黃媚

[提要] 在經(jīng)濟(jì)全球化背景下，全面促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長、實(shí)現(xiàn)金融開放與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)穩(wěn)定發(fā)展已成為更加值得關(guān)注的話題。本文運(yùn)用VAR模型，研究2002～2016年我國金融開放與經(jīng)濟(jì)增長之間的雙向作用機(jī)理。研究結(jié)果表明：我國金融開放序列與經(jīng)濟(jì)增長水平序列通過協(xié)整檢驗(yàn)，兩者之間存在長期均衡關(guān)系;在兩者動(dòng)態(tài)作用機(jī)制研究過程中，發(fā)現(xiàn)金融開放程度與經(jīng)濟(jì)增長水平之間相互作用效果存在明顯差異，金融開放與經(jīng)濟(jì)增長相互之間具有正向影響，但金融開放程度變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長水平的影響較為強(qiáng)烈。在此基礎(chǔ)上結(jié)合我國實(shí)際情況，對(duì)如何加強(qiáng)金融開放、促進(jìn)金融開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長效果提出相應(yīng)的政策建議。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)全球化;金融開放;經(jīng)濟(jì)增長;VAR模型

中圖分類號(hào)：F83 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收錄日期：2019年9月30日

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化步伐的逐步推進(jìn)，整個(gè)世界融合為一個(gè)大市場(chǎng)，各國之間經(jīng)濟(jì)往來的交織使得整個(gè)國際經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境日益復(fù)雜，同時(shí)也帶來新的發(fā)展機(jī)遇與活力。一直以來，我國積極響應(yīng)世界開放發(fā)展潮流，將金融開放作為金融研究的重要領(lǐng)域，堅(jiān)持革開放已40年，尤其是在“一帶一路”實(shí)施的背景下，金融開放進(jìn)程不斷深化。對(duì)金融開放與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究，一直以來各國學(xué)者在這個(gè)問題上各有所見，但是被廣泛接受的是，金融開放有利有弊，它可以促進(jìn)一國經(jīng)濟(jì)增長，也可能帶來宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，具體影響因各國的實(shí)際情況而不同。本文系統(tǒng)基于我國金融開放與經(jīng)濟(jì)增長實(shí)際情況，通過對(duì)經(jīng)濟(jì)全球化大背景下測(cè)度金融開放程度，探索一體化經(jīng)濟(jì)下金融開放與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)系，在歸納分析的基礎(chǔ)上，為認(rèn)識(shí)到金融開放的重要性、加強(qiáng)金融開放程度、促進(jìn)金融開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響提出政策建議，對(duì)維護(hù)我國金融有序開放、保持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定健康發(fā)展有著重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義，

二、模型選擇與變量選取

（一）模型的構(gòu)建與選擇

1、模型的選擇。本文主要研究金融開放與經(jīng)濟(jì)增長二者之間的相互影響，這種影響可能是雙向的：從宏觀機(jī)制來看，金融開放在動(dòng)員儲(chǔ)蓄、管理風(fēng)險(xiǎn)、便利交易等方面的積極作用有助于經(jīng)濟(jì)增長;從微觀機(jī)制來看，金融開放為企業(yè)提供更好的服務(wù)以及合理的信貸資源配置，能促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)研發(fā)，從而推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)以及經(jīng)濟(jì)增長，不管是向外還是向內(nèi)，金融開放都對(duì)我國金融改革、金融市場(chǎng)有著深遠(yuǎn)作用;另一方面經(jīng)濟(jì)增長引致的良好發(fā)展前景及預(yù)期會(huì)促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入和技術(shù)進(jìn)步;同樣，經(jīng)濟(jì)增長能夠?yàn)榻鹑谑袌?chǎng)和金融機(jī)構(gòu)的發(fā)展構(gòu)筑寬松的環(huán)境，并使其交易規(guī)模不斷擴(kuò)大?；诖?，本文試圖從長期均衡關(guān)系與動(dòng)態(tài)作用關(guān)系兩方面研究金融開放與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性，而向量自回歸（VAR）模型的引入正是同時(shí)解決這兩方面問題的最為合適的方法。

2、VAR模型的構(gòu)建。向量自回歸（VAR）模型是由多元時(shí)間序列變量組成的，是向量自回歸移動(dòng)平均模型的簡(jiǎn)化。向量自回歸是指系統(tǒng)內(nèi)每個(gè)方程都包含有相同的內(nèi)生變量的滯后期。本文運(yùn)用VAR模型對(duì)經(jīng)濟(jì)增長與金融開放度進(jìn)行實(shí)證分析，VAR模型可以表述如下：

其中，yt為內(nèi)生當(dāng)期變量列向量;？琢t為外生變量;？滋t為誤差向量;？琢1、？琢2、？琢3…？琢p、？茁為待估系數(shù)矩陣;P為模型滯后階數(shù)。

（二）變量的選取與數(shù)據(jù)來源

1、金融開放水平的度量。金融開放包括“引進(jìn)來”與“走出去”的雙向開放，本文在構(gòu)建廣西金融開放度的同時(shí)考慮資本流入與資本流出，在借鑒陶雄華和謝壽瓊（2017）構(gòu)建的中國金融開放指數(shù)上，本文構(gòu)建金融開放指數(shù)如下：

？琢1+？琢2+？琢3=1

式中，F(xiàn)D為金融開放度，F(xiàn)DI為外商直接投資存量;OFDI為對(duì)外直接投資存量;FDL為金融機(jī)構(gòu)國外資產(chǎn)負(fù)債總額，TDL為金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)負(fù)債總額，兩者的比值為外資金融資產(chǎn)與總?cè)谫Y資產(chǎn)之比，代表貨幣市場(chǎng)開放程度，其中

2、其他數(shù)據(jù)指標(biāo)的選取與數(shù)據(jù)來源。本文選取我國相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的年度數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為2002～2016年。因變量選取我國國內(nèi)產(chǎn)總值（GDP）作為經(jīng)濟(jì)增長衡量指標(biāo)，代表我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度，具體數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局。核心控制變量為金融開放度FO，主要是涉及數(shù)據(jù)來源國家統(tǒng)計(jì)年鑒、對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)——ADF檢驗(yàn)。由于時(shí)間序列大多存在非平穩(wěn)的現(xiàn)象，簡(jiǎn)單的回歸可能產(chǎn)生“虛假回歸”的現(xiàn)象，因此需要對(duì)時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采取ADF檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。（表1）

從ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，lngdp和lnfo的ADF單位根的檢驗(yàn)值在10%的顯著性水平下都不能通過，說明2002～2016年的經(jīng)濟(jì)增長（lgdp）序列、金融開放序列（lfo）該時(shí)間序列與通貨膨脹序列都是非平穩(wěn)的;進(jìn)一步對(duì)序列進(jìn)行差分處理，經(jīng)過差分后再檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示，lngdpd的一階差分序列的單位根檢測(cè)值在10%水平下是平穩(wěn)的，lnfo與lncpi的一階差分序列檢驗(yàn)值則在1%的水平下平穩(wěn)，變量均為I（1）序列，同時(shí)二者均為同階，那么該序列也可以進(jìn)行協(xié)整。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

1、滯后階數(shù)的確定。VAR模型的關(guān)鍵是選擇系統(tǒng)內(nèi)解釋變量滯后期的長度，而且協(xié)整分析的結(jié)果對(duì)滯后期長度的選擇也很敏感，不當(dāng)?shù)臏笃?，很可能?dǎo)致“虛協(xié)整”。如果滯后期太小，誤差項(xiàng)的自相關(guān)會(huì)很嚴(yán)重，并導(dǎo)致參數(shù)的非一致性估計(jì);但是滯后期又不能過大，過大會(huì)導(dǎo)致自由度減小，直接影響模型參數(shù)估計(jì)量的有效性，要確定最優(yōu)的自回歸階數(shù)，通用的方法包括LR統(tǒng)計(jì)量（似然比檢驗(yàn)）、FPE（最終預(yù)測(cè)誤差）、AIC信息準(zhǔn)則、SC信息準(zhǔn)則、HQ（Hannan-Quinn）信息準(zhǔn)則5個(gè)常用指標(biāo)來進(jìn)行選擇，利用stata13對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)得出，所有的準(zhǔn)則都選擇滯后期的最優(yōu)值為4。

2、協(xié)整個(gè)數(shù)的確定。用Johansen檢驗(yàn)對(duì)協(xié)整個(gè)數(shù)分別為0、1的兩個(gè)層面上檢驗(yàn)，根據(jù)最大統(tǒng)計(jì)量max-lambda，在5%的顯著性水平下，在VAR模型中，因?yàn)?7.260061>14.07，否定原假設(shè)H0：不存在協(xié)整關(guān)系，因此存在協(xié)整關(guān)系。0.00158015<3.76，接受有至多1個(gè)協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。根據(jù)trace統(tǒng)計(jì)量，因?yàn)?7.261641>15.41，否定不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，而 0.00158015<3.76，接受有1個(gè)協(xié)整個(gè)數(shù)的原假設(shè)。因此，變量之間存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。（表2）

3、長期均衡關(guān)系檢驗(yàn)?；谏鲜龇治隹芍兞啃蛄薪?jīng)濟(jì)增長、金融開放與通貨膨脹在5%的水平上存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，利用stata13檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系，得到協(xié)整方程為：

Lngdp=1.20lnfo+15.76

在長期關(guān)系中，經(jīng)濟(jì)增長與金融開放脹存在穩(wěn)定關(guān)系，且金融開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長存在正向影響，開放程度每上升1個(gè)百分點(diǎn)，人均GDP將上升1.20個(gè)百分點(diǎn)，說明金融開放與通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響是十分顯著的。從改革開放初期到21世紀(jì)，我國從開始打開國門對(duì)外開放到現(xiàn)在積極對(duì)外發(fā)展，實(shí)行“走出去”倡議，我國的金融開放程度是在一步步的提高，結(jié)合我國的經(jīng)濟(jì)飛躍的發(fā)展，不管是從總體規(guī)模的擴(kuò)大還是從外資金融機(jī)構(gòu)規(guī)模的擴(kuò)大，均能顯示金融開放程度的提高能夠顯著地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

（三）模型的脈沖響應(yīng)。上述展開的協(xié)整分析只進(jìn)行金融開放與經(jīng)濟(jì)增長的長期關(guān)系的研究，為了進(jìn)一步研究金融開放度與經(jīng)濟(jì)增長之間的動(dòng)態(tài)作用機(jī)制，可以運(yùn)用另外一種分析工具——脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。它可以反映來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，刻畫內(nèi)生變量對(duì)隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的動(dòng)態(tài)反應(yīng)，顯示隨機(jī)變量的隨機(jī)擾動(dòng)如何通過模型影響其他變量，并反饋到自身的動(dòng)態(tài)過程。本文采用廣義脈沖方法，定義10期追蹤期與正的單位沖擊值，縱軸表示變量增長率的變化，橫軸表示沖擊作用滯后期間數(shù)（單位：年），采用stata13得到結(jié)果如圖1所示，其中圖1（a）、（b）代表了金融開放水平對(duì)自身以及經(jīng)濟(jì)增長的沖擊的反應(yīng)，圖1（c）、（d）代表經(jīng)濟(jì)增長對(duì)金融開放度及自身的沖擊的反應(yīng)。（圖1）

如圖1所示，金融開放度對(duì)自身在不同期數(shù)的沖擊反應(yīng)不同，第1期負(fù)向反應(yīng)充分，第2、3期負(fù)向響應(yīng)力度依然強(qiáng)勁，第4、5期為負(fù)不斷減弱并有穩(wěn)定趨勢(shì)（圖a）;而金融開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)較不一樣的反應(yīng)，從期初開始，正向反應(yīng)持續(xù)加大，并在第三期達(dá)到峰值，沖擊幅度較大，從第4期開始變?yōu)槠骄彛颈３址€(wěn)定（圖b）;經(jīng)濟(jì)增長對(duì)自身沖擊產(chǎn)生了持續(xù)的正向反應(yīng)，且反應(yīng)程度基本保持穩(wěn)定（圖c）;相較于金融開放正的單位沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長幅度較大、持續(xù)為正的影響力，經(jīng)濟(jì)增長變化對(duì)金融開放程度正向影響則較小，具體表現(xiàn)為：期初產(chǎn)生波動(dòng)較小的正向反應(yīng)，并在第3期達(dá)到峰值，在第4期開始回落，在第5期逐漸平緩，總體上為上升趨勢(shì)（圖d）。圖1的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果表明：（1）金融開放對(duì)自身影響為負(fù)，表明隨著外商直接流入、對(duì)外直接投資等規(guī)模的擴(kuò)大，資本流動(dòng)擴(kuò)大帶來的負(fù)面效果也逐步顯現(xiàn)。資本作為一種特殊的重要資源，并不是越多越好，不能一味求多求快，而是更應(yīng)該重視其質(zhì)量與結(jié)構(gòu)，與國內(nèi)需求相匹配，合理控制逐步調(diào)配。（2）金融開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響為正，且金融開放程度的提高對(duì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效果明顯，表明更自由的資本流動(dòng)、更開放的金融市場(chǎng)與更多樣的投資渠道，有利于一國獲得所需資金，進(jìn)行多樣化投資分散風(fēng)險(xiǎn)，也有利于形成較低利率刺激投資和提高經(jīng)濟(jì)增長。（3）從中長期來看，隨著經(jīng)濟(jì)增長的加快，GDP增長對(duì)金融開放度也有明顯效果，相應(yīng)的資本在國際市場(chǎng)的流動(dòng)將加快，但在幾年后資本流動(dòng)水平將回落，預(yù)測(cè)是投機(jī)活動(dòng)的盛行加大國際市場(chǎng)投資風(fēng)險(xiǎn)，資本流動(dòng)有一定的回落。

四、政策建議

利用我國2002～2016年經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，綜合分析金融開放與經(jīng)濟(jì)增長之間的相互關(guān)系與影響效果，得出以下結(jié)論：（一）金融開放序列與經(jīng)濟(jì)增長序列存在協(xié)整關(guān)系，在長期來看，金融開放對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長的影響顯著;（二）VAR模型表明金融開放變量與經(jīng)濟(jì)增長水平變量之間存在緊密的結(jié)構(gòu)依存關(guān)系;（三）從脈沖響應(yīng)動(dòng)圖的結(jié)果看，金融開放變量與經(jīng)濟(jì)增長水平之間相互作用的效果存在明顯差異。兩者短期作用效果表明，金融開放與經(jīng)濟(jì)增長相互之間具有正向影響，但金融開放程度變化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長水平的影響較為強(qiáng)烈。

上述結(jié)果表明，盡管金融開放度與經(jīng)濟(jì)增長之間存在相互作用關(guān)系，但相互作用的效果存在明顯差異。經(jīng)濟(jì)增長往往伴隨著貨幣市場(chǎng)、債券市場(chǎng)、國際金融市場(chǎng)、股票市場(chǎng)的活躍，無論是“走出去”還是“流進(jìn)來”，都將對(duì)金融開放程度存在正向影響，而金融開放程度的提高能夠推動(dòng)中國資本市場(chǎng)加速融入全球金融體系的主流，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供動(dòng)力，影響程度遠(yuǎn)高于經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展對(duì)于金融開放的帶動(dòng)作用。根本原因在于金融開放可以通過促進(jìn)資本積累和技術(shù)外溢效應(yīng)進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，尤其對(duì)于資本的邊際收益較高且技術(shù)水平較低的發(fā)展中國家而言，這種潛在益處更加明顯;此外，金融開放所帶來的收益與金融機(jī)構(gòu)在制度、管理及宏觀經(jīng)濟(jì)政策的完善更有利于一國的經(jīng)濟(jì)增長和穩(wěn)定。

目前，我國正處于金融改革的全面推進(jìn)時(shí)期，面對(duì)全球化的大機(jī)遇與巨大的市場(chǎng)需求，穩(wěn)步推進(jìn)金融開放正好滿足我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，充分發(fā)揮其促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的應(yīng)有作用。但現(xiàn)今我國的金融市場(chǎng)化程度有待提高，金融體系尚不完善，金融中介體系資源配置效率低下，風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)管制度不健全，金融開放的推進(jìn)還需還需繼續(xù)堅(jiān)持。因此，基于金融開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的重要意義與研究結(jié)論提出以下建議：

首先，一國的政府應(yīng)該在系統(tǒng)全面的考慮國內(nèi)市場(chǎng)需求的前提下，堅(jiān)持金融開放的方向，審時(shí)度勢(shì)、循序漸進(jìn)地拓展金融開放的廣度和深度，為一國的經(jīng)濟(jì)增長注入新的動(dòng)力。

其次，在金融開放的實(shí)踐過程中，要擴(kuò)大金融對(duì)內(nèi)、對(duì)外兩個(gè)方向的開放，利用好境內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)、兩條渠道、兩種資源，從而提高金融配置資源能力、投融資效率。但是在發(fā)展金融開放的同時(shí)，還需深刻認(rèn)識(shí)到金融開放可能帶來加劇經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、引發(fā)金融危機(jī)等的負(fù)面效應(yīng)不能盲目地追求金融開放，而要基于國內(nèi)經(jīng)濟(jì)金融實(shí)際情況制定適合金融開放政策，讓金融開放度與國內(nèi)的金融發(fā)展水平相匹配，才能更好發(fā)揮金融開放的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)。同時(shí)，根據(jù)金融開放具有滯后影響效應(yīng)，適時(shí)建立應(yīng)對(duì)金融危機(jī)的應(yīng)急預(yù)警系統(tǒng)，借鑒國外先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，將現(xiàn)有金融監(jiān)管體系與金融科技相結(jié)合，強(qiáng)化金融監(jiān)管的專業(yè)性、準(zhǔn)確性，加強(qiáng)金融市場(chǎng)監(jiān)管力度，把金融開放的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長不良影響降到最低。

最后，條件成熟時(shí)應(yīng)逐步培育和開放各類市場(chǎng)，形成面向國際市場(chǎng)的分層有序、相互補(bǔ)充的金融市場(chǎng)體系，為進(jìn)一步提高金融基礎(chǔ)設(shè)施水平、投融資效率、資源配置效率創(chuàng)造條件。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]陶雄華，謝壽瓊.金融開放、空間溢出與經(jīng)濟(jì)增長——基于中國31省份數(shù)據(jù)的實(shí)證研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2017（5）.

[2]章合杰，葉雯，熊德平.金融開放的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)——基于91個(gè)國家1995-2005年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證[J].上海金融，2015（2）.

[3]貴麗娟，胡乃紅，鄧敏.金融開放會(huì)加大發(fā)展中國家的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)嗎？——基于宏觀金融風(fēng)險(xiǎn)的分析[J].國際金融研究，2015（10）.

[4]鄧永亮.基于VAR模型的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證分析[J].蘭州財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2010.26（1）.