資本開放對經濟增長的影響研究

(東南大學 江蘇 南京 211189)

一、引言

經濟全球化已然是世界經濟發展中不可逆轉的潮流和趨勢。當前，金融開放成為大多數國家金融系統改革的重要議題，政府希望通過金融開放來實現宏觀經濟增長目標。其中作為金融開放進程中至關重要的資本開放，更是獲得經濟與金融發展機遇的有效途徑，在實現一國金融業與國際接軌、推動貨幣國際化、發展國際貿易和促進經濟發展等方面發揮重要作用。自中國加入WTO后，采取了一系列穩步開放資本的措施。以順應國際經濟一體化的趨勢和國內改革開放的需要。2015年11月3日公布的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十三個五年規劃的建議》提出，擴大金融業雙向開放；有序實現人民幣資本項目可兌換，將助推資本項目開放。2018年3月，原油期貨在上海期貨交易所上海國際能源交易中心正式掛牌交易，對中國期貨和資本市場意義重大。2018年4月11日，央行行長易綱在博鰲亞洲論壇上宣布超十項金融開放重磅措施。其中包括取消銀行和金融資產管理公司的外資持股比例限制在內等六項措施將在6月30號前落實；而大幅度擴大外資銀行的業務范圍等五項措施將在2018年年底落實。可以預見資本開放將帶動整個金融市場的開放，使國際資本流動更加活躍。與此同時，關于資本開放度對經濟增長影響的研究成為我國經濟改革開放的重點內容。諸多學者通過理論和實證兩個方面對資本開放與經濟增長之間的關系進行了探討和分析，剖析資本開放對經濟增長產生的影響及作用機制的內在邏輯。

因此，本文系統的回顧了金融開放特別是資本開放的歷程及其與經濟增長的理論基礎，繼而鑒于資本開放打通了國際間的資本和技術流動，特選取2003——2018年中國31個省(市)的面板數據，根據生產函數分析框架，把資本開放引入生產函數模型中，并采用雙向固定效應回歸模型對資本開放的經濟增長效應進行實證分析。希望通過該研究增添資本開放與經濟增長領域的相關討論，并且有助于了解金融開放的必要性問題。

二、中國資本開放歷程

(一)歷史沿革

新中國成立初期，國家外匯實行壟斷，利用“扶植出口，溝通僑匯，以收定支”等方式獲得外匯來支持國家經濟的發展。從1953年到1978年，中國實行全面高度集中的計劃經濟體制，外匯管理也呈現出高度集中的管理特征，實行獨立自主、自力更生的方針，不借外債也不接受外國來華投資，對外匯資金和業務實行統一管理，人民幣匯率由國家統一規定。1978年，實行改革開放的政策，資本開放隨之不斷取得進展。其進程大致分為以下三個階段。

第一階段：經濟轉型期(1979—1993)

改革開放以來，國家根據經濟發展的需要，逐步推進外匯體制改革，擴大指導性計劃，加強市場的作用。1979年3月，國務院正式批準成立國家外匯管理局，建立了外匯管理的專門機構。1980年12月，國務院首次公布了《中華人民共和國外匯管理暫行條例》，隨后又規定了一系列相關細則和辦法，建立健全了外匯管理立法。

這一時期，我國實行外匯留成制度，打破了統收統支的規定，但外匯留成比例較低，且存在較大的地區差別。同時，積極建立和發展外匯調劑市場，改革人民幣匯率制度，建立對資本輸出入的外匯管理制度，引進外商直接投資等。隨著一系列的改革措施的推進，資本隨之開放，但仍然實行十分嚴格的管理。

第二階段：社會主義市場經濟初步建立時期(1994—2001)

1993年，十四屆三中全會通過了《關于建立社會主義市場經濟體制若干問題的決定》，明確提出進一步推進外匯體制改革，建立統一的外匯市場，逐步使人民幣成為可兌換貨幣。

1994年1月1日，人民幣的官方匯率和市場匯率并軌，形成以市場為基礎、單一的、有管理的浮動匯率制度。1994年4月，銀行間的外匯市場正式運營，中國人民銀行以穩定人民幣匯率，維護國際收支平衡為匯率政策目標，在外匯市場上適時吞吐外匯，調節供求。完善出口售匯核銷和建立進口付匯制度，順利實現了人民幣經常賬戶下有條件可兌換。

1996年3月，進行了把外商投資企業納入銀行結售匯體系的試點，同年7月開始全面推廣，且按照經常賬戶可兌換的要求修改了結售匯和付匯的管理辦法。

1996年12月1日，我國正式接受國際貨幣基金協定第八條款，實現了人民幣經常賬戶完全可兌換。

第三階段：加入世貿組織后(2002至今)

2001年我國加入了世界貿易組織，經濟迅速發展，資本管制方式從直接管制過度到間接管制，并且有選擇的開放部分資本項目交易限制。2002年10月，開始在部分省市進行境外投資改革試點，2002年12月，外匯管理局和證監會聯合推出“合格境外機構投資人”(簡稱QFII)制度，2006年4月“境內合格機構投資者”(QDII)制度開始實施。2007年8月20日，國家外匯管理局批準中國境內個人直接對外證券投資業務試點。2008年12月24日，國務院正式決定對廣州和長江三角洲地區與港澳地區、廣西和云南與東盟的貨物貿易實行人民幣結算試點，預示著人民幣國際化進入了一個嶄新的階段。

(二)理論基礎

資本開放是否可以促進經濟增長一直是經濟學者們研究和分析的重點之一，學界對資本開放的經濟增長效應的研究也并未達成一致。就增長效應本身而言，該領域的文獻可分為促進輪、促退論和不確定論三類。

資本開放的促進論認為資本開放無差別地促進各國的經濟增長。Quinn(1997)是最早持有該理論的學者之一，該文獻使用Quinn指標來評估一國資本開放的程度，用人均GDP來評估一國經濟增長的情況。發現資本開放促進了這些國家人均GDP的增長。Klein和Olivei(2000)以82個發達國家和發展中國家的金融深化指標和開放指標為樣本，通過回歸模型得出了人均GDP增長率在開放條件下會表現出明顯的增長。Donnell(2001)在使用IMF定性分析方法的基礎上，結合金融自由化的定量方法，其結論認為資本開放對于經濟增長有推動作用。

與之相反，促退論認為資本開放會對一國經濟增長產生負面作用。具體而言，Alessandria和JunQian(2002)認為，當一國處于封閉經濟中時，金融機構的媒介作用舉足輕重，道德風險得到了很好的控制。但當一國資本開放后，其他的多樣化融資形式會削弱金融機構的媒介作用，使資金流入不合理的領域和項目，損害一國經濟增長。YongJinKim和Jong-WhaLee(2006)通過研究發現，資本開放不可避免地會帶來巨額的資本流動，資本的快進快出增加了危機發生的概率和規模，從而阻礙經濟增長。Ho-donYan(2008)通過實證研究發現，資本在不成熟的金融市場中容易進入高風險領域，導致資本錯配和經常賬戶的失衡，阻礙經濟增長。

除了促進論和促退論，資本開放不確定論的觀點也頗具代表性。在此方面，Grilli和Milesi-Ferretti(1995)以人均GDP增長率、資本開放指標、門檻收入、多種匯率安排指標為變量，對1966——1989年的61個國家的數據進行回歸，結論顯示資本開放推動經濟增長是不顯著的。Rodrik(1998)選取了100個發達和發展中國家從1975年開始直到1989年的數據為樣本，結果顯示資本開放對經濟增長的推進作用是不顯著的。這些不確定論的產生主要是緣于資本開放對于不同類型國家有不同的增長效果。

三、實證分析

(一)基本假設

從中國加入WTO后，資本開放對經濟增長效應問題是現階段主要研究重點，資本開放在實現中國金融業與國際接軌、推動人民幣國際化、發展國際貿易等方面發揮重要作用，由前文對資本開放對經濟增長的作用機制分析可知，一方面，資本開放引進競爭機制，提升了金融體系效率，增加了資本積累；另一方面，資本開放加速了國際資本的流動，帶來了先進知識和技術，并通過技術轉讓和技術溢出，跟進國外先進的技術和管理經驗，此時外資的作用主要體現在促進技術進步和提高全要素生產率上。基于該機理，本文提出了資本開放作用于經濟增長的

基本假設：

資本開放通過提升國內金融體系效率，促進資本積累，吸引國外先進知識和技術，實現先進技術與資本積累的有機結合，對經濟增長具有推進作用。

(二)理論模型

為了從實證的角度刻畫資本開放對經濟增長的效應以驗證基本假設，本文基于生產函數分析框架，將資本開放引入到生產函數，構建資本開放的經濟增長效應的基本模型：

Y=f(F,K,L)

(1)

其中，Y表示國內生產總值，K為投資，L為勞動力投入量，F代表資本開放水平。

對(1)式取全微分，則有：

(2)

在(2)式中，用β1,β2,β3分別表示資本開放水平、資本及勞動力的邊際產出，則上式可寫為：

dY=β1dF+β2dK+β3dL

(3)

由于本文實證使用的是中國31個省(市)2003年到2018年的跨省面板數據，因此進一步構建具有個體和時間固定效應的雙向固定效應模型：

yit=β0+β1Fit+β2Kit+β3lit+αi+λt+εit

(4)

其中，yit表示我國第i省(市)在第t年的經濟發展水平，Fit表示我國第i省(市)在第t年的資本開放程度指標，Kit表示我國第i省(市)在第t年的投資水平，lit表示我國第i省(市)在第t年的勞動力水平，αi是未觀測到的個體(省市)效應，λt是未觀測到的時間效應，εit是未觀測到的既隨省市又隨時間改變的誤差項。

(三)指標變量及數據說明

本文選取中國31個省(市)2003-2017年的相關經濟指標的跨省面板數據共465個樣本進行實證分析。

被解釋變量：各省(市)的實際GDP。為了避免通貨膨脹的影響，采用實際GDP，按照1978年不變價格進行換算得到實際值，換算公式為：

其中，GDPit是i省(市)當年的實際產出值，是由當年的產出指數GDPit-index與2003年的產出指數GDPi2003-index與的比值乘以2003年的產值GDPi2003計算的。

核心解釋變量：各省(市)的資本開放度FO。本文根據國內實際情況，我國現屬于經濟發展中國家，在資本開放方面主要表現在國際資本間的投資流動等方面，因此，本文主要采用流量法。本文在構建中國省(市)資本開放度的同時考慮資本流入與資本流出，在借鑒姜波克(1999)資本開放指數構建的基礎之上，構建中國省(市)資本開放度指標如下：

資本開放根據流入開放度與流出開放度兩個指標進行加權，其中FDI表示各省(市)實際利用外商直接投資總額，OFDI表示各省(市)對外直接投資總額。

控制變量：本文選取了兩個控制變量，以資本形成總額來衡量投資水平K，以國際勞動力標準計算的勞動力總數來衡量勞動力水平L。

本文使用的各省對外直接投資統計數據來源于歷年《中國對外直接投資統計公報》；使用的各省實際利用外商直接投資數據、各省地區生產總值數據、各省資本形成總額和勞動力水平數據均來源于國家統計局。為避免多重共線性及消除可能存在的異方差現象，模型中對相關變量值取自然對數，分別記為LNGDP，LNFO，LNK，LNL。

(四)實證結果

1.平穩性檢驗

為避免出現“偽回歸”現象，在回歸分析之前需要先對面板數據進行平穩性檢驗，如果序列存在單位根，則為非平穩序列；反之，為平穩序列。本文采用Summary檢驗進行單位根檢驗，檢驗方法包括LLC檢驗、Im-Pesaran-Shin檢驗，ADF-Fisher檢驗和PP-Fisher檢驗。Eviews軟件給出的檢驗結果如表1所示：

變量LLCIPSADF-FisherPP-Fisher結論LNGDP1.1719(0.8794)6.0851(0.9899)23.5379(0.9457)11.4108(0.9789)不平穩DLNGDP-7.8744???(0.0000)-2.8981???(0.0019)86.9952??(0.0129)85.8014??(0.0161)平穩LNFO-5.0594???(0.0000)-1.05591(0.1455)75.2451?(0.0888)74.4855?(0.0988)不平穩DLNFO-18.4665???(0.0000)-10.6511???(0.0000)206.313???(0.0000)207.982???(0.0000)平穩LNK2.5947(0.9953)7.4763(0.8745)18.5801(0.9576)25.0034(0.9435)不平穩DLNK-7.9174???(0.0000)-1.6221?(0.0524)78.6547?(0.0534)105.102???(0.0003)平穩LNK-5.0162(0.0000)1.7430(0.9593)57.6063(0.5637)52.6174(0.7396)不平穩DLNL-7.7624???(0.0000)-4.4509???(0.0000)116.799???(0.0000)141.669???(0.0000)平穩

注：D表示一階差分，*、**、***分別表示10%、5%、1%的置信水平，每一個檢驗統計量下方括號內為對應的p值。

由上表可知，所有變量的原始序列在所有檢驗方法下都是非平穩序列，所以對所有變量進行一階差分，并對差分后的序列進行單位根檢驗，檢驗結果如上表所示，所有一階差分后的序列都是平穩的，所以各變量均為一階單整序列。

2.協整檢驗

本文基于Pedroni方法進行協整檢驗，其原假設均是不存在協整關系，本研究中的時間跨度T僅為12，個體N為31，共372個樣本，因此以PanelADF和GroupADF作為最主要的準則判斷變量之間是否存在協整關系。Eviews軟件給出的檢驗結果如表2所示：

檢驗方法統計量統計量值ProbPedroni檢驗Panelv-StatisticPa1.5236?0.0638nelrho-Statistic5.45850.3700PanelPP-Statistic-6.1054???0.0000PanelADF-Statistic-6.4469???0.0000

注：D表示一階差分，*、**、***分別表示10%、5%、1%的置信水平，每一個檢驗統計量下方括號內為對應的p值。

由上表可知，對全國31個省(市)級數據的Pedroni協整檢驗結果有3個顯著拒絕不存在協整關系的原假設，表明經濟增長與資本開放之間存在長期的均衡關系。

3.面板回歸模型的回歸結果

本文構建的模型是固定效應回歸模型，回歸結果如表3所示：

表3固定效應模型估計結果

從上表的模型估計結果可知，方程的擬合優度達到0.97，模型擬合效果較好。另外，從F統計量對應的伴隨概率來看，模型擬合精度較高。資本開放FO對經濟增長的系數為0.05，且是正數，并且t統計量大于5%臨界值水平，即系數在5%的水平上是顯著的，這表明在考察期內資本開放對經濟增長確實具有一定的促進效應，在其他條件不變的情況下，資本開放程度提高1%，會使經濟增長上升0.05%，這一結果有力支持了本文提出的基本假設：資本開放通過提升國內金融體系效率，促進資本積累，吸引國外先進知識和技術，實現先進技術與資本積累的有機結合，對經濟增長具有推進作用。此外，LNK的系數在5%的顯著性水平下通過檢驗，有力地證明了資本積累是我國經濟增長的一個主要驅動力。

四、結論

本文通過中國31個省(市)2003年至2017年的面板數據，探討了資本開放與經濟增長的內在關系。研究發現，資本開放對經濟增長具有正向效應，即資本開放加快了中國的經濟增長。在這期間，中國的資本開放程度呈現不斷上升的趨勢，一方面是資本市場改革深入，另一方面中國的對外開放也逐漸步入正軌，這些因素都促進了資本開放和金融開放水平的提高。同時可以得出以下對策建議。首先，政府仍應該堅持資本開放和金融開放的方向，循序漸進的拓寬其廣度和深度，為中國經濟增長注入新的動力。其次，在我國直接投資占主導地位的情況下，要推動證券投資和其他投資規模的擴大，完善資本市場結構。最后，在強調資本開放的經濟增長效應的同時，更加注意經濟增長的內在質量，盡量減小開放的負面影響，使整體的資本開放增長效應發揮到最大。