资本账户开放能促进经济增长

前人对资本账户开放能促进经济增长的效应的研究已积累了丰富的成果。这类研究侧重于两个方面：一是不同类型经济体中资本账户开放可促进经济增长的效应差异，包括发达经济体与发展中经济体资本账户开放促进经济增长的效应，以及高收入国家与中低收入国家资本账户开放促进经济增长的效应；二是资本账户开放对经济增长的直接效应或间接效应，其中研究资本账户开放对经济增长的间接效应主要是寻找资本账户开放与经济增长作用机制中的第三个变量，如金融发展、制度、腐败等因素。资本账户开放可以促进一国经济增长的观点已得到多数学者的肯定，但针对单个国家的研究偏少。因此，本节先对资本账户开放的理论模型进行回顾及评述，再分析资本账户开放促进经济增长的作用渠道，然后通过多变量协整检验中国资本账户开放条件下经济增长的效应。

4．1．1　资本账户开放与新古典经济增长模型

4．1．1．1　Solow模型

Solow（1956）提出的新古典经济增长模型为发展中国家资本账户开放对经济影响的分析提供了理论基础。^[1]该模型假设产出是由资本、劳动以及包含技术进步因素的柯布－道格拉斯函数构成的，用公式可以表示为

令s表示每期一国收入中用于储蓄的部分，并假设资本折旧率为δ，劳动力增长率为n，全要素生产率增长率为g。每期储蓄的增加使国家资本存量增加并使资本更加丰富，而资本折旧率、劳动力增长率、全要素生产率增长率的提高则都将使资本存量减少，那么，有效劳动力人均资本量的变化率可以表示如下：

式（4．4）给出了均衡条件下投资的一般表达式。这一表达式对一国在资本账户开放后投资与增长的动态具有重要应用价值。

令r＊表示世界利率，并假设r＊＜r，因为世界其他国家的有效劳动力人均资本比发展中国家更高。同时，假设发展中国家都较小，这意味着它将不能影响世界价格。

在这些假设下，当发展中国家实施金融自由化以后，资本将流入该国，去寻找世界利率与本国利率间的差距。由于模型中不考虑摩擦，这就意味着一国资本利率将会很快地回到资本账户开放之前的稳态水平。图4．1描绘了代表有效劳动力人均资本kstate的垂直虚线右移到k＊state处的情形。在金融自由化后的稳定状态，资本边际产出f′（kstate）等于世界利率r＊加上资本折旧率δ，即

图4．1　新古典经济增长模型

在资本账户开放前的稳定状态下，有效劳动力人均资本kstate是固定的，资本存量K以n＋g的速度增长。在资本账户开放后的稳定状态下，有效劳动力人均资本k＊state仍是固定的，资本存量K仍以n＋g的速度增长。然而，因为k＊state＞kstate，所以在这一过渡期资本存量K的增长速度必定大于n＋g。

资本增长速度的暂时提高可以影响经济增长，因为有效劳动力人均产出增长率是有效劳动力人均资本增长率的增函数。在过渡过程中，当有效劳动力人均资本增长率超过n＋g时，有效劳动力人均产出增长率也会提高。图4．2说明了新古典模型中资本账户开放后，有效劳动力人均产出增长率的时间路径。

图4．2　有效劳动力人均产出增长率的时间路径

Lucas（1990）研究发现，事实与既定的新古典经济增长模型理论不符，即富国的资本并没有流到穷国，这就形成了一个悖论。^[2]学者们对这一悖论的解释主要有两方面原因：一方面，国际资本不流向穷国是因为国际金融市场失灵引起的；另一方面，由于人力资本、自然禀赋、特殊的中间投入等除了资本和劳动之外的第三种因素造成穷国的资本不具有生产性。

4．1．1．2　扩展的新古典经济增长模型

Bender（1996）在新古典经济增长模型的基础之上加入金融深化理论，研究了发展中国家金融自由化及资本账户开放对经济增长的作用。^[3]

该模型假设生产是由资本、劳动以及技术要素的柯布－道格拉斯函数构成的，即

其中，Y为产出，K为资本存量，L为劳动力，A为技术。

故式（4．8）又可以表示为

个人储蓄为

其中，s为储蓄率，t为所得税率。

假设通过金融中介可以将储蓄转化为投资，储蓄—投资的转化率为φ，1－φ为金融中介费用，则

根据dK＝I－δ·K＝φ·s·y（1－t）－δ·K，可得资本存量增长率为

其中，δ为资本折旧率。

有效劳动力人均资本增长率为

资本账户开放后，国际资本可以自由流动，假设国际资本净流入占国民收入的比例为f，则

有效劳动力人均资本增长率为

在金融抑制下，储蓄—投资转化率较低，抑制越严重则φ越小，资本存量与有效劳动力人均资本的增长速度也越慢。相反，金融自由化与资本账户开放可以使φ较高，从而使有效劳动力人均资本与产出的增长速度加快。

4．1．2　资本账户开放促进经济增长的作用渠道

资本账户开放后，可以通过吸收外资效应与金融发展效应来促进一国的经济增长。

4．1．2．1　吸收外资效应

吸引外资效应可以通过“双缺口”模型进行解释。Chenery和Bruno（1962）认为，大多数发展中国家在经济发展阶段都会经历“双缺口”问题。^[4]所谓“双缺口”，是指同时出现储蓄缺口与外汇缺口，即本国的储蓄与外汇不足以满足经济发展的需要。

“双缺口”模型假设本国资本账户实现开放，生产过程中使用的资本从国际市场上获得，Kd、Kf分别表示来自国内与国外的两类资本，资本产出率分别为a和b，则

由于产出会受较少的资本投入的制约，故有

假设国内储蓄为Sd，且Sd＝sd·Y。

假设外资流入占国民收入的比例为Sf，则

在开放经济条件下，经济增长率将受到国内储蓄与外资流入比例的约束，则

经济增长率g可以表示为

式（4．25）即为双缺口模型方程。可以看出，在开放经济条件下，一国的经济增长率受本国储蓄率与外国资本流入比例的影响。因此，资本账户开放后，外资的流入可以促进本国的经济增长。

4．1．2．2　金融发展效应

资本账户开放后，可以通过多方面促进一国的金融发展，进而助推经济增长。首先，资本账户开放后政府对金融部门的管制减少，金融市场的垄断程度降低，竞争压力加大。金融机构为争夺市场需要积极进行金融创新、改善服务质量、提高经营效率，全面提升自身的竞争力，从而使金融行业的整体生产效率提高。其次，资本账户开放后外国的金融机构进入可以发挥示范效应。外国金融机构在经营管理、技术及创新能力等方面都具有优势，进驻本国可以对国内的金融机构造成竞争压力，从而激励国内的金融机构提升自身实力；同时，外国金融机构可以发挥示范效应，给本国金融机构提供学习与参考机会。最后，资本账户开放带来的国际资本流入给本国金融机构带来挑战，同时对金融安全形成冲击，政府有责任也有义务提高本国的金融监管能力，并健全金融市场的监管体制，为本国的金融机构提供安全的运行环境。无论金融垄断的减少还是金融机构效率的提升，以及金融监管制度的完善，都将不同程度地促进本国金融的发展，而金融发展又将进一步促进一国的经济增长。

4．1．3　中国资本账户开放条件下经济增长效应的检验

本节将从不同的视角、采用不同的方法研究资本账户开放与经济增长：首先，基于不同的研究视角，在资本账户开放的背景下研究多种因素对一国经济增长的共同作用；其次，基于不同的研究方法，采用多变量协整模型检验中国经济中的多变量是否存在长期均衡关系。这一研究可以得出能够影响中国经济增长的特定因素，有利于针对性地提出加快中国经济增长的措施与政策。

4．1．3．1　协整理论概述

协整理论是由Engle和Grager Clive于20世纪80年代初提出的。该理论发现，两个或两个以上的非平稳时间序列经过特定的线性组合会变成平稳的时间序列。运用该理论可以揭示经济体中的两个或两个以上的变量之间的长期均衡关系。^[5]

协整理论的运用具有以下三个重要意义：

第一，避免伪回归现象出现。由于经济体中的大多数变量都存在相同的时间趋势，在对这些变量进行回归时，会得出较高的拟合度和显著水平，但回归得出的残差却是一个非平稳的时间序列。这种回归并不能正确地解释变量之间的关系，而仅是数据特征的相似造成的回归假象。如果非平稳的时间序列之间存在协整关系，那么，这种回归才是合理、正确的。

第二，估计量的超一致性。协整模型的估计是建立在非平稳的时间序列之上的，省略了对原始时间序列做差分处理的过程，这样可以保留数据真实的统计特征，从而达到估计量的超一致性。

第三，区分变量之间的长期均衡和短期动态调整关系。协整理论发现，如果变量之间存在长期均衡关系，那么，变量在某一时期内脱离均衡误差后将会进行短期动态调整。

由于所要研究的变量为两个以上，因而采用多变量的协整检验方法可以揭示这些变量之间是否存在一种长期的均衡关系。Johansen（1988，1995）采用最大似然估计法，提出了估计和检验协整关系的第二代方法，运用VEC（vector error correction）模型则可以同时估计和检验多个协整关系。Eviews基于VAR模型实现了Johansen检验。Johansen检验是一项复杂的检验，它涉及滞后阶数的确定、DGP（data generating process）的识别和协整阶数的确定。

（1）滞后阶数的确定。通过在VAR模型下选取最优滞后阶数P，然后将P－1作为协整检验的滞后阶数。在VAR模型中，由于解释变量的最大滞后阶数P太小，可能导致残差存在自相关性和参数估计的非一致性，因而适当加大P值可以消除残差的自相关性。但是，P值也不能过大，否则待估参数过多会严重降低自由度，从而影响参数估计的有效性。确定滞后阶数常用的方法有两种：一种是AIC－SC准则，另一种是似然比统计量LR。AIC－SC准则是在逐渐增加滞后阶数的过程中使AIC值与SC值同时最小。具体地讲，就是分别建立与滞后阶数对应的VAR模型，比较所有VAR模型下的AIC值与SC值，选择使AIC值与SC值同时最小的滞后阶数P。但是，当AIC值与SC值的最小值对应不同的P值时，需要继续采用似然比统计量LR的方法。另外，通过Eviews软件也可直接利用LR、FPE、AIC－SC及HQ准则得出最优滞后阶数。

（2）DGP的识别。DGP的设定不同，Johansen检验得到的协整个数会有所不同，而且协整系数的估计值也会存在很大差别。Johansen将变量的DGP划分为五种情况，依次为无确定性趋势且协整方程无截距、无确定性趋势且协整方程只有截距、有线性趋势但协整方程只有截距、有线性趋势但协整方程有截距和趋势以及有二次趋势但协整方程有截距和线性趋势。但是，要获得正确的协整关系，还需要对真实的DGP进行识别与检验。多数有关协整检验的文章是根据主观经验来判断和选择DGP的，因而这样得出的结果可能是错误的。

（3）协整阶数的确定。协整阶数可以由迹检验或最大特征根检验来确定。

4．1．3．2　变量选取及说明

通过对研究经济增长的相关文献进行梳理，可以将影响经济增长的因素归纳为经济和政治制度、文化、宗教、地理等方面，所采用的变量涉及人均收入、腐败度、官僚水平、法律及秩序、投资、贸易开放度、受教育程度（25岁以上群体）、金融部门流动性、民主、自由屋（freedom house）、黑市升水（black market premium）等。Quinn（2008）对包括上述指标在内的20个影响经济增长率的变量进行了皮尔森检验。结果表明，在190对两两相关的变量中，仅有18对不存在统计意义上的显著性，接近1／3变量的相关系数大于或等于0．5，大多数的系数都大于0．3。^[6]接着，Quinn对这20个变量进行了因子分析（factor analyses）与聚类分析（cluster analyses）。结果显示，这20个变量可以分为五类，即政治制度发展［包括自由屋、民主、受教育程度（25岁以上群体）、腐败度、人均收入、人口增长率及黑市升水等］、社会经济禀赋（socioeconomic endowment）（包括地理纬度、种族分裂、金融部门流动性及投资）、金融改革（包括三种衡量资本账户开放度的指标CAPITAL、FIN－CURRENT及SHARE）、政府制度质量（包括政府质量和法律秩序）和本国与国际风险（包括革命与政变、贸易开放度）。

通过整理国内学者对中国经济增长的研究可以发现，影响中国经济增长率的重要因素有贸易开放度、外商直接投资、金融发展等。

（1）贸易开放度。盘为龙等（2007）以“Krueger－Bhagwati”范式作为理论基础，采用Dollars系数衡量贸易开放度，对1953—2004年中国贸易开放与经济增长之间的关系进行回归分析。结果表明，贸易开放可以提高投资效应，进而促进中国的经济增长。^[7]但是，采用不同的贸易开放度指标会导致不同的结论，在常用的几个指标（包括外贸依存度、实际关税率、黑市交易费用、道拉斯指数）中，外贸依存度最能够反映中国贸易开放与经济增长之间的关系（包群等，2003）。^[8]

（2）外商直接投资。江锦凡（2004）在内生经济增长理论的基础之上加入外商直接投资变量，从理论与实证两方面研究外商直接投资对中国经济增长的影响。研究发现，中国GDP每增长一个百分点，就有19．3%是由外商直接投资贡献的，并且外商直接投资对中国经济增长同时存在资本效应和外溢效应。^[9]陈浪南和陈景煌（2002）的研究同样表明，外商直接投资对中国经济增长率产生了贡献，只是得出其贡献率相对较小。例如，1982—1991年，外商直接投资对中国经济增长的贡献率低于1%，年贡献率低于0．1%；1992—1998年，外商直接投资对中国经济增长的贡献率得到提高，年贡献率在0．4%～0．6%。^[10]

（3）金融发展。健康的金融体系有利于提高储蓄—投资的转化率与生产效率，进而助推经济增长。韩廷春（2001）对1978—1999年中国的金融发展与经济增长的关系进行了实证研究。结果表明，资本市场的发展程度对经济增长的影响显著，但金融发展水平却严重阻碍经济增长，这主要是中国货币政策逆周期操作造成的。在金融发展过程中，应重视金融体系的效率，这样才能使经济增长受益。^[11]

结合国内外对经济增长的研究，本书认为一些学者在研究中国经济增长时忽略了一个重要的变量，即衡量金融改革的指标——资本账户开放度。一国的资本账户开放后可以促进国际资本流动，而资本流动的类型有外商直接投资、证券投资和其他投资三种。因此，中国的外商直接投资仅是资本账户开放带来的部分结果，并且在进入21世纪后外商直接投资比例有所降低，导致其对中国经济增长的贡献率偏低。对于金融发展指标，它常被用来作为在资本账户开放与经济增长作用机制中的第三个变量，故相对外商直接投资与金融发展指标，资本账户开放指标更为合理。中国的资本账户开放是从中国加入世界贸易组织后才真正进入快速发展期的，国内学者对资本账户开放能促进经济增长的效应的研究也相应较晚。其中，姜波克（1999）、张礼卿（2004）为最早研究资本账户开放的学者，他们认为资本账户开放存在风险；^[12]胡祖六，金荦（2001）认为，资本账户开放可能对中国经济产生积极影响；^[13]也有学者提出，资本账户开放需要遵循正确的顺序才能有利于中国经济的发展（管涛，2002）。^[14]在资本账户开放与经济增长关系的研究中，大多数研究为定性研究，而定量研究较少。目前仅有王锦慧和蓝发钦（2007）^[15]、荣晨和董瞾（2014）^[16]对资本账户开放与经济增长的关系进行了实证研究，其分析结果均表明资本账户开放可以对中国经济增长产生促进作用。

综上所述，本书认为影响中国经济增长的主要因素包含资本账户开放与贸易开放，二者可以综合地反映一国的经济开放水平。然而，国内有关经济增长的文献多是研究单一变量与经济增长率之间的关系，鲜有寻找能够与经济增长形成长期均衡关系的多个变量。本书认为，研究资本账户开放、贸易开放与经济增长的长期均衡关系以及短期动态关系才更具有研究意义和现实意义。

基于以上分析，本章以经济增长率、资本账户开放及贸易开放作为协整检验变量，分别用g、caopen及trade表示。caopen以资本流入与资本流出总量占GDP的比例衡量，其数据由作者通过计算所得。trade以贸易依存度衡量，即出口与进口总量占GDP的比例衡量，其数据来源于World Bank。g的数据来源于World Bank，样本区间为1985—2014年。g、caopen及trade三个变量的描述性统计见表4．1。

表4．1　协整变量的描述性统计

续表4．1

注：所有结果均由Eviews　6．0计算得出。

4．1．3．3　平稳性检验

协整检验的前提是确定各变量的单整阶数，这一过程可以通过单位根检验进行验证。在多变量的协整检验中，被解释变量的单整阶数不能高于其他解释变量的单整阶数，当解释变量的单整阶数高于被解释变量时，至少需要有两个解释变量的单整阶数高于被解释变量。

首先，为了消除数据可能存在的异方差现象，对变量g、caopen及trade分别做对数化处理，变为ln g、ln caopen及ln trade。

采用ADF方法依次对ln g、ln caopen及ln trade进行单位根检验，确定三个变量均为非平稳时间序列，继续对其一阶差分变量进行ADF检验，其结果见表4．2。可以看出，ln g～I（1）（取α＝0．01，无常数项），ln caopen～I（1）（取α＝0．01，无常数项），ln trade～I（1）（取α＝0．01，无常数项）。也就是说，所有变量均为一阶单整，符合协整检验的条件。

表4．2　协整变量的ADF检验结果

注：C表示时间序列存在常数项，T表示时间序列存在趋势项，C＝0表示不存在常数项，T＝0表示不存在趋势项，滞后阶数根据SIC自动选择，1%、5%及10%的显著水平分别以“＊”“＊＊”“＊＊＊”表示。所有结果均由Eviews　6．0计算得出。dln g、dln cao pen及dln trade分别为lng、ln caopen及ln trade为一阶差分变量。

4．1．3．4　Johansen协整检验

通过前面的分析可知，Johansen协整检验需要先确定滞后阶数，然后进行DGP识别和协整阶数确定。

首先，通过在VAR模型下选取最优滞后阶数P，然后将P－1作为协整检验的滞后阶数。对于年度数据，通常先将最大滞后阶数选为4，然后对ln g、ln caopen及ln trade建立VAR模型4。表4．3为VAR模型4的滞后阶数选择结果。根据滞后阶数长度选择条件（LR准则、FPE准则、AIC准则、SC准则、HQ准则）进行判断可知，VAR模型的最优滞后阶数为2。观察VAR模型2的单位根图形发现，此模型稳定（如图4．3所示）。因此，确定VAR模型的最优滞后阶数为2，则在Johansen检验时选择滞后阶数为1。

表4．3　VAR模型4的滞后阶数选择结果

注：“＊”表示LR准则、FPE准则、AIC准则、SC准则、HQ准则选择的滞后阶数，Lag表示分别取0～4为滞后的阶数。

其次，选择正确的DGP。DGP的设定不同，Johansen检验得到的协整个数会有所不同，而且协整系数的估计值也会存在很大差别。Johansen将变量的DGP划分为五种情况：第一种为无确定性趋势且协整方程无截距，它要求所有变量数据的一次差分均值为零，这在现实中很少存在；第二、三、四种分别为无确定性趋势且协整方程只有截距和线性趋势或协整方程有截距和趋势；第五种为二次趋势且协整方程只有截距和线性趋势。因此，这种协整结构的研究尚不全面。多数有关协整检验的文章是根据主观经验来判断和选择DGP的，因而这样得出的结果可能是错误的。本书参照Pantula准则对第二、三、四种模型依次进行识别，结果显示可以选定VAR模型3，即有线性趋势但协整方程只有截距。

图4．3　VAR模型的单位根

最后，在确定滞后阶数并选定协整模型后进行Johansen协整检验，其检验结果见表4．4。

表4．4　Johansen检验结果

注：“＊”表示在0．05临界值时的显著水平拒绝原假设。

迹检验结果显示，ln g、ln caopen及ln trade变量之间不存在协整关系至多存在一个协整关系和至多存在二个协整关系的原假设均在0．05临界值时的显著水平被拒绝，意味着三个变量之间至少存在3个协整关系。根据前文的经济理论分析，本书选择第一个协整方程，即

多变量协整方程表明，中国的资本账户开放度、贸易开放度与经济增长率可以形成长期的均衡关系，资本账户开放度、贸易开放度和经济增长率之间存在正相关关系，即资本账户开放度、贸易开放度的提高可以促进中国经济增长，且贸易开放对经济增长的正向影响大于资本账户开放对经济增长的影响。

4．1．3．5　误差修正分析

根据格兰杰定理可知，如果若干非平稳的变量之间存在协整关系，则这些变量之间一定存在误差修正模型。误差修正模型（error correction model）的主要形式是由Davidson、Hendry、Srba和Yeo提出的，因而又称为DHSY模型，主要用于协整变量在短期内出现脱离长期趋势的失衡状态，这种失衡状态体现在误差修正项中。在协整检验的基础之上，以残差序列作为误差修正项，对变量进行误差修正估计，估计得出的误差修正方程为

dlng＝0．8001lng（－1）＋0．1159ln caopen（－1）＋0．2362ln trade（－1）＋1．9750＋0．5187dlng（－1）＋0．1557dln caopen（－1）＋0．94031lntrade（－1）－0．0384－1．2229ecm（－1）（4．27）

可决系数0．61041F＝6．580738

从误差修正估计的结果可以看出，模型的拟合程度较好，且具有显著为负的调整系数－1．2229，说明短期内ln caopen及ln trade偏离长期均衡状态后可以在下一期中进行反向修正。

4．1．3．6　结论分析及建议

通过对1985—2014年中国经济增长、资本账户开放和贸易开放之间的关系进行多变量协整检验可以发现，中国经济增长率、资本账户开放度和贸易开放度之间存在一种长期的均衡关系，资本账户开放度和贸易开放度的提高可以促进中国经济增长，且贸易开放对经济增长的正向影响大于资本账户开放对经济增长的影响。通过误差修正模型可知，资本账户开放度与贸易开放度在短期偏离长期均衡状态后可以在下一期中进行反向修正。多变量协整检验的结论告诉我们，中国经济增长将长期受益于资本账户开放与贸易开放。因此，中国政府应该积极、稳步地推进资本账户开放与贸易开放，使中国经济尽快融入世界经济全球化与金融一体化当中，从而全面推进中国经济增长。中国政府提出的“一带一路”战略正是全方位的对外开放，是顺应经济全球化浪潮的创新之举。“一带一路”战略不仅明确了我国对外开放的新路径，而且将成为中国经济的新的增长点。在后金融危机时代，中国作为世界经济增长的主力应将自身优势的产能、资金、经验转化为市场与合作优势，建立开放、合作的全球发展伙伴关系，奠定世界经济长期稳定发展的基础。