金融开放与经济增长——基于我国省级面板数据的实证分析

(武汉大学经济与管理学院 湖北 武汉 430072)

一、绪论

1978年十一届三中全会后，中国实行改革开放，走上了新的经济建设之路。1982年，中共十二大确立了以经济建设为中心、坚持四项基本原则、坚持改革开放的基本路线，对外开放成为基本路线的重要内容之一，也成为中国的基本国策之一。为适应经济发展和对外开放的需要，中国金融市场开始了对外开放进程。

中国的对外开放，在开放路径上，沿着沿海经济特区，到沿海开放城市，然后逐步向内地省会城市和经济中心城市辐射[1]。在开放的项目上，金融服务业的开放基本按照先银行、保险，后证券的顺序有序进行；资本账户的开放对外商直接投资(FDI)基本上没有限制，但整体上我国对资本账户项目的开放一直采取着审慎、严谨的态度和渐进的策略。中国金融开放在经历了起步阶段、市场化与国际化阶段、融入金融全球化阶段等开放历程后，已经由一个封闭的市场，走向完全开放的市场，开放的广度与深度都发生了根本性的变化，为促进国内金融经济发展提供了长足的动力，也积累下了许多成功经验。然而，金融经济的全球化导致国内金融经济的不稳定与不安全对各国经济的健康持续发展带来了严峻的挑战，如何应对这一问题，是当前各国最为关注的重大问题。要有效解决这一问题，最为基础的是全面把握自身金融开放的现状和实际，才能做到有的放矢，并且通过提出符合自身实际发展情况的开放战略与方针政策，以确保国内金融经济发展有一个安全稳定的环境，以促进国内经济金融业可以持续健康发展。

二、文献综述

对金融开放与经济增长关系探究，金融开放到底能否促进一国经济增长的问题至今仍未得到一致的结论[2]。有学者实证支持金融开放有利于促进经济增长，相反也有学者认为金融开放对一国经济发展具有不利影响。如Eichengreen(2001)的一篇综述得出的结论：金融开放的结果是存在争议的,至今都没有一个令人信服的证据证明金融开放与经济增长之间的关系是积极的还是消极的[3]。

Arteta(2001)等学者认为金融开放仅对工业化国家或者中高收入国家的经济增长具有促进作用[4]。而Gamra(2009)提出金融开放对经济增长的影响是不确定的，其研究表明，一国金融开放的步伐应该同该国经济发展的具体情况和金融部门的实际需要协调一致[5]。适度的开放会带来经济繁荣，而过度的金融自由化将对一国的经济发展产生负向影响，可能还会降低该国的经济发展水平。正如Klein(2003)表述的，资本账户开放对一国经济增长产生的效应同该国经济发展的当前状态密切相关[6]。

回顾现今已有的相关文献资料，学者们研究争论的立场不仅仅局限在支持经济增长效应或是不支持增长效应的观点上。当考察到一国经济发展的时期问题时，一些学者开始转换研究的视角，认为金融开放对一国经济增长的影响在长短期并非都一样，即他们突破线性思维的禁锢，考虑金融开放对经济增长影响的时变效应。Fratzscher和Bussiere(2008)对金融开放效应的时变性进行了实证检验[7]。其结果表明，金融开放对经济增长的效应是时变的。即东道国的整体经济在金融开放的前期，发展十分迅速，但是，在获得短期效益后，该国的经济将会增长得很缓慢。因此，金融开放效应的确具有时变性。

毋庸置疑，金融开放正如一把双刃剑，有利有弊，它对经济发展的具体影响根据各个国家实际情况的不同而不同，因此相关决策制定者需要揆情度理、审慎行之，特别是，重点关注金融开放可能带来的金融和经济安全问题。经过30多年近40个年头的金融开放，中国国内金融市场的广度和深度得到不断提高，中国金融业的整体实力也得到显著增强，在国际金融市场上的影响力在逐步扩大。而金融开放对中国区域经济增长的具体影响如何是我们探索金融开放至关重要的内容。

三、模型与数据

(一)模型介绍

在经济增长的实证研究中，生产函数是一种广泛使用的经典分析框架,我们将其借鉴，用以研究分析地方金融开放与经济增长之间的关系[8]。基于研究课题和可得数据，此处利用人均地区生产总值的对数来表示地方经济增长这个被解释变量，并用lnGDPP表示；而解释变量取两组变量，即金融开放水平，用open来表示；以及一组控制变量，即公式中的变量control。控制变量包括各省外贸依存度、实物资本量、政府支出规模、金融发展和人口增长率。因此，可表示为下式：

lnGDPP=β0+β1open+ηcontrol+εit

(3.1)

(二)数据来源

基于中国各省的省际面板数据，本文进行实证分析研究。大量数据来自国泰安数据服务中心CSMAR数据库；而金融发展变量的数据和金融开放水平衡量的数据来源于各省历年的《统计年鉴》，其他数据均来源于国家统计局数据库和中国数据在线数据库等。本文使用的是横跨2001年至2015年的数据，西藏地区由于数据不完整而未包括在研究样本内。

四、实证结果

我们在加入控制变量以控制其他因素对经济增长产生的影响后，检验金融开放与经济增长的相关关系。下表4.1的回归结果中第2列表示了混合回归(OLS)的估计结果；第3、4列分别报告了固定效应回归和随机效应回归的估计结果。从列表中可知，Hausman检验的p值为0.0000，强烈拒绝随机效应与固定效应无差异即不存在个体异质性的假设，因此本文使用固定效应回归模型的估计结果。从列表4.1中的回归2即固定效应回归模型的估计结果来看，金融开放水平这个解释变量的估计系数为正，表明其对经济增长具有正向影响，并且其在1%的水平上显著，即区域金融开放促进了区域的经济增长。在其他条件不变的情况下，如果金融开放水平提高1%，那么经济增长就会上升0.1328%。

根据凯恩斯需求理论，通过提高投资效率和增加投资数量，金融开放是有利于促进经济增长的。在新古典增长理论模型中,金融开放通过提高国内储蓄率来促进经济增长。事实上,对于包括中国在内的发展中国家而言，经济起飞需要大量的金融资金，但是国内居民的储蓄水平又偏低,较难支持此需求，转而金融开放促使资本相对充足的发达国家能够将资本转移给缺乏资金,但确具有巨大发展潜力的新兴市场国家。中国金融的对外开放，为经济发展获得大量的所需资金提供了潜在的有利条件，并且通过提高区域的自主投资额，提升投资转化率，对经济增长产生积极的正向效应。

表1 回归结果

注：(1)表格中的OLS、FE、RE分别表示混合回归、固定效应回归和随机效应回归；(2)括号内为标准差，使用聚类变量的聚类稳健标准误，检验中报告的是p值，***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

此外，在1%的显著水平上，实物投资、政府财政支出对区域经济增长都具有正向效应。从表1中可以看到，在其他条件不变的情况下，若总固定资产投资占GDP的比例提高1%，经济增长将上升2.2252%。因此，有效地促进地方实体经济的发展，将有利于刺激地方整体经济增长。从政府支出的影响看出，尽管中国金融业对外全面开放、资本和金融账户扩大开放，但是目前中国还是以政府主导型的金融发展模式为主，政府在促进经济增长中的调节效用显著。

五、结论与政策建议

实证结果表明，中国的区域金融开放有利于促进区域经济增长。因此，我们应该继续坚持中国的开放战略，在金融业全面对外开放的背景下，谨慎有序地深化资本账户的开放，促使资本流入和流出管制朝均衡的方向发展。根据国内经济发展的实际情况，不管是金融业开放还是资本与金融账户的开放，中国都应该继续坚持渐进式的发展策略，稳步推进。因为当前我国金融体系总体发展还不均衡，所以在条件许可的行业和部门可以适当地加快开放步伐，有效地运用金融开放来提升投资数量和投资效率，通过全球化市场获得更多的投资机会，提升国内自主投资水平；通过金融开放引进积极的竞争机制，给国内经济发展带来前沿的金融技术和先进的管理经验，刺激国内相关行业金融技术的提高；同时，促进资本的积累，增强分散风险的能力进而提高整体经济运行效率，以期实现通过对外开放进一步促进中国金融发展和经济转型的目标。

首先，各地区要在正确处理金融开放与区域经济发展关系的基础上制定相适应的金融开放政策；其次，在目前的开放进程中，我国一味强调外资引入的总量而未确切获到技术创新上的进步，因此中国未来的重点应该从片面追求外资绝对值到以提高外资使用效率和质量的目标上来，需要按照资本流向的新形势调整资本流动政策，加强先进技术的引进及应用，提高产业创新能力；另外，目前实施的仅以外资技术溢出手段为主的策略，未反应出金融业开放与资本账户开放两方面的关系，一定程度上抑制了国内金融市场的进一步壮大；最后，金融全球化不断纵深发展的今天，完善金融风险的管理机制，促使开放背景下一国风险最小化、收益最大化的实现才是各国重点关心的问题。因此，我们还要转变监管理念，建立金融开放相关的监测与预警机制，制定针对性的监管计划，为金融开放背景下经济健康稳步发展提供更多的保障。