林 峰 楊卓文

(華南理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院， 廣東 廣州 510006)

一、引言

后危機(jī)時(shí)代隨著國(guó)際資本流動(dòng)的波動(dòng)性日益增強(qiáng)，新興市場(chǎng)國(guó)家是否應(yīng)保留適當(dāng)?shù)馁Y本流動(dòng)管理措施逐漸成為國(guó)際學(xué)術(shù)界討論的熱點(diǎn)問題(Pasricha et al.,2018)。“十三五”規(guī)劃建議明確指出，要“擴(kuò)大金融業(yè)雙向開放，有序?qū)崿F(xiàn)人民幣資本項(xiàng)目可兌換，推動(dòng)人民幣加入特別提款權(quán)，成為可兌換、可自由使用貨幣”。由此可見，審慎、漸進(jìn)、可控地開放資本賬戶是當(dāng)前中國(guó)資本賬戶管理的路徑選擇。現(xiàn)有研究表明，推進(jìn)資本賬戶自由開放作為國(guó)際金融一體化(financial integration)的實(shí)現(xiàn)路徑，能夠有效緩解發(fā)展中國(guó)家的順周期財(cái)政政策，進(jìn)而平抑經(jīng)濟(jì)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)(Frankel et al.,2013)。那么，這是否意味著中國(guó)當(dāng)前的資本流動(dòng)管理就不利于順周期財(cái)政政策的緩解呢？此外，中國(guó)的資本賬戶開放會(huì)吸引大量國(guó)際資本進(jìn)入股票市場(chǎng)與房地產(chǎn)市場(chǎng)(林毅夫,2014)，針對(duì)不同項(xiàng)目的資本流動(dòng)管理又會(huì)對(duì)財(cái)政政策取向產(chǎn)生何種影響呢？嘗試回答以上問題即成為本文研究的主要目標(biāo)。

財(cái)政政策順周期性表現(xiàn)為在經(jīng)濟(jì)繁榮(衰退)時(shí)增加(減少)財(cái)政支出或降低(提高)稅率，這種政策取向顯然會(huì)放大經(jīng)濟(jì)繁榮或加劇經(jīng)濟(jì)衰退，進(jìn)而使經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)升高。因此，西方主流理論都將順周期財(cái)政政策作為一種“次優(yōu)”的選擇。根據(jù)傳統(tǒng)凱恩斯主義理論，理想的相機(jī)抉擇財(cái)政政策應(yīng)該呈逆周期性，即在經(jīng)濟(jì)繁榮(衰退)時(shí)期減少(增加)財(cái)政支出或提高(降低)稅率，以緩解經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的影響。而根據(jù)新古典主義的稅收平滑理論，一國(guó)政府應(yīng)采取財(cái)政支出和稅率不變的非周期財(cái)政政策(Barro,1979)。但是大量經(jīng)驗(yàn)研究表明，發(fā)展中國(guó)家的財(cái)政政策普遍表現(xiàn)為順周期性。Gavin et al.(1997)發(fā)現(xiàn)，拉丁美洲國(guó)家在經(jīng)濟(jì)繁榮(衰退)時(shí)存在增加(減少)財(cái)政支出的傾向，其研究首次識(shí)別出發(fā)展中國(guó)家的順周期財(cái)政政策特征。Kaminsky et al.(2004)的研究表明，絕大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家采用了順周期財(cái)政政策，而發(fā)達(dá)國(guó)家的順周期效果則較弱。Ilzetzki et al.(2008)通過(guò)考察49個(gè)國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)樣本后發(fā)現(xiàn)，發(fā)展中國(guó)家的財(cái)政政策存在順周期性，而發(fā)達(dá)國(guó)家的財(cái)政政策存在非周期性。以上研究均是圍繞財(cái)政支出指標(biāo)進(jìn)行的探討，Vegh et al.(2015)則以稅率作為政策指標(biāo)，證實(shí)發(fā)展中國(guó)家存在實(shí)施順周期財(cái)政政策的動(dòng)力，而發(fā)達(dá)國(guó)家則傾向于運(yùn)用非周期財(cái)政政策。以發(fā)展中國(guó)家作為典型樣本，國(guó)內(nèi)學(xué)者也發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的財(cái)政政策確實(shí)呈現(xiàn)出顯著的順周期特征(李明 等,2016；叢樹海 等,2018)。

既然在理論上順周期財(cái)政政策并非最優(yōu)選擇，那么政府為何還要采用這種“次優(yōu)”工具呢？根據(jù)金融約束理論，國(guó)際金融一體化程度較低是其中的重要原因。由于存在金融一體化程度不高、國(guó)際資本約束較強(qiáng)的問題，政府融資的渠道和能力都會(huì)受到制約，因此政府在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期很難獲得國(guó)際資本市場(chǎng)的金融支持，只能被動(dòng)地采取緊縮性財(cái)政政策。而在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，政府融資變得更為便利，其傾向于增加財(cái)政支出或降低稅率，進(jìn)而體現(xiàn)為財(cái)政政策的順周期性。Gavin et al.(1997)認(rèn)為，由于存在不完全國(guó)際資本市場(chǎng)(即較低的金融一體化)，拉丁美洲國(guó)家在經(jīng)濟(jì)衰退期無(wú)法借貸或只能以很高的利率借貸，此時(shí)政府不得不減少財(cái)政支出；而在經(jīng)濟(jì)繁榮期政府能夠相對(duì)容易地借貸并提高財(cái)政支出，進(jìn)而形成順周期財(cái)政政策。以IMF發(fā)放的特別信貸(extraordinary credit)為例，拉丁美洲國(guó)家在衰退期往往會(huì)向IMF申請(qǐng)更多的特別信貸，說(shuō)明拉丁美洲國(guó)家在國(guó)際資本市場(chǎng)上面臨著嚴(yán)峻的借貸約束。Riascos et al.(2003)通過(guò)構(gòu)建一個(gè)小型開放經(jīng)濟(jì)模型，從理論上揭示了不完全國(guó)際資本市場(chǎng)的關(guān)鍵作用。發(fā)展中國(guó)家面臨的不完全資本市場(chǎng)限制了其在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期獲得風(fēng)險(xiǎn)貸款的能力，而只能被動(dòng)地采取緊縮性財(cái)政政策。Kaminsky et al.(2004)的研究顯示，國(guó)際金融一體化的不足會(huì)降低政府在國(guó)際資本市場(chǎng)的融資能力，導(dǎo)致國(guó)際資本凈流入呈順周期性。Susuki(2006)從主權(quán)債務(wù)違約層面討論了新興市場(chǎng)國(guó)家順周期財(cái)政政策的成因，發(fā)現(xiàn)主權(quán)債務(wù)違約風(fēng)險(xiǎn)的提高使得這些國(guó)家很難實(shí)現(xiàn)國(guó)際金融一體化，推進(jìn)國(guó)際金融一體化、破除國(guó)際資本約束是跳脫順周期窠臼的有效途徑。Calderón et al.(2008)以外國(guó)負(fù)債占GDP的比重衡量金融一體化程度，進(jìn)而考察了國(guó)際資本約束對(duì)財(cái)政政策周期的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融一體化程度的提高會(huì)顯著降低財(cái)政政策的順周期性。Frankel et al.(2013)認(rèn)為資本賬戶自由開放是國(guó)際金融一體化的重要體現(xiàn)。隨著資本賬戶管制的放開，主權(quán)國(guó)家能夠在國(guó)際資本市場(chǎng)上獲得更多的資金來(lái)實(shí)施擴(kuò)張性支出政策。該項(xiàng)研究采用Chinn-Ito的資本賬戶開放指數(shù)，發(fā)現(xiàn)資本賬戶開放度越高的國(guó)家，順周期財(cái)政政策越弱。然而，Woo(2009)以資本流動(dòng)變化率反映資本賬戶開放，卻發(fā)現(xiàn)資本賬戶自由開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響有限，這種形式的金融一體化并不會(huì)顯著影響財(cái)政政策周期。Halland et al.(2011)以發(fā)展中國(guó)家作為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)國(guó)際資本約束并不會(huì)影響財(cái)政政策順周期性。顯然，針對(duì)資本賬戶開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響，現(xiàn)有研究結(jié)論存在不確定性。那么，從緩解財(cái)政政策順周期的角度來(lái)看，是否需要保留適當(dāng)?shù)馁Y本流動(dòng)管理措施，即成為學(xué)術(shù)界討論的重要命題。

與以往研究相比，本文可能的貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面。一是借鑒Aghion et al.(2007)，采用局部高斯權(quán)重最小二乘法(LGWOLS)動(dòng)態(tài)測(cè)算了財(cái)政政策周期。鑒于現(xiàn)有研究大多采用靜態(tài)方法進(jìn)行測(cè)度，本文利用LGWOLS方法對(duì)92個(gè)國(guó)家1960—2016年的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行考察，動(dòng)態(tài)揭示了大部分經(jīng)濟(jì)體順周期財(cái)政政策的典型事實(shí)。二是采用資本賬戶細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)，彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究從資本賬戶整體進(jìn)行探討的缺陷。為充分識(shí)別資本賬戶口徑(流入和流出)和項(xiàng)目類別(如股票市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)等)的差異，本文采用Fernández et al.(2016)的細(xì)分指標(biāo)，驗(yàn)證了資本賬戶開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響。三是為適當(dāng)?shù)馁Y本流動(dòng)管理提供了有益的經(jīng)驗(yàn)佐證和政策參考。資本流動(dòng)管理往往需要與宏觀經(jīng)濟(jì)政策、宏觀審慎監(jiān)管相結(jié)合，從而成為應(yīng)對(duì)資本流動(dòng)波動(dòng)性的有力工具(肖衛(wèi)國(guó) 等,2016；張明,2016)。在緩解順周期財(cái)政政策的效果方面，本文結(jié)論亦支持中國(guó)當(dāng)前漸進(jìn)式的資本賬戶開放路徑。

二、一個(gè)簡(jiǎn)單的理論模型

我們首先通過(guò)構(gòu)建一個(gè)簡(jiǎn)單的局部均衡模型，從理論上分析資本賬戶開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響，討論其內(nèi)在的邏輯聯(lián)系。將財(cái)政赤字DEF表示為政府支出G與稅收T的差值，即：

DEF=G-T

(1)

借鑒Mendoza et al.(2012)的假定，政府多依據(jù)自身的財(cái)政赤字狀況，選擇積累債務(wù)為赤字融資。假定政府債務(wù)來(lái)源于國(guó)內(nèi)借貸DEBTd和國(guó)外借貸DEBTf，因此財(cái)政赤字可以通過(guò)內(nèi)債和外債進(jìn)行融資，即存在如下恒等式：

DEF=DEBTd+DEBTf

(2)

假定政府可借貸的內(nèi)債規(guī)模和外債規(guī)模受到如下約束：

DEBTd≤Yβd×fd(A1,A2,…，An)

(3)

DEBTf≤Yβf×ff(CA,Z1,Z2,…，Zn)

(4)

其中:fd(A1,A2,…，An)表示反映最大內(nèi)債規(guī)模的影響因素；ff(CA,Z1,Z2,…，Zn)表示反映最大外債規(guī)模的影響因素；CA表示資本賬戶開放；Y表示實(shí)際產(chǎn)出。我們不失一般性地假定，經(jīng)濟(jì)體量越大，政府可借貸的債務(wù)規(guī)模就越大，這樣的假設(shè)顯然是合乎現(xiàn)實(shí)的。因此，我們將式(3)和(4)中的參數(shù)設(shè)定為：βd>0,βf>0。借鑒Calderón et al.(2008)的研究，資本賬戶開放度越大，政府在國(guó)際資本市場(chǎng)上可借貸的最大外債規(guī)模就越高，因而可以得到如下關(guān)系式：

?ff(·)/?CA>0

(5)

以DEBTrate表示一國(guó)實(shí)際債務(wù)額占債務(wù)極限(即可借貸最大債務(wù)額)的比重。根據(jù)式(2)至(4)，可以得到：

(6)

借鑒Nakata(2016)的假定，政府為了減少本國(guó)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，在產(chǎn)出缺口增大(減小)時(shí)，會(huì)相應(yīng)地降低(提高)國(guó)內(nèi)和國(guó)際市場(chǎng)上的債務(wù)水平。因此，我們可以將DEBTrate定義為產(chǎn)出缺口的減函數(shù)，即存在：

?DEBTrate/?(Y-Y*)<0

(7)

當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出水平Y(jié)遠(yuǎn)小于潛在產(chǎn)出Y*時(shí)，政府的借債總額會(huì)超出債務(wù)極限，受制于式(3)和式(4)的借貸約束，政府就只能借貸債務(wù)極限的額度，可以表示為：

DEBTrate≈1， Y?Y*

(8)

將μ=?G/?Y定義為財(cái)政政策周期。μ>0表示該國(guó)的財(cái)政政策存在順周期性，μ<0則表示該國(guó)的財(cái)政政策存在逆周期性。根據(jù)式(1)和式(6)，可以得到：

(9)

由式(6)、(8)和(9)可知，當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出遠(yuǎn)小于潛在產(chǎn)出(即Y?Y*)時(shí)，政府存在財(cái)政赤字(DEF>0)，在政府借債總額不能被滿足時(shí)，財(cái)政政策將體現(xiàn)為順周期性(μ>0)(1)式(8)的計(jì)算過(guò)程中，由于DEBTrate變動(dòng)極小，我們將其偏導(dǎo)忽略不計(jì)。；由式(6)、(7)和(9)，當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出大于潛在產(chǎn)出(即Y>Y*)時(shí)，政府存在財(cái)政盈余(DEF<0)，此時(shí)政府不會(huì)受借貸約束的影響，財(cái)政政策將體現(xiàn)為逆周期性(μ<0)。

在不考慮資本賬戶開放CA對(duì)DEBTrate影響的情況下，即?(DEBTrate)/?CA=0時(shí)，由式(9)可得：

(10)

由式(5)、(6)、(8)和(10)可知，當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出遠(yuǎn)小于潛在產(chǎn)出(Y?Y*)時(shí)，則?μ/?CA>0，表明資本賬戶開放程度越高，財(cái)政政策的順周期性越強(qiáng)。由式(5)、(6)、(7)和(10)可知，當(dāng)實(shí)際產(chǎn)出大于潛在產(chǎn)出(Y>Y*)時(shí)，則?μ/?CA<0，表明資本賬戶開放程度越高，財(cái)政政策的逆周期性越強(qiáng)。不難發(fā)現(xiàn)，資本賬戶開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響存在不確定性。

而在考慮資本賬戶開放CA對(duì)DEBTrate影響的情況下，由式(9)可以得到：

(11)

上式中，由于?2(DEBTrate)/?Y?CA的符號(hào)無(wú)法確定，因此不能直接判定資本賬戶開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響。尤其是受制于ff(Z1,Z2,…,Zn)，例如經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府規(guī)模等宏觀經(jīng)濟(jì)因素的差異，資本賬戶開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響更是復(fù)雜。鑒于此，本文試圖利用資本賬戶細(xì)分?jǐn)?shù)據(jù)和跨國(guó)宏觀數(shù)據(jù)，從經(jīng)驗(yàn)層面揭示資本賬戶開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響。

三、計(jì)量模型設(shè)定

(一)動(dòng)態(tài)財(cái)政政策周期的測(cè)度

現(xiàn)有研究廣泛采用靜態(tài)的測(cè)度方法，通過(guò)對(duì)各國(guó)樣本進(jìn)行時(shí)間序列回歸，從而得到相應(yīng)的財(cái)政政策周期系數(shù)(Lane,2003；Woo,2009)。其模型設(shè)定如下：

Δgcit=αi+βiΔgdpit+εit

(12)

其中：i和t分別代表國(guó)家和時(shí)間；Δgcit為財(cái)政支出變量，衡量一國(guó)的財(cái)政支出增長(zhǎng)率；Δgdpit為實(shí)際產(chǎn)出變量，衡量一國(guó)的實(shí)際GDP增長(zhǎng)率；εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。βi反映了財(cái)政政策周期特征，若βi系數(shù)顯著為正(負(fù))，則表明該國(guó)存在順(逆)周期財(cái)政政策；若βi系數(shù)不顯著，則表明財(cái)政政策具有非周期性。學(xué)界對(duì)于財(cái)政政策周期的測(cè)度，主要采用對(duì)數(shù)差分法的回歸分析和HP濾波方法的相關(guān)性分析。但是如果樣本波動(dòng)性較大，HP濾波產(chǎn)生的未經(jīng)調(diào)整的相關(guān)系數(shù)就可能存在統(tǒng)計(jì)上的偏誤(Woo,2009)。為此，本文采用對(duì)數(shù)差分法對(duì)財(cái)政政策周期進(jìn)行測(cè)度。對(duì)于實(shí)際產(chǎn)出變量，本文以2010年為基期的GDP平減指數(shù)先對(duì)本幣計(jì)價(jià)的名義GDP進(jìn)行價(jià)格調(diào)整，然后取對(duì)數(shù)進(jìn)行一階差分得到相應(yīng)的年增長(zhǎng)率。囿于跨國(guó)樣本中稅率數(shù)據(jù)的不可獲得性，本文以財(cái)政支出作為衡量財(cái)政政策周期的變量。對(duì)于財(cái)政支出，本文選取2010年固定本幣計(jì)價(jià)的實(shí)際政府消費(fèi)支出增長(zhǎng)率(取對(duì)數(shù)進(jìn)行一階差分)來(lái)衡量，原因在于較之政府投資和轉(zhuǎn)移支付，政府消費(fèi)能夠更加準(zhǔn)確地反映財(cái)政支出的周期特征(Ilzetzki,2011)。以上數(shù)據(jù)均來(lái)源于世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。

有別于目前被廣泛采用的式(12)方法，本文選擇局部高斯權(quán)重最小二乘法(LGWOLS)進(jìn)行動(dòng)態(tài)的財(cái)政政策周期測(cè)算，這種處理方式具有三點(diǎn)優(yōu)勢(shì)：第一，式(12)測(cè)算出的βi系數(shù)是不隨時(shí)間調(diào)整的，而本文采用LGWOLS方法可以估計(jì)出隨時(shí)間變化的財(cái)政政策周期系數(shù)，因此有助于動(dòng)態(tài)揭示財(cái)政政策周期的變動(dòng)；第二，由于βi系數(shù)具有國(guó)別唯一性，因此現(xiàn)有研究大多采用截面數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，而本文通過(guò)測(cè)算動(dòng)態(tài)的財(cái)政政策周期，不僅能最大程度地保證樣本信息量，還可以克服已有研究存在的內(nèi)生性問題(Jaimovich et al.,2007)；第三，LGWOLS方法還可以在不損失系數(shù)精度的同時(shí)，使得估計(jì)系數(shù)在時(shí)間維度上更加平滑化?；诖?，本文借鑒Aghion et al.(2007)的方法，將式(12)拓展為如下的動(dòng)態(tài)估計(jì)模型：

Δgcit=αit+βitΔgdpit+εit

(13)

(14)

圖1 LGWOLS估計(jì)的時(shí)變財(cái)政政策周期

式(14)中，高斯分布的標(biāo)準(zhǔn)差σ越大，財(cái)政周期系數(shù)就越平滑。參照Aghion et al.(2007)，我們將標(biāo)準(zhǔn)差σ賦值為5?；谌?2個(gè)國(guó)家1960—2016年的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)(2)限于篇幅，具體國(guó)家樣本備索。，本文對(duì)式(13)和(14)進(jìn)行估計(jì)，并使用Winsor方法在5%的概率下修正其異常值。為直觀呈現(xiàn)主權(quán)國(guó)家的財(cái)政政策周期特征，圖1繪制了全部國(guó)家、發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家財(cái)政政策周期的時(shí)變系數(shù)。從中可以看出，92個(gè)主權(quán)國(guó)家整體上具有明顯的順周期財(cái)政政策傾向(均值為0.483)，并且隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)一定增強(qiáng)趨勢(shì)。1960—1996年，財(cái)政政策的順周期性逐年顯著提高，在經(jīng)歷1997—2009年的平抑期后，從2010年開始繼續(xù)呈現(xiàn)提升的態(tài)勢(shì)。其中，發(fā)展中國(guó)家財(cái)政政策周期的均值達(dá)到0.671，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)國(guó)家的均值(0.227)，表明順周期財(cái)政政策已成為絕大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家的政策取向，這也與現(xiàn)有研究結(jié)論相一致(方紅生 等,2009；Frankel et al.,2013)。

(二)模型設(shè)定與變量選擇

在對(duì)財(cái)政政策周期進(jìn)行動(dòng)態(tài)測(cè)算的基礎(chǔ)上，本文采用面板數(shù)據(jù)模型檢驗(yàn)了資本賬戶開放對(duì)順周期財(cái)政政策的影響。由于本文的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)為非平衡面板數(shù)據(jù)，并不影響計(jì)算離差形式的組內(nèi)估計(jì)量，因而不會(huì)影響固定效應(yīng)模型的估計(jì)(3)此外，豪斯曼檢驗(yàn)(Hausman test)也確定了固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型。。參照林峰等(2018)，本文選擇最小虛擬變量二乘法(LSDV)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，在加入國(guó)家與時(shí)間雙固定效應(yīng)的情況下，有效降低非平衡面板數(shù)據(jù)的測(cè)量偏誤。本文的基準(zhǔn)模型設(shè)定如下：

(15)

目前，資本賬戶開放的測(cè)度主要是基于法定法(de jure)和事實(shí)法(de facto)。其中，前者衡量各國(guó)對(duì)于資本賬戶的管理制度，來(lái)源于IMF公布的兌換安排與限制年報(bào)(AREAER)；后者則體現(xiàn)實(shí)際的資本流動(dòng)狀況。由于AREAER是根據(jù)各國(guó)公布的國(guó)際資本管理?xiàng)l例進(jìn)行梳理，數(shù)據(jù)相對(duì)粗糙，Schindler(2009)、Fernández et al.(2016)等相繼對(duì)其進(jìn)行了改良。Fernández et al.(2016)提出的資本賬戶指標(biāo)刻畫了全球100個(gè)國(guó)家1995—2015年的資本管制情況，是目前最為詳盡的法定指標(biāo)。他們使用AREAER中的敘述性描述來(lái)判斷一國(guó)在國(guó)際交易中是否存在限制，1表示存在限制，0表示沒有限制。判斷的基本原則包括：根據(jù)AREAER報(bào)告的敘述信息進(jìn)行初步判斷；當(dāng)交易要求來(lái)自于公共機(jī)構(gòu)的“授權(quán)”“批準(zhǔn)”或“許可”時(shí)，則視為存在管制；將任何涉及投資的數(shù)量限制視為存在管制；基于政治或國(guó)家安全原因的限制不視為資本管制；僅對(duì)一個(gè)部門(金融系統(tǒng)或養(yǎng)老基金除外)的交易存在限制且該限制指定適用領(lǐng)域時(shí)，則不視為資本管制。此外，F(xiàn)ernández et al.(2016)結(jié)合10種交易類型，構(gòu)造了衡量各類資產(chǎn)流入和流出管制的方法。不同交易類型的描述及統(tǒng)計(jì)方法見表1。

表1 資本賬戶分類的描述與統(tǒng)計(jì)方法

資料來(lái)源：Fernández et al.(2016)。

本文采用Fernández et al.(2016)新近發(fā)展的細(xì)分指標(biāo)，不僅能夠識(shí)別出資本賬戶流動(dòng)口徑的影響，還可以刻畫出不同項(xiàng)目類別(如股票市場(chǎng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)等)的差異，進(jìn)而充分揭示資本賬戶開放對(duì)主權(quán)國(guó)家財(cái)政政策周期的影響。資本賬戶變量的數(shù)值越高，表示資本賬戶管制越強(qiáng)，即資本賬戶開放程度越低。表2列示了資本賬戶變量的統(tǒng)計(jì)特征，從中可以看出，資本賬戶管制的均值為0.385，表明資本賬戶開放程度較為適中，其中房地產(chǎn)市場(chǎng)的管控力度最高(0.448)，擔(dān)保、保險(xiǎn)和金融支持部門的管控力度最低(0.307)，不同股票、債券交易的管制水平則較為接近，但都高于整體管制的均值。這意味著，主權(quán)國(guó)家對(duì)于流動(dòng)性較強(qiáng)且有投機(jī)性質(zhì)的房地產(chǎn)市場(chǎng)和股票市場(chǎng)均存在收緊管制的傾向。

表2 資本賬戶變量的統(tǒng)計(jì)特征

此外，考慮到理論模型所揭示的其他影響因素的重要性，本文選取人均GDP(gdpp)、政府規(guī)模(gsize)、貿(mào)易開放度(trade)和民主制度質(zhì)量(pol)作為控制變量。一方面，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低的國(guó)家在財(cái)政支出和稅收系統(tǒng)的管理方面往往缺乏效率，更可能采用順周期財(cái)政政策這種“次優(yōu)”工具。政府規(guī)模則反映了財(cái)政政策的“自動(dòng)穩(wěn)定器”功能(Fatás et al.,2001)。通常，一國(guó)政府規(guī)模越大，逆周期財(cái)政政策的實(shí)施力度就越強(qiáng)。貿(mào)易開放度衡量了本國(guó)面臨的外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境，只要政府存在跨期平滑消費(fèi)的動(dòng)機(jī)，那么一國(guó)貿(mào)易越開放，政府采用逆周期財(cái)政政策的動(dòng)力就越強(qiáng)(Rodrik,1998)。為此，本文采用2010年固定本幣計(jì)價(jià)的人均實(shí)際GDP來(lái)衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以財(cái)政支出占GDP的比重衡量政府規(guī)模，以進(jìn)出口總額占GDP的比重衡量貿(mào)易開放度。以上數(shù)據(jù)均來(lái)源于IMF的WEO數(shù)據(jù)庫(kù)和聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議(UNCTAD)數(shù)據(jù)庫(kù)。另一方面，根據(jù)“公共池”(common pool)理論，不同利益集團(tuán)的政治代理人都具有參與公共財(cái)政資源競(jìng)爭(zhēng)的激勵(lì)，期望從“公共池”中獲取一定的財(cái)政資源并用于特定的財(cái)政支出。Tornell et al.(1999)基于“公共池”理論進(jìn)一步提出“貪婪效應(yīng)”(voracity effect)假說(shuō)，即政治代理人意識(shí)到，當(dāng)可獲得的財(cái)政資源增加時(shí)，如果仍然保持原有的支出額度，那么新增的財(cái)政資源將不會(huì)被用于公共儲(chǔ)蓄，而是被其他利益集團(tuán)攫取使用。因此，任何一個(gè)利益集團(tuán)都具有占有部分新增財(cái)政資源的激勵(lì)，并提高財(cái)政支出的額度(Abbott et al.,2014)。隨著經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期財(cái)政收入的增加，政治代理人圍繞公共財(cái)政資源所產(chǎn)生的競(jìng)爭(zhēng)愈加激烈，進(jìn)而衍生出財(cái)政支出超比例增加的順周期現(xiàn)象(Talvi et al.,2005；Ilzetzki,2011)。為此，參照Alesina et al.(2008)，本文選取民主制度質(zhì)量來(lái)衡量政治周期的影響，數(shù)據(jù)來(lái)源于Freedom House數(shù)據(jù)庫(kù)，變量取值為[1，7]，數(shù)值越小表示民主制度質(zhì)量越優(yōu)，反之亦然。

四、計(jì)量檢驗(yàn)與結(jié)果分析

基于式(15)的模型設(shè)定，本文采用LSDV法進(jìn)行估計(jì)，以控制國(guó)家的個(gè)體差異性和時(shí)間趨勢(shì)效應(yīng)。為了克服各國(guó)間可能存在而又無(wú)法識(shí)別的組間異方差問題，本文對(duì)估計(jì)系數(shù)進(jìn)行了White跨截面標(biāo)準(zhǔn)差和協(xié)方差調(diào)整。估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示通過(guò)1%、5%和10%的顯著水平；括號(hào)內(nèi)的值為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

表3的回歸結(jié)果顯示，列(1)和列(2)中的資本賬戶變量ka均在1%的水平下顯著為負(fù)，表明隨著資本流動(dòng)管理的強(qiáng)化，主權(quán)國(guó)家的順周期財(cái)政政策趨于減弱。進(jìn)而，本文將資本賬戶變量分解為資本賬戶流出管制kao和資本賬戶流入管制kai，用以識(shí)別不同資本賬戶流動(dòng)口徑的影響。從列(3)—(6)可以看出，資本賬戶流出管制和流入管制的加強(qiáng)都會(huì)引致順周期財(cái)政政策的減弱，但是資本賬戶流入管制對(duì)順周期財(cái)政政策的緩解作用(-0.995)要明顯強(qiáng)于資本賬戶流出管制(-0.607)。這也就意味著，為消除順周期財(cái)政政策對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的不利影響，合理管控資本賬戶流入是更為有效的途徑。

對(duì)于控制變量，人均GDP的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越低的國(guó)家，越傾向于采用順周期財(cái)政政策。政府規(guī)模與財(cái)政政策周期顯著負(fù)相關(guān)，表明“自動(dòng)穩(wěn)定器”的功能越強(qiáng)，實(shí)施順周期財(cái)政政策的激勵(lì)就越弱。貿(mào)易開放度的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下顯著為正，表明一國(guó)貿(mào)易越開放，政府采用逆周期財(cái)政政策的動(dòng)力就越強(qiáng)。以上估計(jì)結(jié)果均與Woo(2009)的結(jié)論一致。此外，民主制度質(zhì)量與順周期財(cái)政政策之間顯著負(fù)相關(guān)，表明民主制度質(zhì)量的提高會(huì)強(qiáng)化順周期財(cái)政政策傾向。根據(jù)“公共池”理論，民主制度質(zhì)量的提升會(huì)加劇“貪婪效應(yīng)”和對(duì)公共財(cái)政資源的競(jìng)爭(zhēng)，政治代理人具有提高財(cái)政支出的激勵(lì)，進(jìn)而形成順周期財(cái)政政策。這也與Alesina et al.(2008)的結(jié)論相符。

為了刻畫不同項(xiàng)目類別的效應(yīng)差異，本文采用Fernández et al.(2016)新近發(fā)展的細(xì)分指標(biāo)，將資本賬戶劃分為10種交易類型，進(jìn)而揭示不同類型的資本賬戶開放對(duì)主權(quán)國(guó)家財(cái)政政策周期的影響。估計(jì)結(jié)果見表4。

表4 不同資本項(xiàng)目的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示通過(guò)1%、5%和10%的顯著水平；括號(hào)內(nèi)的值為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

表4的結(jié)果顯示，10類資本賬戶交易中有9類的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，表明絕大多數(shù)的資本賬戶管制都會(huì)引起順周期財(cái)政政策的弱化。這也與表3的總體回歸結(jié)果相一致。其中，貨幣市場(chǎng)工具的順周期緩解效果最強(qiáng)(-0.609)，其次為參與性質(zhì)的股權(quán)、股票和證券(-0.592)與集體投資證券(-0.440)。而對(duì)于資本流動(dòng)性較強(qiáng)的房地產(chǎn)市場(chǎng)，順周期緩解效果也達(dá)到-0.320。值得注意的是，唯一未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)的交易類型是直接投資(di)，這說(shuō)明關(guān)乎外向型經(jīng)濟(jì)的直接投資管控并不會(huì)顯著影響主權(quán)國(guó)家的財(cái)政政策運(yùn)用。因此，從緩解財(cái)政政策順周期的效果看，資本賬戶內(nèi)部市場(chǎng)的開放進(jìn)程可適度慢于外部市場(chǎng)，以充分發(fā)揮股票、房地產(chǎn)等市場(chǎng)的資本賬戶管制對(duì)順周期財(cái)政政策的調(diào)節(jié)作用。

在此基礎(chǔ)上，本文將資本賬戶口徑(流入和流出)和項(xiàng)目類別相結(jié)合，進(jìn)一步刻畫不同交易類型的資本賬戶開放與順周期財(cái)政政策的關(guān)系。LSDV估計(jì)的結(jié)果如表5和表6所示。從表5的列(1)—(10)可以看出，除直接投資流出管制外，其他類型的資本流出管制都會(huì)弱化順周期財(cái)政政策傾向。其中，貨幣市場(chǎng)的流出管制對(duì)于順周期財(cái)政政策的緩解效果最強(qiáng)(-0.397)，其次為參與性質(zhì)的股權(quán)、股票和證券(-0.325)及衍生工具(-0.323)。隨著房地產(chǎn)市場(chǎng)流出管制的加強(qiáng)，順周期財(cái)政政策傾向?qū)p弱0.180單位。

表5 資本流出管制的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示通過(guò)1%、5%和10%的顯著水平；括號(hào)內(nèi)的值為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

由表6的列(1)—(10)可知，除直接投資流入管制外，其他類型的資本流入管制均會(huì)引起順周期財(cái)政政策傾向的減弱。其中，順周期緩解效果最強(qiáng)的仍然是貨幣市場(chǎng)(-0.523)，其次為參與性質(zhì)的股權(quán)、股票和證券(-0.450)及衍生工具(-0.378)。值得注意的是，房地產(chǎn)市場(chǎng)流入管制的效果(-0.265)要明顯高于流出效果。這意味著，相對(duì)于房地產(chǎn)市場(chǎng)的流出管制，加大資本流入管制更有助于平抑順周期財(cái)政政策的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)影響。

注：***、**和*分別表示通過(guò)1%、5%和10%的顯著水平；括號(hào)內(nèi)的值為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

考慮到樣本中既包括發(fā)達(dá)國(guó)家也包括發(fā)展中國(guó)家，本文構(gòu)建資本賬戶變量與發(fā)達(dá)國(guó)家虛擬變量和發(fā)展中國(guó)家虛擬變量的交互項(xiàng)，同時(shí)納入式(15)的模型進(jìn)行回歸，結(jié)果發(fā)現(xiàn)發(fā)展中國(guó)家資本賬戶開放對(duì)順周期財(cái)政政策的影響要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)國(guó)家。為了更加直觀清晰地識(shí)別不同收入類型國(guó)家的效應(yīng)差異，本文根據(jù)2017年世界銀行的收入分類標(biāo)準(zhǔn)，將92個(gè)國(guó)家樣本劃分為發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，回歸結(jié)果見表7。

從表7的列(1)—(5)可以看出，資本賬戶變量ka、kao和kai的估計(jì)系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，表明發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的資本賬戶管制都會(huì)弱化順周期財(cái)政政策傾向。但值得注意的是，兩類樣本的回歸結(jié)果存在一定差異：其一，與發(fā)展中國(guó)家不同，發(fā)達(dá)國(guó)家的政府規(guī)模變量顯著為正，而貿(mào)易開放度變量變得不顯著，這表明發(fā)達(dá)國(guó)家的周期性財(cái)政政策期對(duì)于“自動(dòng)穩(wěn)定器”功能和貿(mào)易開放的倚重較弱；其二，資本賬戶管制對(duì)于順周期財(cái)政政策的緩解作用在發(fā)展中國(guó)家明顯較強(qiáng)，尤其是在整體管制和流入管制方面，發(fā)展中國(guó)家的順周期緩解效果幾乎是發(fā)達(dá)國(guó)家的一倍，這意味著較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可能會(huì)引致較強(qiáng)的衰減效應(yīng)。為此，本文對(duì)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中的OECD國(guó)家作進(jìn)一步檢驗(yàn)。列(7)—(9)的結(jié)果顯示，所有資本賬戶變量的估計(jì)系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這也驗(yàn)證了本文的初步判斷，即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的國(guó)家，資本賬戶管制對(duì)順周期財(cái)政政策的緩解作用越弱。其可能的原因在于，發(fā)達(dá)國(guó)家的金融一體化程度本身就很高(資本賬戶管制程度僅為發(fā)展中國(guó)家的1/3)，資本賬戶開放的壁壘較少，因此通過(guò)資本流動(dòng)管理來(lái)影響財(cái)政政策周期的效用相對(duì)有限。

表7 區(qū)分經(jīng)濟(jì)體類型的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示通過(guò)1%、5%和10%的顯著水平；括號(hào)內(nèi)的值為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

考慮到全球金融危機(jī)爆發(fā)以來(lái)，中國(guó)、印度等發(fā)展中國(guó)家的資本賬戶開放速度明顯加快，而美國(guó)、日本等發(fā)達(dá)國(guó)家由于受金融危機(jī)的沖擊較大，對(duì)跨境資本流動(dòng)則采取了相對(duì)謹(jǐn)慎的態(tài)度。為刻畫金融危機(jī)前后發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家資本賬戶開放的效應(yīng)差異，本文以2007年為分界線，采用LSDV方法對(duì)發(fā)展中國(guó)家和發(fā)達(dá)國(guó)家樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，比較分析金融危機(jī)前后順周期緩解效應(yīng)的異同?；貧w結(jié)果見表8。

表8 金融危機(jī)爆發(fā)前后的回歸結(jié)果

注：***、**和*分別表示通過(guò)1%、5%和10%的顯著水平；括號(hào)內(nèi)的值為聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

表8的回歸結(jié)果顯示，無(wú)論是估計(jì)系數(shù)還是顯著性水平，發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家在金融危機(jī)前后的順周期緩解效應(yīng)都存在顯著差異。全球金融危機(jī)爆發(fā)之后，隨著發(fā)展中國(guó)家資本賬戶開放的加快，順周期財(cái)政政策的緩解效果(-0.529)要明顯弱于金融危機(jī)之前(-0.757)。而發(fā)達(dá)國(guó)家在金融危機(jī)爆發(fā)之前，資本賬戶開放并不會(huì)對(duì)順周期財(cái)政政策產(chǎn)生顯著影響，但隨著金融危機(jī)后發(fā)達(dá)國(guó)家對(duì)于跨境資本流動(dòng)的審慎管理，順周期財(cái)政政策開始呈現(xiàn)一定的增強(qiáng)效果。此外，本文也對(duì)發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家樣本進(jìn)行了不同流動(dòng)口徑和項(xiàng)目類別的檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果同樣未發(fā)生顯著變化。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

順周期財(cái)政政策傾向顯然會(huì)放大經(jīng)濟(jì)繁榮或加劇經(jīng)濟(jì)衰退，從而提高經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)，這會(huì)導(dǎo)致主權(quán)國(guó)家加大資本賬戶管制的力度。資本賬戶開放與財(cái)政政策周期之間存在的雙向因果關(guān)系可能會(huì)引致估計(jì)偏倚(有偏及不一致)的回歸結(jié)果。充分考慮潛在的內(nèi)生性問題，本文選用加權(quán)的貿(mào)易伙伴實(shí)際GDP增長(zhǎng)率(partner)作為資本賬戶變量的關(guān)鍵工具變量，并采用兩階段最小二乘法(2SLS)對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計(jì)。在采用工具變量之前有必要檢驗(yàn)資本賬戶變量是否存在內(nèi)生性問題，從表9可見，C統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著水平下拒絕了“所有解釋變量均為外生”的判斷，表明資本賬戶變量確實(shí)存在內(nèi)生性。

本文選取的工具變量滿足兩個(gè)方面的必要條件。一是能夠較好地滿足相關(guān)性。貿(mào)易伙伴實(shí)際GDP增長(zhǎng)率作為實(shí)際外部沖擊，反映了本國(guó)面臨的外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境(Jaimovich et al.,2007)。以本國(guó)對(duì)貿(mào)易伙伴國(guó)的出口額占本國(guó)總出口額的比重進(jìn)行加權(quán)，加權(quán)后的貿(mào)易伙伴實(shí)際GDP增長(zhǎng)率越大，表明本國(guó)面臨的出口環(huán)境越好。顯然，外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境的優(yōu)化會(huì)提升本國(guó)的出口效益和引資質(zhì)量，促進(jìn)本國(guó)資本賬戶的開放。二是能夠較好地滿足外生性。實(shí)際外部沖擊作為外生沖擊，本身與財(cái)政政策周期的關(guān)系就甚小(Ravn et al.,2012)，且不會(huì)對(duì)財(cái)政政策周期產(chǎn)生直接影響。同時(shí)，經(jīng)過(guò)加權(quán)的工具變量能夠保證其外生于內(nèi)生變量。具體地，我們采用如下方法構(gòu)建工具變量partner：

(16)

其中：dgdpjt表示i國(guó)的貿(mào)易伙伴j國(guó)在t時(shí)期的實(shí)際GDP增長(zhǎng)率；權(quán)重exijt/exit表示i國(guó)在t時(shí)期對(duì)j國(guó)的出口額占i國(guó)總出口額的比重；exi/gdpi表示i國(guó)出口依存度的均值。exi/gdpi和權(quán)重exijt/exit的乘積衡量了j國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(通過(guò)出口機(jī)制)對(duì)i國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊。本文對(duì)此并沒有直接采用i國(guó)對(duì)j國(guó)的出口額占GDP的比重表示，這是由于國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)變化會(huì)引起實(shí)際匯率波動(dòng)，進(jìn)而影響i國(guó)對(duì)j國(guó)的出口額，導(dǎo)致工具變量不完全外生。引入不隨時(shí)間變化的出口依存度均值，可以消除實(shí)際匯率波動(dòng)帶來(lái)的潛在影響。貿(mào)易伙伴實(shí)際GDP增長(zhǎng)率是以2010年為基期的GDP平減指數(shù)對(duì)貿(mào)易伙伴國(guó)的名義GDP進(jìn)行價(jià)格調(diào)整，取對(duì)數(shù)后進(jìn)行一階差分得到，數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行的WDI數(shù)據(jù)庫(kù)；出口份額權(quán)重和出口依存度的測(cè)算來(lái)源于IMF的DOTS數(shù)據(jù)庫(kù)。

此外，本研究還選用資本賬戶變量的滯后一期作為當(dāng)期的工具變量。為確認(rèn)這兩個(gè)工具變量的有效性，本文對(duì)其進(jìn)行了弱識(shí)別檢驗(yàn)、識(shí)別不足和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)。其中，弱識(shí)別檢驗(yàn)采用Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量，若拒絕原假設(shè)，則表明工具變量與內(nèi)生變量具有強(qiáng)相關(guān)性；識(shí)別不足檢驗(yàn)采用Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)采用Hansen J統(tǒng)計(jì)量，若拒絕識(shí)別不足檢驗(yàn)的原假設(shè)，并接受過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的原假設(shè)，則表明工具變量是外生的。表9的檢驗(yàn)結(jié)果表明，Kleibergen-Paap rk Wald F統(tǒng)計(jì)量遠(yuǎn)大于Stock-Yogo弱識(shí)別檢驗(yàn)的10%臨界值，因此拒絕工具變量弱識(shí)別的原假設(shè)。而Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著水平下拒絕了“工具變量識(shí)別不足”的原假設(shè)，并且Hansen J統(tǒng)計(jì)量接受了“不存在過(guò)度識(shí)別”的原假設(shè)。由此說(shuō)明，本文選取的工具變量是嚴(yán)格外生的，而且還與內(nèi)生變量高度相關(guān)。

從表9的列(1)—(3)可見，在克服反向因果關(guān)系問題后，資本賬戶變量ka、kao和kai的系數(shù)值仍在1%的水平下顯著為負(fù)，表明資本賬戶管制會(huì)顯著弱化順周期財(cái)政政策傾向。與表3中的解釋變量系數(shù)相比，在進(jìn)行內(nèi)生性處理后，系數(shù)值有較大幅度的提高。這說(shuō)明在控制內(nèi)生性問題后，資本賬戶管制對(duì)財(cái)政政策順周期性的影響體現(xiàn)得更為明顯。

表9 引入工具變量的回歸結(jié)果

注：Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量和Hansen J統(tǒng)計(jì)量的中括號(hào)內(nèi)為P值，Kleibergen-Paap rk F統(tǒng)計(jì)量的大括號(hào)內(nèi)為Stock-Yogo弱識(shí)別檢驗(yàn)的10%臨界值。

盡管本文選取的工具變量能夠有效解決雙向因果關(guān)系所引致的內(nèi)生性問題，但也可能會(huì)忽略遺漏變量造成的內(nèi)生性問題。為此，本文在2SLS估計(jì)中引入義務(wù)教育年限(duration)和實(shí)際有效匯率(reer)等反映國(guó)家特征的變量。其中，義務(wù)教育年限數(shù)據(jù)來(lái)源于聯(lián)合國(guó)教科文組織(UNESCO)數(shù)據(jù)庫(kù)，實(shí)際有效匯率來(lái)源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。從表9的列(4)—(6)可見，在控制遺漏變量問題后，資本賬戶變量的估計(jì)系數(shù)在1%的水平下仍顯著為負(fù)，這也進(jìn)一步保證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與政策建議

新興市場(chǎng)國(guó)家是否需要保留適當(dāng)?shù)馁Y本流動(dòng)管理措施，是當(dāng)前被廣泛討論的熱點(diǎn)問題。本文在構(gòu)建一個(gè)局部均衡模型的基礎(chǔ)上，利用全球92個(gè)國(guó)家1960—2016年的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了資本賬戶開放對(duì)財(cái)政政策周期性的影響。研究發(fā)現(xiàn)：

(1)主權(quán)國(guó)家整體上具有明顯的順周期財(cái)政政策傾向，并且隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)一定增強(qiáng)趨勢(shì)。發(fā)展中國(guó)家財(cái)政政策周期的均值達(dá)到0.671，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)國(guó)家的均值0.227，表明順周期財(cái)政政策已成為絕大多數(shù)發(fā)展中國(guó)家的政策取向。

(2)隨著資本流動(dòng)管理的強(qiáng)化，順周期財(cái)政政策傾向趨于減弱。從管制口徑來(lái)看，資本賬戶流入管制對(duì)順周期財(cái)政政策的緩解作用要明顯強(qiáng)于資本賬戶流出管制；從管制類型來(lái)看，股票、房地產(chǎn)等市場(chǎng)的順周期緩解效果要明顯強(qiáng)于直接投資。

(3)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高的國(guó)家，資本賬戶管制對(duì)順周期財(cái)政政策的緩解作用越弱。因此，對(duì)于發(fā)展中國(guó)家，適當(dāng)?shù)馁Y本流動(dòng)管理可以弱化順周期財(cái)政政策的不利影響。

從緩解財(cái)政政策順周期的效果來(lái)看，本文的結(jié)論亦支持中國(guó)當(dāng)前漸進(jìn)式的資本賬戶開放路徑。盡管推進(jìn)資本賬戶自由開放是融入國(guó)際金融一體化的必由之路，但是如果完全放開資本賬戶管制，短期內(nèi)資本的大進(jìn)大出很可能會(huì)造成更大的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和金融風(fēng)險(xiǎn)。為此，中國(guó)央行已多次強(qiáng)調(diào)加強(qiáng)宏觀審慎監(jiān)管和對(duì)短期資本流動(dòng)監(jiān)測(cè)與管理的重要性。本文的研究結(jié)論亦表明，適當(dāng)?shù)馁Y本賬戶管制和資本流動(dòng)管理是必要且合理的。政府應(yīng)當(dāng)遵循漸進(jìn)、審慎、可控的資本賬戶開放路徑，加快構(gòu)建宏觀審慎監(jiān)管體系，推動(dòng)資本流動(dòng)管理與宏觀經(jīng)濟(jì)政策、宏觀審慎監(jiān)管相結(jié)合，進(jìn)而成為緩解順周期財(cái)政政策的有力工具。尤其是針對(duì)股票、房地產(chǎn)等資本賬戶流入的管制，一定程度上有助于順周期財(cái)政政策的緩解。因此，針對(duì)這類流動(dòng)性較強(qiáng)且有投機(jī)性質(zhì)的資本流入需加大監(jiān)管力度，并建立相應(yīng)的資本流動(dòng)監(jiān)測(cè)、管理及預(yù)警機(jī)制。

最后需要指出的是，受研究視角所限，本文并沒有能夠明確揭示資本賬戶開放對(duì)順周期財(cái)政政策的影響機(jī)制，如何從機(jī)制上進(jìn)一步闡釋資本賬戶開放與財(cái)政政策周期之間的關(guān)系，是后續(xù)研究的方向。