论金融开放对我国经济增长的影响
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发表时间:2017-12-11 09:10

陈志民

(中山大学 岭南学院,广东 广州 510275)



摘要:本文采用边限检验法和完全修正最小二乘法等方法,利用我国改革开放以来 1979- 2015 年 所形成的时间序列经济数据,实证研究我国金融开放对我国经济增长的影响。研究表明金融开放有利 于经济增长,特别是事实开放比法定开放的作用更大,同时也发现了物质资本对经济增长的作用明显, 而人口增长率对经济增长的影响较弱。

关键词:金融开放;经济增长;完全修正最小二乘法;边限检验


一、引言

改革开放 30 多年来,中国经济飞速发展,创造了世 界经济增长史上的奇迹,目前中国的经济总量已跃居全 球第二,进出口总额位居全球第一。与此同时,世界经济 领域近 30 多年来出现了经济全球化的浪潮,并席卷全 球。而金融全球化作为经济全球化的重要组成部分,体现 为货币、资本、金融市场、金融机构以及金融监管体系的 全球化。世界各国,无论是发达国家还是发展中国家都相 继实行金融开放,努力使本国融入到金融全球化浪潮中 来。我国也不例外,自 1979 年首家外资银行在中国设立 代表处开始就开启了我国金融开放的进程。2001 年中国 正式加入世界贸易组织,按照协议将逐步开放国内的金 融市场,目前我国已经实现了资本账户下部分可兑换,以 及经常账户下全部可兑换。2013 年起我国开始设立自由 贸易试验区,以对接国际高标准贸易与投资规则,引领国 内深化经济体制与机制改革的方向,金融开放的进程不 断深化。

对金融开放与经济增长的关系研究,一直以来虽然 各国学者在这个问题上各有所见,但是被广泛接受的是, 金融开放有利有弊,它会促进一国经济增长,也可能会带 来宏观经济波动,具体影响因各国的实际情况而不同。我 国从改革开放之初算起,金融开放已经历 30 多年,金融 开放对我国经济增长的影响如何,当前国内外对上述问 题的研究甚少。本文研究 1979-2015 年金融开放对于经 济增长的影响,为进一步扩大金融开放提供理论和政策 支持。

二、文献回顾和理论分析

1、金融开放的含义

金融开放的定义有狭义和广义之分。参照张小波(2011)等对金融开放内涵的定义,狭义上的金融开放主 要看对外国资本流入及各种金融活动进入本国(地区), 或本国(地区)资本流出及各种金融活动参与到他国(地 区)是否存在法律法规或行政的管制,若存在管制,表示 金融开放是受限制的或不完全的,否则金融开放是完全 的。广义上的金融开放是指一国通过法律法规或行政手 段,允许国际资本跨境流动和货币自由兑换,和允许他国 (地区) 的金融机构和投资者在本国金融市场从事交易、 开展各种金融业务与服务活动,以及允许本国金融机构和 投资者在国际金融市场进行各种交易与金融活动。综合 广义和狭义的定义,金融开放实际包括两个方面:资本账 户与金融账户的开放,和金融市场与金融服务业的开放。

2、金融开放的度量

关于金融开放的度量,国外学者 Feldstein,Horioka (1980)对跨国资本的流动性最早用数量方法构建测度指 标,并据此度量金融开放的程度。Lane 和 Milesi-Ferretti (2001)将股本证券、对外直接投资、债务资产和储备资产 等跨境资产和负债存量之和占 GDP 的比重来衡量金融 开放程度。IMF在其出版物 AREAER中提出用二元虚拟 变量来对经常账户和资本账户的开放度进行衡量,用“1” 表示开放,用“0”表示限制,但该方法提供的信息比较有 限。Quinn(2008)进一步修正了 IMF的度量方法,对资本 账户和经常账户区分流入管制和流出管制,用“0”表示完 全限制,用“4”表示完全开放,并以 0.5 为步长,对资本账 户和经常账户分别进行度量,最后把分数加总来测度一 国的金融开放水平。

国内学者对金融开放的度量研究也有一些论述。罗 龙(1990)把外商对内直接投资、外商对内证券投资、对外 证券投资、对外直接投资和长期资本流动这五方面总额之和占 GDP 的比重来测度金融开放水平。傅均文(1997) 在罗龙的基础上把资本跨境流动和金融业的开放都纳入 度量,用本国对外投资、外国对内投资及外资银行总资产 之和占 GDP 的比重来测度金融开放的程度。李翀(1998) 认为,可以用对外资产和债务的总额占国内生产总值的比 重来衡量一国金融开放程度。姜波克(1999)定义金融业开 放度的公式为:(直接投资总额与 GDP 的比率 + 证券投资 总额与 GDP 的比率 + 其他投资总额与 GDP 的比率 + 央 行国外净资产与央行总资产的比率)/2。张金清等(2009) 认为金融开放由金融服务的对外开放、金融服务对内开放 和资本的跨境自由流动构成,通过金融开放的主体、客体 和作用途径等方面来构建金融开放的度量指标。

由于金融开放将国内的资本与金融市场和国际的资 本与金融市场连接起来,尽管国内外学者对金融开放的测 度有不同的研究,但总体而言,衡量金融开放程度主要分 为法定开放度和事实开放度两个方面来测度,如图1所示。



3、金融开放与经济增长的关系

根据现有文献研究,梳理金融开放与经济增长之间关 系,大致可划分为四类:促进论、无关论、阻碍论和条件论。 在促进论方面,Fischer(1998)认为金融开放有利于资本在 全球的流动和提高资本的配置效率,由此会促进经济增长 和提升福利水平。Gus Garita(2009)通过分析金融开放对 国内经济增长、全要素生产率和生产积累的影响,认为金 融开放对经济增长有利。在无关论方面,Bussiere & Fratzscher(2004)等通过实证研究未发现金融开放对经济 发展产生长期稳定的增长效应。在阻碍论方面,Stiglitz (2005)认为金融开放会带来经济波动,引发金融危机,对 发展中国家而言不但不会带来增长,反而产生危害。在条 件论方面,Edwards(2001)则发现金融开放与贫穷国家的 经济增长存在负相关关系,但与发达国家的经济增长关系 刚好相反,由此认为金融开放是否能促进促进经济增长取 决于体制的好坏。Bekarrt(2010)认为只有当金融发展达到 一定水平后,金融开放才会促进全要素生产率增加和经济 增长。

三、模型与数据

本文采用边限检验法和完全修正最小二乘法等方法,利用我国改革开放以来 1979-2015 年所形成的时间序列 经济数据来考察我国金融法定开放度和事实开放度对经 济增长的影响方向和力度。

1、边限检验方法

为了避免应用最小二乘法时产生伪回归问题,需要对 时间序列进行协整检验。Pesaran等(2001)提出的边限检验 法(Bounds Testing Approach)是一种稳健的协整检验方 法,其基本原理是先估计各变量间的一阶差分 ARDL(Auto-Regressive Distributed Lag)模型,然后考察各变量的滞 后一期水平值在该模型中的联合显著性。本文应用边限检 验法以考察金融开放及其他经济变量对经济增长的影响。 该方法首先建立如下回归方程:



其中 Y为被解释变量, H1, H2, H3 为解释变量。使用赤 池信息准则作为选择最优滞后阶数的标准。用 F统计量作 为检验不存在协整关系的原假设: H0:βi=0,i=1, 2, 3, 4。对 于联合显著性检验的 F 统计量的分布,根据 Pesaran (2001)提供的临界值表,当 F 值高于临界值上界时,原假 设被拒绝,则表明变量之间存在长期协整关系;当 F 值低 于临界值下界时,原假设成立,则表明变量之间不存在长 期协整关系;当 F 值处于临界值上界和下界之间时,则无 法判断,需要进一步分析。

2、完全修正最小二乘法

如果应用边限检验法表明变量之间存在长期协整关 系,那么就需要对协整系数进行估计。本文采用 Phillips & Hansen(1990)提出的完全修正最小二乘法估计协整系 数。该方法在最小二乘法估计的基础上,使用半参数两阶 段的估计方法修正均衡误差与被解释变量,能有效消除因 协整关系所带来的内生性以及误差项的序列相关性,使得 修正之后的参数统计量具有正态条件极限分布,因而可应 用于对非稳定时间序列模型进行有效估计和统计推断。

3、模型构建

本文构建如下 2 个模型:



其中 y 为人均 GDP, k 为人均物质资本存量,pop 为人口增长率,flo 为金融开放的法定测度,ffo 为金融开放的 事实测度, t 为时间趋势项(设 1979 年为 1), ε 为扰动项。 本文将通过以上 2 个模型考察金融法定开放度和事实开 放度对经济增长的影响,以及影响力度如何受时间推移 而变化。由于物质资本发展水平和人口增长率也是经济 增长的重要考察变量,因此模型也一起考察这两个变量 对经济增长的影响,并与金融法定和事实开放变量进行 比较。

4、数据说明

本部分利用改革开放以来 1979~2015 年的时间序 列经济数据考察金融开放对我国经济增长的影响。模型 中人均 GDP、人口增长率数据来源于中国统计年鉴和新 中国六十五年统计资料汇编。为了确保人均 GDP数据在 不同年度之间具有可比性,用以 1978 年为基期按人均国 内生产总值指数进行折算。人均物质资本存量,数据参照 张军、章元(2003)的估算方法,利用上海统计年鉴和中国 统计年鉴中数据计算各年的物质资本存量,并用对应各 年的人口总数进行平均得出人均物质资本存量。金融开 放法定测度,根据 Quinn(1997,2010)给出的评分准则, 参考其对中国经常账户和资本账户开放的测度,剔除与 经常账户中与金融开放相关性不大的贸易开放部分,保 留金融贸易开放部分,把金融服务贸易开放和资本账户 的分数相加,则可得到中国金融开放的法定测度。金融开 放事实测度,根据 Lane & Milesi-Ferretti(2001,2007)的 测度方法,一国的金融开放程度可以用跨境资产和负债 的存量之和占 GDP 的比重来测度,各年的跨境资产和负 债的数值需要按照当年年末的汇率折算成人民币,折算 后还需进一步把变量的名义值按照国家统计的各种指数 折算成以 1978 年为基期的真实值。

四、实证结果

由于在应用完全修正最小二乘法时需要考察各变量 间是否存在长期协整关系,因此首先用边限检验法进行 协整检验以考察金融开放及其他变量对经济增长的影 响,进而采用完全修正最小二乘法估计协整系数。




1、边限检验结果

边限检验的结果如表 1 所示,在 5%的显著性水平 下,根据 Pesaran(2001)提供的临界值表进行判断, 2 个模 型中的各变量之间均存在长期协整关系。

2、金融开放对经济增长的影响

从边限检验的结果可以看到, 2 组变量均存在长期均 衡关系,而考虑到金融开放和经济增长之间存在双向的 因果关系的可能性,为了有效克服变量的内生性和序列 相关性,因此应用完全修正最小二乘法对 2 个模型进行 协整系数估计,估计结果如表 2、  表 3 所示。

第一,无论是金融法定开放还是事实开放,开放程度 的扩大均有利于经济增长,有利于人均产出的增加。同时 事实开放度的产出弹性(0.88)要远高于法定开放度的产 出弹性(0.18),这意味着金融事实开放比法定开放对国家 经济增长的推动作用要大得多。

第二,将 1979 年和 2015 年的时间趋势项等对应数 值代入模型,发现金融开放 30 多年来法定开放水平所对应系数由正数变为负数,事实开放水平的情况也类似。这 说明在我国改革开放初期金融开放政策有效地促进经济 增长,但随着时间的推移,我国现阶段金融开放政策和资 本实际流动已难以适应当前经济发展的需要,金融开放领 域的改革成为经济发展的内在要求。

第三,物质资本对中国经济增长具有重要的推动作 用,但物质资本的产出弹性较小且基数较大,对经济增长 的促进作用也越来越小。

第四,人口增长率的系数较小,人口增长率对经济增 长的影响不显著。人口增长对人均产出作用较小与我国目 前以劳动力密集型产业为主的情况相符,但人口增长仍是 我国总量经济增长的要素。

五、结束语

本文采用边限检验法和完全修正最小二乘法等方法, 利用我国改革开放以来 1979-2015 年间形成的时间序列 经济数据,实证分析了金融开放对我国经济增长的影响。 研究表明,金融开放有利于经济增长,特别是事实开放的 作用更大;然而自从改革开放至今,金融开放对经济增长 的影响慢慢地由促进转为阻碍,金融开放领域迫切需要改 革;同时也发现了物质资本对经济增长的作用明显,而人 口增长率对经济增长的影响较弱。基于这些结论,提出以 下建议:(1)加大金融开放的力度,包括法定开放和事实开 放,逐步取消对资本流动的管制,简化资本流动的审批程 序。(2)既要重视物质资本的投入,也要转变经济增长方 式,调整产业结构,以应对物质资本投入的边际产出减弱 趋势。(3)提升人口素质,加大对教育投入,以提高劳动力 对经济增长的贡献。



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(来源:当代经济,2017年10月刊 第30期)