微液滴現(xiàn)象與大氣腐蝕過程相關(guān)性研究(完整版)實用資料

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第6卷第3期2021年06月微液滴現(xiàn)象與大氣腐蝕過程相關(guān)性研究（完整版）實用資料(可以直接使用，可編輯完整版實用資料，歡迎下載）裝備環(huán)境工程EQUIPMENTENVIRONMENTALENGINEERING理論與實驗研究微液滴現(xiàn)象與大氣腐蝕過程相關(guān)性研究梁利花1,王佳1,2,姜晶1,鄒妍1(1.中國海洋大學(xué),山東青島266100;2.金屬腐蝕與防護國家重點實驗室,沈陽110015摘要:用體視顯微鏡和電化學(xué)極化技術(shù)考察了微液滴現(xiàn)象的形成特征及其在大氣腐蝕過程中的作用。結(jié)果表明,金屬性質(zhì)、主液滴性質(zhì)、氣相環(huán)境相對濕度和液/固界面性質(zhì)對微液滴形成有重要影響。微液滴的出現(xiàn)能夠增強金屬表面潤濕能力,促進金屬表面液膜的擴展,從而誘發(fā)和加速大氣腐蝕過程。關(guān)鍵詞:微液滴;形成與擴展;影響因素;液膜;大氣腐蝕中圖分類號:TG172.3文獻標(biāo)識碼:A文章編號:167229242(20210320001205收稿日期:2021203203基金項目:國家自然科學(xué)重大基金(50671097資助作者簡介:梁利花(1979-,女,河南新鄉(xiāng)人,博士,主要從事海洋環(huán)境金屬腐蝕電化學(xué)方面的研究。StudyofCorrelativitybetweenAtmosphericCorrosionProcessAhua,ANGJia1,2,JIANGJing1,ZOUYan1(1.OceanUniversityofChina,Qingdao266100,China;2.StateKeyLaboratoryforCorrosionandProtectionofMetals,Shenyang110015,ChinaAbstract:Theformationcharacteristicsofmicro2dropletsandtheeffectsonatmosphericcorrosionprocesswereinvestiga2tedinsituwithstereomicroscopyandtheelectrochemicalpolarization.Theexperimentalresultsshowedthatthemetalproper2ty,theprimary2dropletcharacter,therelativehumidityandtheliquid/metalinterfacepropertywerethevitalfactorsfortheformationandspreadingofmicro2droplets.Micro2dropletscanintensifymetalsurfacewettingabilityandacceleratethinelectro2lytelayer’sspreading,andtheatmosphericcorrosionisignitedandacceleratedduetothis.Keywords:micro2droplets;formationandspreading;influencefactors;thinelectrolytelayer;atmosphericcorrosion大氣腐蝕是金屬腐蝕中最普遍的一種。在一定的相對濕度下,大氣中的水氣在金屬表面上凝聚或吸附成水膜是造成金屬大氣腐蝕的主要原因之一。大量的研究表明[1-2],在影響材料大氣腐蝕的環(huán)境因素中,固體沉積物的作用最為突出。沉積的固體顆粒會增強水蒸氣的凝聚或吸附,進而增大成大液滴(主液滴。當(dāng)在易被腐蝕的金屬表面上預(yù)先形成腐蝕性強的主液滴時,則在主液滴周圍馬上形成大量微米級直徑的小液滴(微液滴并向四周擴展(如圖1所示。實驗發(fā)現(xiàn)這種微液滴現(xiàn)象只在能夠發(fā)圖1微液滴現(xiàn)象Fig.1Thepictureofthemicro2dropletsformation?1?裝備環(huán)境工程2021年06月生腐蝕的體系中出現(xiàn),不能發(fā)生腐蝕作用的體系中不發(fā)生或很難觀察到微液滴現(xiàn)象,體系的腐蝕性越強,微液滴現(xiàn)象就越明顯[3-4]。這說明,微液滴的形成與擴展與金屬材料的大氣腐蝕過程密切相關(guān)。因此,探求微液滴的形成規(guī)律對理解大氣腐蝕過程和機理具有重要意義。文中主要考察了微液滴的形成和發(fā)展以及它們的特征和影響因素,并對微液滴與大氣腐蝕關(guān)系進行了分析研究,揭示了微液滴現(xiàn)象及其與大氣腐蝕之間的密切關(guān)系。1實驗方法實驗中選取了A3碳鋼,鋅(Zn、純銅(Cu及304不銹鋼作為研究材料。樣品的尺寸為20mm×20mm×3mm,用水磨砂紙逐級打磨到1200#并拋光成鏡面,經(jīng)丙酮超聲清洗后吹干,干燥器中以備用。,類有NaCl、MgCl2和NaOH等。實驗時主液滴由微量注射器滴加在金屬表面上。電化學(xué)極化所用的電極是由2塊相同的金屬材料組成,兩電極之間用厚約100μm絕緣聚脂薄膜隔開,最后一起通過環(huán)氧樹脂安裝在套管中。兩電極的底端通過引線與外部極化電路進行電連接。實驗中選取了A3碳鋼和304不銹鋼電極對作為測試電極?？疾飙h(huán)境參數(shù)的變化對微液滴的形成和擴展影響的實驗裝置簡圖(如圖2所示。其中,相對濕度的控制是通過調(diào)節(jié)干濕氣流的比例來獲得。圖2顯微鏡觀察裝置Fig.2Schematicdiagramofsetupforinsituobservationofmicro2dropletsformation2結(jié)果與討論2.1微液滴形成與發(fā)展的特征大氣環(huán)境中,沉積在金屬表面上的無機鹽粒在合適的相對濕度下,會很快吸收環(huán)境中的水氣潮解成無色透明液滴,如NaCl顆粒沉積在A3金屬表面上,NaCl顆粒先潮解吸水形成透明液滴,隨著時間的增加,透明液滴會逐漸變渾形成黃色液滴。用體視顯微鏡觀察發(fā)現(xiàn),無機鹽粒潮解形成的液滴(主液滴周圍很快有直徑為1~10μm的更小液滴(微液滴出現(xiàn)并向四周擴展。考察表明微液滴具有較高的pH值和較正電位,[5-6]。,,微(如圖3所示。圖3微液滴的穩(wěn)定性Fig.3Micro2dropletscouldstillexistaftermain2dropletdisappeared另外,微液滴的形成發(fā)展是一個動態(tài)過程,具有動態(tài)特征,體現(xiàn)在每一個獨立的微液滴以及整體微液滴覆蓋區(qū)域兩個方面。實驗發(fā)現(xiàn),每一個獨立的微液滴產(chǎn)生后,隨著時間的增加,這個微液滴直徑會慢慢長大,長大到一定程度后會與其周圍的其它微液滴匯聚成大液滴;整個微液滴還會不斷向外擴展,微液滴蔓延區(qū)域會愈來愈大(如圖4所示。微液滴的這一動態(tài)特征不僅與金屬表面狀態(tài)有關(guān),還受其所處的氣相環(huán)境等因素影響。綜上所述,微液滴的形成和擴展主要具有以下特征:1微液滴從主液滴邊緣三相區(qū)域開始不斷外擴;2微液滴直徑不斷長大;3濕度越大,微液滴?2?第6卷第3期梁利花等:微液滴現(xiàn)象與大氣腐蝕過程相關(guān)性研究圖4Fig.4Thedynamic2and直徑越大;4陰極極化越強,形成與擴展速率越快。2.2影響微液滴形成的因素從對微液滴形成擴展的特征分析已經(jīng)基本可以看出,在非極化自然條件下微液滴形成涉及主液滴狀態(tài)、金屬表面狀態(tài)、氣相狀態(tài)和主液滴/金屬界面狀態(tài)。因此,金屬性質(zhì)、主液滴性質(zhì)、氣相性質(zhì)和液/固界面性質(zhì)是制約微液滴形成與發(fā)展的重要因素。2.2.1金屬性質(zhì)分別從金屬材料性質(zhì)和金屬表面狀態(tài)(粗糙度兩方面進行考察。微液滴的形成與金屬材料性質(zhì)密切相關(guān)。實驗中分別選取A3碳鋼和304不銹鋼作為研究對象,以NaCl溶液作主液滴。考察結(jié)果發(fā)現(xiàn),在A3碳鋼金屬表面上,微液滴快速形成并向外擴展,而在304不銹鋼金屬表面上始終沒有觀察到微液滴現(xiàn)象出現(xiàn)(如圖5所示。說明只有能夠被腐蝕的金屬,才能在主液滴周圍形成微液滴。由于金屬表面狀態(tài)首先體現(xiàn)在表面粗糙度上,為了考察金屬表面狀態(tài)對微液滴形成的影響,實驗以NaCl溶液作主液滴,考察經(jīng)100#,600#,800#,圖5不同金屬材料對微液滴形成的影響Fig.5Influenceofdifferentmetalmaterialsonmicro2dropletsformation1200#及1500#砂紙打磨的A3碳鋼。其表面上微液滴形成和擴展的結(jié)果顯示,在打磨粗糙的金屬表面上,微液滴在沿著與打磨方向平行的方向上擴展得更快,。,,,微液,微液滴覆蓋區(qū)的形狀更接近于圓形(如圖6所示。這可能與金屬表面的能量形態(tài)有關(guān)。由此可見,金屬性質(zhì)對微液滴的形成具有一定影響。圖62種砂紙打磨的金屬表面上微液滴現(xiàn)象對比Fig.6Influenceofsurfaceroughnessontheformationandspreadingofmicro2droplets2.2.2主液滴性質(zhì)實驗發(fā)現(xiàn),微液滴現(xiàn)象只有在主液滴存在的情況下才能出現(xiàn),即沒有主液滴,微液滴無法形成。實驗也發(fā)現(xiàn),不同主液滴溶液對微液滴的形成也能產(chǎn)生重要影響。因此,有必要考察無機鹽溶液性質(zhì)對微液滴現(xiàn)象的影響。實驗分別從主液滴溶液濃度和主液滴溶液pH值兩方面來進行考察。為了考察微液滴的形成和擴展是否受主液滴濃度的影響,實驗考察了主液滴分別由濃度為0.01,0.1,1.0mol/L和飽和NaCl溶液組成時,微液滴在打磨光亮的A3碳鋼表面上的形成和擴展情況。結(jié)?3?裝備環(huán)境工程2021年06月果顯示,隨著主液滴濃度的增大,微液滴出現(xiàn)得愈快且擴展范圍愈大。也就是說,微液滴的形成和擴展速率隨主液滴濃度的增加而加大。這說明微液滴的形成和擴展與主液滴溶液侵蝕性強弱有一定的關(guān)系。因為濃度越大,主液滴中Cl-絕對數(shù)量越多,Cl-屬于強侵蝕性離子,所以越有利于微液滴的形成和擴展?？疾觳煌琾H值溶液作為主液滴對微液滴現(xiàn)象影響的實驗中,以0.5mol/LNaCl作為底液,分別用HCl和NaOH調(diào)pH值到1,4,7,10和13形成的溶液為主液滴,保持環(huán)境濕度為95%。不同pH值的溶液作為主液滴時微液滴的出現(xiàn)情況見表1。表1不同pH值溶液作主液滴時微液滴的形成對比Table1Micro2dropletsformedforthemain2dropletswithdifferentpHvaluepH值1471013時間30min10min2min10s<2s實驗結(jié)果無微液滴現(xiàn)象出現(xiàn)。微液滴可出現(xiàn)展不明顯。微液滴出顯,液滴在向外不斷擴展。微液滴出擴很快長大,部分長大后匯成較大液滴。現(xiàn)同時主液滴邊緣不斷向外擴展并吞并微液滴。從不同pH值溶液作主液滴時的實驗結(jié)果可以看出,隨著pH值的增大,微液滴形成和擴展速率隨之增大,即pH值越大越有利于微液滴的形成。在中堿性條件下,主液滴附近,微液滴形成區(qū)為具有較高電位的氧還原腐蝕反應(yīng)陰極區(qū)。因此,高電位、高pH值和高速氧還原反應(yīng)均能夠促進微液滴的形成與擴展。2.2.3氣相性質(zhì)———相對濕度和組分大氣腐蝕是一種薄液膜下的電化學(xué)反應(yīng),薄液膜在金屬表面上的形成對大氣腐蝕的發(fā)生發(fā)展有重要影響。金屬的大氣腐蝕起始于其表面上的水氣的吸附凝聚,它是大氣腐蝕早期階段的一個重要特征。因此,作為與大氣腐蝕密切相關(guān)的微液滴現(xiàn)象勢必要受大氣中相對濕度的影響?？疾樵诓煌南鄬穸认挛⒁旱蔚男纬珊蛿U展的實驗結(jié)果表明,微液滴形成過程中存在2個臨界相對濕度,即所用鹽類的飽和溶液的相對濕度值RHOSS(ThepercentageofrelativeHumiditieso2verthesaturatedsolution和微液滴剛能出現(xiàn)時的相對濕度值RHMD(見表2。只有環(huán)境相對濕度高于某一數(shù)值RHMD>RHOSS時,微液滴現(xiàn)象才能發(fā)生。相對濕度越高,微液滴形成和生長的速度越快。能夠形成微液滴的最低濕度大致等于該無機鹽飽和溶液平衡的相對濕度。表2不同無機鹽溶液的臨界相對濕度值Table2Thecriticalrelativehumidityvaluesofdifferentin2organicsaltsolution無機鹽NaClKClKNO3Na2SO4Na2CO3RHMD/%7887939494RHOSS/%76.586.5939395合適的環(huán)境相對濕度是大氣腐蝕發(fā)生發(fā)展的必要條件之一。,,并在,金屬表面的電解質(zhì)液層不斷向周圍擴展,空氣中的氧氣在液膜邊緣的三相區(qū)供應(yīng)充分,迅速溶解于溶液,發(fā)生陰極反應(yīng),腐蝕原電池形成,金屬發(fā)生陽極溶解,開始了大氣腐蝕過程。由于相對濕度越大,金屬的腐蝕過程越容易啟動和發(fā)生,從這個角度也可以理解為什么微液滴的形成和擴展速率會隨著相對濕度的增大而增大。由此可見,水氣分子在微液滴的形成和擴展中扮演著很重要的角色。另外,實驗中發(fā)現(xiàn)在自然狀態(tài)下,在含氧氣氛中能夠形成微液滴,但在氮氣或氬氣氣氛中,均不能夠形成微液滴。2.2.4液/固界面性質(zhì)腐蝕原電池和外電源對主液滴/金屬界面的中心和邊緣分別進行陽極和陰極極化也能夠形成微液滴,下面分別進行考察。以3.5%NaCl溶液作主液滴,對A3碳鋼金屬表面進行考察,保持RH>80%,自然狀態(tài)下,NaCl/A3碳鋼組合體系能夠形成腐蝕原電池。實驗發(fā)現(xiàn),在無外加極化條件下,主液滴液層周圍有微液滴形成并向外擴展。此時,對主液滴進行陰極極化,發(fā)現(xiàn)陰極區(qū)微液滴更加明顯,陽極區(qū)微液滴在相對減弱。改變極化方向后,原來陰極區(qū)形成的微液滴在慢慢消失,而在新的陽極區(qū)微液滴現(xiàn)象相對更加明顯(如圖7所示。?4?第6卷第3期梁利花等:微液滴現(xiàn)象與大氣腐蝕過程相關(guān)性研究圖7極化狀態(tài)對3.5%NaCl/A3碳鋼體系中微液滴形成的影響Fig.7Influenceofpolarizationstateonthemicro2dropletsformationinthesystemof3.5%NaCl/A3carbonsteel接著對H2O/304不銹鋼組合體系在氬氣環(huán)境中進行考察。在自然狀態(tài)下,微液滴不能在該體系中形成,但對該體系進行電化學(xué)極化后,微液滴現(xiàn)象在陰極區(qū)也可以出現(xiàn)。改變極化方向后,微液滴在新的陰極區(qū)形成,而原來有微液滴形成的陰極區(qū)此刻轉(zhuǎn)變?yōu)殛枠O區(qū),干(如圖8所示。圖8極化狀態(tài)對純水/304不銹鋼體系中的微液滴形成的影響Fig.8Influenceofpolarizationstateontheformationofmicro2dropletsinthesystemofH2O/304stainlesssteel由此可見,液/固界面性質(zhì)對微液滴現(xiàn)象有重要影響。微液滴只在陰極區(qū)形成,而陽極區(qū)不能出現(xiàn)微液滴現(xiàn)象。說明微液滴的形成與界面所帶電荷性質(zhì)密切相關(guān),陰極極化會導(dǎo)致負(fù)電荷在金屬表面聚集,金屬表面負(fù)電荷增加會導(dǎo)致液/固表面能降低,因此,電化學(xué)陰極極化導(dǎo)致金屬表面負(fù)電荷增加,從而降低了液/固界面能,而液/固界面能的降低,將會更有利于微液滴在金屬表面的形成。2.3微液滴與液膜擴展大氣腐蝕過程本質(zhì)上是一種薄液膜條件下的電化學(xué)過程,薄液膜的形成是關(guān)系大氣腐蝕發(fā)生發(fā)展的關(guān)鍵因素,作為與大氣腐蝕密切相關(guān)的微液滴現(xiàn)象肯定與薄液膜的形成相關(guān)聯(lián)。微液滴的形成與擴展與大氣腐蝕過程密切相關(guān)。如果體系的腐蝕性較強,則微液滴容易形成和擴展;如果體系的腐蝕性很弱,則微液滴難于形成或基本不形成。相同條件下,當(dāng)金屬表面分別預(yù)先有體積相同的1mol/LNaCl主液滴和1mol/LCaCl2主液滴時,對A3碳鋼、鋅片、純銅及304。結(jié)果顯示(如圖9所示,,金屬表面液膜向,,沒。圖9A3碳鋼與不同無機鹽溶液組成體系中微液滴現(xiàn)象與液膜形成關(guān)系Fig.9Therelationofmicro2dropletsandthinelectrolytelayerfordifferentsystems實驗結(jié)果表明,微液滴的形成能夠增強金屬表面潤濕能力,促進金屬表面液膜的形成,從而誘發(fā)大氣腐蝕。3結(jié)論微液滴現(xiàn)象是與大氣腐蝕密切相關(guān)的一種實驗現(xiàn)象,其形成和擴展受金屬性質(zhì)、主液滴性質(zhì)、氣相環(huán)境濕度以及液/固界面性質(zhì)等多種因素影響。微液滴的形成與擴展能夠促進金屬表面的液膜擴展,改變了金屬的電化學(xué)狀態(tài),從而引發(fā)和加速大氣腐蝕過程。(下轉(zhuǎn)第20頁?5?·20·裝備環(huán)境工程2021年06月很大關(guān)系。一般說來,冬季改善程度最大,分季次之,夏季改善程度最小。4新方法可以推廣應(yīng)用于其他電離層參量的短期預(yù)報,例如:電離層F2層3000km傳輸因子M(3000F2,電離層總電子含量TEC等。參考文獻:[1]MUHTAROVP,KUTIEVI.AutocorrelationMeth2[2]MUHTAROVP,KUTIEVI,CANDERL.Geomag2termPredictionofIonosphericParameters[J].InverseProblems,2002,18:49-65.[3]MIKHAILOVAV,MORENABAdela,MIROG.AMethodforfoF2MonitoringoverSpainUsingtheElArenosilloDigisondeCurrentObservations[M].3rdCOST251WorkshopProceedings.ElArenosillo,Spain,1998,COST251TD(99003:185-194.[4]MARIND,MIROG,MIKHAILOVAV.AMethod[5]UNDSTEDTH.NeuralNetworkandPredictionofL(4:457-464.[6]TULUNAYE,TOPALLII.KUMLUCAA,etal.ANeuralNetworkBasedModelwithIntrinsicInputstoodFortemporalInterpolationandShort2termPredic2tionOfionosphericData[J].RadioScience,1999,34(2:459-464.cro2dropletsFormationontheMetalwithSaltParticlechemicalSociety.Orlando,2003:472.forfoF2Short2termPrediction,4thCOST251Work2shopProceedings[R].Madeira,Portugal,1999,COST251TD(99008:214-222.SolarTerrestrialEffects[J].PlanetSpaceSci,1992,40ForecastIonosphericCriticalFrequencyfoF2OneHourinAdvance[R].3rdCOST251WorkshopProceed2ings.ElArenosillo,Spain,1998,COST251TD(99003:47-54.[7]CANDERLR,MILOSAVLJEVICM,STANKOVICcialNeuralNetwork[J].ElectronLett,1998,34(6:1573-1574.S,etal.IonosphericForecastingTechniquebyArtifi2(1:106-109.[J].吉林電力,2005,2(1:19-23.StageofAtmosphericCorrosion[R].Electrochimica[8]孫憲儒.亞太地區(qū)F2電離層預(yù)測方法[J].通訊學(xué)報,1987,8(6:37-45.[9]涂劍南,劉立波,保宗悌.一個低緯電離層模式[J].空間科學(xué)學(xué)報,1997,17(3:212-219.(上接第5頁參考文獻:[1]王佳.無機鹽微粒沉積和大氣腐蝕的發(fā)生和發(fā)展[J].中國腐蝕與防腐學(xué)報,2004,24(3:155-158.[2]STRATMANNM,STREECKELH.OntheAtmos2phericCorrosionofMetalsWhichareCoveredwithThinElectrolyteLayers[J].CorrosionScience,1990,30(6-7:681-714.[3]WANGJ,TSURUT.PotentialDistributionandMi2Deposition[C]//The204thMeetingofTheElectro2neticallyCorrelatedAutoregressionModelforShort2[10]LIUR,LIUS,XUZ,etal.ApplicationofAutocor2inChina[J].ChineseScienceBulletin,2006,51(3:352-357.[11]王家龍,韓延本.“相似周”方法及對第23周太陽黑子數(shù)逐月值預(yù)測的討論[J].空間科學(xué)學(xué)報,2000,20(3:278-281.[12]WGJia2long,HANYan2ben.ForecastsofSmoothedANforCycle23[J].AstrophysRep,1997,Supp1:261272.[13]苗娟,劉四清,薛炳森,等.太陽10.7cm射電輻射流量預(yù)報方法初探[J].空間科學(xué)學(xué)報,2003,23(1:5054.[14]莫維仁,張伯明,孫宏斌,等.短期負(fù)荷預(yù)測中選擇相似日的探討[J].清華大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版,2004,44[15]張明理,趙瑞.短期負(fù)荷預(yù)測中相似日選擇的判別方法[16]馮靜,柳文,焦培南,等.電離層特征參量的自相關(guān)原理插值方法[J].空間科學(xué)學(xué)報,2021,29(2:195-201.[4]TSURUT,TAMIYAKI,NISHIKATAA.Forma2[5]ZHANGJibiao,WANGJia,WANGYanhua.Elec2[6]張際標(biāo).大氣腐蝕起始過程中的微液滴現(xiàn)象研究[D].trochemicalInvestigationsofMicro2dropletsFormedonMetalsDuringtheDeliquescenceofSaltParticlesinAtmosphere[J].ElectrochemistryCommunications,2005,7(4:443-448.tionandGrowthofMicro2dropletsduringtheInitialActa,2004,49(17-18:2709-2715.relationMethodonIonosphericShort2termForecastingandNon2smoothedMonthlyMeanSunspotMumbers青島:中國科學(xué)院海洋研究所,2005:40-43.投資-儲蓄相關(guān)性與資本的地區(qū)間流動能力檢驗趙巖趙留彥趙巖國家發(fā)改委價格認(rèn)證中心E-mail:通訊地址：北京西城區(qū)月壇北小街2號發(fā)改委價格認(rèn)證中心100836趙留彥北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院金融系E-mail:zhly通訊地址：北京大學(xué)暢春新園2號樓237室100871投資-儲蓄相關(guān)性與資本的地區(qū)間流動能力檢驗趙巖（國家發(fā)改委價格認(rèn)證中心北京100836）趙留彥（北京大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院北京100871）摘要：本文主要從各省內(nèi)部儲蓄和投資相關(guān)性角度考察改革以來資本的地區(qū)間流動能力，從而認(rèn)識改革以來中國金融市場的一體化程度，并檢驗金融市場效率的改進。基本結(jié)果表明，在改革之初各省投資與儲蓄的變化并不一致，到了八十年代末期二者才明顯呈現(xiàn)出共同的變化趨勢。不過最近幾年里這種共同趨勢又趨于變?nèi)酢Ｊ褂脟秀y行存款率和貸款率數(shù)據(jù)也可以得到同以上相似的結(jié)論。控制了可能同時影響儲蓄和投資的外生變量之后，各省內(nèi)部儲蓄和投資的相關(guān)程度有所降低，然而在八十年代后期至九十年代前期的幾年中，二者的共同變化趨勢仍然非常顯著。結(jié)合中國金融體系和銀行體系改革的歷程，本文討論了出現(xiàn)上述結(jié)果的原因。關(guān)鍵詞：金融一體化資本流動Feldstein-Horioka測試一、引言改革以來中國經(jīng)濟維持了二十多年的高速增長，并同時由原來的計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變。二十多年間，非國有部門迅速擴張，國有部門所占的比重越來越小，例如2002年非國有企業(yè)的產(chǎn)值已經(jīng)超過國民經(jīng)濟總產(chǎn)值的80%。與此同時金融深化也在迅速進行，銀行部門的資產(chǎn)已經(jīng)由改革初期的不足GDP的30%擴張到現(xiàn)在的150%以上。理論上，金融深化和金融部門可以通過有效配置資源、分散風(fēng)險、便利商品與勞務(wù)的交易等方式促進經(jīng)濟的發(fā)展（Levine,1997）。然而在中國，研究者普遍持有的觀點是金融深化似乎并沒有帶來經(jīng)濟發(fā)展和效率的提高。盡管經(jīng)過了持續(xù)的改革，以贏利性為導(dǎo)向的現(xiàn)代銀行體系在中國還未正式建立。四大國有商業(yè)銀行主宰著中國的銀行體系，它們絕大多數(shù)的資金仍是投向了低效率的國有企業(yè)部門。例如在2000年，盡管國有企業(yè)產(chǎn)出在總產(chǎn)出中所占的比例已相當(dāng)?shù)?，其獲得的貸款仍高達銀行貸款總額的四分之三。中國金融體系的另一個致命缺陷在于資本市場的地區(qū)性分割（例如見Boyreau-DebrayandWei,2003）。這種分割阻礙著資本和儲蓄的跨地區(qū)流動，使得大量的儲蓄滯留在低效率的地區(qū)，有良好投資機會的地區(qū)和企業(yè)則不能得到充足的資金。考察中國資本市場地區(qū)分割的文獻尚不多見，不過已有較多文獻研究中國地區(qū)間商品市場的分割以及勞動力自由轉(zhuǎn)移的限制。例如QianandXu(1993)認(rèn)為，改革后的中國可被視為聯(lián)邦形式，每個地區(qū)是自治權(quán)利較大的經(jīng)濟體，他們認(rèn)為這種地區(qū)的自主權(quán)有利于中國經(jīng)濟的發(fā)展。然而地區(qū)自主權(quán)力大是有利于中國商品市場的一體化，還是會導(dǎo)致地方保護主義和地區(qū)市場的分割？目前在這個問題上并沒有一致的結(jié)論。有的證據(jù)表明，在中國的商品市場上各地區(qū)生產(chǎn)的專業(yè)化水平并不高，產(chǎn)業(yè)結(jié)果過于雷同（Young,2001）。然而，HuangandWei(2001)考察了同種商品在中國不同城市中的價格向一價定律收斂的速度，其結(jié)論表明這種收斂速度同美國是相似的。這意味著中國商品市場可能同美國一樣也達到高度的一體化了。本文目的在于考察中國各省間金融和資本市場的一體化程度。由此我們還可了解到中國金融市場的效率。這背后的經(jīng)濟思想相當(dāng)直觀：如果資本能夠自由的追逐利潤，它會自發(fā)地從生產(chǎn)效率低的地區(qū)流向生產(chǎn)效率高的地區(qū)；反過來，如果資本不能在地區(qū)間自由流動，則可以認(rèn)為金融市場在配置資源方面是低效的。本文中我們的分析圍繞下列問題：相對于成熟的市場經(jīng)濟國家，中國地區(qū)間金融市場一體化程度如何，即擁有投資機會的地區(qū)是否能夠順利地吸收到別的地區(qū)的資金？改革開放二十多年以來，尤其是上個世紀(jì)九十年代上半期銀行業(yè)的改革開始以來，中國金融市場的效率是否在提高？毫無疑問，這些問題對于研究中國的金融市場和銀行體系改革具有重要意義，盡管當(dāng)前談到銀行體系中的問題，學(xué)術(shù)界關(guān)心的似乎主要還是壞賬，而對資本市場分割問題的關(guān)注較少。本文以下的結(jié)構(gòu)安排是：第二部分簡要介紹關(guān)于國際資本市場一體化程度的Feldstein-Horioka（FH）測試的基本思想；第三部分討論省內(nèi)儲蓄率和投資率的相關(guān)性，以此推斷中國金融市場的效率以及一體化程度。鑒于國有銀行在中國金融體系中的主導(dǎo)性地位，我們還基于同樣方法檢驗省內(nèi)國有銀行存款率和貸款率的相關(guān)性。第四部分進一步討論控制可能同時影響儲蓄率和投資率的因素之后的結(jié)果。最后是全文結(jié)論。二、國際資本市場一體化程度的Feldstein-Horioka測試如果資本不能在地區(qū)間流動，則當(dāng)?shù)貎π钪荒芡顿Y于本地區(qū)，本地區(qū)的投資也只能依賴于當(dāng)?shù)氐膬π睿@時一個地區(qū)的儲蓄和本地區(qū)的投資就是高度相關(guān)的。相反地，如果資本能在地區(qū)之間完全自由流通，即任何一個地區(qū)的儲蓄都能順利地流向具有高收益、好投資項目的地區(qū)，而任何一個地區(qū)好的投資機會也都能獲得其它地區(qū)的儲蓄資金，這時一個地區(qū)的儲蓄和本地區(qū)的投資就不會有明顯的相關(guān)性。這就是FeldsteinandHorioka(1980，以下簡稱FH)測試的基本思想。FH方法最初用于檢驗國際間資本自由流動以及國際金融市場一體化程度。具體地，對多個國家的橫截面數(shù)據(jù)進行如下回歸：（AUTONUM）方程（1）左邊是總投資和總產(chǎn)出的比率，右側(cè)解釋變量是總儲蓄和總產(chǎn)出的比率。如果國際金融市場一體化很高，則儲蓄率的系數(shù)β應(yīng)該接近于0；反過來，如果β較高則意味著各國的投資主要受制于該國儲蓄，國際金融市場分割較為嚴(yán)重。使用16個OECD國家1960-1974年度數(shù)據(jù)，F(xiàn)H認(rèn)為各國儲蓄和投資高度相關(guān)，并據(jù)此認(rèn)為國際間資本流動的能力很差。將（1）中兩個變量都取1960-1974年之間的平均值，回歸而得的系數(shù)β將（1）中兩個變量都取1960-1974年之間的平均值，回歸而得的系數(shù)β為0.887，統(tǒng)計上與1沒有顯著差異。Boyreau-DebrayandWei（2003）使用1978年以后數(shù)據(jù)得出的OECD國家的β系數(shù)有所下降，不過統(tǒng)計上仍然是極其顯著的。盡管此后的研究者一致認(rèn)為國際間投資和儲蓄的相關(guān)程度較高，然而并非所有研究者都同意FH的結(jié)論。例如Obstfeld（1986）認(rèn)為，即使國際金融市場完全一體化，儲蓄和投資仍然會存在一定程度的相關(guān)性。原因是某些外生變量的變動會同時影響一國的投資和儲蓄同方向變動。就時間序列而言，經(jīng)濟的周期性波動會導(dǎo)致這種結(jié)果；就橫截面而言，國民收入和產(chǎn)出的增長率差異以及非貿(mào)易品的存在也會導(dǎo)致這種結(jié)果（Obstfeld,1986;Murphy,1986;Wong,1990;Obstfeld,1994）。還有研究者將投資和儲蓄的相關(guān)歸因于政府行為。政府不愿經(jīng)常賬戶嚴(yán)重失衡因而會適時調(diào)整宏觀經(jīng)濟政策以平衡資本的流入和流出（例如Fieleke,1982;Tobin,1983;Westphal,1983;Summers,1988）。Bayoumi(1990)曾對此理論予以實證檢驗，如果僅考察私人部門的儲蓄和投資（全部儲蓄和投資減去政府儲蓄和政府投資），其相關(guān)性的確有了明顯的下降，不過仍然是遠(yuǎn)大于0的。值得說明的是Bayoumi以及其他的研究僅局限于OECD國家，關(guān)于發(fā)展中國家之間金融市場的一體化程度的文獻尚不多見。Bayoumi(1990)曾對此理論予以實證檢驗，如果僅考察私人部門的儲蓄和投資（全部儲蓄和投資減去政府儲蓄和政府投資），其相關(guān)性的確有了明顯的下降，不過仍然是遠(yuǎn)大于0的。值得說明的是Bayoumi以及其他的研究僅局限于OECD國家，關(guān)于發(fā)展中國家之間金融市場的一體化程度的文獻尚不多見。盡管FH方法在衡量國際金融一體化方面存在爭議，在一國內(nèi)部，其仍不失為衡量地區(qū)間金融市場一體化和資本自由流動的良好指標(biāo)。因為一國內(nèi)部各地區(qū)使用共同貨幣，不存在貨幣貶值或升值危機。另外，地方政府也不象國家政府那樣關(guān)心其經(jīng)常賬戶并控制匯率。Bayoumi(1997),BayoumiandRose(1993),IwamotoandVanWincoop(2000),Sinn(1992),Thomas(1993),Yamori(1995)等計算了美國、日本、英國、加拿大等發(fā)達國家內(nèi)部各地區(qū)投資和儲蓄的相關(guān)性。結(jié)論表明不同國家的金融市場一體化程度存在差異，同一國家在不同的樣本區(qū)間里地區(qū)間投資和儲蓄的相關(guān)系數(shù)也在變動。不過一般的結(jié)論是Bayoumi(1997),BayoumiandRose(1993),IwamotoandVanWincoop(2000),Sinn(1992),Thomas(1993),Yamori(1995)等計算了美國、日本、英國、加拿大等發(fā)達國家內(nèi)部各地區(qū)投資和儲蓄的相關(guān)性。結(jié)論表明不同國家的金融市場一體化程度存在差異，同一國家在不同的樣本區(qū)間里地區(qū)間投資和儲蓄的相關(guān)系數(shù)也在變動。不過一般的結(jié)論是β估計值不顯著、或者顯著小于0。這種結(jié)論同使用國家間數(shù)據(jù)計算的結(jié)果有顯著差異。這同人們的直覺一致，因為所考察的這些國家內(nèi)部金融市場的一體化程度都是相當(dāng)高的。一國的融資結(jié)構(gòu)又與經(jīng)濟金融發(fā)展的水平密切相關(guān)。隨著一國經(jīng)濟發(fā)展水平的提高，一方面金融制度不斷完善，金融工具不斷增多；另一方面，居民金融投資的需求趨于多樣化，風(fēng)險意識和信用意識不斷提高。于是直接融資在融資結(jié)構(gòu)中的比重將不斷上升。中國改革以來，直接融資從無到有，股票市場也有十多年的發(fā)展歷史。然而總體上我國企業(yè)仍以間接融資為主，直接融資比例很低。例如九十年代初開始的10年來證券市場籌集資金近8000億元，但例如九十年代初開始的10年來證券市場籌集資金近8000億元，但銀行貸款卻增加了8萬多億元。在我國，資金的地區(qū)間轉(zhuǎn)移可大體通過三個渠道進行。一是企業(yè)和政府跨地區(qū)的投資，二是銀行跨地區(qū)的借貸，三是通過股票和債券市場等進行跨地區(qū)直接融資（Boyreau-DebrayandWei,2003）。三、中國各省投資和儲蓄的相關(guān)度（一）數(shù)據(jù)本文使用的樣本區(qū)間為1978-2002年度數(shù)據(jù)。各省總儲蓄定義為該省GDP減去該省的最終消費（包括居民消費和政府消費）?？偼顿Y以各省資本形成總額表示，資本形成總額可分為私人和公共部門的固定資本形成和存貨增加。固定資本形成總額是該年度形成的有形資產(chǎn)（如建筑工程、安裝工程、設(shè)備工器具購置）和無形資產(chǎn)之和。各省總儲蓄和總投資除以該省GDP即是儲蓄率和投資率。儲蓄率和投資率數(shù)據(jù)集共包括28個省，重慶、西藏、寧夏三個省市因為數(shù)據(jù)不全而被剔除。另一個數(shù)據(jù)集是各省國有銀行存款比率和貸款比率（存款和貸款除同GDP之比）。存款比率和貸款比率數(shù)據(jù)也包括28個省，四川、重慶、西藏因數(shù)據(jù)不全而被剔除。所有數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局編輯的《中國統(tǒng)計年鑒》各期、《中國金融年鑒》各期、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》以及《改革開放十七年的中國地區(qū)經(jīng)濟》。（二）總投資率與總儲蓄率的相關(guān)程度我們首先使用各省五年平均的儲蓄率和投資率來估計（1），結(jié)果見表1。這里進行28個省的橫截面回歸而不是對單個省進行儲蓄和投資的時間序列回歸，是為了避免經(jīng)濟周期的變動可能造成的儲蓄和投資正相關(guān)現(xiàn)象。我們使用五年平均儲蓄率和投資率，是因為這樣能夠充分體現(xiàn)出省內(nèi)投資率對于該省儲蓄率變動的滯后調(diào)整。如果國內(nèi)各省區(qū)的經(jīng)濟周期不完全一致，有些地區(qū)處于經(jīng)濟衰退期而有些地區(qū)處于經(jīng)濟高漲期，則使用年度數(shù)據(jù)時β仍會受到這種經(jīng)濟周期成分的影響，而使用較長時間的平均數(shù)據(jù)有助于克服這種經(jīng)濟周期成分造成的對β的影響。表1顯示，改革之后的第一個十年期間（1978－1987），各省內(nèi)部儲蓄率和投資率相關(guān)性很弱。這一階段兩個回歸式中的β不顯著，儲蓄率對投資率的解釋力度也分別僅為8%和2%。第二個十年（1988－1997）情況發(fā)生了明顯的變化。兩個回歸式中的β接近于0.5，顯著大于0。儲蓄率對投資率的解釋力度在兩個回歸式中分別達到了26%和38%。對比OECD國家的經(jīng)驗結(jié)論表明，我國內(nèi)部省區(qū)間與同時期OECD國家間投資率與儲蓄率的相關(guān)程度接近。1990年OECD國家間儲蓄和投資的β系數(shù)為0.48(Boyreau-Debrayand1990年OECD國家間儲蓄和投資的β系數(shù)為0.48(Boyreau-DebrayandWei,2003)。表1各省投資率與儲蓄率的FH測試1978-19821983-19871988-19921993-19971998-2002α0.35(0.03)0.34(0.03)0.23(0.05)0.24(0.12)0.31(0.07)β-0.14(0.09)0.07(0.10)0.44(0.14***)0.49(0.05***)0.30(0.18)R20.080.020.260.380.10觀測數(shù)2828282828注：表中參數(shù)是橫截面回歸中的參數(shù)估計值。因變量是投資率，自變量是儲蓄率，每個變量都是各省五年的平均值。小括號中是相應(yīng)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差，*、**、***分別表示β在10％、5％、1％水平上顯著，下同。表1中使用多年度的平均值數(shù)據(jù)回歸的方法并非沒有爭議。持久收入假說（PermanentIncomeHypothesis）意味著人們會平滑其消費行為，盡管收入可能會有大的波動，消費卻是相當(dāng)穩(wěn)定的（例如BlanchardandFischer,1989）。如果人們根據(jù)持久收入決定其消費，則長期中各省應(yīng)存在資金的流出和回流，這樣取長期平均值就使得部分流入資金和流出資金抵消，因而可能高估儲蓄和投資的相關(guān)性。換句話說，以上使用時間序列平均值進行橫截面回歸的分析方法能夠降低經(jīng)濟周期的干擾，從這個意義上避免了β被高估；然而同時又會使得一個省區(qū)長期中資金的流入和流出抵消，從這個意義上又可能造成β的高估。既然以上兩種情況都有可能發(fā)生，比較穩(wěn)健的方法是同時使用每年數(shù)據(jù)進行橫截面回歸，并比較年度數(shù)據(jù)和五年平均數(shù)據(jù)所得的結(jié)果。無法從理論上判斷資金流出和回流的周期有多長。實際中這會受到各省經(jīng)濟周期的影響，還會受到政策行為影響。例如不少省份為了吸引外部投資，如同八十年代初國家吸引外資那樣，設(shè)立了大量的經(jīng)濟開發(fā)區(qū)，開發(fā)區(qū)內(nèi)實行稅收和基礎(chǔ)設(shè)施等方面的優(yōu)惠。這種政策對于吸引資金的流入無疑會起到一定的積極作用。使用每年數(shù)據(jù)時共進行25個橫截面回歸（1978-2002），每個回歸包括28個省份。β無法從理論上判斷資金流出和回流的周期有多長。實際中這會受到各省經(jīng)濟周期的影響，還會受到政策行為影響。例如不少省份為了吸引外部投資，如同八十年代初國家吸引外資那樣，設(shè)立了大量的經(jīng)濟開發(fā)區(qū)，開發(fā)區(qū)內(nèi)實行稅收和基礎(chǔ)設(shè)施等方面的優(yōu)惠。這種政策對于吸引資金的流入無疑會起到一定的積極作用。使用年度數(shù)據(jù)回歸的結(jié)論同使用五年平均值所求得的β變動趨勢一致。表1中1987-1992、1993-1997兩個五年期內(nèi)β的估計值接近0.5且高度顯著。使用年度數(shù)據(jù)時則是1988-1999十二年間的β顯著，其絕對值也較大。八十年代中期以前很多年份的β呈現(xiàn)出不顯著的負(fù)值，這同發(fā)達國家內(nèi)部地區(qū)間的經(jīng)驗較為一致。從八十年代后期開始的十多年間β值反而增大，表明這時各個省區(qū)的投資嚴(yán)重受到當(dāng)?shù)貎π畹南拗疲Y金在各省之間的流動程度或者說中國內(nèi)部金融市場的一體化程度似乎較八十年代前期減弱了。各省內(nèi)部儲蓄和投資強的相關(guān)性直到大約九十年代末才開始減弱，至2002年又變?yōu)椴伙@著的負(fù)值。圖1總投資率與總儲蓄率的β估計值圖1還表明，盡管使用年度數(shù)據(jù)β與使用五年平均數(shù)據(jù)計算的β大體一致，使用五年平均數(shù)據(jù)計算時，會在一定程度上掩蓋五年內(nèi)β的波動。例如九十年代前期某些年份的β特別大（1994年約為0.7）而某些年份又相對較?。ɡ?996年不足0.3）。最后一個五年中的1999年β為0.4，而到了2002年則幾乎為0。由于尚無法確定使用每年數(shù)據(jù)還是使用五年平均數(shù)據(jù)進行回歸所得到的結(jié)果更加精確，因此作出結(jié)論時需要綜合考慮兩種回歸方法的結(jié)果。由于尚無法確定使用每年數(shù)據(jù)還是使用五年平均數(shù)據(jù)進行回歸所得到的結(jié)果更加精確，因此作出結(jié)論時需要綜合考慮兩種回歸方法的結(jié)果。（三）銀行系統(tǒng)資金的省際流動如前所述，中國的資本市場主要為國有銀行體系所主宰。對國有銀行存款和貸款在省際的流動情況予以考察也會為我們理解中國金融市場一體化程度提供信息。九十年代中期以前，各個商業(yè)銀行的信貸計劃受到中央銀行的嚴(yán)格控制，銀行間資金拆借以及轉(zhuǎn)移的自由度也較低。隨著九十年代中期銀行業(yè)改革的展開，商業(yè)銀行在自身信貸資源的配置方面獲得了較大的自主權(quán)利。如果銀行業(yè)的改革很好地完成了預(yù)定的政策目標(biāo)，資金在地區(qū)間的流動不再存有嚴(yán)重的政策壁壘，則每個省內(nèi)部銀行存款和銀行貸款不應(yīng)存在顯著的相關(guān)性。某省的迅速發(fā)展創(chuàng)造了大量優(yōu)良的投資機會時，如果商業(yè)銀行能夠擁有銀行間拆借以及在省際自由轉(zhuǎn)移資金的權(quán)力，那么其追求利潤最大化的目標(biāo)就決定了其會將儲蓄從投資機會較少的省區(qū)轉(zhuǎn)移向該省。表2各省國有銀行存款率與貸款率的FH測試1978-19821983-19871988-19921993-19971998-2002α0.52(0.06)0.56(0.06)0.54(0.09)0.51(0.09)0.54(0.07)β0.07(0.11)0.26(0.09***)0.45(0.13***)0.40(0.11***)0.32(0.10***)R20.020.240.320.340.觀測數(shù)2828282828注：表中參數(shù)是橫截面回歸中的參數(shù)估計值。因變量是投資率，自變量是儲蓄率，每個變量都取各省五年的平均值。同前面考察省總儲蓄和總投資相關(guān)性的情況類似，我們設(shè)定如下回歸式：（AUTONUM）(L/Y)和(D/Y)國有商業(yè)銀行貸款率和存款率。首先使用五年平均的國有商業(yè)銀行存款率和貸款率來估計β，結(jié)果見表2。表2結(jié)論同表1中結(jié)論相近。在改革開放初期（第一個五年期內(nèi)），各省的存款率和貸款率幾乎沒有相關(guān)性，此時β僅為0.07且不顯著。隨后幾年（1983-1987）間β值提高至0.26，不過該值相對于1988年以后仍是較低的。改革開放后第一個十年期間，銀行存款率和貸款率的結(jié)論同總儲蓄率和總投資率的結(jié)論相近：這一階段國內(nèi)銀行系統(tǒng)的一體化程度較高。同表1的結(jié)論還一致的是，改革開放的第二個十年期間，銀行存款率和貸款率的β值明顯提高，超過了0.4。即這一階段各省內(nèi)部銀行貸款數(shù)量很大程度上受限于當(dāng)?shù)卮婵顮顩r。銀行體系一體化的程度明顯降低了。1998年之后各省銀行存貸的相關(guān)性又有所下降，盡管降幅不如表1中投資和儲蓄相關(guān)性降幅明顯。圖2國有銀行貸款率和存款率的β估計值使用每年數(shù)據(jù)回歸時的β值見圖2。與圖1類似，盡管在每個五年期間內(nèi)β值存在較大的波動，不過總體趨勢與使用五年平均數(shù)據(jù)求得的估計值大體一致。四、總投資率與總儲蓄率的條件相關(guān)程度除了預(yù)期回報率因素之外，如果國內(nèi)各省對資本的需求僅取決于全國總體的資本供給，而不受該省自身資本供給的限制，則可以認(rèn)為該國的金融市場高度一體化了。如果國內(nèi)金融市場高度一體化，則給定全國總的儲蓄，對于單個省份的發(fā)展而言，重要的只是其增長過程中創(chuàng)造的投資機會，而不是該省的儲蓄。因為資金為了追逐投資收益會在國內(nèi)各省間迅速地流動。以n表示決定全國儲蓄和投資的因素（自然n也會影響到各省的儲蓄和投資）。以v和w表示決定各省投資機會的具體省別因素，可將投資記為n、v和w的函數(shù)，I=I(n,v,w)。v和z表示決定各省儲蓄的省別因素。類似地，儲蓄可記為S=S(n,v,z)。其中v同時影響到該省的儲蓄和投資，而w和z僅分別影響到投資和儲蓄，且w和z不相關(guān)。同樣地，由于國家因素n同時影響到各省的儲蓄和投資，如果國內(nèi)的資本市場是一體化的，則每個省儲蓄率偏離全國儲蓄率的部分便僅依賴于(v,z)，而投資率偏離全國投資率的部分便僅依賴于(v,w)?？刂苬之后，每個省的儲蓄和投資就是不相關(guān)的。我們使用經(jīng)濟周期作為影響每個省份儲蓄和投資共同因素v的替代指標(biāo)。因為在經(jīng)濟的高漲期投資的贏利性增強、投資量加大，同時人們收入增加，根據(jù)持久收入假說，消費者會平滑其消費進行更多的儲蓄。這樣在經(jīng)濟高漲期投資率和儲蓄率同時變大。反過來在經(jīng)濟衰退期投資的贏利性變?nèi)?，廠商縮減其投資，同時人們收入減少，消費者會將部分儲蓄用于消費。這樣在經(jīng)濟衰退期投資率和儲蓄率同時減小。為了控制全國共同因素n和省內(nèi)共同因素v造成的每個省儲蓄和投資的相關(guān)性，我們首先對每個省i進行如下時間序列回歸：（AUTONUM）（AUTONUM）其中和是每個省的儲蓄率和投資率偏離全國總儲蓄率和投資率的幅度。即對于第i個省有：其中和表示全國總的儲蓄率和投資率。求和是為了控制全國性共同因素n的影響。方程（3）和（4）中的yi是第i個省特定的經(jīng)濟周期對全國經(jīng)濟周期的偏離幅度。將各省的儲蓄率和投資率對該省的經(jīng)濟周期偏離進行時間序列回歸是為了進而剔除該省影響儲蓄和投資的共同因素v的效應(yīng)。我們使用HP濾波技術(shù)（HodrickandPrescott,1997）求得各省經(jīng)濟周期對全國經(jīng)濟周期的偏離yi。具體地，首先對全國GDP序列進行HP濾波，濾波后的序列即是全國的經(jīng)濟周期狀況；然后對每個省的GDP序列均進行濾波求得各省的經(jīng)濟周期。顯然每個省的經(jīng)濟周期都會跟全國的周期存在一定程度的趨同，最后分別將各省的濾波后序列減去全國的濾波后序列得出各省周期對全國周期的偏離。Hodrick-Prescott(HP)濾波是對時間序列y進行平滑化的雙邊線性濾波技術(shù)。具體地，HP是求取y的長期趨勢s，使得下式最小化：Hodrick-Prescott(HP)濾波是對時間序列y進行平滑化的雙邊線性濾波技術(shù)。具體地，HP是求取y的長期趨勢s，使得下式最小化：其中λ稱為“懲罰參數(shù)（penaltyparameter）”，該參數(shù)控制了序列s的平滑程度，λ越大，s就越平滑。極端地，λ＝，s變?yōu)橐粭l直線，這時等同于y對時間t進行最小二乘回歸；λ＝0時，s與y重合。對于年度GDP，Hodrick和Prescott建議取λ值為100。（3）和（4）的殘差序列和便分別是控制了n和v后的儲蓄率和投資率。它們僅受省內(nèi)特定因素z和w的影響。由于z和w是不相關(guān)的，如果國內(nèi)金融市場的一體化程度高，各省儲蓄可以自由流向省外投資收益高的地區(qū)，則對進行下列回歸：（AUTONUM）所得的系數(shù)β就應(yīng)該是不顯著的。我們分別使用五年平均數(shù)據(jù)和年度數(shù)據(jù)進行回歸。表3是五年平均數(shù)據(jù)的參數(shù)估計結(jié)果。表3控制共同因素之后各省投資率與儲蓄率的FH測試1978-19821983-19871988-19921993-19971998-2002α-0.04(0.01)0.00(0.00)0.01(0.01)0.01(0.01)0.01(0.01)β0.01(0.22)0.13(0.18)0.33(0.22)0.38(0.21*)-0.24(0.19)R20.000.020.080.110.06觀測數(shù)2828282828注：表中參數(shù)是橫截面回歸（5）中的參數(shù)估計值?？刂屏送瑫r影響儲蓄和投資的全國性因素和省別因素之后，儲蓄和投資的一致性變動程度明顯減小了。表3中只有使用1993-1997年間平均數(shù)據(jù)求得的β才在10%水平上顯著，到了樣本的最后一個五年期（1998-2002），β甚至為負(fù)值（盡管并不顯著）。控制共同因素之后，儲蓄率對投資率的解釋力度也大為減弱了，表3中五個回歸式的R2一般不超過10%。同前面不控制共同因素時所求得的結(jié)論相似的是，改革開放的第二個十年期間，盡管回歸式中β不太顯著，其均值卻仍然相對其他時段大，超過了0.3。不過這似乎并不是一個嚴(yán)重的問題，該數(shù)值同對成熟國家內(nèi)部各地區(qū)之間的考察得出的結(jié)論接近。例如Iwamoto和VanWincoop(2000)對日本內(nèi)部金融市場的考察表明，控制經(jīng)濟周期、財政支出等共同因素之后橫截面回歸計算所得到的儲蓄與投資相關(guān)系數(shù)為0.25。表4控制共同因素之后投資和儲蓄的相關(guān)性：年度數(shù)據(jù)1978－2002αβR21978-0.035(0.017)0.184(0.250)0.0221979-0.035(0.017)0.191(0.268)0.1980-0.052(0.011)0.161(0.176)0.0311981-0.049(0.009)0.080(0.163)0.0111982-0.018(0.011)-0.025(0.205)0.0031983-0.0285(0.008)-0.274(0.214)0.0581984-0.011(0.008)-0.010(0.210)0.00119850.009(0.008)0.207(0.244)0.02619860.018(0.006)0.590(0.246**)0.18019870.024(0.009)-0.021(0.312)0.00019880.028(0.006)-0.223(0.140)0.08919890.012(0.009)-0.204(0.245)0.02619900.015(0.011)0.398(0.324)0.05419910.012(0.008)0.489(0.216**)0.16419920.007(0.009)1.017(0.213***)0.4661993-0.017(0.009)0.870(0.195***)0.43219940.006(0.011)0.731(0.252***)0.24419950.015(0.011)-0.005(0.208)0.0019960.012(0.011)-0.179(0.205)0.02819970.012(0.008)-0.050(0.269)0.00119980.032(0.007)-0.100(0.196)0.01019990.018(0.006)-0.058(0.178)0.00420000.013(0.008)0.072(0.195)0.0052001-0.000(0.011)-0.114(0.247)0.0082002-0.007(0.013)0.052(0.202)0.002參數(shù)的平均值1978-1982-0.0370.1181983-19870.0020.0981988-19920.0140.2951993-19970.0050.2731998-20020.011-0.029注：本表對每個年份進行橫截面回歸，共25個回歸式。每個回歸中樣本規(guī)模為28。使用每年數(shù)據(jù)時共進行25個橫截面回歸（1978-2002），每個回歸包括28個省份觀測。詳細(xì)的結(jié)果見表4。表4中只有九十年代前半期中存在連續(xù)幾年（1991-1994）β系數(shù)顯著大于0，其他時間段一般并不顯著，有些年份內(nèi)甚至為負(fù)值。相應(yīng)地，儲蓄率對投資率的解釋力度也只有在九十年代前半期才較為顯著。對照表4和圖1，可以認(rèn)為控制了同時影響儲蓄和投資的因素之后，總體來看投資和儲蓄的相關(guān)程度減弱了。表4的下半部分列出了連續(xù)五年回歸式中參數(shù)的平均值。比較該平均值與表3中使用5年平均數(shù)據(jù)求得的β值，兩者變動趨勢相似。都是改革后的第二個十年期內(nèi)較大，其它時期較小，而且即使是在第二個十年期，β比不控制共同因素時表1和圖1中的相應(yīng)值也小得多。這意味著的確存在著全國總體因素和省別因素共同決定著一個省的儲蓄和投資，即使在一個資本能夠完全自由流動的國內(nèi)市場中，只要有這些共同因素在起作用，一個省的投資率和儲蓄率就不可避免地存在一定程度上的共同變化趨勢。五、總結(jié)與評論改革開放以來中國經(jīng)濟制度由原來的計劃經(jīng)濟體制向市場經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變，同時金融深化也在迅速進行。理論上，金融深化可以通過有效配置資源、分散風(fēng)險、便利商品與勞務(wù)的交易等方式促進經(jīng)濟的發(fā)展。然而在中國，更多的研究者傾向于認(rèn)為金融深化沒有造成中國經(jīng)濟的發(fā)展和效率的提高。銀行體系的改革雖然從改革之初已經(jīng)起步，然而實質(zhì)性的改革直到九十年代中期才得以進行，至于以贏利性為導(dǎo)向的現(xiàn)代銀行體系到現(xiàn)在也沒有能夠完全建立起來。一國經(jīng)濟增長的速度與效率，很大程度上取決于該國金融體系將儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的速度與效率。缺乏全國統(tǒng)一有效的金融市場時，資本的跨地區(qū)流動就會受到限制，從而儲蓄滯留在低效的地區(qū)，有盈利機會的地區(qū)和企業(yè)則不能得到充足資金。這樣一體化程度低的金融體系就限制了經(jīng)濟的發(fā)展。本文基于FH檢驗國際金融市場一體化程度的基本思想考察了我國各省總投資與總儲蓄的共同變動趨勢。如果資本不能在省際流動，每個省的儲蓄和投資就應(yīng)是完全相關(guān)的。反過來，如果資本能在省際自由流動以尋求高收益的投資項目，這時每個省的投資僅取決于其投資機會，而同該省儲蓄不會有明顯的相關(guān)性。我們的結(jié)論表明，各省總投資率與儲蓄率的共同趨勢在改革之初并不明顯，到八十年代末期才大大加強了，九十年代末期之后又呈現(xiàn)出變?nèi)踮厔?。使用各省國有銀行儲蓄率和投資率時也可以得到相似的結(jié)論。我們還發(fā)現(xiàn)，盡管存在外生變量同時影響儲蓄和投資的變動，不過控制這些變量的影響之后，在八十年代后期至九十年代前期的幾年中，投資和儲蓄的共同波動趨勢仍然非常明顯。結(jié)合中國金融體系和銀行體系改革的歷程，可初步給出簡要解釋。改革之初各省的投資率與儲蓄率共同趨勢不明顯，這與當(dāng)時的財政和金融體制相關(guān)。中國長期實行與計劃經(jīng)濟體制相適應(yīng)的以統(tǒng)收統(tǒng)支為特點的財政體制，銀行也將大部分資金上交財政。這種財政體制把全國的財力集中在中央，中央根據(jù)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的需要按規(guī)定撥給銀行所需的信貸資金，銀行則承擔(dān)著進行中長期貸款和向財政透支的責(zé)任。這種“收支兩條線”的管理模式?jīng)Q定了資金調(diào)配的統(tǒng)一性。因此各省內(nèi)部儲蓄和投資的相關(guān)性并不強。八十年代后期出現(xiàn)資本市場一體化程度的降低可能的原因有：第一，隨著計劃經(jīng)濟體制和中央財政能力的減弱，中央和地方財政博弈的結(jié)果使得“分灶吃飯”的財政管理體制得以實行。這一時期開始中央政府的財政赤字開始增加，政策性投資的下降幅度較大，使得政策因素引致的資本地區(qū)間流動出現(xiàn)大幅下降；第二，銀行業(yè)受到的控制變得更加嚴(yán)格，1989年治理整頓使得一些曾經(jīng)行之有效的政策被廢止，尤其是九十年代初銀行間同業(yè)市場被關(guān)閉，銀行系統(tǒng)內(nèi)部地區(qū)間資本的流動受到嚴(yán)格的限制。于是在八十年代末開始的幾年里資金的地區(qū)間流動反而變得困難了。九十年代上半期開始，伴隨著財政體制改革，“分稅制”開始實行，這在一定程度上強化了地方政府的權(quán)力。這一階段開始中央政府國債規(guī)模也迅速加大，其中大部分是為建立大型基礎(chǔ)設(shè)施項目而增發(fā)的，從這個意義上中央政府對地區(qū)間資金的轉(zhuǎn)移作用有所增強。在銀行方面，特別是1993、1994年銀行體系進行了較有力度的改革，例如信用計劃從強制性向指導(dǎo)性轉(zhuǎn)變、中國人民銀行再貸款的集中化、政策性銀行的建立等。這一時期金融法規(guī)體系框架也基本形成。1996年開始，形成了新的全國統(tǒng)一的銀行間市場，同時拆借利率也自由化。1998年以后，中國人民銀行更撤銷了其省分行，改建大區(qū)分行。中國銀行業(yè)和金融體制改革的詳細(xì)歷程見謝平（2002）。這種改革取得了中國銀行業(yè)和金融體制改革的詳細(xì)歷程見謝平（2002）。參考文獻：(1)Bayoumi,T.,1990,“Saving-InvestmentCorrelations:ImmobileCapital,GovernmentPolicy,orEndogenousBehavior?”IMFStaffPapers,37,360-387.(2)Bayoumi,TaminA.andAndrew.K.Rose,1993,“DomesticSavingsandIntra-nationalCapitalFlows,”EuropeanEconomicReview,37,1197-120(3)Bayoumi,TamimA.,andMickael,W.Klein,1997,“AProvincialViewofEconomicIntegration,”IMFStaffPapers,44,4,534-556.(4)Blanchard,O.J.,andFischer,S.,1989,“LecturesonMacroeconomics,”Cambridge,(5)Boyreau-DebrayGenevieveandShang-JinWei,2003,“CanChinaGrowFaster?ADiagnosisontheFragmentationoftheDomesticCapitalMarket,”IMFWorkingPaper,04/76.(6)Dooley,M.,Frankel,J.andMathieson,D.,1987,“InternationalCapitalMobility:WhatdoSaving-investmentCorrelationstellus?”IMFStaffPapers,34,503-530.(7)FeldsteinMartinandCharlesHorioka,1980,“DomesticSavingandInternationalCapitalFlows,”EconomicJournal,90,314-329.(8)Fieleke,N.,1982,“NationalSavingandInternationalInvestment,”inSavingandGovernmentPolicy,FederalReserveBankofBoston,ConferenceSeriesNo.95,Boston.(9)Frankel,JeffreyA.,1992,“MeasuringInternationalCapitalMobility:AReview,”AmericanEconomicReview,82,197-202.(10)Harberger,A.C.,1980,“VignettesontheWorldCapitalMarket,”AmericanEconomicReview,70,PapersandProceedings,331-337.(11)Hodrick,R.J.andE.C.Prescott,1997,“PostwarU.S.BusinessCycles:AnEmpiricalInvestigation,”JournalofMoney,Credit,andBanking,29,1-16.(12)HuangLingandShang-JinWei,2001,“OneChina,ManyKingdoms?UnderstandingLocalProtectionUsingIndividualPriceData,”Forthcoming,(13)IwamotoYasushiandEricvanWincoop,2000,“DoBorderMatter?EvidencefromJapaneseRegionalNetCapitalInflows,”InternationalEconomicReview,41,1,241-269.(14)Levine,RossandSaraZervos.,1998,“StockMarkets,BanksandEconomicGrowth,”theAmericanEconomicReview,88,537-58.1992,(15)Murphy,R.G.,1986,“ProductivityShocks,NontradedGoodsandOptimalCapitalAccumulation,”EuropeanEconomicReview,30,1081-1095.(16)Obstfeld,Maurice,1986,“CapitalMobilityintheWorldEconomy:TheoryandMeasurement,”Carnegie-RochesterConferenceSeriesonPublicPolicy,24,55-103.(17)Obstfeld,Maurice,1994,“AreIndustrial-CountryConsumptionRisksGloballyDiversified?”InLeonardoLeidermanandAssafRazin(eds.),CapitalMobility:theIm