[摘要]本文利用我國1990年至2011年的進出口總額、經濟發展等相關宏觀數據,采用時間序列分析模型,在度量金融對外開放程度這一指標基礎上,實證考察了金融對外開放程度對經濟增長的作用效果。實證結果表明,金融對外開放程度顯著地促進了經濟增長。通過格蘭杰因果檢驗后發現,金融對外開放程度單向地促進了經濟增長,反之不成立。
[關鍵詞]金融對外開放;經濟增長;時間序列模型;實證分析
[中圖分類號]F224;F127[文獻標識碼] A
1引言
金融對外開放是一個國家經濟對外開放過程中涉及資本和金融服務跨境流動的具體金融活動和經濟實踐。我國2001年加入WTO后,為履行入世時對金融所做出的承諾,我國金融對外開放的步伐更是不斷地加快,開放領域也逐漸地擴大,從最初的銀行業,逐漸擴展至保險業和證券業。我國金融業對外開放的歷程大致如下:自1979年起,我國逐漸開始向外國金融機構開放,允許外資金融機構在華設立代辦處;1994年我國對外匯體制進行了重大改革,建立單一的、以市場供求關系為基礎的有管理的浮動匯率制。1996年我國開始實現人民幣經常項目下可兌換,建立起了我國新外匯體制的基本框架。從2002年開始,為履行加入WTO承諾、金融業融入金融全球化階段。由此可見,三十多年來,我國對外開放水平和國際化程度有了很大提高。據有關資料顯示:中資銀行開拓海外市場的步伐也不斷加快,以工商銀行為例,截至2012年9月末,該行已在35個國家和地區設立了270家境外機構;外資銀行在中國境內發展方面,截至2011年底,在全國50個城市的外資銀行業營業機構數已達到387家,總資產兩萬余億元,占銀行業金融機構總資產比為1.93%,外資行已經成為中國金融系統中不可分割的一部分。除此之外,保險業、證券業對外開放的程度也逐漸提高。整體上來看,盡管我國金融業取得了長足的發展并且促進了經濟不斷發展,然而,我國區域間的金融發展、金融對外開放呈現不均衡現象,沿海地區對外開放程度較高,而內地金融業市場化程度相對較低,這不利于經濟社會協調發展。那么,三十多年來,我國金融對外開放程度如何,不斷發展的我國金融業對外開放促進經濟增長的效果如何,弄清楚這些問題,不僅可以為進一步促進金融對外開放提供政策建議,而且可以為加快推進經濟金融協調發展具有重要的參考價值。
2文獻評述
分析金融對外開放程度影響經濟發展的成果相對不多,文獻主要集中在如何度量金融對外開放程度,并且這些觀點大都不一致。如國外文獻有:Mattoo(2000)基于金融服務的角度,提出了一個衡量金融服務市場開放程度的模型,并對一百多個世界貿易組織成員的金融服務開放程度進行了系統研究。國內的如姜波克等(1999)利用直接投資總額、其他投資總額和央行國外凈資產指標對我國金融開放程度進行了實證研究,但是該指標沒有涉及金融服務等其他方面的開放程度。
張金清等人(2008)首先闡述了金融開放與金融服務的關系,然后從金融服務的角度對金融開放進行刻畫。在此基礎上構建可以評價金融開放程度的指標體系:其核心觀點是一個國家或地區的金融開放程度由外國金融服務本土化程度、本國或地區金融服務國際化程度和資本與金融賬戶開放程度構成。
朱華培(2009)基于投資與儲蓄關系的F-H條件模型和基于利率平價理論的利率平價條件模型來分析一個國家金融市場對外開放程度的模型,并結合中國的實際情況,選取美國、日本、巴西等具有代表性的國家,以這兩個模型作為實證模型分別研究這四個國家的金融市場對外開放程度。其結論是:與其他三個國家相比,中國金融市場對外開放程度仍然較低,其原因在于資本市場的管制程度較高,國內利率還無法與國際市場建立較強的關聯性等。
鄧達清(2010)通過資本市場開放度、貨幣市場開放度和金融市場開放度等三個方面對比分析了大陸與香港的金融開放程度。其結論是:香港作為世界上高度開放的自由經濟體,無論是經濟開放度還是金融開放度都比大陸要高得多。在對外開放的市場結構上,香港也相對要均衡、合理得多。
沈鳳武等人(2012)分別從資本賬戶開放和金融服務貿易開放的角度,對國內外測量金融開放水平的主要指標和方法進行歸納和比較,對不同指標的淵源聯系、優缺點及其適用性進行評析,最后對構建一個全面衡量一個國家金融開放度的指標模式進行了展望。
3實證分析
3.1實證變量、數據來源
本文在研究金融對外開放程度與經濟增長的關系時,考慮到經濟對外開放也是影響經濟增長的一個重要因素。因此,在這里,需要對這一變量做出相關定義說明。
金融對外開放程度:從文獻部分可以看出,如何度量一個國家的金融對外開放程度一直是學者們爭論的焦點,由于本文重點分析金融對外開放程度對經濟增長的實證影響,在正視這些爭論的前提下,結合數據的可得性,我們采用如下指標來度量金融對外開放程度:全部金融機構的國外凈資產與其總資產之比來衡量,即其大小等于金融機構國外凈資產與金融機構總資產之比。實證分析中如鄧達清(2010)等人也是采用了這一指標進行度量。
經濟對外開放:為控制經濟對外開放對經濟增長的影響效應,這里我們也將其作為一個自變量進行分析,實證分析中使用進出口總額與實際GDP之比來度量該變量。
經濟增長:使用我國歷年的實際GDP來度量。以上三個數據的年度跨度均為1990年至2011年,為年度數據。
以上三個數據來自于歷年的《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》,其統計描述如表1:
注:表中檢驗類型(c,t,q):其中c表示常數項或截距項,t表示趨勢項,q表示滯后階數;“*”表示該檢驗結果在10%顯著水平上。
由表2可以看出,檢驗結果均顯示,lgdp和leopen序列接受原假設,即存在單位根,因此,它們均為非平穩序列。lfopen在10%顯著水平上拒絕原假設,即其為平穩序列。
接著對這三個變量的一階差分Δlgdp序列、Δleopen序列、Δlfopen序列進行單位根檢驗,檢驗結果顯示,這三個變量的一階差分序列在顯著性水平下拒絕原假設,接受不存在單位根的結論,可以確定各序列是一階單整序列。
3.3.2協整檢驗
在通過單位根檢驗后,接下來進行協整檢驗,以此來確定變量之間是否存在長期均衡的穩定關系。首先對方程(1)進行ols回歸,對以上方程生成的殘差進行ADF檢驗,如果殘差不存在單位根,我們就認為金融對外開放程度、經濟對外開放程度、經濟增長之間存在協整關系。其ADF結果顯示,該殘差不存在單位根。從而驗證了這三者之間存在長期均衡穩定的相關關系,三者之間存在協整方程。
其協整方程為:
lgdp=0.99lfopen+0.16leopen+5.58(2)
(5.79)(1.78)(5.75)R2=0.935F=152.94D.W.=0.63 3.3.3實證結果
從方程(2)可以看出:金融對外開放程度、經濟對外開放程度這二者對經濟增長的系數和符號均符合理論預期。從lfopen系數可以看出,其不僅為正的0.99,并且在1%顯著水平上顯著,這就表明了,金融對外開放程度每提高一個單位,經濟增長就會提高0.99個單位,金融對外開放程度顯著地提高了經濟增長水平;從leopen的系數可以看出,其為正的0.16,并且在10%的顯著水平上顯著,其含義是:經濟對外開放每提高一個單位,就會促進經濟增長0.16個單位。
因此,我們可以看出,自改革開放以來,國家通過不斷實施的金融對外開放措施,促進了經濟發展。然而,在時間序列分析過程中存在一個問題是:經濟增長與金融對外開放程度二者之間因果關系如何?上述(2)中的回歸方程的因果關系是什么呢?是金融對外開放單向地促進了經濟增長還是經濟增長影響著金融對外開放?顯然,這是一個重要的問題。基于此,我們分別對lfopen與lgdp,leopen與lgdp進行格蘭杰因果檢驗。該檢驗結果顯示:金融對外開放單向地促進了經濟增長,反之不成立。由此表明,金融對外開放是原因,經濟增長是結果;經濟對外開放與經濟增長之間是互為因果關系。
4結論
本文采用我國1990年至2011年的金融對外開放程度、經濟對外開放程度和經濟增長等宏觀數據,利用時間序列分析模型,在度量金融對外開放程度這一關鍵指標后,實證分析了金融對外開放程度對經濟增長的效果,結果表明,金融對外開放程度顯著地促進了經濟增長,金融對外開放程度每提高一個單位,經濟增長就會提高0.99個單位。由此表明,我國自改革開放以來,通過穩步推進金融體制改革,不斷推進金融對外開放,促進了經濟顯著增長。通過格蘭杰因果檢驗后發現,金融對外開放程度單向地促進了經濟增長,反之不成立。
首先,本文的主要研究結論表明,在全球經濟一體化的今天,我們應加快金融領域的改革,擴大金融業對外開放的步伐,釋放金融對外開放程度促進經濟增長的功能,從而拉動我國經濟社會全面發展;其次,在看到金融對外開放程度能夠促進經濟增長的事實證據后,要注意我國省份之間的金融對外開放與經濟發展失衡問題,國家應在確保東部沿海省份繼續深化金融對外開放的基礎上,通過實施扶持政策,大力支持中西部省份的金融業不斷對外開放,縮小與東部省份的差距;第三,金融對外開放步伐不是一蹴而就,需要循序漸進,穩步向前,我們不能為了短期經濟發展而盲目加大金融對外開放程度,應防范金融安全。
參考文獻
[1]MATTOO A. Financial services and the WTO:liberalization commitments of the developingandtransitioneconomics.The World Economy,2000,23(3):351-386.
[2]姜波克等.金融開放與經濟發展[M].上海:復旦大學出版社,1999,(6).
[3]張金清等.《金融開放程度指標評價體系及其在我國的應用研究》[J],《產業經濟研究》,2008年,第3期.
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[6]沈鳳武,婁伶俐,顧秋霞.《金融開放及其測度方法述評》[J],《金融理論與實踐》,2012年,第7期.