金融開放與經濟增長
——基于我國省級面板數據的實證分析

(武漢大學經濟與管理學院 湖北 武漢 430072)

一、緒論

1978年十一屆三中全會后，中國實行改革開放，走上了新的經濟建設之路。1982年，中共十二大確立了以經濟建設為中心、堅持四項基本原則、堅持改革開放的基本路線，對外開放成為基本路線的重要內容之一，也成為中國的基本國策之一。為適應經濟發展和對外開放的需要，中國金融市場開始了對外開放進程。

中國的對外開放，在開放路徑上，沿著沿海經濟特區，到沿海開放城市，然后逐步向內地省會城市和經濟中心城市輻射[1]。在開放的項目上，金融服務業的開放基本按照先銀行、保險，后證券的順序有序進行；資本賬戶的開放對外商直接投資(FDI)基本上沒有限制，但整體上我國對資本賬戶項目的開放一直采取著審慎、嚴謹的態度和漸進的策略。中國金融開放在經歷了起步階段、市場化與國際化階段、融入金融全球化階段等開放歷程后，已經由一個封閉的市場，走向完全開放的市場，開放的廣度與深度都發生了根本性的變化，為促進國內金融經濟發展提供了長足的動力，也積累下了許多成功經驗。然而，金融經濟的全球化導致國內金融經濟的不穩定與不安全對各國經濟的健康持續發展帶來了嚴峻的挑戰，如何應對這一問題，是當前各國最為關注的重大問題。要有效解決這一問題，最為基礎的是全面把握自身金融開放的現狀和實際，才能做到有的放矢，并且通過提出符合自身實際發展情況的開放戰略與方針政策，以確保國內金融經濟發展有一個安全穩定的環境，以促進國內經濟金融業可以持續健康發展。

二、文獻綜述

對金融開放與經濟增長關系探究，金融開放到底能否促進一國經濟增長的問題至今仍未得到一致的結論[2]。有學者實證支持金融開放有利于促進經濟增長，相反也有學者認為金融開放對一國經濟發展具有不利影響。如Eichengreen(2001)的一篇綜述得出的結論：金融開放的結果是存在爭議的,至今都沒有一個令人信服的證據證明金融開放與經濟增長之間的關系是積極的還是消極的[3]。

Arteta(2001)等學者認為金融開放僅對工業化國家或者中高收入國家的經濟增長具有促進作用[4]。而Gamra(2009)提出金融開放對經濟增長的影響是不確定的，其研究表明，一國金融開放的步伐應該同該國經濟發展的具體情況和金融部門的實際需要協調一致[5]。適度的開放會帶來經濟繁榮，而過度的金融自由化將對一國的經濟發展產生負向影響，可能還會降低該國的經濟發展水平。正如Klein(2003)表述的，資本賬戶開放對一國經濟增長產生的效應同該國經濟發展的當前狀態密切相關[6]。

回顧現今已有的相關文獻資料，學者們研究爭論的立場不僅僅局限在支持經濟增長效應或是不支持增長效應的觀點上。當考察到一國經濟發展的時期問題時，一些學者開始轉換研究的視角，認為金融開放對一國經濟增長的影響在長短期并非都一樣，即他們突破線性思維的禁錮，考慮金融開放對經濟增長影響的時變效應。Fratzscher和Bussiere(2008)對金融開放效應的時變性進行了實證檢驗[7]。其結果表明，金融開放對經濟增長的效應是時變的。即東道國的整體經濟在金融開放的前期，發展十分迅速，但是，在獲得短期效益后，該國的經濟將會增長得很緩慢。因此，金融開放效應的確具有時變性。

毋庸置疑，金融開放正如一把雙刃劍，有利有弊，它對經濟發展的具體影響根據各個國家實際情況的不同而不同，因此相關決策制定者需要揆情度理、審慎行之，特別是，重點關注金融開放可能帶來的金融和經濟安全問題。經過30多年近40個年頭的金融開放，中國國內金融市場的廣度和深度得到不斷提高，中國金融業的整體實力也得到顯著增強，在國際金融市場上的影響力在逐步擴大。而金融開放對中國區域經濟增長的具體影響如何是我們探索金融開放至關重要的內容。

三、模型與數據

(一)模型介紹

在經濟增長的實證研究中，生產函數是一種廣泛使用的經典分析框架,我們將其借鑒，用以研究分析地方金融開放與經濟增長之間的關系[8]。基于研究課題和可得數據，此處利用人均地區生產總值的對數來表示地方經濟增長這個被解釋變量，并用lnGDPP表示；而解釋變量取兩組變量，即金融開放水平，用open來表示；以及一組控制變量，即公式中的變量control。控制變量包括各省外貿依存度、實物資本量、政府支出規模、金融發展和人口增長率。因此，可表示為下式：

lnGDPP=β0+β1open+ηcontrol+εit

(3.1)

(二)數據來源

基于中國各省的省際面板數據，本文進行實證分析研究。大量數據來自國泰安數據服務中心CSMAR數據庫；而金融發展變量的數據和金融開放水平衡量的數據來源于各省歷年的《統計年鑒》，其他數據均來源于國家統計局數據庫和中國數據在線數據庫等。本文使用的是橫跨2001年至2015年的數據，西藏地區由于數據不完整而未包括在研究樣本內。

四、實證結果

我們在加入控制變量以控制其他因素對經濟增長產生的影響后，檢驗金融開放與經濟增長的相關關系。下表4.1的回歸結果中第2列表示了混合回歸(OLS)的估計結果；第3、4列分別報告了固定效應回歸和隨機效應回歸的估計結果。從列表中可知，Hausman檢驗的p值為0.0000，強烈拒絕隨機效應與固定效應無差異即不存在個體異質性的假設，因此本文使用固定效應回歸模型的估計結果。從列表4.1中的回歸2即固定效應回歸模型的估計結果來看，金融開放水平這個解釋變量的估計系數為正，表明其對經濟增長具有正向影響，并且其在1%的水平上顯著，即區域金融開放促進了區域的經濟增長。在其他條件不變的情況下，如果金融開放水平提高1%，那么經濟增長就會上升0.1328%。

根據凱恩斯需求理論，通過提高投資效率和增加投資數量，金融開放是有利于促進經濟增長的。在新古典增長理論模型中,金融開放通過提高國內儲蓄率來促進經濟增長。事實上,對于包括中國在內的發展中國家而言，經濟起飛需要大量的金融資金，但是國內居民的儲蓄水平又偏低,較難支持此需求，轉而金融開放促使資本相對充足的發達國家能夠將資本轉移給缺乏資金,但確具有巨大發展潛力的新興市場國家。中國金融的對外開放，為經濟發展獲得大量的所需資金提供了潛在的有利條件，并且通過提高區域的自主投資額，提升投資轉化率，對經濟增長產生積極的正向效應。

表1 回歸結果

注：(1)表格中的OLS、FE、RE分別表示混合回歸、固定效應回歸和隨機效應回歸；(2)括號內為標準差，使用聚類變量的聚類穩健標準誤，檢驗中報告的是p值，***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平。

此外，在1%的顯著水平上，實物投資、政府財政支出對區域經濟增長都具有正向效應。從表1中可以看到，在其他條件不變的情況下，若總固定資產投資占GDP的比例提高1%，經濟增長將上升2.2252%。因此，有效地促進地方實體經濟的發展，將有利于刺激地方整體經濟增長。從政府支出的影響看出，盡管中國金融業對外全面開放、資本和金融賬戶擴大開放，但是目前中國還是以政府主導型的金融發展模式為主，政府在促進經濟增長中的調節效用顯著。

五、結論與政策建議

實證結果表明，中國的區域金融開放有利于促進區域經濟增長。因此，我們應該繼續堅持中國的開放戰略，在金融業全面對外開放的背景下，謹慎有序地深化資本賬戶的開放，促使資本流入和流出管制朝均衡的方向發展。根據國內經濟發展的實際情況，不管是金融業開放還是資本與金融賬戶的開放，中國都應該繼續堅持漸進式的發展策略，穩步推進。因為當前我國金融體系總體發展還不均衡，所以在條件許可的行業和部門可以適當地加快開放步伐，有效地運用金融開放來提升投資數量和投資效率，通過全球化市場獲得更多的投資機會，提升國內自主投資水平；通過金融開放引進積極的競爭機制，給國內經濟發展帶來前沿的金融技術和先進的管理經驗，刺激國內相關行業金融技術的提高；同時，促進資本的積累，增強分散風險的能力進而提高整體經濟運行效率，以期實現通過對外開放進一步促進中國金融發展和經濟轉型的目標。

首先，各地區要在正確處理金融開放與區域經濟發展關系的基礎上制定相適應的金融開放政策；其次，在目前的開放進程中，我國一味強調外資引入的總量而未確切獲到技術創新上的進步，因此中國未來的重點應該從片面追求外資絕對值到以提高外資使用效率和質量的目標上來，需要按照資本流向的新形勢調整資本流動政策，加強先進技術的引進及應用，提高產業創新能力；另外，目前實施的僅以外資技術溢出手段為主的策略，未反應出金融業開放與資本賬戶開放兩方面的關系，一定程度上抑制了國內金融市場的進一步壯大；最后，金融全球化不斷縱深發展的今天，完善金融風險的管理機制，促使開放背景下一國風險最小化、收益最大化的實現才是各國重點關心的問題。因此，我們還要轉變監管理念，建立金融開放相關的監測與預警機制，制定針對性的監管計劃，為金融開放背景下經濟健康穩步發展提供更多的保障。