國(guó)家規(guī)模對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)有影響嗎？

張子杰

(湖南工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙410205)

一、引言

國(guó)家規(guī)模一直是哲學(xué)家、政治學(xué)家投入大量精力關(guān)注的對(duì)象。直至亞當(dāng)·斯密在《國(guó)富論》中論證了市場(chǎng)規(guī)模與分工之間的關(guān)系，國(guó)家規(guī)模才進(jìn)入經(jīng)濟(jì)學(xué)家的視野。但是，直至今天，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們依然處于這個(gè)話題的邊緣(Alesina et al., 2005)[1]。

其實(shí)，經(jīng)濟(jì)學(xué)家們一直在嘗試?yán)迩鍑?guó)家規(guī)?？赡艿慕?jīng)濟(jì)影響。1957年，國(guó)際經(jīng)濟(jì)協(xié)會(huì)舉辦了以“國(guó)家規(guī)模的經(jīng)濟(jì)影響”為主題的會(huì)議，并在1960年出版了《國(guó)家規(guī)模的經(jīng)濟(jì)影響》會(huì)議紀(jì)要。其中，Kuznets(1960)[2]對(duì)國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易開(kāi)放度、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配等的影響機(jī)制的分析具有廣泛的影響。隨后的研究可以大致分為三個(gè)方向。首先，一些經(jīng)濟(jì)學(xué)家沿襲Kuznets的思路，利用新的統(tǒng)計(jì)、計(jì)量工具對(duì)國(guó)家規(guī)模的經(jīng)濟(jì)影響進(jìn)行廣泛的分析、概括。如Perkins&Syrquin(1989)[3]對(duì)國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)(包括貿(mào)易占GDP比重、貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)部門(mén)結(jié)構(gòu)、相對(duì)價(jià)格結(jié)構(gòu))、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和收入分配的影響做了深入、細(xì)致的理論、實(shí)證分析；Eloi Laurent(2008)[4]利用OECD國(guó)家樣本對(duì)《國(guó)家規(guī)模的經(jīng)濟(jì)影響》中Kuznets等作者關(guān)于國(guó)家規(guī)模影響的假設(shè)、觀點(diǎn)進(jìn)行了重新評(píng)估，認(rèn)為其許多假設(shè)、觀點(diǎn)依然是正確的；歐陽(yáng)峣等(2012)[5]對(duì)發(fā)展中大國(guó)在國(guó)內(nèi)需求、要素稟賦、產(chǎn)業(yè)部門(mén)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、制度創(chuàng)新方面的典型特征做了歸納和總結(jié)。其次，大量文獻(xiàn)利用當(dāng)前主流經(jīng)濟(jì)學(xué)分析框架，嘗試建立理論或計(jì)量實(shí)證模型，從某一個(gè)角度深入分析國(guó)家規(guī)模的經(jīng)濟(jì)影響。如國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、通貨膨脹、收入分配、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、R&D、資產(chǎn)積累、工資、公司稅率、技術(shù)選擇與工業(yè)選址、貿(mào)易開(kāi)放度、貿(mào)易條件、比較優(yōu)勢(shì)、貿(mào)易模式、經(jīng)濟(jì)一體化過(guò)程中的收益分配、均衡關(guān)稅、工業(yè)品產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易、出口中間產(chǎn)品與制成品結(jié)構(gòu)、出口目的地特征與加成(mark-up)、金融開(kāi)放度、一國(guó)儲(chǔ)蓄投資關(guān)系、金融危機(jī)傳染效應(yīng)、貨幣聯(lián)盟的福利效應(yīng)、匯率決定、熨平國(guó)際風(fēng)險(xiǎn)、引入FDI時(shí)稅收競(jìng)爭(zhēng)、債券和非貿(mào)易品股票收益率、貨幣發(fā)行規(guī)模、財(cái)政貨幣政策選擇、政府規(guī)模、私有化規(guī)模、制度等的影響機(jī)制和作用效果①。這些文獻(xiàn)大多具有一定的理論分析基礎(chǔ)，但也因此囿于一個(gè)特定的分析角度，尚未形成較為通用的分析框架，因而影響有限。第三，隨著當(dāng)前區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化、經(jīng)濟(jì)全球化的不斷發(fā)展，學(xué)者們對(duì)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放與國(guó)家規(guī)模的相互作用機(jī)制的關(guān)注不斷增加。其中，代表性的文獻(xiàn)是Alesina et al.(2005)[1]，作者建立理論模型分析了國(guó)家規(guī)模如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度選擇，以及國(guó)家規(guī)模和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的相互替代關(guān)系，然后利用計(jì)量模型和歷史經(jīng)驗(yàn)對(duì)其進(jìn)一步實(shí)證分析，并提出，對(duì)國(guó)家規(guī)模效應(yīng)的分析有助于理解國(guó)際經(jīng)濟(jì)一體化的歷史進(jìn)程。

同時(shí)，一些重要的理論與政策分析或明或暗地包含了國(guó)家規(guī)模的作用。比如，在國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，對(duì)于一國(guó)國(guó)際貿(mào)易政策效應(yīng)的分析，必須區(qū)分大國(guó)與小國(guó)；利用IS-LM-BP模型分析開(kāi)放的宏觀經(jīng)濟(jì)中的財(cái)政、貨幣政策效應(yīng)時(shí)，都要明確是小國(guó)情形②。另一方面，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化、經(jīng)濟(jì)全球化、最優(yōu)貨幣區(qū)等理論與實(shí)踐，也暗示著經(jīng)濟(jì)規(guī)模可能帶來(lái)的潛在收益。盡管經(jīng)濟(jì)開(kāi)放程度的提高，在不斷降低國(guó)家規(guī)模的重要性，本國(guó)偏好(Home Bias)的存在卻暗示，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放對(duì)國(guó)家規(guī)模的替代程度是有限的。

綜上，國(guó)家規(guī)模的經(jīng)濟(jì)影響是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究領(lǐng)域具有重要潛力的研究主題，但其研究依然處于探索階段，需要繼續(xù)重復(fù)“歸納—分析—?dú)w納”的研究過(guò)程。本文將沿襲Kuznets(1960)[2]等，利用最新的數(shù)據(jù)和統(tǒng)計(jì)、計(jì)量分析方法，對(duì)國(guó)家規(guī)模的宏觀經(jīng)濟(jì)影響做一個(gè)概括性的歸納研究，為進(jìn)一步研究提供一個(gè)整體的圖景。需要指出的是，作為探索性研究，本文隨機(jī)使用盡可能多的樣本、基礎(chǔ)的計(jì)量模型和基本的估計(jì)方法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和計(jì)量分析，不考慮各種精巧的統(tǒng)計(jì)、計(jì)量分析技術(shù)。

論文第二部分對(duì)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量隨國(guó)家規(guī)?？赡馨l(fā)生的變化做一簡(jiǎn)單的統(tǒng)計(jì)分析；第三部分利用計(jì)量模型對(duì)排除其他因素影響之后的國(guó)家規(guī)模效應(yīng)做進(jìn)一步深入分析；第四部分進(jìn)行總結(jié)，并提出進(jìn)一步研究的建議。

二、國(guó)家規(guī)模宏觀經(jīng)濟(jì)影響的統(tǒng)計(jì)分析

(一)相關(guān)指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

首先，本文選擇國(guó)土面積和人口規(guī)模作為國(guó)家規(guī)模的代理變量。當(dāng)前文獻(xiàn)中，常用的國(guó)家規(guī)模代理變量有三個(gè)，分別是人口規(guī)模、國(guó)土面積和GDP。其中，人口規(guī)模為最常用的指標(biāo)，它能夠在很大程度上反映國(guó)家規(guī)模影響經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)鍵渠道——市場(chǎng)規(guī)模，但具有一定的內(nèi)生性，不夠客觀。國(guó)土面積是一個(gè)客觀指標(biāo)，但各國(guó)間的地理差異可能導(dǎo)致其對(duì)經(jīng)濟(jì)變量的影響存在較大的結(jié)構(gòu)差異。GDP能夠直接反映市場(chǎng)規(guī)模大小，但它事實(shí)上是由人口規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平共同決定的，將它作為國(guó)家規(guī)模的代理變量會(huì)導(dǎo)致分析中難以體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平帶來(lái)的結(jié)構(gòu)性影響。因此，本文使用國(guó)土面積和人口規(guī)模作為國(guó)家規(guī)模的代理指標(biāo)，這一方面可以更好地與當(dāng)前的眾多研究結(jié)果相互印證，另一方面可以檢驗(yàn)國(guó)家規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)分析的穩(wěn)定性。至于GDP指標(biāo)的影響，在第三部分的計(jì)量分析中，會(huì)同時(shí)將國(guó)家規(guī)模和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平作為解釋變量，從而使其間接得到反映。

其次，本文選擇經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、收入分配和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度指標(biāo)來(lái)概括反映一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)狀況。宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)將其研究目標(biāo)界定為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、物價(jià)穩(wěn)定、充分就業(yè)和國(guó)際收支平衡。其中，物價(jià)穩(wěn)定和充分就業(yè)是一個(gè)硬幣的兩面，反映了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；國(guó)際收支平衡在一定程度上和一國(guó)的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度緊密相關(guān)。因此，本文宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的選擇能夠較為全面地反映一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)狀況。此外，收入分配是影響一國(guó)福利水平的重要變量，因此同時(shí)考慮這個(gè)指標(biāo)。本文選擇不變價(jià)格人均GDP增長(zhǎng)率代表經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；分別利用不變價(jià)格人均GDP增長(zhǎng)率和人均消費(fèi)增長(zhǎng)率方差代表經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；利用基尼系數(shù)代表收入分配；經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度區(qū)分貿(mào)易開(kāi)放度和金融開(kāi)放度，分別采用文獻(xiàn)中常用的(出口額+進(jìn)口額)/GDP和(對(duì)外總資產(chǎn)+對(duì)外總負(fù)債-外匯儲(chǔ)備)/GDP測(cè)度方法進(jìn)行測(cè)算。

國(guó)土面積、人口規(guī)模、人均GDP增長(zhǎng)率、人均消費(fèi)增長(zhǎng)率、出口額/GDP、進(jìn)口額/GDP、GDP數(shù)據(jù)都來(lái)自于世界發(fā)展指數(shù)(WDI)數(shù)據(jù)庫(kù)；基尼系數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)自于聯(lián)合國(guó)世界收入不平等數(shù)據(jù)庫(kù)(WIID)；各資本存量數(shù)據(jù)來(lái)自于Lane&Milesi-Ferretti(2007)[6]的國(guó)家外部財(cái)富數(shù)據(jù)(EWN)擴(kuò)展版“EWN1970-2011”。

另外，全文中相同指標(biāo)使用的數(shù)據(jù)來(lái)源保持一致，所以下文中每一部分只對(duì)新出現(xiàn)變量的數(shù)據(jù)來(lái)源進(jìn)行說(shuō)明。

(二)樣本選擇與國(guó)家規(guī)模宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)分析

為了獲得盡可能多的樣本，測(cè)算每一個(gè)指標(biāo)的樣本都以WDI數(shù)據(jù)庫(kù)中217個(gè)國(guó)家或地區(qū)為基礎(chǔ)，根據(jù)數(shù)據(jù)缺失情況，以及WDI、WIID和“EWN1970—2011”三個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)中國(guó)家或地區(qū)的匹配情況分別選取。因此，這里只給出樣本選擇的原則，而不展開(kāi)說(shuō)明每一個(gè)樣本的具體選取過(guò)程。首先，基本的時(shí)間區(qū)間確定為1992—2017年。其次，從1992年開(kāi)始，連續(xù)數(shù)據(jù)缺失不超過(guò)10年；2001年后不缺失數(shù)據(jù)。第三，金融開(kāi)放相關(guān)數(shù)據(jù)基本時(shí)間區(qū)間為1992—2011年。第四，對(duì)于存在不同數(shù)據(jù)來(lái)源的基尼系數(shù)值，直接求取簡(jiǎn)單平均值。根據(jù)這些原則，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)、消費(fèi)波動(dòng)、基尼系數(shù)、貿(mào)易開(kāi)放度、金融開(kāi)放度六個(gè)指標(biāo)的測(cè)算樣本分別包含187個(gè)、187個(gè)、129個(gè)、136個(gè)、162個(gè)、169個(gè)樣本國(guó)家或地區(qū)。

對(duì)于每個(gè)樣本，首先對(duì)國(guó)土面積和人口規(guī)模求取所有年份數(shù)據(jù)的簡(jiǎn)單平均值，并以其中位數(shù)為界將樣本國(guó)家或地區(qū)劃分為大國(guó)和小國(guó)兩組。然后，對(duì)于每個(gè)國(guó)家或地區(qū)每一個(gè)指標(biāo)求取所有年份數(shù)據(jù)的簡(jiǎn)單平均值或方差(忽略缺失值)。最后，分別對(duì)大國(guó)和小國(guó)每一指標(biāo)數(shù)據(jù)求取簡(jiǎn)單平均值，比較其相對(duì)大小，并檢驗(yàn)其差異是否顯著，結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 大國(guó)和小國(guó)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量差異

從表1可以看到，統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果與當(dāng)前文獻(xiàn)的結(jié)論基本一致，說(shuō)明這些結(jié)論是比較穩(wěn)定的。具體而言，大國(guó)和小國(guó)人均GDP增長(zhǎng)率不存在顯著差異，這可能反映了Alesina et al.(2005)[1]的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放使大國(guó)規(guī)模優(yōu)勢(shì)降低的觀點(diǎn)。對(duì)于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，在四種情況下，小國(guó)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)都大于大國(guó)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)不存在顯著差異；對(duì)于消費(fèi)波動(dòng)，基于國(guó)土面積的大國(guó)和小國(guó)之間不存在顯著差異，但基于人口的小國(guó)波動(dòng)顯著大于大國(guó)波動(dòng)。所以，總的來(lái)說(shuō)，小國(guó)波動(dòng)應(yīng)該大于大國(guó)，但不夠顯著。對(duì)于基尼系數(shù)，可以看到大國(guó)大于小國(guó)，與理論和經(jīng)驗(yàn)分析一致，但也不夠顯著。對(duì)于貿(mào)易開(kāi)放度，則非常顯著地顯示出小國(guó)大于大國(guó)的情形，與理論與經(jīng)驗(yàn)分析完全一致。對(duì)于金融開(kāi)放度，可以看到，在10%的顯著性水平上，小國(guó)勉強(qiáng)大于大國(guó)，但其差異顯著性水平遠(yuǎn)小于貿(mào)易開(kāi)放度。說(shuō)明金融開(kāi)放與貿(mào)易開(kāi)放存在著較大的結(jié)構(gòu)差異，在對(duì)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放進(jìn)行研究時(shí)，還是要注意兩者的區(qū)別與聯(lián)系(周茂榮，張子杰，2010)[7]。

三、國(guó)家規(guī)模宏觀經(jīng)濟(jì)影響的計(jì)量分析

基礎(chǔ)的統(tǒng)計(jì)分析可以讓我們對(duì)國(guó)家規(guī)模的經(jīng)濟(jì)影響有一個(gè)初步的認(rèn)識(shí)，但它忽略了國(guó)家規(guī)模以外的變量對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響。因此，這一部分利用計(jì)量模型控制其他變量的影響，進(jìn)一步深入探討國(guó)家規(guī)模對(duì)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的作用。不過(guò)，很多被解釋變量，如經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配等，可能影響因素眾多，限于篇幅，本文不準(zhǔn)備對(duì)其進(jìn)行深入而完備的討論。而且，本文目標(biāo)在于對(duì)國(guó)家規(guī)模的經(jīng)濟(jì)影響有一個(gè)廣泛的初步認(rèn)識(shí)，因此不對(duì)模型設(shè)定做深入探討，一般直接借鑒影響力比較大的相關(guān)文獻(xiàn)，選定控制變量，并統(tǒng)一使用基礎(chǔ)的面板回歸模型(收入分配決定模型例外，為截面數(shù)據(jù)回歸模型)，以及盡可能大的樣本進(jìn)行計(jì)量分析?；A(chǔ)模型形式設(shè)定為：

Dependentit=α+γi+δt+βCountrysizeit+θXit+εit

其中，Dependentit為人均GDP增長(zhǎng)率等被解釋的宏觀經(jīng)濟(jì)變量；Countrysizeit為國(guó)土面積或人口規(guī)模；Xit為控制變量向量；γi表示個(gè)體固定效應(yīng)，δt表示時(shí)間固定效應(yīng)；εit是殘差項(xiàng)；i表示不同國(guó)家或地區(qū)，t表示年份。

另外，因?yàn)闊o(wú)論是國(guó)土面積，還是人口規(guī)模，在樣本時(shí)間區(qū)間里都變化不大，使其宏觀經(jīng)濟(jì)影響容易退化為個(gè)體固定效應(yīng)，從而難以區(qū)分國(guó)家規(guī)模與其他可能導(dǎo)致個(gè)體固定效應(yīng)的因素的影響。因此，如果模型設(shè)定為固定效應(yīng)模型，本文都會(huì)同時(shí)估計(jì)隨機(jī)效應(yīng)模型作為參照。

(一)國(guó)家規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

1.模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇人均GDP增長(zhǎng)率作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量。借鑒Barro(1996)[8]、Kose et al.(2011)[9],在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)決定模型中加入初始人均GDP、固定資本投資/GDP、人力資本、貿(mào)易開(kāi)放度、金融發(fā)展水平和制度質(zhì)量作為控制變量。其中，初始人均GDP為滯后五年的2010年不變價(jià)格人均GDP，固定資本投資為私人投資和政府投資之和，人力資本為平均受教育年限，金融發(fā)展水平為M2/GDP，數(shù)據(jù)都來(lái)源于WDI數(shù)據(jù)庫(kù)；制度發(fā)展水平使用WGI指標(biāo)體系中的政府管理有效性(Government Effectiveness)指標(biāo)作為代理變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于世界治理指數(shù)(WGI)數(shù)據(jù)庫(kù)。綜合考慮數(shù)據(jù)缺失、不同來(lái)源數(shù)據(jù)中國(guó)家或地區(qū)匹配關(guān)系情況，選定86個(gè)國(guó)家或地區(qū)作為樣本，樣本時(shí)間區(qū)間為1994—2017年。對(duì)于依然缺失的少量數(shù)據(jù)，位于時(shí)間區(qū)間兩端者直接使用最近數(shù)據(jù)補(bǔ)充，中間有缺失時(shí)使用前后兩個(gè)相鄰數(shù)據(jù)的平均值補(bǔ)充。

2.估計(jì)結(jié)果分析

模型估計(jì)時(shí)，對(duì)國(guó)土面積、人口規(guī)模、滯后5年人均GDP和平均受教育年限，這幾個(gè)正的、數(shù)值比較大的變量取對(duì)數(shù)。根據(jù)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，無(wú)論是基于國(guó)土面積，還是人口規(guī)模，模型都應(yīng)當(dāng)設(shè)定為固定效應(yīng)模型，估計(jì)結(jié)果分別見(jiàn)表2中模型(1)和(3)。同時(shí)，估計(jì)隨機(jī)效應(yīng)模型作為參照，結(jié)果見(jiàn)模型(2)和(4)。

從表2可以看到，國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)無(wú)顯著影響，這和上一部分的簡(jiǎn)單統(tǒng)計(jì)結(jié)果是一致的。只有在作為參照的模型(4)中，人口規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的正向影響。對(duì)于控制變量，除了金融發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響不顯著之外，其他變量的影響都與理論及當(dāng)前文獻(xiàn)中的實(shí)證結(jié)果一致。

表2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型回歸結(jié)果

注：t statistics in parentheses“* ”p< 0.1, “**”p< 0.05, “*** ”p< 0.01

(二)國(guó)家規(guī)模與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)

1.模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文分別選擇人均GDP增長(zhǎng)率方差和人均消費(fèi)增長(zhǎng)率方差作為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的代理變量。綜合考慮數(shù)據(jù)可得性和不同數(shù)據(jù)來(lái)源的匹配關(guān)系，選取1998—2012年79個(gè)國(guó)家或地區(qū)的樣本數(shù)據(jù)。然后，以五年為一個(gè)時(shí)間窗口，對(duì)人均GDP增長(zhǎng)率和人均消費(fèi)增長(zhǎng)率分別求方差，得到被解釋變量。借鑒Maria Bejan(2006)[10]、Razin&Rose(1992)[11]、Easterly&Stiglitz(2000)[12]，在模型中加入初始人均GDP、通貨膨脹率、金融發(fā)展水平、貿(mào)易開(kāi)放度、金融開(kāi)放度和制度質(zhì)量作為控制變量。其中，初始人均GDP為每一個(gè)時(shí)間窗口第一年的人均GDP，其他所有解釋變量都取每一個(gè)時(shí)間窗口五年數(shù)據(jù)的平均值(金融開(kāi)放最后一個(gè)時(shí)間窗口只有四年)。新出現(xiàn)的通貨膨脹率以消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.估計(jì)結(jié)果分析

模型估計(jì)時(shí)，對(duì)國(guó)土面積、人口規(guī)模和初始人均GDP取對(duì)數(shù)。根據(jù)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，當(dāng)選擇國(guó)土面積作為國(guó)家規(guī)模代理變量時(shí)，回歸模型都確定為混合回歸模型，回歸結(jié)果見(jiàn)表3中模型(1)和(4)；當(dāng)選擇人口規(guī)模代表國(guó)家規(guī)模時(shí)，基于人均GDP增長(zhǎng)率的回歸模型確定為固定效應(yīng)模型，同時(shí)估計(jì)其隨機(jī)效應(yīng)結(jié)果作為參照，分別見(jiàn)模型(2)和(3)；基于人均消費(fèi)增長(zhǎng)率的回歸模型確定為隨機(jī)效應(yīng)模型，回歸結(jié)果見(jiàn)模型(5)。

表3 經(jīng)濟(jì)波動(dòng)模型回歸結(jié)果

續(xù)表

(1)(2)(3)(4)(5)fopenness-0.173-0.0186-0.1032.0581.308(-0.58)(-0.05)(-0.35)(0.69)(0.44)government-7.331???-24.85??-7.229???-71.30???-69.95??(-2.90)(-2.49)(-2.64)(-2.81)(-2.50)_cons1.233860.3???17.20-312.0??-219.6(0.08)(3.23)(0.76)(-2.07)(-0.95)模型設(shè)定混合回歸固定效應(yīng)隨機(jī)效應(yīng)混合回歸隨機(jī)效應(yīng)N237237237237237R20.07550.02630.07490.06800.0640

注：tstatisticsinparentheses“* ”p < 0.1, “**”p < 0.05, “***”p < 0.01

從表3可以看到，當(dāng)以人均GDP增長(zhǎng)率方差作為經(jīng)濟(jì)波動(dòng)代理變量時(shí)，國(guó)家規(guī)模總是能夠顯著降低經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，與理論預(yù)期是一致的；當(dāng)選擇基于人均消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)代理指標(biāo)時(shí)，國(guó)家規(guī)模沒(méi)有顯著影響。這個(gè)結(jié)論和前面初步統(tǒng)計(jì)的結(jié)果存在較大的差異，可能反映了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)容易受到國(guó)家規(guī)模以外其他因素的影響。不過(guò)，對(duì)于控制變量，我們只看到初始人均GDP和制度質(zhì)量對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有顯著的影響。其中，和理論預(yù)期一致，制度能夠顯著降低經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；初始人均GDP卻會(huì)顯著提高經(jīng)濟(jì)波動(dòng)水平，這可能反映了最近幾十年新興市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)、高波動(dòng)的事實(shí)(因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家，尤其是歐元區(qū)國(guó)家，大都缺乏貨幣供應(yīng)量數(shù)據(jù)，被排除在樣本國(guó)家之外，所以這一部分的樣本可能存在向發(fā)展中國(guó)家或地區(qū)偏誤的情況)；在其他控制變量中，只有在基于人均消費(fèi)的回歸模型中，貿(mào)易開(kāi)放顯示出明顯的正向影響，即貿(mào)易開(kāi)放會(huì)導(dǎo)致消費(fèi)波動(dòng)的增加。

(三)國(guó)家規(guī)模與收入分配

1.模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以基尼系數(shù)作為收入分配的代理變量。由于WIID數(shù)據(jù)庫(kù)中各個(gè)國(guó)家或地區(qū)、各年份基尼系數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源、可獲得性差異較大，為了盡可能多地獲得樣本，本文不區(qū)分基尼系數(shù)的數(shù)據(jù)來(lái)源，直接對(duì)2011—2017年一國(guó)或地區(qū)所有可得基尼系數(shù)進(jìn)行簡(jiǎn)單平均獲得截面數(shù)據(jù)。借鑒Martinez-VazquezJetal.(2012)[13]和魯曉東(2008)[14]，在模型中加入經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、教育水平、政府支出水平、城市化水平、貿(mào)易開(kāi)放度、制度質(zhì)量、人口增長(zhǎng)率、失業(yè)率和年齡依賴程度作為控制變量。其中經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用人均GDP表示，教育水平用中學(xué)入學(xué)率表示，政府支出水平用政府最終消費(fèi)支出/GDP表示，城市化水平用城市人口占總?cè)丝诒戎乇硎荆挲g依賴程度用工作年齡人口占總?cè)丝诒戎乇硎?。和人口增長(zhǎng)率、失業(yè)率一起，所有數(shù)據(jù)來(lái)源于WDI數(shù)據(jù)庫(kù)。同樣對(duì)各變量2011—2017年數(shù)據(jù)簡(jiǎn)單平均得到截面數(shù)據(jù)。根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性和不同來(lái)源樣本國(guó)家或地區(qū)的匹配關(guān)系，共獲得117個(gè)國(guó)家或地區(qū)樣本。

2.估計(jì)結(jié)果分析

模型估計(jì)時(shí)，對(duì)國(guó)土面積、人口規(guī)模、人均GDP取對(duì)數(shù)。根據(jù)White和BP檢驗(yàn)，模型存在異方差，所以使用加權(quán)最小二乘法(WLS)進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4中模型(1)和(2)。在模型(1)和(2)中，眾多解釋變量只有政府支出和城市化水平對(duì)收入分配有顯著影響。因此，對(duì)模型做方差膨脹因子(VIF)檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不存在多重共線性。盡管如此，本文依然減少解釋變量，希望能夠增加國(guó)家規(guī)模影響的顯著性。去掉人口增長(zhǎng)率、失業(yè)率和年齡依賴程度三個(gè)可能影響最小的解釋變量，重新估計(jì)的結(jié)果見(jiàn)模型(3)和(4)。但是，國(guó)家規(guī)模對(duì)收入分配依然沒(méi)有顯著影響，這個(gè)結(jié)果與上一部分的統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致。對(duì)于控制變量，政府支出能夠顯著地降低收入分配的不平衡；而城市化水平卻可能增加收入分配不平衡，盡管顯著性水平?jīng)]有政府支出那么高，這些都與理論預(yù)期一致。

(四)國(guó)家規(guī)模與經(jīng)濟(jì)開(kāi)放

1.模型設(shè)定與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文分別設(shè)定貿(mào)易開(kāi)放度和金融開(kāi)放度決定模型。對(duì)于貿(mào)易開(kāi)放度的決定，盡管已經(jīng)有很多文獻(xiàn)進(jìn)行定性探討(商務(wù)部研究課題組、金柏松，2005)[15]，但可能因?yàn)槠溆绊懸蛩卮蠖嚯y以量化，至今沒(méi)有可以借鑒的實(shí)證模型。因此，本文在控制變量中加入滯后一期的貿(mào)易開(kāi)放度，以反映那些無(wú)法量化的影響因素；然后加入最為基礎(chǔ)的貿(mào)易開(kāi)放度影響因素，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融發(fā)展水平和制度質(zhì)量。由于貿(mào)易開(kāi)放也會(huì)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融發(fā)展、制度等，這里可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。為減少內(nèi)生性問(wèn)題的影響，對(duì)這三個(gè)解釋變量直接使用兩期滯后值。對(duì)于金融開(kāi)放度的決定，借鑒Chinn&Ito(2006)[16]、Koseetal.(2009)[17]和鄧敏、藍(lán)發(fā)欽(2013)[18]，選擇經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、貿(mào)易開(kāi)放度、通貨膨脹率、金融發(fā)展水平、外匯儲(chǔ)備、凈債務(wù)水平和制度質(zhì)量作為控制變量。其中，外匯儲(chǔ)備不包括外匯黃金，數(shù)據(jù)來(lái)源于WDI數(shù)據(jù)庫(kù)；政府凈債務(wù)為一般政府凈債務(wù)/GDP，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自于世界經(jīng)濟(jì)展望(WEO)數(shù)據(jù)庫(kù)。同樣，為了減少可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，直接對(duì)所有控制變量取一階滯后值。兼顧數(shù)據(jù)可得性、各數(shù)據(jù)來(lái)源的匹配性，最終選定118個(gè)國(guó)家或地區(qū)作為貿(mào)易開(kāi)放決定模型的樣本，樣本時(shí)間區(qū)間為1996—2017年；選定44個(gè)國(guó)家或地區(qū)作為金融開(kāi)放決定模型的樣本，樣本時(shí)間區(qū)間為2000—2011年。對(duì)于缺失值，補(bǔ)充方法與前文保持一致。

表4 收入分配決定模型回歸結(jié)果

注：tstatisticsinparentheses“* ”p < 0.1, “** ”p < 0.05, “*** ”p < 0.01

2.模型估計(jì)結(jié)果分析

對(duì)于貿(mào)易開(kāi)放度決定模型，根據(jù)F檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)，無(wú)論是基于國(guó)土面積還是人口規(guī)模，都應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型。考慮到近幾十年貿(mào)易開(kāi)放快速發(fā)展，進(jìn)一步對(duì)時(shí)間虛擬變量做聯(lián)合檢驗(yàn)，最終確定將模型設(shè)定為個(gè)體時(shí)間雙固定效應(yīng)模型，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5中模型(1)和(3)。同時(shí)對(duì)相應(yīng)的隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)模型(2)和(4)。對(duì)于金融開(kāi)放度決定模型，根據(jù)F檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)和時(shí)間虛擬變量聯(lián)合檢驗(yàn)，設(shè)定基于國(guó)土面積的回歸模型為隨機(jī)效應(yīng)模型；基于人口規(guī)模的回歸模型為個(gè)體時(shí)間雙固定效應(yīng)模型，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表6中模型(1)和(2)。同時(shí)，對(duì)基于人口規(guī)模的模型做隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)，結(jié)果見(jiàn)模型(3)，以作為模型(2)的參照。

從表5可以看到，國(guó)家規(guī)模對(duì)貿(mào)易開(kāi)放具有顯著的負(fù)向作用，這和前文中統(tǒng)計(jì)結(jié)果保持一致。對(duì)于控制變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)貿(mào)易開(kāi)放度有負(fù)的顯著影響，這和理論直覺(jué)不太一致，但和相關(guān)文獻(xiàn)中的結(jié)果是一致的(張子杰，2018)[19]，可能反映了使用貿(mào)易依存度指標(biāo)可能存在的結(jié)構(gòu)問(wèn)題；金融發(fā)展水平對(duì)貿(mào)易開(kāi)放有正的顯著影響和理論預(yù)期一致；但制度發(fā)展水平?jīng)]有顯示出對(duì)貿(mào)易開(kāi)放的影響力。

表5 貿(mào)易開(kāi)放度決定模型回歸結(jié)果

注：tstatisticsinparentheses“* ”p < 0.1, “** ”p < 0.05,“ *** ”p < 0.01

從表6可以看到，基于國(guó)土面積的國(guó)家規(guī)模對(duì)金融開(kāi)放沒(méi)有顯著影響；而基于人口規(guī)模的國(guó)家規(guī)模對(duì)金融開(kāi)放具有顯著的負(fù)向影響。這說(shuō)明國(guó)家規(guī)模對(duì)金融開(kāi)放可能存在負(fù)的影響，但其影響并不確定，這也和前文統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果基本一致。對(duì)于控制變量，可以看到，通貨膨脹率和政府凈債務(wù)都對(duì)金融開(kāi)放存在顯著的正向影響，這可能反映了政府債務(wù)較高國(guó)家或地區(qū)通過(guò)國(guó)際資本市場(chǎng)進(jìn)行融資的偏好；金融發(fā)展水平對(duì)金融開(kāi)放度有顯著的正向影響，是與理論預(yù)期一致的；制度發(fā)展水平能夠顯著降低金融開(kāi)放度，可能從反面反映了管理良好的政府不需要對(duì)國(guó)際資本市場(chǎng)過(guò)于依賴。一個(gè)可能的推論是，對(duì)于發(fā)展良好的國(guó)家，其對(duì)金融開(kāi)放的需求并不高，不應(yīng)像國(guó)際貿(mào)易開(kāi)放那樣追求較高的經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平。其他控制變量要么不顯著，要么影響方向不確定，這里不再進(jìn)一步解釋。

表6 金融開(kāi)放度決定模型回歸結(jié)果

續(xù)表

(1)(2)(3)L.lngdpper0.906???-1.310??0.767???(3.51)(-2.07)(2.93)L.topenness-0.00162-0.00639???-0.00323(-0.72)(-2.68)(-1.40)L.cpi0.0229???0.0230???0.0249???(3.29)(3.25)(3.58)L.fdepth0.0327???0.0361???0.0329???(8.24)(8.44)(8.42)L.lnreserve0.06960.1060.163?(0.91)(0.98)(1.94)L.netdebt0.0138???0.0136???0.0146???(9.34)(8.77)(9.73)L.government-0.586??-0.664??-0.570??(-2.22)(-2.22)(-2.17)_cons-7.887???98.95???-2.640(-2.92)(4.65)(-0.79)模型設(shè)定隨機(jī)效應(yīng)個(gè)體時(shí)間固定效應(yīng)隨機(jī)效應(yīng)N484484484R20.25560.04990.2812

注：tstatisticsinparentheses“* ”p < 0.1, “** ”p < 0.05, “*** ”p < 0.01

(五)小結(jié)及進(jìn)一步的解釋

綜上，可以發(fā)現(xiàn)，在考慮控制變量的影響之后，國(guó)家規(guī)模對(duì)部分主要宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)依然存在顯著影響。首先，和前文統(tǒng)計(jì)結(jié)果相同，國(guó)家規(guī)模對(duì)貿(mào)易開(kāi)放具有顯著的負(fù)向影響。其次，國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)和金融開(kāi)放的影響是有條件的。國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率波動(dòng)具有顯著的負(fù)向影響，但對(duì)消費(fèi)增長(zhǎng)率波動(dòng)影響不顯著。這個(gè)結(jié)論與統(tǒng)計(jì)結(jié)果不一致，可能反映了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)也會(huì)受到其他因素的較大影響，其相互作用導(dǎo)致了直接統(tǒng)計(jì)結(jié)果和排除其他影響因素之后的結(jié)果不盡相同。對(duì)金融開(kāi)放的影響可能也是有條件的，只有在以人口規(guī)模為代理變量時(shí)，國(guó)家規(guī)模對(duì)金融開(kāi)放具有比較顯著的負(fù)向影響。最后，國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配的影響都不顯著，這也和統(tǒng)計(jì)結(jié)果保持一致。

這些結(jié)果與當(dāng)前文獻(xiàn)中的理論分析基本是一致的。綜合當(dāng)前文獻(xiàn)，本文對(duì)國(guó)家規(guī)模對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)制進(jìn)行簡(jiǎn)單歸納，見(jiàn)圖1。首先，在經(jīng)濟(jì)開(kāi)放條件下，國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用方向是不確定的。一方面，國(guó)家規(guī)模通過(guò)規(guī)模經(jīng)濟(jì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；資源種類(lèi)豐富使其不會(huì)受到資源短板的約束。但另一方面，資源分布相對(duì)均勻使其難以像一些小國(guó)一樣獲得“幸運(yùn)的資源稟賦”(Kuznets，1960)[2]，從而在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)中超常速增長(zhǎng)；經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性使其難以因?yàn)槟骋环矫娴募夹g(shù)突破，或國(guó)際市場(chǎng)需求的有利變動(dòng)等而快速增長(zhǎng)；社會(huì)異質(zhì)性則使其經(jīng)濟(jì)、社會(huì)管理復(fù)雜，從而制約經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其次，國(guó)家規(guī)模本應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有顯著的抑制效應(yīng)，但經(jīng)濟(jì)開(kāi)放使其效果變得復(fù)雜起來(lái)。一方面，大國(guó)的經(jīng)濟(jì)異質(zhì)性使其能夠容易抑制地區(qū)，或部門(mén)層面的沖擊；大國(guó)的經(jīng)濟(jì)規(guī)模使其能夠有效應(yīng)對(duì)來(lái)自國(guó)外的外部沖擊；政府規(guī)模也使其在利用“有形之手”干預(yù)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)時(shí)有更大的政策空間。表3中基于人均GDP增長(zhǎng)率波動(dòng)的計(jì)量模型結(jié)果應(yīng)當(dāng)是反映了這些作用機(jī)制。另一方面，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放使小國(guó)可以將國(guó)內(nèi)的部門(mén)沖擊、系統(tǒng)沖擊風(fēng)險(xiǎn)分散到國(guó)際上，從而降低經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，尤其是消費(fèi)波動(dòng)；但反過(guò)來(lái)，小國(guó)又容易受到國(guó)外經(jīng)濟(jì)變動(dòng)的沖擊，從而使其最終作用效果復(fù)雜化。如此，國(guó)家規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的作用效果便難以清楚辨別。第三，國(guó)家規(guī)模主要通過(guò)資源分布的差異影響收入分配，但和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、文化、社會(huì)改革等的影響相比，資源分布差異的影響幾乎無(wú)法辨別(Perkins&Syrquin，1989)。第四，經(jīng)濟(jì)開(kāi)放不是宏觀經(jīng)濟(jì)的最終目標(biāo)，但國(guó)家規(guī)模對(duì)最終宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的作用會(huì)受到經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的重要影響，因此可以說(shuō)一國(guó)最優(yōu)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放度的選擇會(huì)受到國(guó)家規(guī)模的限制[20]。對(duì)經(jīng)濟(jì)開(kāi)放的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的分析主要從其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響兩個(gè)方面展開(kāi)。對(duì)于貿(mào)易開(kāi)放的收益與成本，盡管理論與實(shí)證并沒(méi)有得出確切的結(jié)論，但一般認(rèn)為其能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而經(jīng)濟(jì)波動(dòng)成本有限，因此一國(guó)應(yīng)當(dāng)推進(jìn)貿(mào)易開(kāi)放。為克服在規(guī)模經(jīng)濟(jì)方面的劣勢(shì)，小國(guó)應(yīng)當(dāng)具有更高的貿(mào)易開(kāi)放度。而對(duì)于金融開(kāi)放，理論與實(shí)證分析，一方面不能確定其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)收益，另一方面認(rèn)為其帶來(lái)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)更大，因此認(rèn)為應(yīng)當(dāng)慎重進(jìn)行。

圖1 國(guó)家規(guī)模影響宏觀經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)制

四、結(jié)論及進(jìn)一步研究的建議

通過(guò)選擇盡可能多的樣本國(guó)家或地區(qū)和樣本時(shí)間，本文利用簡(jiǎn)單統(tǒng)計(jì)、基礎(chǔ)計(jì)量模型方法對(duì)國(guó)家規(guī)模對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)可能存在的影響做了廣泛的實(shí)證分析。對(duì)比兩種分析方法，實(shí)證結(jié)果比較穩(wěn)健，國(guó)家規(guī)模對(duì)部分宏觀經(jīng)濟(jì)變量存在顯著的影響，且作用方向與理論及當(dāng)前文獻(xiàn)基本一致：國(guó)家規(guī)模對(duì)貿(mào)易開(kāi)放具有顯著的負(fù)向影響；對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、金融開(kāi)放的影響也比較顯著，但其影響是有條件的；對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、收入分配則不存在顯著影響，可能反映了文獻(xiàn)中的相關(guān)爭(zhēng)論，也是需要進(jìn)一步深入研究的話題。

不過(guò)，本文的分析依然是粗糙的，在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步深入研究可能是有前景的。首先，文中對(duì)計(jì)量模型設(shè)定、樣本選擇、數(shù)據(jù)測(cè)量誤差、內(nèi)生性檢驗(yàn)等都沒(méi)有進(jìn)行深入討論，可以進(jìn)行擴(kuò)展分析，以檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性。其次，各宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間可能存在相互影響，如經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，可以使用聯(lián)立方程模型進(jìn)一步實(shí)證檢驗(yàn)。最后，雖然經(jīng)濟(jì)開(kāi)放是一個(gè)重要的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，但它畢竟不是最終目標(biāo)，而且，它一方面會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、收入分配這些最終目標(biāo)產(chǎn)生影響，另一方面會(huì)受到國(guó)家規(guī)模的影響，因此可以建立模型考慮經(jīng)濟(jì)開(kāi)放可能存在的中介效應(yīng)。

注 釋?zhuān)?/p>

①相關(guān)文獻(xiàn)眾多，且從每一個(gè)角度展開(kāi)分析的文獻(xiàn)數(shù)量很少，絕大部分只有1～2篇，難以進(jìn)一步歸納， 因此這里不一一列出相關(guān)文獻(xiàn)。

② 對(duì)于大國(guó)情形的分析比較少，沒(méi)有形成通用的分析框架。