金融一体化与经济增长的中国实证研究

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本文结合金融一体化研究最新进展与我国实际情况，从跨境资本流动视角建立起衡量我国金融一体化程度的流量和存量指标。在此基础上，通过新古典经济增长模型实证分析了以存量指标衡量的金融一体化对我国经济增长的效应，认为金融一体化对我国经济增长具有一定促进作用。但进一步脉冲响应分析表明，金融一体化对我国宏观经济影响体现出投资拉动型的粗放增长模式。

　一、文献回顾
　　
　　（一）金融一体化衡量方法
　　
　　从现有文献来看，金融一体化测量方法较多且不一致。具体而言可从两个层面衡量：微观测度与宏观测度。金融一体化的微观测度是指具体金融市场的一体化程度，它反映了各国金融市场之间产品价格趋同程度，包括股票市场、债券市场、外汇市场和金融衍生产品市场等。衡量金融市场一体化的方法具体又包括价格法、Feldstein-Horioka法、欧拉方程法和动态计量方法详见《国际金融研究》\"金融市场一体化衡量方法及评价\"一文，2004年第6期，P28-33。金融一体化的宏观测度主要指跨境资本流动的制度安排和真实资本流动现状或是反映一国资本项目开放程度。下面简要概述金融一体化宏观衡量方法。
　　最早从跨境资本流动角度衡量金融一体化水平的是《IMF汇率制度与限制年度报告》（AREAER），该报告列出从1966年至1995年间各国货币当局是否对资本流动存在法规限制，并采用虚拟变量方式应用到以后的实证研究中。由于虚拟变量无法准确反映各国资本管制程度的差异，一个标准的改进是通过AREAER构建一个变量反映资本流动无约束年份占总样本年份的比例，即份额测度（Share）。但改进之后面临的问题是不能反映实施或取消资本控制的具体年份，也不能反映货币当局政策的反复变更。
　　Quinn（1997）在IMF方法的基础上对资本项目收入与支出分别给定分值来反映资本项目控制强调（即Quinn方法）。通过特定计分原则当完全被禁止时，分值为\"0\"；当存在数量或法规的限制时，分值为0.5：当交易被征收高税时，分值为1；当交易税有所降低时，分值为1.5；而交易无限制时，分值为2。将两类分值加总后，金融一体化程度最后的分值是0和4之间。Quinn在研究中计算出OECD（1950-1977）和部分发展中国家（1958，1973和1988）资本项目自由化过程中金融一体化总体趋势。但该指标隐藏了同一期间不同类型国家的显著差异性。因此，在Quinn增长回归中使用了金融一体化指标的增量（AQuinn）。Klien和Olivei（1999）在Quinn方法的基础上构建了11个分类项目，更详细地反映OECD国家金融一体化程度。Montiel和Reinhart（1999）基于15个新兴市场国家年度数据构建资本控制强度来反映金融一体化程度的指标（MR方法），将对资本项目控制强度分为无限制、轻度和严格限制三个层次，从而勾勒出不同国家金融一体化水平。此外，一些学者基于上述类似方法构建了对股票市场一体化测度的方法这些学者包括Levine和Zervos（1998），Henry（2000），Bekaert、Harvcy和Lundblad（2001），Edison和Warhock（2003），Warnock（2004）等。。上述方法一个共同的特点是从资本流动的法规性限制角度建立衡量指标，这些方法实质是从定性角度获得衡量金融一体化程度的数量尺度，优点是能直接反映一国资本控制程度，缺陷是不能准确反映资本控制的效率和程度，并带有一定主观性。
　　为了解决上述问题，不少学者从资本实际流动角度来衡量金融一体化水平。如Kraay（1998）使用实际资本流入和流出量与GDP比值来衡量金融一体化水平；Lane和Milesi-Ferretti（2001）使用累积的证券和直接投资存量与GDP比例来衡量不同年度的金融一体化水平。此类方法将上述比值作为金融一体化信号，比值越高，金融一体化程度越高。由于可能存在较多因素影响到资本流，所以上述比值不能完全代表一国金融一体化程度。但与第一类方法相比，其优点是适用范围较大且不受主观影响，特别是适合分析单独衡量一个国家金融一体化程度。在分析我国金融一体化水平时，我们采用此方法来测量。
　　
　　（二）金融一体化与经济增长关系
　　
　　无论是从新古典增长理论，还是从效率市场和完全市场理论视角来看，金融一体化能通过多种渠道促进一国经济增长。从新古典主义经济增长理论出发，资本是一国经济增长基本生产要素，资本的缺乏将约束一国经济增长的速度。而金融一体化能有效地解决全球资金需求与供给的地理差异，进而促进各国经济增长。Fischer（1998）认为伴随着金融一体化的资本自由流动，国际闲置资金流入到资金贫乏的国家或地区，提高了资本的全球配置效率，从而推动经济增长和福利水平提高。金融一体化除了通过直接资本流动促进经济增长外，随着股票市场国际化与一体化的推进，金融一体化极大地促进国际证券资本流动，从而提高一国股市流动性和资本配置效率。Prasad、Rogoff和Shang－Jin Wei（2004）认为北南资金流动有效地解决了一些国家发展的资金瓶颈，增加其国内储备和投资。这不仅为闲置资本提供了较高的资本回报率，而且降低了吸收资金国家的无风险利率，从而达到双赢福利状况。
　　金融一体化能有效促进国际风险分担和降低企业融资成本。在收入和消费波动较大的国家，金融一体化能通过国际风险分担来增加国民福利，减少消费、产出的波动，其原因是一个国家能通过多元化来消除与国内消费波动相关的具体国家风险。van Wincoop（1996，1999）通过对OECD国家基于金融一体化风险分担的增益为1.1%至3.5%之间。Obstfeld（1995）发现在发展中国家通过金融一体化能有效地消除消费波动，其福利增益在0.54%至5.31%之间。金融一体化除平滑消费波动而对一国经济增长产生正向效用外，众多学者还分析了基于股票市场一体化的国际风险分担及对企业融资成本的增益。Martin和Rey（2000）认为股票市场一体化能起到风险共享，降低融资成本，消除投资障碍，降低交易成本（如换汇成本）和信息成本。金融一体化能通过国外直接投资对东道国产生正向的\"溢出\"效应。外国直接投资能提高东道国的技术水平与管理能力，进而推动该国经济更快增长（Borensztein，De Gregoria和Lee（1998）；Grossman和Helpman（1991））。随着一国经济整体水平的提高，专业化水平也随之提高。专业化有利于提高生产率从而促进经济增长。但专业化所带来的单一产品结构意味着其产出受消费波动的影响增大，企业将承担更大的市场风险。金融一体化程度的提高有助于企业分散集中的风险，减少一国经济波动。Kalemi（2001）等分析了发达国家之间金融一体化能有效地分散专业化所带来的风险。此外，随着国际金融一体化程度的提高，国外金融机构的进入亦能产生众多益处。国内金融发展能促进经济增长，而外国金融机构的进入能促进国内金融发展，为国内提供流动性和降低资本成本，从而刺激投资和促进该国经济增长。Mishkin（2005）认为金融发展是经济增长的关键因素，而金融全球化能促进国内金融发展，进而促进一国经济增长。外国金融机构的进入不仅直接促进一国经济增长，而且能间接地促进经济增长。如通过提高金融行业竞争程度促进本国银行改善金融服务能力和提高其资金效率（包括学习外国银行管理经验和引入先进技术，levine，1996；Goldberg，2004）；有助于提高一国充分利用国际金融市场的能力；有效地改善国内银行的监管水平与能力（Mishkin，2003）；促进一国制度优化和金融市场效率的提高，缓解国内金融抑制而促进一国经济增长（Rajan and Zingales，2003）。
　　从理论分析来看，金融一体化能改善经济外部环境和调整内部经济效率而促进该国经济的更快发展。但是，经济现实并非完全如此。一些国家（特别是发展中国家）并没有实现上述潜在的益处。相反，很多国家在金融自由化过程中伴随着国内经济剧烈波动。Razin和Rose（1994）分析了138个国家从1950-1988年间金融一体化对产出、消费、投资波动的影响，认为金融一体化程度与宏观经济变量之间不存在显著的相关性。Mendoza（1994）使用随机动态周期模型发现产出与消费的数量变化对金融一体化程度具有较小的反应。Baxter和Crucini（1995）发现随着金融一体化程度提高，消费波动减少而产出波动增加。Gavin和Hausmann（1996）研究了1970-1992年发展中国家产出波动的来源，认为外国资本流入与产出波动之间存在正相关的关系。因此，从理论与实证研究的结论来看，并不存在一致性结论。
　　
　　二、中国金融一体化程度的测量
　　
　　分析金融一体化对我国经济增长效应的关键是如何测量金融一体化水平。从我国现实情况来看，若从跨国资本流动的法规限制角度测量金融一体化进程，将无法分析金融一体化与经济增长的动态过程。因为在相当一段时期内，我国对国际资本流动的法规性限制并没有差异。即使发生较小的法规修改，其测量的可操作性仍是较低。相反，以实际资本流量衡量我国金融一体化水平，既具可操作性，又能反映我国资本项目渐进改革进程。我们选择的衡量指标包括以下几个：
　　1.资本总流量。该指标反映流入流出资本量与GDP比例。Kraay（1998）使用该指标来测度一国资本项目的开放程度。由于资本项目开放程度对资本流量具有较大影响，故此指标可用来反映一国金融一体化水平。该指标从总体上反映一国金融一体化水平，但不能分别反映资本流入和流出占GDP的比重，所以还必须包括其他指标才能全面反映一国金融一体化水平。在分析中，流入和流出资本量用FDI与证券投资之和来反映在本文分析中，若无具体说明，我们均用FDI与证券投资之和来表示跨境流动的资本水平。Edison，Levine（2002）在分析国际金融一体化与经济增长时，采用此方法测度各国的金融一体化水平。本文采取类似方法衡量我国金融一体化水平。用公式表示为：fi1=（OFCt+IFCt）/GDPt，其中，OFCt表示第t年本国资本流出量，IFCt表示第t年外国资本流入量，GDPt表示第t年国内生产总值。
　　2.外国资本流入量。该指标等于各期流入的外国资本量占GDP比重。与资本总流量指标不同，该指标没有包括本国资本流出量。由于相对于本国流出资本而言，外国资本流入对发展中国家经济增长具有重要意义，所以为了反映外国资本流入对我国经济增长的重要作用，以此指标反映我国金融开放度。用公式表示为：fi2=IFCt/GDPt。
　　3.资本总存量。上述两项指标均是从流量角度反映我国金融开放程度，但仅仅从资本流量角度反映金融一体化程度是不够的，一项更直接的指标是外国资产和负债总量占GDP的比重。该指标等于流出资本存量与流入资本存量之和占GDP比重来反映金融一体化水平。用公式表示为：fi3=（TOFCt+TIFCt）/GDPt。其中TOFCt表示从样本开始到第t期本国资本流出的总额，TIFCt表示从样本开始到第t期外国资本流入的总额。
　　4.外国资本流入存量。同样地，为了单独反映外国资本流入存量对我国经济增长效应，用累积的外国资本流入总量与GDP比重反映金融一体化水平。即用一国对外长期负债占GDP比重表示一国利用国外资本的程度，进而反映金融一体化水平。用公式表示为：fi4=TIFCt/GDPt。我们将其发展趋势表示如　　
　　从上面四个指标结果来看，金融一体化存量指标比流量指标与经济增长相关度更高，且稳定性更高，这与Prasad、Rogoff和Shang-Jin Wei（2004）的观点一致，即资本存量比资本流量更能反映一国金融一体化的实际水平。故后面的分析中，本文采用存量来衡量我国金融一体化程度。
　　
　　三、金融一体化与中国经济增长的实证分析
　　
　　（一）模型
　　
　　考虑到一个标准的经济增长模型，国民产出（Y）的增长依赖于物质资本（K）、劳动力（L）及全要素生产率（A）。这样，得到C-D生产函数：
　　Yt=ALatKβt（1）
　　对式（1）两边取自然对数可得：
　　Ln（Yt）=A+αLn（Lt）+βLn（Kt）+εt（2）
　　该模型将增长的源泉分为两类，一是生产要素的投入；二是生产效率。金融一体化对经济增长的促进作用体现在两个方面，一是弥补国内投资资金不足的缺口；二是改善国内宏观经济政策质量，引进先进技术和管理，改善国内金融服务与效率等，通过影响要素使用效率而最终影响经济增长。从我国现实情况来看，从20世纪80年代初期到90年代初期，国内储蓄水平与投资水平大体相当，而从1995年开始，国内储蓄开始高于国内投资。但即使在国内资金剩余的情况下，外国资本还是快速流入国内。因此，我国吸收外国资本主要目的是提高国内技术与管理水平，改善国内宏观环境，即金融一体化对国内经济增长的效应主要体现在后者。为此，将国内全要素生产率的变化来源分为两部分：金融一体化和其他因素。并假定金融一体化对生产效率具有指数形式的作用包群、许和连等（2003）研究我国贸易开放度与我国增长的关系时使用此方法，本文参照处理。详见《世界经济》2003年第2期，P10-18。。表示为：
　　At=Befit（3）
　　其中：efi示表示金融一体化对全要素生产率具有指数形式作用
　　fi表示金融一体化水平（存量指标）
　　B表示其他因素对全要素生产率的作用
　　将（3）式代入（1）式，并对两边取自然对数可得本文估计的基本方程：
　　Ln（Yt）=B十αLn（Lt）+βLn（Kt）+fit+εt（4）
　　
　　（二）数据来源及方法
　　
　　本文所用数据全部为年度数据，GDP、资本形成及就业人数（万）数据来源于《中国统计年鉴》各相关年份；其他项目数据来源于国际金融统计数据库（International Financial Statistics），计量中均按各年有效汇率换算成人民币。在实证分析中，我们使用OLS方法进行回归。
　　
　　（三）回归分析
　　
　　在方程（4）基础上进行回归，回归结果表明：第一，资本形成、劳动力与以存量指标衡量的金融一体化对我国经济增长均具有正向的影响，且具有统计学上意义上的显著性。这表明实证结论支持经济理论的解释，也符合我们的预期。第二，资本形成对我国经济增长影响相对较大，这说明我国经济增长具有投资拉动的总体性特征。第三，劳动力投入对我国经济增长作用也比较明显。这说明经济发展进程中劳动密集型产业对我国经济增长效应较大。这既在一定程度上缓解国内就业紧张，也有助于在国际贸易中获取比较优势的益处。但同时也引起了我国对外经济关系失衡与国际冲突。第四，金融一体化两个存量指标对经济增长的作用需进一步分析。以存量指标为变量进行的回归结果说明，通过吸引外国资本流入能显著地促进我国经济增长。同时，金融一体化对经济增长促进效应需谨慎分析。从数量上看，fi3和fi4对经济增长效应分别约为0.25%和0.34%，由于我们使用衡量金融一体化水平是与GDP的比值，在GDP总规模较大的情况下，跨境资本流必须发生较大的变化才能引起金融一体化指标发生变化。
　　
　　四、动态分析：金融开放的动态冲击效应
　　
　　为了反映经济增长与金融一体化之间的动态影响，下面将建立自量自回归模型（VAR）考察我国经济增长对金融一体化的动态响应。具有ρ阶滞后期的VAR模型的基本形式为：
　　yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+AρYt-ρ+εt（6）
　　其中yt为m维内生变量，A1、A2、…Aρ为待估参数矩阵，εt为扰动项且服从白噪声向量形式。由于我们主要目的是分析经济增长（LnY）对金融一体化够（fi3、fi4）动态扰动的反应，所以需推导出脉冲响应函数。假定yt满足协方差平稳条件，由（6）式可得VAR的向量移动平均MA（∞）方程：
　　yt=μ+εt+φ1εt-1+φ2εt-2+…（7）
　　上式中矩阵φs的第i行、第j列元素δyi，t+s/δεjt作为s的一个脉冲响应函数。它描述了yt，t+s在时期t的其他变量和早期变量不变时对yj，t的反应。在此，我们感兴趣是金融一体化变量一个标准差扰动对经济增长的动态影响。即：
　　?δyt+s/δεtfi3和δyt/δεtfi4
　　通过Eviews软件脉冲反应功能可得到脉冲响应的动态过程
　国民产出对金融一体化两个指标的扰动均表现出相似的动态反应过程。在五期以内，金融一体化对我国经济增长具有较小的正向作用且在三期以后呈现降低的趋势，并在第五期以后逆转为负面效应。这说明在现有的资本跨境的制度安排框架下，金融开放对我国经济增长具有阶段性效应。对此动态过程合理的解释是：首先，从金融开放的进程来看，由于我国对金融自由化持较为谨慎的姿态，对资本项目开放采取渐近方式，故跨境资本总量与GDP比值比较低。从数据上看，1982-2003年期间外国资本流入占GDP比例在10%以下，2004年虽然提高到15%，但本文分析对象是1982-2004年的整个区间。因此，整个样本期间来看，跨境资本总量在我国经济总量中所占比例仍然不高，其对整个宏观经济波动的影响有限。其次，从结构上看，我国对跨境资本流动采取有选择的政策，外国资本主要以FDI形式流入。在这样一种外国资本流入结构约束下，其对我国经济增长的作用仍然属于投资拉动型。投资拉动型增长模式受投资水平的影响比较显著。当投资水平稳定时，前期投资对经济增长的拉动效应呈下降趋势。当其他条件不变时，外部投资减少，其对我国经济增长效应也将呈现负面效应。最后，我国对外国资本需求呈阶段性变化的特点影响到其对我国经济增长的作用。从我国对外部资金需求来看，在改革开放初期，我国引入外国设备和技术急需大量外汇，而国内企业出口创汇能力较弱。在这一背景下，引入外国直接投资对实现进口替代战略具有重大意义。但随着我国经济实力的增强和出口导向战略的有效实施，外汇储备剧增带来货币供给扩张和居民强烈的储蓄倾向等因素，从20世纪90年代初开始，国内资金出现过剩的势头。在国内储蓄和投资关系出现逆转时，外部资本流入进一步降低国内资金成本，资本边际效率下降，其对我国经济增长贡献呈下降趋势并出现负相关现象。这也进一步说明我国金融开放度增大并没有内在深化为提高我国经济增长的效率，而仍然是停留在投入增长型的低层次模式上。
　　
　　五、结论
　　
　　首先，本文从跨境资本流的视角建立起衡量我国金融一体化程度的流量和存量指标。从样本期间1982-2004年来看，我国金融一体化水平逐年提高，反映出我国金融对外开放的渐进进程。具体来看，存量指标更能反映出一国对外金融开放的程度。
　　其次，实证结果显示，以存量指标衡量的金融一体化在一定程度上促进我国经济增长。结合资本与劳动力投入因素，认为我国经济属于要素投入型的粗放增长。其中资本要素对经济增长的贡献最大，劳动力要素次之，而用两种指标衡量的金融一体化对经济增长促进效应的幅度存在差异。这反映出现阶段金融开放对我国经济增长的正向效应仍然有限。
　　最后，我国经济增长对金融一体化扰动的VAR脉冲响应分析发现，从跨境资本流角度衡量的金融一体化对我国经济增长的影响仍然表现为投资拉动式效应，而没有内在地深化为提高我国经济增长效率。这凸显出我国对外金融开放的结构性及方向性问题。