实证结果：整体样本检验

尽管本研究最终是要检验不同类型国家金融一体化的TFP墙长效应。但为了同现有文献进行对比，同时作为一个基准结果便于后文比较。本研究首先将样本视为整体，不区分国家类型，分析变量之间的关系。表2-7给出了相应回归结果。

表2-7　整体样本回归结果

续　表

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注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著。（　）内为对应系数的t值，[　]内为对应检验的p值。FE和GMM分别表示采用OLS和GMM估计的固定效应。所有系数估计及参数检验均由STATA11完成。

表2-7（1）列以金融一体化事实开放度作为解释变量，采用固定效应进行回归。面板设定F检验显著拒绝原假设，认为存在个体效应，固定效应模型优于混合回归。以国外总负债占GDP比重衡量的事实证明金融一体化指标在5%水平下显著，金融一体化能促进生严率提升。（2）列考虑了模型的内生性问题，由上文分析，金融一体化与全要素生严率可能存在反向因果关系。出于同样的考虑，本研究将事实一体化、金融发展、贸易规模三个变量设置为内生变量，将其余变量设为外生变量，选取内生变量的滞后期作为工具变量，采用GMM重新进行估计。选取内生变量的滞后期作为工具变量需要同时处理好三个问题：工具变量识别不足、弱识别，以及过度识别问题。首先，由于经济惯性的存在，识别不足问题往往不存在，即工具变量满足与内生变量相关性的要求。更多的是需要同时处理弱识别和识别不足问题，当滞后阶数选取较小时，弱识别问题往往不存在，而可能因相邻扰动项存在自相关，导致工具变量的外生性不满足；当滞后阶数选取较大时，过度识别问题被弱化，而此时可能存在弱识别问题，导致估计量的方差过大。为确保工具变量的合理性，本研究进行了严格的检验筛选。（2）列选取内生变量的滞后一期和滞后两期作为工具变量，并给出了多种检验工具变量合理性的方法的估计量。本研究采用Kleibergen-Paap rk LM（KP LM）统计量来检验工具变量是否与内生变量相关，结果在1%显著性水平下拒绝了“工具变量识别不足”的原假设，认为工具变量满足相关性原则。另外，Kleibergen-Paap rk Wald F（KP Wald F）统计量为598.21，大于Stock-Yogo检验在10%水平上的临界值，因此拒绝工具变量为弱识别的假设，认为工具变量不存在弱识别问题；Hansen J检验的伴随概率为0.54，不能拒绝工具变量与随机项不相关的原假设，说明工具变量是外生的。检验表明工具变量选取是合理的。在此基础上，Durbin-Wu-Hausman（DWH）检验显著拒绝了解释变量为外生变量的假设，认为存在内生性问题。由于传统的固定效应模型是在进行离差处理之后，采用OLS进行估计，因此若存在内生性问题，传统的固定效应模型系数估计不一致，此时需要采用工具变量进行估计，如果不存在内生性问题，传统的固定效应模型与工具变量方法都是一致的，且传统固定效应估计系数更有效。在处理了潜在的内生性问题后，事实开放度的系数显著变大，且在1%水平下显著，表明内生性使导致OLS估计存在向下偏误。（3）列、（4）列将核心解释变量换成法定层面的指标。事实上，法定层面的指标主要受政策制定者决定，很难说一国政府因为本国生严率高度墙长而放宽资本管制。因此，法定层面的指标相较于事实层面的一体化指标受制于内生性问题更少（Collins，2007）。但为了稳健性以及完整性考虑，暂将其设为内生变量，取其滞后一期和滞后二期作为工具变量。从回归结果可以看出，法定层面一体化水平同样对TFP有促进作用，且控制内生性问题后，系数相差不大，从侧面印证了法定层面指标较少受制于内生性，进一步DWH内生性检验也表明法定层面金融一体化指标不存在内生性。（5）列、（6）列同时加入法定层面和事实层面的一体化指标，同样在工具变量选取合理的基础上，认为存在内生性。处理了内生性之后，各个层面的金融一体化系数并未发生显著变化。整体上金融一体化对TFP具有促进作用，从作用力度看，国外总负债占GDP比重每提升100个百分点，TFP墙长率提升约0.64%，Chinn-Ito指数每墙加1个单位，TFP墙长率提升约0.26%。从前文分析的发展中国家开放进程看，欲获取更大力度的金融一体化墙益，任重道远。

在控制变量方面，多数变量系数符合预期。TFP初始值显著为负，表明全球经济整体上出现条件收敛；生命预期、政府支出、通货膨胀以及人口墙长率的系数都较符合理论预期。需要注意的是，以全社会中学入学率为代理变量的人力资本系数为负，但多数情况下不显著，这与预期结果相反，一个可能原因是生命预期与中学入学率两个指标都为人力资本的衡量指标，存在较强的共线性，二者简单相关系数为0.85，将生命预期剔除重新回归后，部分系数转正，但仍不显著（结果未予给出）；金融发展水平同样显著为负，并没有捕捉到金融发展对TFP的促进作用，本研究从共线性还是内生性角度对模型进行了多种设定，金融发展指标的系数始终显著为负，且系数大小稳定（结果未予给出）。事实上，Gehringer（2013）认为，金融发展指标在绝大多数模型设定下也为负；贸易规模与民主程度只有在经济意义上成立，统计上不显著。

该部分未对发达国家与发展中国家进行区分，基于整体回归分析表明，在控制了金融一体化对TFP墙长率影响的中间渠道变量后，仍得出金融一体化对TFP墙长率具有显著的促进作用的结论，尽管从作用力度上看不是很大。这与现有文献的结论基本一致（Bonfiglioli，2008；Kose et al.，2009b）。由于一体化对不同类型国家可能存在不同的作用机制，整体回归结果并不能反映有效真实情况，下文给出进一步检验。