金融开放对我国区域经济增长非对称性影响的时变分析

Vol.33，No.4 Journal of Industrial Engineering and Engineering Management 2019年 第4期

金融开放对我国区域经济增长非对称性影响的时变分析

逄淑梅，陈浪南2

1

（1.华南师范大学国际商学院，广东 佛山 528225；2.中山大学岭南学院，广东 广州 510275）

摘要：本研究借助泰尔指数法测算了1979－2011年各省、自治区和直辖市的经济增长非对称性程度，采用动态和完全修正最小二乘、递归协整及状态空间模型考察了金融开放政策对我国区域经济增长非对称性影响的大小、方向、稳定性及动态演进路径。研究发现，金融开放导致区域经济增长非对称性进一步扩大，但其影响力度并非一成不变，而是经历了先下降，再平稳的发展历程。此外，区域物质资本存量差异是区域经济增长非对称性的最大推手。尽管政府的经济体制改革、公共财政支出并未起到缩小区域增长非对称性的效果，但人力资本可有效缓解区域经济增长非对称性过大问题。

关键词：金融开放；区域经济增长；非对称性；时变分析

中图分类号：F832.6；F061.5 文献标识码：A 文章编号：1004-6062(2019)04-0104-009 DOI：10.13587/j.cnki.jieem.2019.04.012

0 引言

改革开放以来，中国经济飞速发展，创造了世界经济增长史上的奇迹。然而，各地的经济发展程度存在明显非对称性，2011年人均GDP最高的上海市是最低的贵州省的18倍。普遍的高速增长和显著的区域非对称性构成了我国经济发展的基本图景。尽管受地理位置、资源禀赋、早期发展战略及地方政府自身发展思路等因素的影响，区域发展非对称性不可避免。但是，过大的区域发展的非对称性会产生严重的经济社会问题，不利于资源有效配置，不利于社会稳定和国家统一，不利于福利水平的提升，不利于未来经济的持续稳定发展[1-3]。因此，缩小区域增长非对称性对于促进国民经济健康增长和维护社会稳定意义重大。

要缩小区域经济增长非对称性，首先要掌握其特点及形成机制。学者从投资、人力资本、技术进步、经济体制改革等角度分析了区域增长非对称性的成因。但很少有学者关注金融开放在其中所起的作用。事实上，20世纪80年代以来，很多国家陆续开始实行金融开放政策，其目的往往是寄希望于金融开放来促进金融发展和经济增长。然而三十多年过去了，金融开放国的经济增长差距却持续扩大[4]。在此背景下，我们怀疑金融开放是其背后驱动力量之一。因此，本文尝试将金融开放这一因素纳入区域增长非对称性分析框架，利用1979－2011年省级单位数据，借助theil指数测算我国区域增长非对称性程度，系统分析金融开放这一政策转变对区域经济增长非对称性的影响，并借助递归协整和状态空间模型考察这一影响的稳定性及随时间变化的动态演进路径。

浩若烟海。概括起来，现有文献可分为两大类，一类是区域经济增长非对称性的时空特征及其收敛性。受样本期、解释变量、计量方法等因素的影响，不同学者的研究结论存在较大分歧。部分学者认为中国区域经济增长不存在收敛性，部分学者认为中国区域经济增长是收敛的。更多学者认为中国区域增长差异变动趋势并非一成不变的。他们的共性是仅揭示了区域经济增长非对称性的变化趋势，并未给出差异形成的原因，现实中可操作性不强。另一类是区域经济增长非对称性成因分析。不同学者强调的重点各不相同，部分学者认为物质资本是区域经济增长非对称性的最大诱因，部分学者则强调了人力资本在区域经济增长非对称性中的重要性。由于区域经济增长非对称性是一个涉及诸多因素的复杂系统，从不同角度展开的研究还有很多，此处不再一一列举。虽然关于区域经济增长非对称性的研究众多且视角多样，但尚未发现有学者对金融开放这一重要因素的影响进行分析。

1973年麦金农和肖提出金融自由化思想以来，金融开放得到学者和政策制定者的高度关注，但大家关注的焦点主要集中在金融开放是否促进了经济增长，而对区域增长非对称几乎没有给予直接关注。理论上，一方面，Rajan,Zingales[5]等学者认为，金融开放可引导资本从经济发达地区流入具有更高资本回报率的经济落后地区，降低经济落后地区的融资约束，提升金融系统及资本配置效率，促进物质资本及人力资本积累，从而有利于缩小区域经济增长非对称性。另一方面，Dhrifi, Mcktouf[6]认为金融开放会带来金融系统竞争性加剧，降低企业的边际利润，增加金融系统的脆弱性，易引发金融危机并带来危机的跨区域传递，而这对金融系统不完备，缺少物质担保的经济落后地区的影响更大，从而加大区域经济增长的非对称性。Bumain, Lensink[4]还认为如果信贷市场不完备，信息不对称将导致金融机构对经济落后地区的

1 文献综述

20世纪90年代以来，随着我国区域增长非对称性的扩大，国内外学者对这一问题的研究热情日益高涨，相关研究

收稿日期：2016-12-29 修回日期：2017-4-18

基金项目：国家社会科学基金资助项目（16BJY164）；教育部人文社会科学研究规划基金资助项目（17YJA790011）；广东省自然科学基金资助项目（2017A030311038）

作者简介：逄淑梅（1979—），女，辽宁抚顺人；华南师范大学国际商学院讲师，博士；研究方向：金融经济。

— 104 —

Vol.33，No.4 管 理 工 程 学 报 2019年 第4期 放贷受限，这些地区无法享受金融开放所带来的利率下降的收益，资本更多地流入经济发达地区，创造更多的财富，从而导致区域经济增长差距进一步扩大。现实中，很少有学者对二者的关系进行实证检验，但我们认为，至少四个方面的实证结果说明，金融开放确实会影响区域增长非对称性。首先，学者普遍认为，由贸易开放和金融开放组成的经济开放会影响区域增长非对称性。Fujita，Hu[7]认为经济全球化可能会重组国家经济的产业结构和空间结构，进而显著影响区域增长非对称性；He [8]认为经济开放使得经济活动和生产要素进一步向具有比较优势和区位优势的地方集中，从而加大了区域增长非对称性。Stiglitz [9]认为经济开放会加大教育和技能回报率的差异，导致一些地区和人群的边缘化，引起区域增长非对称性扩大。贺灿飞，梁进社[10]、Zhang, Kanbur[11]、万广华等[12]等都认为经济开放导致我国区域增长非对称性进一步加大。其次，很多学者认为金融开放的重要组成部分—外商直接投资会影响区域增长非对称性。Wei,Ye[13]、Yu et al.[14]等学者都认为各地吸引外资的数量、质量及对技术外溢吸收能力差异等因素导致外商直接投资加大了我国的区域增长非对称性。再次，金融开放对经济增长的影响具有区域差异性。Arteta et al.[15] 、Edwards[16]、Bekaert et al.[17]认为高收入国家更容易从金融开放中获益，因此金融开放会加大区域增长非对称性。Edison et al.[18]、Klein[19]则认为金融开放会更多地促进中等收入国家的经济增长，因此中高收入国家的经济发展非对称性会缩小，但与低收入国家的增长非对称性会进一步放大。Bekaert et al.[17]、Quinn [20]、Kose et al.[21]等学者的研究进一步表明金融开放对经济增长的影响依赖一定的基础经济条件，金融发展、国民收入水平、法律和制度建设、贸易自由化、人力资本、人口增长率、民主化程度等变量都可能影响金融开放的增长效应，进而影响区域增长的非对称性。最后，金融开放会影响居民收入差距。Mandel, Thesis[22]的研究认为金融开放对收入不平等的影响是改善还是恶化取决于体制的完善程度。Ang[23]的研究认为金融开放和收入不平等之间存在双向因果关系。Bumain, Lensink[4]利用64个OECD国家数据研究认为金融开放让收入变得更加不平等。

综合以上分析，金融开放所带来的国内外环境的变化正在显著地改变着我国经济的空间结构，因此本文特别关注了金融开放政策在区域经济增长非对称性中的作用。另外，现有文献对区域增长非对称性的研究多为静态分析，但我国经济的高速增长是在改革开放这一大的体制变革中完成的，我国的经济体制改革等政策采取的又是试点成功基础上逐步推进的策略，导致改革开放初期，优惠政策仅仅针对那些经济基础好的地区，这可能造成区域经济增长非对称性的进一步拉大。试点结束后，各项改革开放举措在全国范围内铺开，这个时期政策对区域发展差距的影响可能比期初小。即不同时间段内诸因素对区域差距的影响可能发生了结构性变化，本文采用可变系数的状态空间模型分析了金融开放对区域经济增长非对称性的动态影响机制。

2 实证模型

本文主要关注改革开放以来金融开放在区域经济增长

非对称性中的作用，我们的模型建立在Mankiw et al.[24]的经

典理论和前人研究成果的基础上。假设各省级单位在时刻t的产出可表示为：

YtKtHt(A1tLt)0,1 (1)

其中Y表示产出，K表示物质资本存量，H表示人力资本，L表示劳动力，A表示广义技术进步，（1）式两端同时除以L，可得：

YtKtHt1LAt (2)

tLtLt

遵循贺灿飞，梁进社[10]的研究，假设不随地区变化，那么劳动生产率的区域差异将由区域间的技术参数、单位劳动的资本拥有量以及技术的变化所引起。由文献综述部分可知，金融开放可通过资本积累、技术外溢、提升人力资本等渠道影响区域经济增长。刘夏明，魏英琪，李国平[25]，马立军，王明成，何萍[26]等学者认为一个高效的经济运行系统是经济增长的有力保障，良好的制度环境能够充分发挥各要素的生产潜能，应将经济体制改革作为一个重要的解释变量引入区域增长非对称性的研究中。马拴友，于红霞[27]等学者认为公共财政是由政府主导的收入再分配，是调节地方增长非对称性的常用手段和得力举措。但也有学者担心其欠公允和低效率会进一步扩大增长非对称性。因此本文也考察了公共财政对区域增长非对称性的影响。根据上述分析和已有研究，本文关注金融开放、物质资本、人力资本、财政支出、改革等变量对区域增长非对称性的影响。

现将本文采用的实证研究方法简要介绍如下： 2.1 协整系数的有效估计方法——FMOLS和DOLS

我们首先用静态估计技术考察长期里金融开放对区域增长非对称性的平均影响。通常认为，金融开放和经济增长之间存在着双向因果关系，一方面，金融开放会影响经济增长，另一方面，一国更愿意在经济发展势头较好时扩大金融开放，即经济增长也会影响金融开放。这种双向因果关系会产生分析模型变量内生性及OLS估计有偏性问题。FMOLS是一种半参数两阶段的估计方法，对协整关系中的内生性和序列相关性进行了修正，有效解决了非平稳时间序列回归中的统计推断问题，具体估计过程如下：

假设模型为：

ytheil'tXtD'1t1u1t (3)

XtD'1t

21D'2t

222t (4)

2tu2t (5)

其中ytheilt表示区域增长非对称性，Xt表示包括金融开放在内的一系列解释变量，D1t表示既出现在协整方程又出现在解释变量方程中的趋势变量，D2t表示仅出现在解释变

量方程中的趋势变量。令u''

tu'1t,u2t，和分别表示ut的长期方差和单边长期方差，即

Euu'12tt11 (6) 2122



Eu'11

12

tutjj0 (7) 21

22





'11

12ttj



jE

uu

21

'



(8) 22首先对方程(3)、方程(4)（或者方程(3)的一阶差分形式）

— 105 —

逄淑梅等：金融开放对我国区域经济增长非对称性影响的时变分析

进行OLS估计，得到u

ˆt估计值，进而得到ˆ、ˆ估计值。其次，对内生性进行调整，得：

ytheiltytheilt-ˆ12ˆ122

Xt

(9) 对序列相关进行调整，得

ˆ1212ˆ12ˆ122

Xt

(10) 进而得到如下FMOLS估计量

ˆˆT1

ˆ1ytheilˆ'12T'

tZtTt10ZtZtt1 (11) 其中Z'

tX't,D'1t,D'2t。

DOLS则通过在回归方程中增加变量一阶差分的超前期和滞后期对解释变量内生性及残差序列相关性进行了修正，即DOLS通过对下面方程的估计得到协整系数及其检验统计量。

r

ytheilt'Xt

j

tj

ut (12)

jcX

q

其中为差分算子，cjjq,L,1,0,1,L,r是协整误差投影对Xt的滞后、当期及超前期的最小二乘投影系数。 2.2 协整关系的稳定性分析——递归协整检验

协整表示的是变量之间的长期均衡关系，现实中这种长期关系是否因受到体制改革、政策变迁、外部冲击等因素的影响而发生结构性变化，则需要我们作进一步的考证。本文采用Hansen，Johansen[28]提出的递归协整来检验协整系数的稳定性。

设区域增长非对称性的向量误差修正模型（VECM）表达式为：

k1

NtNt1iNtit

t1,2,L,T (13)

i1其中Nt表示由区域增长非对称性、金融开放及其他解释变量构成的p维随机向量，Rank(')为协整关系个数，p为调整系数矩阵，p为协整系数矩阵，

ii1,2,L,k1为pp的短期关系系数矩阵，为p维截

距向量。

Hansen,Johansen[28]在(13)式基础上通过构造“Z表述”和“R1表述”来检验协整系数的稳定性，“Z表述”的特点是每一次递归估计时，(13)式中的长短期关系系数都将重新估计。而“R1表述”则保持短期关系系数i不变，只将长期关系系数重新估计。下面以“R1表述”为例，简要介绍检验原理。 令Z0tNt,Z1tNt1,Z2tN't1,L,N'tk，则表达式(13)可重新表述为：

Z0t='Z1tZ2tt,t1,L,T (14) 从Z0t、Z1t中剔除Z2t的影响，得

RTMT1

0tZ0t02MT22

Z2t (15) RTZT1

1tM12

MT1t22Z2t (16)

其中t

Mt

'ijZijZjs,i、j0,1,2。

s1此时(13)式可重新表述为：

RT'RTRT0t=1tt,

t1,L,T (17)

其中上标T表示短期动态参数是以全样本为基期计算

得到，且在迭代过程中保持不变，即 “R1表述”。

令 — 106 —

STt1tTTij

tR'

isRjss1

1[MtTT1

ttT1

t

ijMi2M22M2j

Mi2

M22

MT2j

(18)

MTMT1

MtMT1

MTi2

22

22

22

2j

]

i,j0,1,2

协整关系的检验仍取决于如下的求解特征根问题

S1

11S10S00S010 (19)

上式的特征根满足1ˆ1Lˆp1

0,ˆp1

1

0。 Hansen,Johansen

[28]

通过构造以下的统计量来检验长期参数

的一致性

r

2lnQH|nlog

1ˆi1ˆ (20) i1

i

其中来自'S'1

01100S10S00

S0100，该统计量的渐进分布为自由度为(p1-r)r的卡方分布。 2.3时变参数估计方法——状态空间模型

若递归协整检验表明样本期内变量的协整结构发生了变化，则FMOLS、DOLS等静态分析技术无法刻画解释变量对区域发展非对称性的影响力度随时间的演进路径，我们利用状态空间模型来反映参数的时变性，现将该方法简要介绍如下：

假设区域增长非对称性与状态向量t有关，定义量测方

程（也称信号方程）为：

ytheiltWt'tAtdut,

t1,2,L,T (21)

其中Wt表示对区域增长非对称性影响力度随时间变化的变量、At则表示对区域增长非对称性影响力度不变的变量，扰动项满足Eu2t0,Varutt。

通常情况下，t的元素是不可观测的，然而可定义成一阶Markov过程，即假定状态方程具有如下形式：

tEtt1ctBtt,t1,2,L,T (22) 其中Et、Bt、 ct为系数矩阵，t为扰动列向量，是均值为0，协方差矩阵为t的连续的不相关扰动项。设定合理的初始条件后，状态空间模型可用强有力的算法——卡尔曼滤波来估计。

3 数据来源与预处理

本文主要分析金融开放在区域经济增长非对称性中的

作用，样本范围从金融开放之初的1979年到2011年，各变量的测度方法和数据来源如下： 3.1 区域增长非对称性（ytheil）和物质存量非对称性（ktheil）

国内外学者提出了多种区域增长非对称性的测算方法，比较常用的有标准差，变异系数，基尼系数，泰尔指数等。本文采用泰尔指数法对我国各地区增长非对称性进行测算是因为该方法具有以下优点：①可加可分解性（将各计算单元按地域结构，产业结构或其他标准划分成若干组后，总体不平等指数可分解为组内不平等和组间不平等的和）。②产出的零次齐次性（各计算单元的产出同比例改变，指数值保持不变）。③人口规模独立性（各计算单元的人口同比例改变，指数值保持不变）。④符合Pigou—Dalto转移定理（不改变各计算单元排序的条件下，高产出单元向低产出单元的财富转移仍将降低指数取值）。这些优点让该指数更符合现实。

泰尔指数的计算公式为：

Vol.33，No.4 管 理 工 程 学 报 2019年 第4期

n

ytheil

Yi

logYiY (23) i1YPiP

其中Yi和Pi分别表示省级地区i的GDP和就业人口，Y

和P则表示各省级单位的GDP和就业人口之和，n是省级地区数量，YiY和PiP分别表示区域之间的产出比重和就业人口比重。增长理论一直将物质资本视为影响经济增长的关键因素，因此我们还用相同的方法测算了各省级单位物质资本存量的theil系数，数值越大说明非对称性越大。考虑到数据的延续性和可比性，分析中仍然沿用三十个省市自治区的划分办法，把重庆市的数据并入四川省，因为数据可得性问题，西藏、香港、澳门、台湾没有列人本文的分析范围。1978－2000年各省及全国的物质资本存量数据来自张军等[29]，并采用相同的方法估算了2001－2011年间数据。涉及数据来自《新中国五十五年统计资料汇编》、2012年全国及各省统计年鉴。具体结果见图1。

从图1可以看出，改革开放初期，区域增长非对称性在缩小，但很快就趋于平稳，96年以后，非对称性开始快速扩大，00、02年先后出现两个峰值，随后开始大幅度下降。与产出相比，区域物质资本存量的非对称性波动更为剧烈，改革开放初期差异即迅速扩大，01年达到波峰后开始快速下降，呈明显的倒U型。 3.2 金融开放（f）

金融开放将单个资本市场与国际资本市场连接起来。因此国内外学者主要从以下两个方面来衡量金融开放程度：资本跨国界流动难易程度和资本跨国界的实际流动规模，即法定开放度和事实开放度。本文主要分析金融开放这一大的宏观经济政策给各地经济发展带来的非对称性，因此选用法定测度。我们根据Quinn[30,31]给出的评分标准,测算了改革开放以来资本项目和金融服务贸易的开放程度，并将两方面的分值加总作为金融开放的最终测度，分数从最为封闭的0到最为开放的12。具体测算结果如图2所示。

.36.32.28.24.20.16YTHEIL.12KTHEIL80828486889092949698000204060810图1 1979～2011年ytheil和ktheil指数趋势图

654321080828486889092949698000204060810图2 1979～2011年f趋势图①

从图2可以看出，1979年至今，我国的金融开放水平不

①具体测算方法见陈浪南,逄淑梅

[32]

断提升。金融开放初期，开放水平较低，开放步伐较慢。出现这一状况的原因在于我国的金融开放遵循的是循序渐进、谨慎管理的原则，在试点成功的基础上，开放领域、地域和力度逐渐加大。随着1996年经常项目可兑换措施的实施，金融开放水平有了一定程度的提升。2001年12月，我国成功加入WTO，为避免过渡期结束后金融开放水平发生剧烈变化和动荡，过渡期内金融开放步伐明显加快，开放水平大幅提升。入世过渡期结束后，金融开放新举措减少，开放程度保持在较高的水平上。 3.3 经济体制改革（reform）

很多学者都把经济体制改革纳入区域经济增长非对称性分析框架，但把一国的转型过程量化的任何尝试本质上都是困难的，并且带有很强的主观性。学者在这方面做了大量

的工作，比较有代表性的有：卢中原，胡鞍钢[33]、

金玉国[34]、罗幼喜等[35]等。

由于经济体制改革是一个涉及面较广且抽象程度较高的概念，很难通过单个变量对其进行描述和衡量。本文从中国经济体制改革的实际出发，参考其他学者的研究成果，从以下四个方面出发来刻画我国的转型程度：①衡量资源配置方式转变的市场化收入比重（x1），由于财政收入和支出是政府采取的非市场方式配置资源的主要渠道，所以财政收入比重越小，市场能够直接支配的比重越大。因此我们用GDP减去国家财政收入后的余额与GDP的比值来表示市场化收入的比重。②衡量经济主体产权转变的非国有化水平（x2），用非国有工业增加值占全部工业增加值的比重来表示。③衡量分配制度转变的市场化水平（x3），用投资的市场化指数，即用全社会固定资产中“外资、自筹资金和其他投资”占总投资的比重来表示。④衡量参与国际贸易和分工程度的贸易开放度（x4），用进出口总额占国内生产总值的比重表示，相关数据来自中国统计年鉴。

市场化水平指标1979～1980年间数据缺失，对1981～2011年间数据建立如下回归模型：

x3＝58.21+0.95t (24) （0.89）（0.05） R20.90 其中括号内数字为参数估计的标准差。以此模型为依据，对1979～1980年间的市场化水平指标进行预测。

10080604020X1X2X30X480828486889092949698000204060810图3 经济体制改革四指标趋势图

从图3可以看出，四个指标中，非国有化率、市场化程度稳步上升，其中非国有化水平上升速度最快，说明国有工业在经济建设中所占比重在逐步下降，民营经济在国民经济中的重要性日益凸显。贸易开放度周期性特征明显，受次贷危机影响，近年来增长乏力。相对于其他领域的改革，市场化收入比重变化幅度较小，近年来，财政收入在GDP中所占

— 107 —

逄淑梅等：金融开放对我国区域经济增长非对称性影响的时变分析

比重更是稳步上升，因此收入分配领域的改革尚有很长的路要走。这四个描述经济体制改革的指标表现出基本一致的变化趋势，有理由怀疑他们高度相关，其相关系数如表1所示。

160140120100上把四个指标转化为一到两个具有代表性的综合指标。主成

分分析结果如表2所示。

主成分分析的目的之一是减少变量的个数，但是对应保留多少个主成分却没有明确的规定。本文以特征值为依据，选择特征值大于1的第一主成分。从第一主成分的特征向量出发，经济体制改革指标的计算公式如下：

reform0.24x10.55x20.56x30.56x4 (25)

806040

0.35 0.93 1 0.89

表示，相关数据来自中国统计年鉴。随着经济社会的发展和0.33 0.92 0.89 1

表2 经济体制改革各指标主成分分析结果 科学技术的进步，人力资本作为经济增长、技术创新和可持第一主成分 第二主成分 第三主成分 第四主成分 续发展的重要支撑和推动力量，在我国各区域经济发展的作

特征值 2.95 0.90 0.11 0.04

用日益显著。因此，我们还考察了人力资本在区域增长非对贡献度 0.74 0.23 0.03 0.01

[37]

；梁进社[10]的研究，累计贡献度 0.74 0.96 0.99 1.00 称性中的作用，参照白雪梅、贺灿飞，

x1

x2x3x4

变量reform给予非国有化率、市场化改革和贸易开放度几乎相等的载荷，但市场化收入的载荷比其他指标的一半还要少，这与我国在该领域的改革取得的成绩较小不无关

80828486889092949698000204060810 系。从图4的结果来看，除个别年份稍有波动外，我国经济图4 1979～2011年经济体制改革趋势图

体制改革保持了平稳的增长态势。 表1 经济体制改革各指标之间的相关系数

3.4 公共财政(fiscal)和人力资本（h） x1x2x3x4

1 0.17 0.35 0.33 很多学者认为公共财政支出将影响区域经济增长非对0.17 1 0.93 0.92

称性，参照王力[36]等的研究使用财政支出在GDP中的占比

从表1可以看出，非国有化水平和市场化程度、非国有化水平和贸易开放度、市场化程度和贸易开放度的相关系数分别达到了0.93、0.92和0.89，这四个时间序列数据提供的信息大量重叠，将其作为解释变量对模型进行参数估计时可能存在多重共线性问题。为了避免该情况的发生，本研究利用数据降维技术—主成分分析方法，在损失较少信息的基础

序列名称 ytheil d(ytheil) ktheil d(ktheil) reform d(reform) fiscal d(fiscal) h d(h) f d(f)

用人均受教育年数考察国家整体的教育发展程度对区域增长非对称性的影响。人力资本的估算遵循Wang，Yao[38]的思路，以15至64岁人口人均受教育年数表示。相关数据来自各年中国统计年鉴和新中国五十年统计资料汇编。 3.5 变量的单位根检验

前面构造的六个变量的平稳性检验结果如表3所示。

表3 变量的Ng-Perron单位根检验结果

检验类型 结论（显著性水平） MZα MZt MSB MPT (C,T,1) -3.39 -1.11 0.33 23.3 非平稳（5%） (C,0,0) -15.48 -2.76 0.18 1.66 平稳（5%） (C,0,1) -5.44 -1.65 0.30 4.5 非平稳（5%） (C,T,3) -15.93 -2.82 0.17 5.72 平稳（5%）

-6.47 -1.74 0.27 14.08 非平稳（5%） （C,T,0）

-14.15 -2.64 0.19 1.79 （C,0,0） 平稳（5%） -1.84 -0.96 0.52 13.35 （C,0，1） 非平稳（5%） -17.88 -2.97 0.17 5.24 （C,T,3） 平稳（5%）

(C,T,0) -7.17 -1.87 0.26 12.74 非平稳（5%）

-9.03 -2.12 0.23 2.73 （C,0,1） 平稳（5%）

(C,T,0) -3.79 -1.38 0.36 24.02 非平稳（5%）

-15.23 -2.76 0.18 1.62 （C,0,0） 平稳（5%）

注：d表示差分算子。检验形式（C，T，L）中，C表示检验模型含有截距项，T表示趋势项，L表示滞后阶数，根据聂巧平[39]的研究，Ng-Perron

的分位数随着样本容量的增加而减小，而本章样本容量为33（差分后序列为32），因此选取聂巧平[39]针对样本容量为35的分位数作为判断依据。

检验结果显示，ytheil, ktheil, reform, f和fiscal在5%的显著性水平下均为非平稳时间序列，但一阶差分后均在5%的显著性水平下平稳，说明各变量均为I(1)序列。

4 实证结果与分析

本部分主要考察金融开放这一大的政策因素对各地经济增长非对称性的影响。我们除了用FMOLS、DOLS方法考察长期里金融开放对区域增长非对称性的平均影响程度

外，还用递归协整检验了样本期间内经济环境变化对协整关系的影响，并用状态空间模型考察了影响效果随时间的演进路径。

4.1 变量的协整关系检验

本文涉及的六个变量均为I(1)过程，为避免出现伪回归问题，我们借助Johansen技术对变量之间是否存在长期均衡关系进行检验。Johansen检验建立在VAR模型基础上，因此需要首先确定VAR模型的最优滞后阶数。检验结果如表4所示。

表4 VAR模型的最优滞后阶数

LR FPE AIC SC HQ 滞后期 对数似然函数值

0 -41.47 NA 0.00 3.16 3.44 3.25 1 189.80 354.61 0.00 -9.85 -7.89 -9.23 2 237.47 54.02 0.00 -10.63 -6.99 -9.47 3 335.79 72.10* 0.00* -14.79* -9.46* -13.08*

由表4可知，LR、FPE、AIC、SC及HQ准则确定的最— 108 —

优滞后阶数均为3。确定VAR模型的最优滞后阶数为3之后，

Vol.33，No.4 管 理 工 程 学 报 2019年 第4期 Johansen协整检验结果如表5所示。

6的结果可以看出：第一，金融开放系数为正，说明金融开

表5 变量协整关系检验 放并没有缩小区域差距，并成为区域增长非对称性扩大的重

迹检验 最大特征根检验

大推动力量。金融开放要求取消金融跨界流动限制，开放金

协整个数 统计量 伴随概率 统计量 伴随概率 0个 243.42 0.00 105.43 0.00 融市场。这将导致，一方面，受边际报酬递减及资本逐利性最多1个 137.99 0.00 57.83 0.00 的影响，流向经济落后地区的资本激增，与此相伴的还有技最多2个 80.16 0.00 45.53 0.00

术转移、各种溢出效应、引入竞争机制等，对经济增长具有

最多3个 34.63 0.05 23.91 0.06

重要的促进作用；另一方面，各地区参与金融开放的程度及最多4个 10.72 0.41 10.26 0.37

最多5个 0.46 0.50 0.46 0.50 自身发展水平的差异，导致各地区在知识扩散、资源流动和在5%的显著性水平下，迹检验与最大特征根检验统计投资吸收能力等方面存在差异，并最终导致地区差距进一步量均认为存在3个协整关系，因此采用变量水平值进行估计扩大。从实证结果来看，显然是反向作用占了上风，即经济不会产生伪回归问题。 发达地区参与金融开放的程度、资本流入规模及吸收能力等4.2 协整关系估计结果 方面要优于经济落后地区。经济发达地区已形成“经济基础

为了保证模型结果的稳健性，我们分别采用VECM、雄厚→金融开放带来大量资本流入及技术外溢→经济快速DOLS、FMOLS三种方法对长期关系进行估计。三种方法的发展”的良性循环。第二，经济体制改革系数为正，说明它结论非常接近，说明我们的估计是比较稳健的。 促使我国的区域增长差距进一步扩大。这与我国经济体制改

表6 协整系数的估计

革中 “允许和鼓励一部分人和地区先富起来，先富带动后富”

VECM FMOLS DOLS

的策略相吻合。第三，物质资本不平衡程度的系数很大且为常数项 0.5430 0.2049*** 0.3554***

(0.0559) (0.0810) 正值。当前我国经济增长方式仍较粗放，物质资本积累仍是

f 0.0104*** 0.0097** 0.0225*** 经济增长的第一推动力量，因此出现这样的结果也在情理之

(0.0042) （0.0044） (0.0067)

中。第四，财政支出系数为正，说明尽管中央政府大力提倡reform 0.0069*** 0.0008*** 0.0017***

(0.0003) (0.0003) (0.0003) 财政投入向经济落后地区倾斜，但受科学性、公平性、效率

ktheil 0.3791*** 0.5443*** 0.4011***

性等因素的影响，财政支出在缓解区域增长非对称性中并未

(0.0474) (0.0651) (0.0830)

发挥应有的作用。第五，人力资本是模型中唯一系数为负的fiscal 0.0085*** 0.0049*** 0.0034**

(0.0008) （0.0010) (0.0012) 变量，它是缩小地方非对称性的重要推动力量。充分说明改

h -0.2227*** -0.0516*** -0.0920***

革开放以来，义务教育的普及、职业教育的推广、高校扩招

(0.0107) (0.0106) (0.0164)

与教育转轨等举措的实施不仅极大提高了我国的人力资本注：括号内数字为参数标准差；DOLS估计方法中的领先、滞后阶

数均为1；***、**、*分别表示在1%、5%和10%的统计水平下显著。 水平，还显著促进了落后地区的经济增长，有效缓解了区域

中央政府虽拥有政策制定、资源配置和利益分配的权经济增长非对称性过大问题。 利，却无法保证同一政策在不同区域产生相同的效果。从表4.3 稳健性检验

图5 协整系数的递归检验结果

样本期内，我国正经历着从计划经济向市场经济的转型。这样的体制转变对经济系统的影响无疑是巨大的。另外，亚洲金融危机、次贷危机、西部大开发、振兴东北老工业基

地、中部崛起之类的外界冲击和政策变化无疑对我国经济产

— 109 —

逄淑梅等：金融开放对我国区域经济增长非对称性影响的时变分析

生了重大影响。在多方面冲击的共同影响之下，我们有理由怀疑变量之间的协整关系发生了结构变化。如果协整关系存在较大的结构转变，则从协整方程得到的参数估计值是不可信的。因此我们采用递归协整方法对协整关系的稳健性进行检验。检验统计量用5%的临界值进行了标准化，大于1意味着协整结构发生了变化。从图5提供的检验结果来看，检验顺序无论是从1979～2011年还是2011～1979年，X和R1统计量均超出了最下方5%临界值线，即认为样本期内变量间的协整关系发生了变化。

4.4 金融开放对我国区域经济增长非对称影响的时变分析

一般的固定参数计量方法，如OLS、GLS、FMOLS、DOLS、VECM等，属于静态估计技术，研究的是样本期内，解释变量对被解释变量影响程度的平均值。由于区域增长非对称性和金融开放、经济体制改革等变量之间的经济结构发生了变化，所以我们构建了状态空间模型，通过变参数估计技术，考察金融开放在不同时点上对增长非对称性的动态影响轨迹。通过逐步将系数变化不显著变量转变为固定系数变量，最终得到如下量测方程和状态方程：

量测方程为：

ytheil = c(1) + c(2)*h + c(3)*ktheil + c(4)*reform

+ sv1*f + sv2*fiscal +[var = exp(c(5))] (26)

状态方程为：

sv1 = sv1(-1) sv2 = sv2(-1)

从式(26)的估计结果来看，模型系数高度显著，拟合情况良好。除金融开放的最终状态值外，其余估计值与FMOLS结果非常接近。从图6可以看出，由于固定系数模型考察的是平均影响，所以协整结果高估了近年来金融开放对区域经济增长非对称性的影响力度。虽然金融开放对非对称性的初始影响力度为0.13,但改革开放以来该值一直处于下降状态，尽管在1990年后略有增长，但最终状态值仅为0.0017，这与我国的开放历程吻合。我国的金融开放，采取的是试点成功基础上的稳步推进策略。开放初期，试点工作在经济基础好的省份展开，造成优惠政策多的省份吸引了大量资本流入，引入了竞争机制，推动了技术进步，经济快速增长，区域发展非对称性进一步扩大。随着试点工作的结束，各地优惠政策的差别已经不大，取而代之的是各地政府的经济决策、参与金融开放的程度、发展基础、产业环境、吸收能力等因素影响了金融开放的效果，因此，完善促进金融开放效果发挥的软环境成为缩小区域增长非对称性的关键。

表7 状态空间模型估计结果 待估参数 系数估计值 Z统计量 P值

C(1) 0.1437 5.4507 0.0000 C(2) -0.0397 -4.8208 0.0000 C(3) 0.5484 25.074 0.0000 C(4) 0.0009 4.2397 0.0000 C(5) -9.8630 -33.6909 0.0000 最终状态值 Z统计量 P值 SV1 0.0017 2.4201 0.0155 SV2 0.0051 45.3946 0.0000 对数似然值 81.7204 HQ值 -4.5734 AIC值

-4.6497 SC值

-4.4230

公共财政的情况与金融开放类似，也是经历了先波动再稳定的发展历程，但与金融开放相反的是经历了先上升再稳定的发展历程。改革开放初期，侧重于促进经济发展、忽略了社会公平的财政目标，导致其对地方增长非对称性的推动— 110 —

作用越来越大。九十年代以来，随着财政对经济落后地区扶持力度的缓慢增加，其对区域增长非对称性的促进程度在缓慢减小。

图6 f对ytheil影响的动态演进

图7 fiscal对ytheil影响的动态演进

5 研究结论

本文利用theil指数法测算了改革开放以来各省级单位的区域增长非对称性，借助VECM、DOLS、FMOLS技术考察了1979年以来金融开放对区域增长非对称性的平均影响程度，应用递归协整技术检验了金融开放对区域增长非对称性影响力度的稳定性，依托状态空间模型分析了金融开放对区域增长非对称性效果随时间演变的动态路径。研究发现：首先，虽然我国的经济建设取得了巨大成就，但地方发展非对称性不容小觑。为保持国民经济协调健康发展，缩小区域发展非对称性刻不容缓。其次，尽管在不同地区实施了相同的经济政策，但政策效果却存在显著差异。正如覃成林，张伟丽[40]马立军等[26]的研究，经济体制改革导致区域增长非对称性进一步扩大。金融开放并不意味着资本向回报率更高的经济落后地区的大规模流动，并未起到缩小区域增长非对称性的作用，但金融开放对区域增长非对称性的影响力度并非一成不变，而是经历了先降低再稳定的发展历程。再次，过度依赖投资的经济增长方式决定了物质资本存量差异是区域增长非对称性扩大的重要推手，这与Young[41]等的研究结论一致。与马拴友、于红霞[27]一样，我们也认为作为二次分配主要形式的公共财政并未发挥应有的作用，反而使区域增长非对称性进一步扩大。作为经济持续健康发展重要推动力量的人力资本，可有效缓解区域增长的非对称性。最后，从递归协整检验可以看出，部分因素，特别是政策性因素对区域增长非对称性的影响并非一成不变，因此采用传统的固定参数模型得出的结论的可靠性值得商榷。

从以上结论出发，我们得出如下启示：首先，加快金融开放步伐，引导资金向经济落后地区流动。现有实证研究大都表明，金融开放可以促进我国的经济增长，因此应逐步废除不必要的政府管制，简化资本跨境流动审批程序，逐渐取消对资本流出的管制，逐步实现资本项目可兑换，进一步扩

Vol.33，No.4 管 理 工 程 学 报 2019年 第4期 大金融开放。同时，引导资金合理流动，金融开放的主要目的从弥补建设资金的不足调整为先进技术、管理方法及高素质人才引进上来；把金融开放与调整经济结构、保护环境、节约资源等关系经济持续健康发展的大事有机结合起来，切实做好利用外资从“数量”到“质量”的转变。其次，加强经济落后地区的金融基础设施建设，改善投资软环境。金融开放虽然可以促进经济增长，但在缩小区域经济增长差距方面毫无建树，各地吸收能力的差异是主要成因。因此，在金融基础设施的建设上，转变思想观念，改善金融环境，建立公平、公正、具有营利性的市场是我们的目标之一。这要求我们加强能源、通讯、运输等基础设施的投资与建设；改善金融服务环境；简化行政审批程序，提高办事效率等。最后，加大对经济落后区域的财政扶持力度，深化经济体制改革，提升人力资本水平。只有多管齐下，切实加快经济落后地区的经济发展，才能改变区域经济增长非对称性过大的局面。

参 考 文 献

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The time-varying analysis on the asymmetric effect of financial openness on regional

economic growth

PANG Shu-mei, CHEN Lang-nan2

1

(1.International Business College, South China Normal University, Foshan 528225, China;

2. Lingnan College, Sun Yat-Sen University, Guangzhou 510275, China)

Abstract: Since the 1980s, the wave of financial liberalization has swept across the world and an increasing number of countries have been on a journey to financial openness. Over the past 30 years, the world has been moving towards financial globalization. However, the growth gap between countries continues to expand. Some scholars believe that the financial liberalization is one of the driving forces behind it.

The changes in the environment at home and abroad brought by financial openness are dramatically altering the spatial structure of China’s economy. Therefore, we examine the asymmetric effect of financial openness on regional economic growth. We use the production function model by incorporating variables, including the degree of asymmetry of regional economic growth and the asymmetry of the material capital stock, which is measured by Theil Index and estimated by using the provincial, regional and municipal data from 1979 to 2011 in China, de jure measure of the financial openness reflecting the difficulty degree of cross-border capital flows, economic system reform represented by the first principal component of the change of resource allocation, ownership and distribution pattern and trade openness, fiscal policy represented by the proportion of government expenditure in total GDP, and human capital represented by the average year of education.

We employ the VECM, DOLS and FMOLS methods to analyze the average influence of financial openness, the economic system reform, the asymmetry of regional capital stock, fiscal policy and human capital on the asymmetric regional economic growth. We find that financial openness leads to further asymmetric economic growth between regions in China. The regional capital gap, government’s economic reform and government expenditure do not exhibit the effect of narrowing the asymmetry on regional economic growth. However, human capital can effectively alleviate asymmetric problems of regional economic growth.

China is experiencing the transformation from planned economy to market economy in the sample period. To see whether the long-term relationship between the asymmetry of regional economic growth and various influencing factors has changed due to policy changes, external shocks, etc., we need to conduct further study. By using the recursive cointegration test, we find that asymmetric influence of financial openness and other factors on regional economic growth is time-varying.

Since the relationship between regional economic growth gap, financial openness and other factors has changed, we build a state space model. By varying parameter estimation technique, we analyze dynamic and asymmetric effect of financial openness on economic growth during different time periods. We find that the effect is not fixed, but at first decline, followed by a stable development process.

Although scholars generally agree that financial openness benefits China’s economic growth, but it does not have the effect on narrowing the economic growth gap between regions. However, the government should continue to speed up the pace of financial openness, guide capital flows to underdeveloped regions, strengthen the financial infrastructure development in underdeveloped regions, and improve the investment environment. Key words：Financial openness; Regional economic growth; Asymmetric effect; Time-varying

中文编辑：杜 健；英文编辑：Charlie C. Chen 

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