,说明一定程度内的金融开放有助于汇率的稳定,合理的金融开放度有助于均衡汇率的形成,并且有助于本国汇率在此汇率水平上实现动态均衡。当金融开放度Openf>08时, 随着金融开放程度的提高,汇率波动会再次增强。金融市场的过度开放,显著降低了国际金融交易成本,使得国际游资的跨国流动更加便利,促使套利资金频繁进出本国金融市场,增加了本国货币的需求波动,一定程度上可能引起汇率水平超调。
图1
图2
图2是货币冲击对消费影响的模拟结果,可以看出随着金融开放度的增加,货币冲击对消费刺激的作用逐渐减小,当金融开放度较小时,国内价格水平受外国价格水平和汇率调整的影响较小,且在我们的模型中已经说明由于国内的工资粘性,国内产品的价格水平也是粘性调整的,因此国内货币供应量增加时,居民的购买力增加,相应地消费支出增加。而随着金融开放度的增加,国内价格水平的波动会更多地受国际产品价格的影响,价格调整的弹性增加,因此,国内货币供应量增加时,居民的实际购买力增长幅度下降,相应地,消费支出增长幅度下降。
图3
图3是货币冲击对产出影响的模拟结果,不难发现,货币冲击对产出和消费的影响效果趋同,即随着金融开放度的增加,货币冲击对其作用效果减弱。由于金融开放度越大,货币政策对通货膨胀的控制能力越低,即货币供应量的增加对实体经济的刺激能力下降,产出增长的幅度也相应下降。同时,金融开放度的增加,扩展了居民消费和投资的渠道,居民可以实现跨地区跨国家的最优消费配置和最优投资配置,相应地提高国外消费和投资水平。因此,本国的产出增加幅度下降。
图1-3的模型模拟结果现实,假设一国未预期到的正向永久性货币供给增加1%,货币政策对汇率、消费和产出的影响效果随着金融开放度的增加而降低,即货币政策的有效性随着金融开放度的增加而下降。
需要注意的是一国金融开放程度较低时,货币供给冲击引起的汇率调整幅度也会增大,也就是说,国际金融开放程度低并不意味着汇率的稳定。综合模型模拟的结果,可以证实经济开放度越高的经济体,其货币政策对实际经济的影响能力越差,由于经济开放度的提高,使得货币当局控制价格水平和利率水平的难度加大,刺激经济增长所需复出的成本越高。
四、模型的实证检验
我们采用面板数据,研究多个国家处于不同金融开放程度时,货币供应量冲击对宏观经济变量的影响,如汇率、价格水平和产出等。面板数据相对于单纯的时间序列或截面数据而言具有更大的优势:它能够控制个体的异质性;减少回归变量之间的多重共线性;增加自由度从而提高了参数估计的有效性;便于构造复杂的行为模型分析等。
(一)数据来源及说明
由于资料限制,本文选取中国、加拿大、瑞士、芬兰、法国、英国、韩国和美国等8个国家1980―2009年的年度数据,所有数据未加特别说明均来自中经网统计数据库。其中:收入(lnGDP)以2000年为基期,用支出法计算的GDP指数的对数值;价格水平(lnP)以2000年为基期的CPI指数的对数值;汇率(E)采用期末名义汇率值(其中中国、加拿大、瑞士、芬兰、法国、英国、韩国用间接标价法,即一单位本币可以兑换的美元数量,且芬兰和法国在1999年前的汇率分别用芬兰马克和法国法郎计算,在1999年后的汇率统一用欧元计算,美国的汇率也用间接标价法表示,即一单位美元可兑换的欧元的数量,由于欧元在1999年后计价,美国汇率的数据从1999年开始);消费(lnC)以2000年为基期的居民最终消费指数的对数值;货币供应量(lnM2)采用各国货币供应量M2的对数值;金融开放度(Openf)选取IMF公布的金融开放程度相关指标。
(二)全样本实证及分析
面板数据分析最常用的三种方法是:固定效应(Fixed Effect)模型、随机效应(Random Effect)模型和混合数据普通最小二乘法(Pooled OLS)。其中,固定效应模型和随机效应模型考虑了不同国家间的差异,它们的差别在于固定效应模型假设国家间的差别是固定不变的,可以用一系列的常数表示;而随机效应模型假设这种国家间的差异是服从某一随机分布,可以用一个随机变量来表示。混合数据普通最小二乘法与前两者不同,假定所有国家都是同质的,完全不考虑国家间的差异。本文选取的8个国家有一定的差异性,所以实证分析中,主要使用固定效应模型和随机效应模型分析开放度对货币供给冲击的影响。以下实证均使用广义最小二乘法,在Eviews60软件环境下分析,结果如下表所示: 全样本面板数据的固定效应和随机效应模型估计结果解释
变量固定效应模型随机效应模型因变量COpenflnM1lnCR2
值因变量COpenflnM1lnCR2
值lnP[]00217
(018)[]-00026
(-320)***[]04101
(3169)***[]―09211506
(1069)***-00095
(-228)***02921
(2603)***―087E546065
(332)***-04060
(-447)***42846
(187)**-151147
(-178)*096585168
(247)***-03947
(-436)***44203
(185)**-15864
(-191)**076lnGDP00552
(166)*00030
(1324)***00260
(305)***08898
(4314)***09900598
(171)*00030
(1303)***-00014
(-026)09584
(6874)***099
注:括号中为各系数的t统计量,*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。
表2的实证结果说明,因变量金融开放度Openf对所有解释变量在1%的显著性水平下显著,即证明一个国家经济开放程度对其宏观经济有显著作用,并影响货币政策的效果。其中,金融开放度Openf对一国价格水平和汇率水平的影响为负,即越开放的经济体其价格水平波动越小,其汇率的波动也越小,这也佐证了我们前面模型的观点;金融开放度Openf对一国产出的影响为正,即经济体开放程度的加深有利于该国产出水平提高。固定效应模型和随机效应模型的分析基本一致,但在产出(lnGDP)分析时,货币供应量(lnM1)对产出的影响出现分歧:固定效应模型中,货币供应量对产出的影响为正;随机效应模型中货币供应量对产出的影响为负,系数小且不显著。我们认为固定效应模型解释了货币对产出的短期效应,即货币短期内一定程度上提高产出水平,而随机效应模型解释了长期货币效应,即货币对产出不存在明显的影响。
五、结论及政策建议
在经济全球化时代,任何一个国家或地区都不可能完全独立地进行经济金融决策,这已是人所共知的事实。但经济开放度究竟如何影响一个国家的宏观经济政策,特别是经济开放度对一国货币政策有效性的影响,目前还没有形成一致的观点。
本文按新开放经济宏观经济学研究方法,构建一国垄断竞争市场模型,引入金融交易成本研究金融开放程度对货币政策的影响。从理论上分析金融开放度不同时,货币政策对汇率、消费和产出的影响。
在我们模型的对称稳态封闭解中,总产出水平受到产品市场和要素市场的替代弹性影响,产出随着产品替代弹性和要素替代弹性的增加而增加。模型的一般均衡分析显示,金融开放程度对短期产出调整存在负向影响,对长期产出调整的影响为正。金融开放度的提高,有助于消除国内市场价格扭曲,减少非生产性寻利行为,提高了投资效率,促进经济增长。说明金融开放度的增加短期内将削弱货币政策对产出的影响,但从长期来看,金融开放度的加深将会对长期产出调整起积极作用。
校准模拟结果显示:(1)金融开放程度的提高有利于平缓本国汇率调整的压力;(2)金融开放度的增加,使得国内产品的价格粘性减少,货币冲击引起的价格水平调整随之提高,货币冲击形成的实际货币余额效应下降,相应地消费增长幅度减少;(3)金融开放程度的增加,使得货币当局增加货币供应量降低利率刺激投资的增量减少,相应地刺激产出的能力减弱。
开放条件下的货币政策有效性研究是一个值得继续深入讨论的问题,特别是我国的市场经济改革正处于开放经济的转型过程中,货币政策的制定和执行受到内部环境和外部环境的同时作用。如何能正确有效地制定和执行货币政策,保证币值的稳定,以此促进经济发展,需要我们不断深入研究。
注 释:
①“市场定价”一词最先由Krugman(1987)提出,指当市场处于分割状态时,出口商可以根据进口地点的不同而制定不同的价格。
②本文主要分析货币政策效应,为了简化分析过程,我们暂不考虑税收的作用,设Tt=0。
主要参考文献:
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[4]Guerrieri, Luca, Christopher Gust, and David L′opez-Salido 2007,“ International Competition and Inflation: A New Keynesian Perspective" Unpublished paper, Board of Governors of the Federal Reserve System
[5]Mishkin Frederic S Globalization, 2009,“ Macroeconomic Performance, and Monetary Policy", Journal of Money, Credit and Banking, Supplement to Vol 41, No1.
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[12]Backus,DK,Kehoe,PJand Kydland,FE,1994,“Dynamics of the Trade Balance and theTerms of Trade:the S Curve?",Working Paper No4242,NBER
[13]秦宛顺,勒云汇,卜永祥.资本流动、定价行为与汇率制度的福利分析[J].金融研究,2003(1).
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[15]Uhlig,H,1999, “A Toolkit for Analyzing Nonlinear Dynamic Stochastic Models Easily,in RMarimon and AScotted:Computational Methods for the Study of Dynamic Economics",Oxford University Press
The Output Effect of Monetary Policy and Financial Openness:
开放金融理论与政策范文第5篇
关键词：金融开放；经济增长；经济增长效应；文献综述
中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006-1428（2006）12-0008-04
根据经济学理论，金融开放有利于优化金融结构，促进金融发展，提高国内资本积累和配置效率，
从而促进经济增长。许多新兴市场国家在上世纪六七十年代以后先后实施了金融开放政策实现了经济快速增长，然而同时也带来了经济的剧烈波动。由此，国外的学者就金融开放对经济增长的影响从理论和实证两个方面进行深入的研究。
一、金融开放的定义及度量
金融开放广义上是指一国对其他国家开放金融市场，准许其在国内金融市场从事交易和开展各种金融业务，即金融市场开放和金融业务准入，同时准许国内居民和机构参与国际金融市场上的交易。国外的学者往往从“是否允许资本跨国界自由流动”的角度来定义金融开放，所以常用资本账户开放（或证券市场开放和资本市场开放）。但是金融开放的范围较资本账户开放更广，涵盖的内容更多。如金融开放中的开放金融业务准入对国内金融机构和金融产业乃至整个国家的金融与经济都有影响。所以有些学者提出考察金融开放应该涵盖更广泛的内容，如Bekaert和Harvey(1995)认为金融开放包括股票市场开放、资本账户开放、ADR和国家基金发行、银行改革、私有化、资本流动和FDI等七个方面。
早期的国外学者在对金融开放的测度大多从定性的角度分为开放和不开放，即基于有关国家对资本流动管制政策及变化来度量金融开放与否。有些学者不是直接度量资本流动限制，而是通过一些经济变量来间接度量实际的金融开放程度，大多从定量的角度。具体度量指标和方法见下表：
表1：金融开放度量方法一览表
二、金融开放对经济增长影响的途径
国外学者就金融开放对经济增长影响的途径进行了大量的研究，主要包括以下几个方面：（1）金融开放使得国内要素的定价与国际接轨，降低了资本成本，促进了投资，只要满足NPV＞0，国内公司就有机会承担更多的项目，这样就促进了生产和经济增长。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。(2)资本项目和经常项目的管制将减少货物贸易，尤其是服务类贸易，这样就抑制了经济增长，而如果取消管制，这样就能促进经济增长。(3)金融开放使得国内居民可以在国际范围内构建分散化的投资组合，减少受国内风险的冲击的影响，而且能提高投资收益增加国民财富，促进经济增长。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经过实证检验，指出资本市场开放和全球化分散了投资风险，提高了消费水平，从而具有稳定增长效应。Henry(2000a,2000b)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和资产定价，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。（4）金融开放通过促进金融发展来促进经济增长。Klein和Oliver(2000)的研究表明金融开放通过促进金融发展，提高金融深度，以此促进经济增长。Bailliu(2001)也发现资本账户开放通过促进金融发展进而促进经济增长。(5)资本账户开放使得该国能够承受更多的经常项目赤字，这样能够增加国外储蓄。如果国外储蓄增长没有导致1∶1的国内储蓄下降，总储蓄会增加，这样会导致更高的投资水平，进而促进经济增长(Edwards2001)。(6)资本账户开放提高了资源配置效率，进而提高了生产水平和经济总量(Edwards2001)。（7）金融开放提高了资本市场的效率，进而影响宏观经济。Kim and Singal(1997)率先实证分析了资本市场开放对市场股价波动、通胀和汇率的影响，发现资本市场开放使新兴市场的有效性增强，并且对市场波动、通货膨胀和汇率水平都产生正面影响，对宏观经济发挥了稳定作用。
Bekaert，Harvey和Lundblad（2001，2002，2005）对金融开放促进经济增长的途径进行了细致研究并进行了总结。认为金融开放影响资本成本、增长的机会、放松金融管制、促进金融发展，从而增加投资和提高投资的效率，进而促进经济增长。见图1：
图1：金融开放促进经济增长的路径
但是西方有些学者对金融开放促进经济增长及路径提出了质疑。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，将偏离潜在稳定增长水平。由于实际投资增长超过合理水平，而投资效益没有相应提高，不可持续的增长必然引致经济剧烈波动，甚至导致经济危机。Stiglitz(2000)从信息经济学的角度提出，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定增长。Galindo，Micco and Ordoezl(2002)为这种观点提供了最新的经验证据，他们认为，金融开放并不必然导致投资增加、效率提高和经济增长，开放的条件和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，这已为拉美和东南亚所爆发的金融危机所证实。Kaminsky and Reinhart(1999)的“双重危机”理论认为，金融开放导致经济衰退，资本市场在其中起到一个不容忽视的作用。其实上述的质疑主要是针对发展中国家和新兴市场国家，说明有些因素会对开放的经济增长效应产生负面影响，但是没有能从理论上否定这种效应的存在。
三、金融开放对经济增长影响的实证分析
表2：金融开放的经济增长效应的实证研究成果一览表
国外学者就金融开放对经济增长影响进行了大量的实证研究。从是否存在经济增长效应来看存在相反的两种实证结论，即一类支持存在经济增长效应的论断，一类不支持这种论断。
国外学者在做实证分析时大多采用在经济增长模型中增加度量金融开放的变量来考察金融开放是否对经济增长有显著影响。从上表可以看出，国外学者对金融开放能否促进经济增长的实证研究得出了截然不同的结论。Eichengreen(2002)指出这种实证结果相反很大一部份是由于Quinn(1997)的样本包括较多的工业化国家和在1980年代这个失落的十年选取了相对较少的观察值。Edison et（2002)认为样本大小不同、考察期间不同和开放的度量指标不同都是导致实证研究结论不一样的原因，所以他们使用了扩展的经济增长模型，运用了share指标、Quinn指标和股票市场开放指标(BHL)为开放度量指标，结果表明三者均对经济增长具有显著正的效应。而且根据样本分组发现非OECD和东亚国家都显著地存在经济增长效应，这些表明发展中国家的资本账户开放的经济增长效应比发达国家显著。Marcel Fratzscher和Matthieu Bussiere(2004)认为相反的结论主要是因为金融开放的经济增长效应具有时变性(time-varying)，金融开放在短期内会促进经济增长，在中长期内经济增长没有提高，甚至有所下降。短期内促进经济增长主要是金融开放导致短期内投资膨胀，证券投资和债券高速增加，而国内制度质量、FDI规模和开放顺序等是对中长期经济增长的推动力。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控制其他因素的干扰，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。事实上资本市场开放的实际经济效应可能还是含混和不确定的，尤其是在新兴市场经济中，资本市场开放的宏观经济效应似乎还缺乏足够有力的经验证据来做出结论。Edison et(2002)在对各种实证结果和方法进行比较后也认为资本市场开放的实际经济效应可能还是含混的。Eichengreen和leblang(2003)认为缺少证据证明金融开放和经济增长之间正向关系的原因是没能解释金融危机。他们发现那些能控制危机的国家增长较快。
不论是支持经济增长效应还是不支持的观点都是假设金融开放对经济增长的影响在长短期都是一样的，然而事实并非如此，因此有些学者开始转换研究的视角，考虑金融开放的经济增长效应的时变性(time-varying)。有人认为金融开放对经济增长的影响呈现U型，然而有人确认是倒U型。Gourinchas和Jeanne(2002)的理论研究表明金融自由化对于经济来说只是在短期内获得一次性的收益，随后经济就回归起长期正常的增长路径。McKinnon和Pill(1997，1999)认为金融开放为外国资本进入提供了途径从而导致“过度借贷”和投资膨胀，因此暂时促进了经济增长，然而这些泡沫随后会急剧破灭，金融危机和经济萧条将变得难以承受，所以开放金融市场的国家会在短期内经历一个繁荣和高增长的阶段，随后在中期泡沫突然破灭，经济衰退，只有在非常长的时期内，才能恢复回来。他们的理论性观点就是金融开放在短期内使获益或无损失，在中长期内使经济会受损。Karninsky和Schmukler(2003)检验了金融开放对资本市场的长期和短期效应，发现金融自由化后在短期内膨胀，破灭周期更显著了，而且金融自由化在长期内导致金融市场更稳定。其研
究表明资本市场开放既增加了不稳定因素，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)研究也认为金融开放与经济增长之间的关系曲线呈U字形。
四、总结和展望
关于金融开放与经济增长的研究还存在诸多的分歧，主要是以下几个原因：
1．金融开放的度量方法不统一。基于监管制度的度量方法从逻辑上看来很清晰，但是监管制度的项目有限，而且各种项目对经济影响的权重不一样，更为重要的是不能较好地度量金融开放程度的变化。基于间接的数量度量法其逻辑上不是很清晰，而且受到了较多的干扰，比如经济周期、内外部经济环境、其他的金融制度等等对此都会干扰，所以不同的学者采用不同的金融开放度量指标做实证分析时得出不同的结论是可以理解的。
2．在考虑金融开放对经济增长的影响时，很难分离其他因素的影响。比如，很多学者在经济增长模型中的控制变量包括了投资收入比率和消费收入比例。金融开放对投资产生影响，同时可能通过财富效应影响消费，因此这些自变量之间本身就有一定的相关性，有可能低估了金融开放对经济增长的影响。
3．金融开放的经济增长效应受到开放时及以后的外部环境、内部的制度环境以及经济环境、文化社会因素影响，另外还受到开放路径不同的影响。如果从量化分析可能导致金融开放对经济增长不利，但是实际并非如此。各国要想通过金融开放促进经济增长和提高生产率，并降低发生金融危机的风险，必须满足一系列因素，包括需要发展运行良好的金融机构和相当成熟的国内资本市场，良好的公司治理，适当的经济和汇率政策，以及贸易开放。
4．实证研究中的国家样本不同、样本时间区间不同、数据来源不同和模型估计方法不同都会对结论有影响。这从表2中也可以看出来，这么多学者的样本和数据都不一样，即使是同样的金融开放度量方法和因变量，如果选取了不同的样本国家和样本周期得到的估计结果会不同，以此为基础进行实证分析自然会产生各种分歧。
我们认为，未来研究的焦点不再是简单地判定金融开放是利是弊，预计将主要在以下方面展开：
1．如何建立统一科学的金融开放度量指标或指标体系。首先，运用基于监管制度的度量方法时需要将评价的项目增加和分细，提高指标的精度和广度；其次，在运用间接数量法时需要剔除其他因素的影响以提高度量的可靠性，包括模型的前提条件、经济环境和政策环境等因素；最后，需要将两种方法综合起来考虑。基于监管制度的度量方法是衡量制度的开放，不能衡量经济主体的实际行为。运用
间接数量法是衡量实际主体的行为，同时也包括制度外的行为，如非法行为等。因此结合两种方法可
以同时考虑开放的制度环境和实际的主体行为，能够提高度量的准确性。
2．金融开放影响经济增长的路径。首先对影响途径的研究需要将理论上研究和实证研究结合起来。其次，需要研究各种影响途径在金融开放的经济环境下有哪些发挥作用的前提条件。再次，需要研究金融开放对经济增长负面的影响途径。目前学者基本都在研究金融开放对经济增长正面影响的途径，而较少关注其对经济增长负面的影响途径。实践中金融开放对有些国家造成较大的负面影响，应从机理上来研究金融开放对经济负面影响的途径。最后，需要考虑不同国家具体经济制度环境下影响途径的差异。
3．金融开放在实际中能否促进经济增长，有哪些影响因素。我们认为研究将从是否存在经济增长效应转向有哪些因素影响经济增长效应的发挥，比如社会制度、文化因素、受教育程度、经济的构成(对外部门和对内部门的构成比例)、国民经济的构成(消费、投资、净出口等比例)、经济制度、金融发展的程度、利率是否市场化、资本市场的发展程度等。
4．金融开放后对经济影响的时变性如何。我们认为，在研究金融开放的经济增长效应的时变性时，需要考虑在实施金融开放前后所处的经济周期，不同经济周期的金融开发对经济增长效应的发挥具有较大影响。如果没有考虑经济周期的影响，可能导致不正确的结果，这也是很多学者关于时变性的实证研究的结论相矛盾的原因之一。另外，需要研究这种时变性的具体发展过程和衍变过程，处于时变性的不同阶段的不同特征和影响因素。最后，还需要研究不同国家的时变性是否存在差异，差异的原因是什么。
5．发展中国家如何获取金融开放的经济增长效应。不能简单照搬发达国家的经验，需要研究已经完成金融开放的发展中国家的成功经验和教训，以及内在原因，为以后发展中国家进行金融开放借鉴；其次，需要研究发展中国家的哪些因素制约着经济增长效应的发挥，尤其是制度方面；再次，对于同时进行市场化和金融开放的发展中国家，需要研究两者的关系以及如何协调两者的推进和如何更好地发挥经济增长效应；最后，在发达国家占有主导的经济金融格局下，发展中国家在进行金融开放时面临更加复杂的国际经济环境，因此，需要研究新格局下发展中国家如何推进金融开放，尤其是如何规避金融开放对金融的不利冲击。
参考文献：
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