金融一体化和金融脆弱性_跨国比较研究

2023-08-04 来源：画鸵萌宠网

经济科学·2008年第6期

金融一体化和金融脆弱性：跨国比较研究

伍志文

（中国银监会博士后科研工作站北京 100080）

摘要：本文利用18个国家1982－2003年和24个国家1992－2003年的面板数据对金融一体化和金融稳定之间的关系进行了实证检验，得出了如下几点结论：一是不同类型的资本对金融稳定的影响存在差别。国际证券投资不利于金融稳定，而直接投资对金融稳定的影响并不明显，其他投资对金融稳定存在一定的影响，但综合效应并不十分确定。二是金融一体化对金融稳定的影响并不是立竿见影的，而是存在一定的时滞效应，而且不同类型的资本对金融稳定的影响存在不同的时滞效应。三是金融一体化对金融稳定存在一定的积极影响，但是这种影响并不十分明显，同时也不是十分稳定。总体而言，金融一体化对金融稳定没有产生稳定而显著的影响。

关键词：金融一体化资本流动金融脆弱性面板数据随着金融一体化进程中资本流动的增加，全球资本流动在国际整合过程中所扮演的重要性与日俱增。资本流动，尤其是持续的大规模的资本外逃似乎一直与经济、金融危机相伴左右，墨西哥和东亚金融危机，特别是东亚金融危机发生后，人们对国际资本自由流动的积极意义更加怀疑，以致要求加强对国际资本流动管制，反对金融全球化的呼声日益增高。在1997年亚洲金融风暴之后，资本流动对金融体系尤其是银行体系健全性的影响，成为关键的议题。目前关于金融一体化的影响，较多集中讨论金融一体化对经济增长的影响，而对金融稳定的影响讨论较少。本文旨在对金融一体化和金融脆弱性的关系进行实证检验。

一、文献回顾

随着全球金融一体化程度的提高，金融一体化的经济金融效应成为争论的焦点之一越来越多的人把金融危机的频繁爆发视作过去20年中金融一体化加剧的特征之一，而近期不断爆发的金融危机更是被视作金融全球化过程中利益与风险分配不均的一种标记。由此涉及一组富有挑战性的问题：金融一体化增大了遭受金融危机的可能性？不断爆发的金 * 本文曾入选南开大学举办的第二届中国金融学年会，感谢与会评委北京大学光华管理学院刘力教授等的有益评论。本文得到国家社科基金《外资银行进入对中国银行业的影响：理论和实证分析》的资助，特此致谢。本文文责自负，不代表所在单位观点。 78

融危机是否不可避免地伴随着全球化过程？是否有理由认为危机是全球化的自然结果，正如商业周期是市场经济的自然结果一样，学术界关于金融一体化对金融稳定的影响，至今未有定论。归纳起来，大体可分为三大派：一是促进派，二是危害派，三是不确定论。

促进论的代表人物主要包括马柯维茨等。根据马氏的资产组合理论，投资者往往选择使预期收益最大化的资产组合，同时又使承担的风险尽可能小。各国间各种资产收益率间的相关性较之一国国内要低得多，这样在国际范围内配置资产就能有效地降低风险。根据马氏的理论，金融一体化有助于金融稳定。Claessens S.，Demirguc－kunt和Huizinga H．(1999)研究表明，在新兴市场经济国家，银行业开放的程度与银行机构的脆弱性呈负相关关系，开放银行业将提高银行机构的质量和降低银行脆弱性。Henry（2000）、Stulz（1999）根据国际资产定价模型研究发现，股市自由化能够改善风险配置。Levine（1996）、Caprio 和Honohan（1999）的研究表明，国际证券流动能够提高国内股票市场的流动性，外国拥有的本地银行增加也能产生多种其它益处。陈晶（2005）对金融一体化与国际资本流动趋向之间的相关关系进行了研究，发现随各国之间金融一体化趋势的增强，资本在国际间流动的波动性和易变性会逐渐减弱，国际资本流动的稳定性将逐步上升。

损害派的代表人物包括巴格瓦蒂和罗德里克等。他们将80年度以来的金融危机尤其是1997年的亚洲危机看作金融一体化的产物。他们认为，由于预期等因素影响，没有证据表明国际资本自由流动会解决任何问题，金融一体化会加剧风险传染，增加系统性危机爆发的可能性，不利于金融稳定。Calvo(1998)、Aizenman（2002）认为资本帐户开放和资本流动在金融危机中扮演着重要角色，资本市场的开放可能恶化国内已经存在的扭曲和问题，导致灾难性的后果。Kose,Prasad和Terrones(2003)研究发现，金融流动较大的国家相对消费波幅增大了，即使在控制宏观经济变量和国家特征（比如贸易开放度和行业结构）之后，依然如此。Dellas和Hess（2002）研究发现，金融一体化使得股市更容易遭受外部冲击，不利于股市稳定。Detragiache和Spilimbergo(2001)研究发现，金融一体化在不恰当的财政政策和货币政策（尤其是汇率政策，比如固定汇率制度），往往会加剧金融不稳定。Ishii等（2002）研究发现在金融监管制度不健全的情况下，过早开放资本帐户可能产生严重风险。Kaminsky和Reinhart(1999)的研究发现，国内金融自由化措施顺序不当加上资本帐户自由化会增大国内银行危机和货币危机的风险。Melike Altinkemer (1998)在《资本内流和中央银行政策反应》一文中指出，如果没有及时采取外汇冲消措施，可能导致货币供应量增加，引发通货膨胀，资本流入可能会破坏内外均衡。金洪飞、李子奈（2001）认为东亚国家发生货币危机的一个重要原因是危机前过多的资本流入。国内大多数研究者认为，中国之所以能够避免1997年的东南亚危机，关键在于资本帐户管制。言外之意，就是金融一体化不利于金融稳定。

无关论（或者条件论）的代表人物是沈中华（Chung-Hua Shen）等。他们认为金融一体化和金融稳定并不存在必然的联系，金融一体化既不是金融危机的必要条件，也不是金融危机的充分条件。Chung-Hua Shen, Meng-Fen Hsieh（2000）就资本流入和银行脆弱性的关系进行了跨国研究，结果发现资本流入对银行稳健性并不存在显著的负作用，资本流入是否加剧银行脆弱性需要视宏观经济稳健性而定。宏观经济不稳健的情况下，资本流入会显著加剧银行脆弱性，而在宏观经济稳健的情况下，资本流入并不会显著加剧银行脆弱性。他们认为在一定条件下，金融一体化有助于金融稳定，如果不具备条件，则不利于金融稳定。关于金融一体化和金融稳定的关系，应该结合具体的环境条件进行讨论。至今，由于

有关变量数据获取存在巨大的困难，国内外很少有研究者就金融一体化和金融稳定的关系进行定量分析，本文试图对此展开分析。

二、变量设计、方法与模型

（一）变量设计

关于金融一体化的测度，大体可以分为六大类：各国资本流动量的比较、资本流动的自由化程度或者法规限制情况、利率平价的验证、货币政策独立性测试、储蓄投资关系测试和欧拉方程测试。笔者借鉴魏尚进、沈中华和国际货币基金组织（2004）的研究方法，提出了7个衡量金融一体化的指标,具体指标包括：FDIG, FPIG, FOIG, FAG, F3G, M2BRE,SCAPBGDP等。其中前四个指标分别为外商直接投资比GDP，国际证券投资比GDP，国际其它投资比GDP，金融项目FA①比GDP，这是沈中华所采用的指标，FPI传统上被视为热钱，FDI常因它通常带来新技术，扩建厂房，增加当地就业机会而较受欢迎。而FOI，却不常被讨论，但在亚洲金融风暴发生之后，FOI在新兴国家的地位逐渐受到重视②，F3G为外商直接投资、国际证券投资和国际其它投资三者之和比上GDP, 反映了三类资本的综合一体化程度，M2BRE等于广义货币供应量与外汇储备之比，用来衡量金融自由化程度，是Demirguç-Kunt和Detragiache（1998）所采用的指标③，SCPBGDP④是国际货币基金组织和魏尚进所采用的方法指标。

关于金融体系脆弱性的测度方法众多，归结起来可以分为定性分析和定量分析两大类，具体又大体上可以分为四类：一是Kaminsky等的信号分析法；二是Frankel and Rose等人提出的概率单位模型，如Probit模型和Logit模型；三是Sachs,Tornell和Velasco等人提出的横截面回归模型，简称STV模型；四是刘遵义的主观概率法。在早期主要使用定性分析如历史事件分析法和定性指标分析，近年来越来越多的研究开始采用量化分析主要包括定量指标统计分析法和计量分析法。为弥补事件分析法的缺陷，构造一个连续的指数来测度金融系统性风险状况，引起了越来越多人的兴趣。国际货币基金组织很多专家从1999年来一直致力于金融稳健性综合指数的开发，至今没有取得重大突破。笔者在Aykut Kibritcioglu（2002）和沈中华（2004）等研究的基础上建立一个银行脆弱性指数（BSF3）来测度银行整体风险状况：

⎧⎪(cpst−uc)(flt−uf)(dept−ud)⎫⎪

++BSFt=⎨⎬/3 （1） σcσfσd⎪⎪⎩⎭

(lcpst−lcpst−4)

其中 cpst= （2）

lcpst−4

flt=

①②③

(lflt−lflt−4)

（3）

lflt−4

金融帐户包括：(1)直接投资净额， (2)证券投资净额 ,(3)其它投资交易净额。详见国际货币基金组织的年度报告,1998,P.61及 Ito,1999 的讨论。

Demirguç-Kunt和Detragiache (1998) 依Calvo (1996) 的建议以M2/Foreign Reserve 作为金融自由化的代理变量，该指标比率愈高，表示自由化程度愈高，且意味着资本流入程度愈高。 SCAPITALBGDP等于私人资本流动总额比GDP。

④

dept=

(ldept−ldept−4)

（4）

ldept−4

等式（1）中，BSF3指数定义为cps，fl和dep的标准值的平均，其中μ,σ分别表示（3）和（4）中，lcps，lfl和ldep分别表示银这三个变量的算术平均和标准差。等式（2）

行体系对私人部门的真实债券总额，银行真实外债和银行的真实存款总额。这样cps，fl和dep便是与它们分别对应的变化。BSF3指数用于测度国内银行部门的盛衰。BSF3指数值的减少可以解释为银行系统有增加脆弱性的趋势。对该现象的理论解释是事实上银行部门危机通常是由下列因素的实质下降引起的：一是银行存款（银行提款），主要来自居民家庭部门；二是对私人部门的债权（对不良贷款显著增加的反映），主要来自企业部门；外债（特别是本币面值的真实或潜在贬值），主要来自国外经济部门。因此，很显然三个事件的同时发生会加重银行部门即将产生的问题的严重性。另一方面，BSF3指数的下跌并不都是指银行体系将陷入系统性危机。因此，我们要通过定义两个任意端点来区分高度和中度脆弱性。在我们的研究中，如果银行的BSF3指数是在0到－0.5之间那么它处于中度脆弱时期，小于－0.5则意味着十分脆弱。因此，只有当BSF指数再一次达到他的样本期间平均值（0）银行体系才能完全从危机中恢复。另外我们还考虑了其他三个指标，分

0BSF2CF，BSF2DF，采用简单算术平均得到，原理同公式（1）。其中BSF2CD别为BSF2CD，

没有考虑银行的汇率风险，也就是没有考虑国外经济部门的风险；BSF2CF没有考虑挤兑带来的流动性风险，也就是没有考虑居民家庭部门；BSF2DF没有考虑贷款失败带来的信用风险，也就是没有考虑企业部门。

（二）模型及其检验

下面，我们对金融一体化是否有利于金融稳定进行实证检验。为严谨起见，这里我们采用两种方法共5个指标来测度金融稳健性，一是统计分析法计算出来的连续的银行脆弱性指数BSF，具体又包括BSF3,BSF2CD,BSF2CF,BSF2DF等4个指标；另一个是由事件分析法得出离散的虚拟变量Z①。金融一体化对金融脆弱性的影响的模型如下：

BSFit=α0+α1FIit−k+εit−k （5）

BSFit=β0+β1FIit−k+β2M2BRE+μit−k （6）

（5）式和（6）式中下标it-k 代表第i个国家，第t-k 期的观察值，k = 0, 1, 2。FI表示金融一体化的代理变量，BSF为金融脆弱性的代理变量，M2BRE为控制变量。我们这里重点分析金融一体化和金融脆弱性的关系。笔者以银行脆弱性指数作为整个金融系统性风险的代理变量，以1982-2003年18个国家和1992－2003年的24个国家的两个面板数据为样本，研究金融一体化是否增加了金融体系的脆弱性。

三、实证检验结果及其分析

对18个国家1982－2003年间的金融一体化程度和金融稳健性指标的统计分析，发现有13个国家的金融稳健性指数BSF3的平均值小于0，这意味着在18个国家中有13个国家的金融体系处于比较脆弱的状态，而只有5个国家的金融体系比较稳健。从金融一体化

①

Z的确定来自沈中华（2005），Caprio和Klingebiel（1996，1999），Lindgren et al.(1996)，以及Aykut kibritcioglu（2002）。

程度来看，有11个国家的短期资本流动总额比GDP超过了10%的水平，而只有7个国家的短期资本流动总额比GDP低于10%。从最大值来看，只有3个国家的短期资本流动总额占GDP比例低于20%，而有15个国家都超过了20%。从最小值来看，只有1个国家的金融稳健性指数大于－0.5，而17个国家的金融稳健性指数都小于－0.5，金融体系曾经陷入十分脆弱的状态。为更好的了解金融一体化和金融稳健性的关系，我们给出了两张图①。图1描述的是7个发达国家、11个发展中国家和18个的金融稳健性指数变化情况。从图1可以发现，总体来说，金融稳健性经历了一个下滑的趋势，其中发展中国家在1989－1997年间好于发达国家，近年来，发达国家的金融稳健性好于发展中国家，这与国际货币基金组织新近得出的结论——成熟国家的金融稳定状况改善的判断基本一致②。从图2可以发现，总体来说，发达国家和发展中国家的金融一体化程度在1982－2003年间是提高的，发达国家的上升速度快于发展中国家，近年来，出现了下滑的局面。通过对图1和图2的分析，我们难以得出金融一体化导致金融不稳定的结论。金融一体化似乎既不是金融稳定的充分条件，也不是金融稳定的必要条件。

图1 发达国家、发展中国家和18个国家的金融稳健性变化趋势

图2 发达国家、发展中国家和18个国家的金融一体化变化趋势

①

为更好的刻画金融稳健性指数的演变趋势，我们将原来的金融稳健性指数BSF3放大了10倍，7个发达、11个发展中国家和18个国家的金融一体化和金融稳健性指数采用简单算术平均计算而来。全球金融稳定报告，中国金融出版社和国际货币基金组织，2003年9月；2003年3月。

②

下面我们利用18个国家1982－2003年的面板数据进行分析。相关分析发现，作为衡量整体金融一体化程度的指标F3G和作为金融稳健性的代理变量BSF3的相关系数为0.13，其余5个衡量金融一体化的指标除了国际证券投资FPIG之外，都和金融稳健性指标BSF3存在正相关。这说明金融一体化程度的提高有助于金融稳定。进一步的因果关系检验发现，FPIG与BSF3存在显著的单向因果关系，从滞后2－12期都存在显著的单向因果关系，都通过了置信水平为10%的显著性检验，这说明证券投资是银行脆弱性的葛兰杰

通过了置信水平为10%的显著性检验，原因，滞后4期的FAG和BSF3存在单向因果关系，

其他都不存在因果关系。因果关系检验发现金融一体化和金融稳定之间存在因果关系，但并不是十分明显。回归分析发现，FAG和金融稳健性指数BSF3通过了置信水平为10%的显著性检验，国际其它投资FOIG和BSF3同样通过了置信水平为5%的显著性检验，F3G和BSF3也通过了置信水平为10%的显著性检验，这说明金融一体化有助于金融稳定。而外商直接投资、国际证券投资和短期资本、金融自由化变量则没有通过显著性检验。7个指标中有3个通过了显著性检验，存在正向影响，而其余4个都没有通过显著性检验。总

Reisen和Soto（2001）利用44个国家1986的说来，笔者发现金融一体化有利于金融稳定。

－1997年的数据分析了六类资本流动对经济增长的影响，包括：FDI,股票投资、债券投资、长期银行信贷、短期银行信贷和官方融资。研究发现，在六类资本当中，只有外国直接投资和股票投资两大类发现与经济增长正相关。不同类型的资本流动对经济增长存在不同的影响。笔者受此启发，同样考察了不同类型资本流动对金融稳定的影响，我们发现：不同类型的资本对金融稳定的影响不同，国际其他投资、金融帐户、三类资本的混合一体化有利于金融稳定，而国际证券投资、外商直接投资和短期资本对金融稳定并不存在显著的影

。响（见表1）

表1 18个国家1982-2003年金融一体化和金融脆弱性的回归分析结果

被解释变量：BSF3 变量相关系数概率相关系数概率相关系数概率相关系数概率相关系数概率相关系数概率相关系数概率 (1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) FAG 0.048 0.07 0.049 0.07 FDIG -0.0080.84 FOIG 0.165 0.002 0.16F3G 0.093 0.09M2BRE 0.02 0.0981.31E-050.010.160.002 9.16E-060.37 7.64E-06 0.46 C -0.112 0.003 -0.0980.01 -0.123 0.001 -0.160.00-0.1980.00-0.1400.001 -0.127 0.003 0.023 0.017 1.261 323 0.026 0.021 1.47 377 0.009 0.004 1.46 379 R2 0.008 0.0001R2 0.005 -0.002DW. 1.46 1.45OBS 380 380 0.024 0.016 0.022 0.013 1.466 1.252 376 324 83

考虑滞后效应，我们分别考虑滞后2期和滞后5期的情况，检验时滞效应存在与否。研究发现滞后1期的国际证券投资FPIG(-1)不利于金融稳定，滞后2期的国际证券投资

FPIG(-2)有利于金融稳定。滞后2期的金融项目FAG(-2)不利于金融稳定，滞后3期的金融项目FAG(-3)有利于金融稳定，滞后4期的短期资本SCAPITALBGDP(-4)有利于金融稳定，而其它变量的滞后各期都不存在显著影响。实证分析发现金融一体化对金融稳定的影响存在一定的时滞效应，而且同一个变量的不同滞后期对金融稳定的影响方向不同，存在一定的差别效应。但是总体来说，不论是滞后5还是滞后2年，都不十分明显（见表3）。

为更好的检验金融一体化和金融稳定之间的关系，我们引入一个衡量金融自由化的控制变量。从表1的回归方程（5）－（7）可以发现，即使在控制了金融自由化程度变量之后，金融项目FAG和国际其它投资FOIG以及作为混合金融一体化F3G对金融稳定产生显著的正向影响，都通过了置信水平为10%的显著性检验，而外商直接投资和国际证券投资以及短期资本流动对金融稳定并不存在显著的影响。这说明不同类型的资本的一体化对金融稳定的影响存在明显的差别效应。总的来说，从1982－2003年的18个国家的面板数据分析结果来看，我们发现金融一体化有助于金融稳定，而不是相反。研究较好地支持了金融一体化有利于金融稳定的观点，但不同类型的资本对于金融稳定的影响似乎并不一样。其他投资、金融项目和国际混合投资对金融稳定存在显著的正向影响，就这三者而言，实证结果支持了稳定论。资本外商直接投资、国际证券投资和短期资本对金融稳定的影响并不显著，就这三种资本类型而言，实证结构支持了无关论，这三类资本的一体化不会对金融稳定产生显著的影响。来自1982－2003年18个国家的面板数据分析没有支持损害论。

下面，我们利用1992－2003年24个国家的面板数据进行研究，看看近年来金融一体化和金融稳定的关系是否发生了变化。为严谨起见，我们构筑了四个衡量金融稳健性的指标，作为被解释变量,分别和金融一体化和金融开放度指标进行回归，回归结果见表2和表

4。首先我们以BSF2CF作为被解释变量，分别和不同的金融一体化指标进行回归，发现7个指标中有6个都没有通过显著性检验，只有一个指标FOIP通过置信水平为5%的显著性检验，发现国际其他投资有利于金融稳定。就BSF2DF指标而言，7个变量都没有通过置信水平为10%的显著性检验。金融一体化对国内的居民家庭部门和国外部门的金融稳定的影响不显著。就BSF2CD和7个指标的回归而言，都没有通过显著性为10%的检验，这说明金融一体化对国内的金融稳定不存在显著的影响。就BSF3指标而言，发现BSF3和7个一体化指标中的3个都通过了显著性检验，国际混合投资F3G、国际其他投资FOIG，金融项目FAG都通过了置信水平为10%的显著性检验，存在正向关系，而短期资本、金融自由化、国际证券投资、外商直接投资都没有通过显著性检验。这说明国际其它投资、金融项目、混合金融一体化对金融稳定具有促进作用，而国际证券投资、外商直接投资、短期资本、金融自由化对金融稳定并不存在显著影响。不同类型的金融一体化程度对金融稳定的影响，存在显著的差别效应。这与来自18国的面板数据分析结论一致。进一步的分析发现，三者的相关系数都明显增大了，说明进入90年代以来，三类资本的金融一体化对金融稳定的正向影响越看越明显。

表2 1992-2003年24个国家金融一体化和金融脆弱性的回归分析结果

被解释变量：BSF3 变量相关系数概率相关系数概率相关系数概率相关系数概率相关系数概率相关系数概率 (1) (2) (3) (4) (5) (6) FDIG -0.124 0.26FPIG -0.12 0.36FOIP 0.337 0.001M2RE 2.11E-05 0.057 -0.134 0.0850.2991.66E-05 0.0020.1551.99E-05 0.003 0.2890.079 0.058 F3G 0.146C -0.186 0.0001-0.1500.0008-0.179 0.0001-0.1210.066 0.030.051 0.031.22 1.347 0.021 0.030 0.013 0.027 1.229 1.345 257 2770.002FAG 0.088 0.092 -0.1360.0007 -0.112 0.004 0.010 0.006 1.334 279 R2 R2 DW. 0.014 0.010 1.211 256OBS 255 276考虑到时滞效应，从表3的回归方程（5）－（7）可以发现，滞后4期和6期的短期

通过置信水平为5%的显著性检验，这说明资本SCAPITALBGDP和BSF3存在正向关系，

短期私人资本流动有助于金融稳定，存在时滞效应，这与前面的结论一致。滞后1－5期

存在负向关系。的国际证券投资对金融稳定不利，都通过了置信水平为10%的显著性检验，

与18国的面板数据分析相比，可以发现，进入90年代以来，国际证券投资对金融稳定的负面效应开始凸现，变得越来越明显。

表3 金融一体化和金融脆弱性的回归分析结果

被解释变量：BSF3

1982－2003年 1992－2003年

变量

相关系数

概率

相关系数

系数率

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) FDIG 0.138 0.05 FOIG -0.0080.89 SCPBGDP M2BRE

-0.034 0.00 -5.21E-05

0.03 0.13

0.82 FPIG 0.27

FAG 0.006

F3G 0.08 0.16

续表5

变量

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

相关系数

概率

C -0.75 0.00 -0.6990.00 -0.238 0.05 -0.6070.00概率

(LR 0.016 0.894stat) Dep=0 Dep=1

291 383 2892.91E- 07

0.00-0.7070.00 -0.76 0.00 0.017 0.11 0.824 0.04 381 300396 297393253329291383 251 327 92 92 96 96 76 92 76 同样，利用1992－2003年24个国家的面板数据进行Probit分析，从表6的回归方程

（1）－（8）发现，短期资本，金融自由化，国际其它投资变量都会减少金融危机发生的概率，都通过了置信水平为5%的显著性检验。而国际证券投资及其滞后1期和3期的变量都会增加金融危机发生的概率，存在显著的正向关系，通过了10%的显著性检验。外商直接投资虽然和金融危机变量存在负向关系，但没有通过显著性检验，说明FDI对金融稳定的影响并不显著。金融项目虽然和金融危机存在负向关系，但没有通过显著性检验，而其滞后4－7期都通过了置信水平为5%的显著性检验，存在正向关系，说明金融项目一体化不利于金融稳定，存在较长的时滞效应。采用Probit模型的分析发现，短期资本流动，金融自由化，其他投资的增加会减少金融危机发生的概率，而证券投资增加金融危机发生的概率，外商直接投资对金融危机的影响不显著。实证研究进一步支持了我们的差别效应的判断。金融项目一体化对金融危机的影响存在时滞效应，在4－7年开始凸现出来，会增加金融危机的可能性，这进一步支持了我们的时滞效应的判断，提供了支持三大类观点的不同证据，这与利用统计分析法构筑的指标的分析结论高度一致。总的来说，即使采用离散的虚拟变量，实证结果发现不同类型的资本的自由化和一体化对金融稳定的影响并不完全相同。其次，不同类型资本的即期效应和滞后效应存在不一致的情况，金融一体化对金融稳定存在时滞效应。整体说来，金融一体化不会加剧金融不稳定，相反会减少金融危机发生的可能性。相比较而言，我们的实证结果提供了更多支持金融一体化有利于金融稳定的证据，而较少地支持损害论。此外，关于无关论也得到了较多的实证支持。

表6 24个国家1992-2003年金融一体化和金融脆弱性的Probit分析

被解释变量为Z

变量

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