(東南大學(xué) 江蘇 南京 211189)

一、引言

經(jīng)濟(jì)全球化已然是世界經(jīng)濟(jì)發(fā)展中不可逆轉(zhuǎn)的潮流和趨勢(shì)。當(dāng)前，金融開放成為大多數(shù)國(guó)家金融系統(tǒng)改革的重要議題，政府希望通過金融開放來實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)。其中作為金融開放進(jìn)程中至關(guān)重要的資本開放，更是獲得經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展機(jī)遇的有效途徑，在實(shí)現(xiàn)一國(guó)金融業(yè)與國(guó)際接軌、推動(dòng)貨幣國(guó)際化、發(fā)展國(guó)際貿(mào)易和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等方面發(fā)揮重要作用。自中國(guó)加入WTO后，采取了一系列穩(wěn)步開放資本的措施。以順應(yīng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)一體化的趨勢(shì)和國(guó)內(nèi)改革開放的需要。2015年11月3日公布的《中共中央關(guān)于制定國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十三個(gè)五年規(guī)劃的建議》提出，擴(kuò)大金融業(yè)雙向開放；有序?qū)崿F(xiàn)人民幣資本項(xiàng)目可兌換，將助推資本項(xiàng)目開放。2018年3月，原油期貨在上海期貨交易所上海國(guó)際能源交易中心正式掛牌交易，對(duì)中國(guó)期貨和資本市場(chǎng)意義重大。2018年4月11日，央行行長(zhǎng)易綱在博鰲亞洲論壇上宣布超十項(xiàng)金融開放重磅措施。其中包括取消銀行和金融資產(chǎn)管理公司的外資持股比例限制在內(nèi)等六項(xiàng)措施將在6月30號(hào)前落實(shí)；而大幅度擴(kuò)大外資銀行的業(yè)務(wù)范圍等五項(xiàng)措施將在2018年年底落實(shí)。可以預(yù)見資本開放將帶動(dòng)整個(gè)金融市場(chǎng)的開放，使國(guó)際資本流動(dòng)更加活躍。與此同時(shí)，關(guān)于資本開放度對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)改革開放的重點(diǎn)內(nèi)容。諸多學(xué)者通過理論和實(shí)證兩個(gè)方面對(duì)資本開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行了探討和分析，剖析資本開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生的影響及作用機(jī)制的內(nèi)在邏輯。

因此，本文系統(tǒng)的回顧了金融開放特別是資本開放的歷程及其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的理論基礎(chǔ)，繼而鑒于資本開放打通了國(guó)際間的資本和技術(shù)流動(dòng)，特選取2003——2018年中國(guó)31個(gè)省(市)的面板數(shù)據(jù)，根據(jù)生產(chǎn)函數(shù)分析框架，把資本開放引入生產(chǎn)函數(shù)模型中，并采用雙向固定效應(yīng)回歸模型對(duì)資本開放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。希望通過該研究增添資本開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)領(lǐng)域的相關(guān)討論，并且有助于了解金融開放的必要性問題。

二、中國(guó)資本開放歷程

(一)歷史沿革

新中國(guó)成立初期，國(guó)家外匯實(shí)行壟斷，利用“扶植出口，溝通僑匯，以收定支”等方式獲得外匯來支持國(guó)家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。從1953年到1978年，中國(guó)實(shí)行全面高度集中的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，外匯管理也呈現(xiàn)出高度集中的管理特征，實(shí)行獨(dú)立自主、自力更生的方針，不借外債也不接受外國(guó)來華投資，對(duì)外匯資金和業(yè)務(wù)實(shí)行統(tǒng)一管理，人民幣匯率由國(guó)家統(tǒng)一規(guī)定。1978年，實(shí)行改革開放的政策，資本開放隨之不斷取得進(jìn)展。其進(jìn)程大致分為以下三個(gè)階段。

第一階段：經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期(1979—1993)

改革開放以來，國(guó)家根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，逐步推進(jìn)外匯體制改革，擴(kuò)大指導(dǎo)性計(jì)劃，加強(qiáng)市場(chǎng)的作用。1979年3月，國(guó)務(wù)院正式批準(zhǔn)成立國(guó)家外匯管理局，建立了外匯管理的專門機(jī)構(gòu)。1980年12月，國(guó)務(wù)院首次公布了《中華人民共和國(guó)外匯管理暫行條例》，隨后又規(guī)定了一系列相關(guān)細(xì)則和辦法，建立健全了外匯管理立法。

這一時(shí)期，我國(guó)實(shí)行外匯留成制度，打破了統(tǒng)收統(tǒng)支的規(guī)定，但外匯留成比例較低，且存在較大的地區(qū)差別。同時(shí)，積極建立和發(fā)展外匯調(diào)劑市場(chǎng)，改革人民幣匯率制度，建立對(duì)資本輸出入的外匯管理制度，引進(jìn)外商直接投資等。隨著一系列的改革措施的推進(jìn)，資本隨之開放，但仍然實(shí)行十分嚴(yán)格的管理。

第二階段：社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)初步建立時(shí)期(1994—2001)

1993年，十四屆三中全會(huì)通過了《關(guān)于建立社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制若干問題的決定》，明確提出進(jìn)一步推進(jìn)外匯體制改革，建立統(tǒng)一的外匯市場(chǎng)，逐步使人民幣成為可兌換貨幣。

1994年1月1日，人民幣的官方匯率和市場(chǎng)匯率并軌，形成以市場(chǎng)為基礎(chǔ)、單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制度。1994年4月，銀行間的外匯市場(chǎng)正式運(yùn)營(yíng)，中國(guó)人民銀行以穩(wěn)定人民幣匯率，維護(hù)國(guó)際收支平衡為匯率政策目標(biāo)，在外匯市場(chǎng)上適時(shí)吞吐外匯，調(diào)節(jié)供求。完善出口售匯核銷和建立進(jìn)口付匯制度，順利實(shí)現(xiàn)了人民幣經(jīng)常賬戶下有條件可兌換。

1996年3月，進(jìn)行了把外商投資企業(yè)納入銀行結(jié)售匯體系的試點(diǎn)，同年7月開始全面推廣，且按照經(jīng)常賬戶可兌換的要求修改了結(jié)售匯和付匯的管理辦法。

1996年12月1日，我國(guó)正式接受國(guó)際貨幣基金協(xié)定第八條款，實(shí)現(xiàn)了人民幣經(jīng)常賬戶完全可兌換。

第三階段：加入世貿(mào)組織后(2002至今)

2001年我國(guó)加入了世界貿(mào)易組織，經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，資本管制方式從直接管制過度到間接管制，并且有選擇的開放部分資本項(xiàng)目交易限制。2002年10月，開始在部分省市進(jìn)行境外投資改革試點(diǎn)，2002年12月，外匯管理局和證監(jiān)會(huì)聯(lián)合推出“合格境外機(jī)構(gòu)投資人”(簡(jiǎn)稱QFII)制度，2006年4月“境內(nèi)合格機(jī)構(gòu)投資者”(QDII)制度開始實(shí)施。2007年8月20日，國(guó)家外匯管理局批準(zhǔn)中國(guó)境內(nèi)個(gè)人直接對(duì)外證券投資業(yè)務(wù)試點(diǎn)。2008年12月24日，國(guó)務(wù)院正式?jīng)Q定對(duì)廣州和長(zhǎng)江三角洲地區(qū)與港澳地區(qū)、廣西和云南與東盟的貨物貿(mào)易實(shí)行人民幣結(jié)算試點(diǎn)，預(yù)示著人民幣國(guó)際化進(jìn)入了一個(gè)嶄新的階段。

(二)理論基礎(chǔ)

資本開放是否可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)者們研究和分析的重點(diǎn)之一，學(xué)界對(duì)資本開放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的研究也并未達(dá)成一致。就增長(zhǎng)效應(yīng)本身而言，該領(lǐng)域的文獻(xiàn)可分為促進(jìn)輪、促退論和不確定論三類。

資本開放的促進(jìn)論認(rèn)為資本開放無差別地促進(jìn)各國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Quinn(1997)是最早持有該理論的學(xué)者之一，該文獻(xiàn)使用Quinn指標(biāo)來評(píng)估一國(guó)資本開放的程度，用人均GDP來評(píng)估一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的情況。發(fā)現(xiàn)資本開放促進(jìn)了這些國(guó)家人均GDP的增長(zhǎng)。Klein和Olivei(2000)以82個(gè)發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的金融深化指標(biāo)和開放指標(biāo)為樣本，通過回歸模型得出了人均GDP增長(zhǎng)率在開放條件下會(huì)表現(xiàn)出明顯的增長(zhǎng)。Donnell(2001)在使用IMF定性分析方法的基礎(chǔ)上，結(jié)合金融自由化的定量方法，其結(jié)論認(rèn)為資本開放對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有推動(dòng)作用。

與之相反，促退論認(rèn)為資本開放會(huì)對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)面作用。具體而言，Alessandria和JunQian(2002)認(rèn)為，當(dāng)一國(guó)處于封閉經(jīng)濟(jì)中時(shí)，金融機(jī)構(gòu)的媒介作用舉足輕重，道德風(fēng)險(xiǎn)得到了很好的控制。但當(dāng)一國(guó)資本開放后，其他的多樣化融資形式會(huì)削弱金融機(jī)構(gòu)的媒介作用，使資金流入不合理的領(lǐng)域和項(xiàng)目，損害一國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。YongJinKim和Jong-WhaLee(2006)通過研究發(fā)現(xiàn)，資本開放不可避免地會(huì)帶來巨額的資本流動(dòng)，資本的快進(jìn)快出增加了危機(jī)發(fā)生的概率和規(guī)模，從而阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Ho-donYan(2008)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，資本在不成熟的金融市場(chǎng)中容易進(jìn)入高風(fēng)險(xiǎn)領(lǐng)域，導(dǎo)致資本錯(cuò)配和經(jīng)常賬戶的失衡，阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

除了促進(jìn)論和促退論，資本開放不確定論的觀點(diǎn)也頗具代表性。在此方面，Grilli和Milesi-Ferretti(1995)以人均GDP增長(zhǎng)率、資本開放指標(biāo)、門檻收入、多種匯率安排指標(biāo)為變量，對(duì)1966——1989年的61個(gè)國(guó)家的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，結(jié)論顯示資本開放推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是不顯著的。Rodrik(1998)選取了100個(gè)發(fā)達(dá)和發(fā)展中國(guó)家從1975年開始直到1989年的數(shù)據(jù)為樣本，結(jié)果顯示資本開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的推進(jìn)作用是不顯著的。這些不確定論的產(chǎn)生主要是緣于資本開放對(duì)于不同類型國(guó)家有不同的增長(zhǎng)效果。

三、實(shí)證分析

(一)基本假設(shè)

從中國(guó)加入WTO后，資本開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)問題是現(xiàn)階段主要研究重點(diǎn)，資本開放在實(shí)現(xiàn)中國(guó)金融業(yè)與國(guó)際接軌、推動(dòng)人民幣國(guó)際化、發(fā)展國(guó)際貿(mào)易等方面發(fā)揮重要作用，由前文對(duì)資本開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用機(jī)制分析可知，一方面，資本開放引進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，提升了金融體系效率，增加了資本積累；另一方面，資本開放加速了國(guó)際資本的流動(dòng)，帶來了先進(jìn)知識(shí)和技術(shù)，并通過技術(shù)轉(zhuǎn)讓和技術(shù)溢出，跟進(jìn)國(guó)外先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，此時(shí)外資的作用主要體現(xiàn)在促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步和提高全要素生產(chǎn)率上?；谠摍C(jī)理，本文提出了資本開放作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的

基本假設(shè)：

資本開放通過提升國(guó)內(nèi)金融體系效率，促進(jìn)資本積累，吸引國(guó)外先進(jìn)知識(shí)和技術(shù)，實(shí)現(xiàn)先進(jìn)技術(shù)與資本積累的有機(jī)結(jié)合，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推進(jìn)作用。

(二)理論模型

為了從實(shí)證的角度刻畫資本開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的效應(yīng)以驗(yàn)證基本假設(shè)，本文基于生產(chǎn)函數(shù)分析框架，將資本開放引入到生產(chǎn)函數(shù)，構(gòu)建資本開放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的基本模型：

Y=f(F,K,L)

(1)

其中，Y表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，K為投資，L為勞動(dòng)力投入量，F(xiàn)代表資本開放水平。

對(duì)(1)式取全微分，則有：

(2)

在(2)式中，用β1,β2,β3分別表示資本開放水平、資本及勞動(dòng)力的邊際產(chǎn)出，則上式可寫為：

dY=β1dF+β2dK+β3dL

(3)

由于本文實(shí)證使用的是中國(guó)31個(gè)省(市)2003年到2018年的跨省面板數(shù)據(jù)，因此進(jìn)一步構(gòu)建具有個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型：

yit=β0+β1Fit+β2Kit+β3lit+αi+λt+εit

(4)

其中，yit表示我國(guó)第i省(市)在第t年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，F(xiàn)it表示我國(guó)第i省(市)在第t年的資本開放程度指標(biāo)，Kit表示我國(guó)第i省(市)在第t年的投資水平，lit表示我國(guó)第i省(市)在第t年的勞動(dòng)力水平，αi是未觀測(cè)到的個(gè)體(省市)效應(yīng)，λt是未觀測(cè)到的時(shí)間效應(yīng)，εit是未觀測(cè)到的既隨省市又隨時(shí)間改變的誤差項(xiàng)。

(三)指標(biāo)變量及數(shù)據(jù)說明

本文選取中國(guó)31個(gè)省(市)2003-2017年的相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的跨省面板數(shù)據(jù)共465個(gè)樣本進(jìn)行實(shí)證分析。

被解釋變量：各省(市)的實(shí)際GDP。為了避免通貨膨脹的影響，采用實(shí)際GDP，按照1978年不變價(jià)格進(jìn)行換算得到實(shí)際值，換算公式為：

其中，GDPit是i省(市)當(dāng)年的實(shí)際產(chǎn)出值，是由當(dāng)年的產(chǎn)出指數(shù)GDPit-index與2003年的產(chǎn)出指數(shù)GDPi2003-index與的比值乘以2003年的產(chǎn)值GDPi2003計(jì)算的。

核心解釋變量：各省(市)的資本開放度FO。本文根據(jù)國(guó)內(nèi)實(shí)際情況，我國(guó)現(xiàn)屬于經(jīng)濟(jì)發(fā)展中國(guó)家，在資本開放方面主要表現(xiàn)在國(guó)際資本間的投資流動(dòng)等方面，因此，本文主要采用流量法。本文在構(gòu)建中國(guó)省(市)資本開放度的同時(shí)考慮資本流入與資本流出，在借鑒姜波克(1999)資本開放指數(shù)構(gòu)建的基礎(chǔ)之上，構(gòu)建中國(guó)省(市)資本開放度指標(biāo)如下：

資本開放根據(jù)流入開放度與流出開放度兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)，其中FDI表示各省(市)實(shí)際利用外商直接投資總額，OFDI表示各省(市)對(duì)外直接投資總額。

控制變量：本文選取了兩個(gè)控制變量，以資本形成總額來衡量投資水平K，以國(guó)際勞動(dòng)力標(biāo)準(zhǔn)計(jì)算的勞動(dòng)力總數(shù)來衡量勞動(dòng)力水平L。

本文使用的各省對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來源于歷年《中國(guó)對(duì)外直接投資統(tǒng)計(jì)公報(bào)》；使用的各省實(shí)際利用外商直接投資數(shù)據(jù)、各省地區(qū)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)、各省資本形成總額和勞動(dòng)力水平數(shù)據(jù)均來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局。為避免多重共線性及消除可能存在的異方差現(xiàn)象，模型中對(duì)相關(guān)變量值取自然對(duì)數(shù)，分別記為L(zhǎng)NGDP，LNFO，LNK，LNL。

(四)實(shí)證結(jié)果

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，在回歸分析之前需要先對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果序列存在單位根，則為非平穩(wěn)序列；反之，為平穩(wěn)序列。本文采用Summary檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法包括LLC檢驗(yàn)、Im-Pesaran-Shin檢驗(yàn)，ADF-Fisher檢驗(yàn)和PP-Fisher檢驗(yàn)。Eviews軟件給出的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

變量LLCIPSADF-FisherPP-Fisher結(jié)論LNGDP1.1719(0.8794)6.0851(0.9899)23.5379(0.9457)11.4108(0.9789)不平穩(wěn)DLNGDP-7.8744???(0.0000)-2.8981???(0.0019)86.9952??(0.0129)85.8014??(0.0161)平穩(wěn)LNFO-5.0594???(0.0000)-1.05591(0.1455)75.2451?(0.0888)74.4855?(0.0988)不平穩(wěn)DLNFO-18.4665???(0.0000)-10.6511???(0.0000)206.313???(0.0000)207.982???(0.0000)平穩(wěn)LNK2.5947(0.9953)7.4763(0.8745)18.5801(0.9576)25.0034(0.9435)不平穩(wěn)DLNK-7.9174???(0.0000)-1.6221?(0.0524)78.6547?(0.0534)105.102???(0.0003)平穩(wěn)LNK-5.0162(0.0000)1.7430(0.9593)57.6063(0.5637)52.6174(0.7396)不平穩(wěn)DLNL-7.7624???(0.0000)-4.4509???(0.0000)116.799???(0.0000)141.669???(0.0000)平穩(wěn)

注：D表示一階差分，*、**、***分別表示10%、5%、1%的置信水平，每一個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量下方括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的p值。

由上表可知，所有變量的原始序列在所有檢驗(yàn)方法下都是非平穩(wěn)序列，所以對(duì)所有變量進(jìn)行一階差分，并對(duì)差分后的序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如上表所示，所有一階差分后的序列都是平穩(wěn)的，所以各變量均為一階單整序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

本文基于Pedroni方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其原假設(shè)均是不存在協(xié)整關(guān)系，本研究中的時(shí)間跨度T僅為12，個(gè)體N為31，共372個(gè)樣本，因此以PanelADF和GroupADF作為最主要的準(zhǔn)則判斷變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。Eviews軟件給出的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

檢驗(yàn)方法統(tǒng)計(jì)量統(tǒng)計(jì)量值ProbPedroni檢驗(yàn)Panelv-StatisticPa1.5236?0.0638nelrho-Statistic5.45850.3700PanelPP-Statistic-6.1054???0.0000PanelADF-Statistic-6.4469???0.0000

注：D表示一階差分，*、**、***分別表示10%、5%、1%的置信水平，每一個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量下方括號(hào)內(nèi)為對(duì)應(yīng)的p值。

由上表可知，對(duì)全國(guó)31個(gè)省(市)級(jí)數(shù)據(jù)的Pedroni協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果有3個(gè)顯著拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與資本開放之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

3.面板回歸模型的回歸結(jié)果

本文構(gòu)建的模型是固定效應(yīng)回歸模型，回歸結(jié)果如表3所示：

表3固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果

從上表的模型估計(jì)結(jié)果可知，方程的擬合優(yōu)度達(dá)到0.97，模型擬合效果較好。另外，從F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的伴隨概率來看，模型擬合精度較高。資本開放FO對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的系數(shù)為0.05，且是正數(shù)，并且t統(tǒng)計(jì)量大于5%臨界值水平，即系數(shù)在5%的水平上是顯著的，這表明在考察期內(nèi)資本開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)確實(shí)具有一定的促進(jìn)效應(yīng)，在其他條件不變的情況下，資本開放程度提高1%，會(huì)使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)上升0.05%，這一結(jié)果有力支持了本文提出的基本假設(shè)：資本開放通過提升國(guó)內(nèi)金融體系效率，促進(jìn)資本積累，吸引國(guó)外先進(jìn)知識(shí)和技術(shù)，實(shí)現(xiàn)先進(jìn)技術(shù)與資本積累的有機(jī)結(jié)合，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有推進(jìn)作用。此外，LNK的系數(shù)在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，有力地證明了資本積累是我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一個(gè)主要驅(qū)動(dòng)力。

四、結(jié)論

本文通過中國(guó)31個(gè)省(市)2003年至2017年的面板數(shù)據(jù)，探討了資本開放與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，資本開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有正向效應(yīng)，即資本開放加快了中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。在這期間，中國(guó)的資本開放程度呈現(xiàn)不斷上升的趨勢(shì)，一方面是資本市場(chǎng)改革深入，另一方面中國(guó)的對(duì)外開放也逐漸步入正軌，這些因素都促進(jìn)了資本開放和金融開放水平的提高。同時(shí)可以得出以下對(duì)策建議。首先，政府仍應(yīng)該堅(jiān)持資本開放和金融開放的方向，循序漸進(jìn)的拓寬其廣度和深度，為中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)注入新的動(dòng)力。其次，在我國(guó)直接投資占主導(dǎo)地位的情況下，要推動(dòng)證券投資和其他投資規(guī)模的擴(kuò)大，完善資本市場(chǎng)結(jié)構(gòu)。最后，在強(qiáng)調(diào)資本開放的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的同時(shí)，更加注意經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的內(nèi)在質(zhì)量，盡量減小開放的負(fù)面影響，使整體的資本開放增長(zhǎng)效應(yīng)發(fā)揮到最大。