ASEAN+3区域金融一体华程度(孙建军与宋军发)

ASEAN+3区域金融一体化程度：Feldstein-Horioka方法孙建军宋军发摘 要：本文运用面板数据，基于FeldsteinHorioka方法考察ASEAN+3区域的金融一体化程度。本文发现：ASEAN+3区域的储蓄保留系数较低，金融一体化程度较高；亚洲金融危机后ASEAN+3区域的金融一体化程度不升反降；高收入国家的金融一体化程度比中等收入国家略低。关键词：金融一体化；ASEAN+3区域；FeldsteinHorioka方法 中图分类号: F831.6 The Degree of Financial Integration of ASEAN+3: Based on Feldstein-Horioka ApproachAbstract: We investigate the level of financial integration in ASEAN+3 regions from 1988 to 2009. We estimate the Feldstein-Horioka equation using panel data. The empirical findings show that a high level of financial integration appears in the regions, financial integration level is weaker after the financial crisis of 1997 than before the crisis, and high-income countries are slightly less financially integrated than middle-income countries. Key words: Financial integration; ASEAN +3; Feldstein-Horioka approachJEL classification: C33；E22；F36一、引 言随着ASEAN+3（即东盟10+3，分别是指马来西亚、菲律宾、泰国、印度尼西亚、新加坡、文莱、越南、缅甸、老挝、柬埔寨、中国大陆、日本和韩国）经济一体化的不断深入，该区域的金融一体化也在不断加强。ASEAN+3区域中各国金融市场间的一体化程度究竟有多深，这是一个具有理论和现实意义的研究课题。Feldstein与Horioka（1980）开创了以储蓄和投资之间的相关程度来测度区域金融一体化程度的数量方法。他们认为，在资本流动的假设下，根据资本逐利的本性，一国的储蓄在没有制度壁垒的条件下可以自由流动到生产效率最高的国家或地区，因而一国的投资并不绝对依赖于其国民储蓄，国民储蓄的增加也并不必然促使其国内投资的增加。因此，随着金融一体化程度的不断加深，金融资本的流动性会不断增强，从而使得一国的国内投资与国民储蓄间产生背离1。Feldstein与Horioka（1980）以经济合作与发展组织（OECD）成员国为对象的研究中，实证发现OECD国家的金融一体化程度较低。该结论与OECD国家的资本在20世纪中后期高度流动的事实相悖。一些研究者（Fieleke，1982；Tobin，1983；Summers，1989）认为诸如经济周期、生产率与政府政策等因素容易导致储蓄内生性2-4。对此，Feldstein（1983）使用人口数量5，Frankel（1986）使用美国65岁以上人口占比（私人储蓄的决定因素）和军费占GNP的比例（政府储蓄的决定因素）为工具变量试图解决储蓄内生性问题6，但其研究结果与之前1980年的结论并无二致。另一些研究者（Feldstein，1983；Frankel，1986；Obstfeld，1986）考虑到1973年美元危机导致的浮动汇率制改革可能对金融一体化程度产生影响。由此他们研究了1973年前后OECD国家的金融一体化程度，发现1973年以后，OECD国家的金融一体化程度较之前有明显的提高5-7。还有一些研究者（Finn，1990；Mendoza，1991；Vertura，2002）认为，跨期经常账户理论只是一个局部均衡理论，应该使用一般均衡理论8-10。他们分别构造了不同的动态随机一般均衡模型（DSGE）来考察全球性的经济冲击对储蓄和投资的影响。这些DSGE模型都无一例外的设定了特殊的经济结构和冲击，得出的结论依具体的冲击和经济结构而显不同。诸多学者试图从国家规模效应、企业内部融资、本土偏好（home bias）与国际经济中运输成本的存在等多个角度解释FeldsteinHorioka之谜。Harberger（1980）认为在经济规模大的国家中，经济比较分散，当国内某些地区或行业受到冲击时不必从国外融资，因此以大国为样本得到的储蓄保留系数自然会比较大11。Murphy（1984）进一步证实了该结论12。Obstfeld（1995）认为，在金融市场不完善的国家，经济实体都会面临信贷约束。为了避免信贷配给与高融资成本造成资金瓶颈而制约经济生产，经济实体趋向于采取内源融资策略，以此为其投资项目进行融资13。Frech与Poterba（1991）他们认为，投资者普遍具有本土偏好，即不管是直接投资还是间接投资，各国投资者都会将其资本投资在本国市场，而对国际投资机会熟视无睹14。Gordon 与Bovenberg（1996）进一步研究发现，投资的本土偏好主要是信息不对称引起的，进而他们认为资本在国际间本来就是缺乏流动性的，而且金融一体化程度还会因为资本管制等原因再次降低15。Obsfeld与Rogoff（2000）通过构造小国的两期禀赋模型，试图用国际商品贸易中存在的交易成本来解释FeldsteinHorioka之谜16。他们认为国际贸易中交易成本的存在会使得国与国之间的（实际）利率产生差异。当从国外引入资本时，其国内实际利率将上升，储蓄和投资的差值变小，相关程度增大。同时，他们也指出两期禀赋模型仍然存在不能令人信服的缺憾。中国GDP总量世界第二，区域经济也表现出明显的差异。近年来国内学者利用FeldsteinHorioka方法在中国区域资本流动和区域金融一体化程度方面进行了有益的研究。封培育（2010）和胡永平等（2004）分别基于面板协整和ARDLECM模型，运用FeldsteinHorioka方法检验了资本在中国东部、中部和西部区域间的流动能力17-18。研究结果表明东部为资本净流入地区，西部为净流出地区，中部地区基本持平。赵岩与赵留彦（2005）利用中国省级储蓄率和投资率数据，运用FeldsteinHorioka方法研究了资本在中国省级间的流动能力。结果表明因中国缺乏统一有效的金融市场，资本在跨地区流动方面存在限制19。于春海（2007）运用FeldsteinHorioka方法研究了中国19782004的投资储蓄关系。在长周期样本中，投资和储蓄的相关性较高，国内投资对国民储蓄的变动十分敏感；在短周期样本中，资本流动性的变化对储蓄和投资没有显著影响20。另外，也有学者对东亚区域的金融一体化程度进行了相关研究。俞颖（2009）运用修正后的实际利率平价模型，采用协整方法研究了东亚国家对美国和日本实际利率的长短期关系。实证发现亚洲金融危机之后，东亚对外（美国）金融一体化程度明显提高，对内（日本）金融一体化无显著变化21。此后，俞颖（2009）又运用非抵补利率平价理论研究了东亚与美国的非抵补利率关系，发现东亚大多数国家（地区）与美国的非抵补利率平价在短期不成立，在长期成立但存在偏离。同时，东亚不同经济体的金融自由化差异影响了该区域的金融一体化进程22。综上所述，在有关金融一体化程度的文献中，其研究对象多为欧盟和OECD国家，而以亚洲国家为对象的研究，多基于利率平价理论。本文基于FeldsteinHorioka方法，从ASEAN+3区域各国的储蓄率和投资率出发，考察ASEAN+3区域各国金融市场的一体化程度。本文首先运用面板单位根检验和面板协整检验来分别判断数据是否平稳以及储蓄和投资之间是否存在协整关系，然后运用Panel中的固定效应模型，测度该区域的金融一体化程度；其次，本文探讨该区域金融一体化程度的变化趋势，考察亚洲金融危机是否以及在多大程度上对ASEAN+3区域金融一体化程度产生影响。同时，为了减少样本国家的异质性，本文分别考察高收入国家和中等收入国家的金融一体化程度；本文余下部分的结构安排如下：第二部分是实证模型设定与数据描述；第三部分是实证检验结果与分析；第四部分是结论。二、实证模型设定与数据描述（一）模型设定在Feldstein与Horioka（1980）的开创性研究中，他们通过建立下列横截面模型来考察OECD成员国的金融一体化程度的高低。其中，代表第个国家，代表投资率；代表储蓄率；代表自主投资率，该投资率反映了该国的净资本情况。当 0时，表明该国是资本净流入；反之是资本净流出；是储蓄保留系数，它度量了该地区的金融一体化程度的高低，越大表明该地区的金融一体化程度越低；反之则表明金融一体化程度越高。是随机扰动项。为了更好地反映储蓄与投资之间的动态转化特征以及各国的异质性特点，需要将上述横截面模型扩展为如下的面板数据模型： 其中，代表第个国家，代表第年。如果投资率和储蓄率序列平稳，或者二者均不平稳但存在长期均衡的协整关系，则可以直接对（2）式进行实证检验。如果投资率和储蓄率序列均不平稳，且二者之间也不协整，则将投资率和储蓄率序列差分以使其平稳，式（2）变形为式（3）： 其中，为差分算子，为虚拟变量，和分别代表第个国家和第年。根据国民账户核算体系（SNA），储蓄率和投资率按如下公式进行计算：国民储蓄率（sr）（名义国民总收入+名义总消费+名义净转移支付）/ 名义国民总收入。国内投资率（ir）（名义固定资产增加额+名义存货的净改变+净获得的贵重物品）/ 名义国民总收入。（二）数据描述本文以ASEAN+3为研究对象，但越南、缅甸、老挝、柬埔寨和文莱缺乏有效的数据，本文样本为马来西亚、菲律宾、泰国、印度尼西亚、新加坡、中国大陆、日本与韩国。从1988到2009年的年度国内投资率和年度国民储蓄率数据。因为东亚国家的金融自由化始于20世纪80年代，Fukasaku与Martineau（1999）认为，1988年是东亚国家区域金融一体化加速发展的始点，所以将1988年作为样本区间的起始年份。在这八国中，根据世界银行按人均国民总收入（GNI，2009）确立的分类标准，中国、印度尼西亚、马来西亚、菲律宾和泰国为中等收入国家，而日本、韩国和新加坡为高收入国家。本文研究的所有数据均来源于世界银行世界发展指标（WDI）数据库。此处插入表1表1分为Panel A与Panel B。Panel A给出了ASEAN+3区域中八国在19882009年的平均国内投资率和平均国民储蓄率。为便于比较，Panel B给出了欧盟和美国的平均投资率和平均储蓄率数据。从Panel A中可以看出，中国的国民储蓄率是最高的，平均每年达到43%，而最低的印度尼西亚不到24%。从国内投资率来看，中国最高，菲律宾最低。在样本区间内，中国的经济总量中平均每年约有40%是依靠国内投资拉动的，而菲律宾的国内投资对经济总量的拉动作用相对中国而言略显不足，不到20%。从经常账户余额来看，除了印度尼西亚和泰国外，其他大多数国家的经常账户余额均为正，这表明ASEAN+3区域中大多数国家的资本处于净流入状况。其中，外国资本净流入最多是新加坡，其经常账户余额率达到16.61%，这与该国高度发达的金融业是一致的。尽管泰国和印度尼西亚都是贸易逆差国，但泰国的经常账户余额率（-0.03%）远远小于印度尼西亚（-2.82%）。从平均值来看，八国的平均国内投资率为29.41%，低于其平均国民储蓄率（33.63%）。此外，与美国和欧盟相比，ASEAN+3区域中八国的国民储蓄率都高于美国和欧盟；投资率方面，除了菲律宾略高于美国稍低于欧盟外，其他各国的投资率均高于美国和欧盟；经常账户余额方面，八国的经常账户余额率的平均值为4.22%，而美国和欧盟的经常账户余额分别为-3.21%和-0.25%。此外，从各国的投资率和储蓄率走势图中还发现，这些国家的投资和储蓄在样本研究区间中表现出了较为明显的异质性，特别是亚洲金融危机和次级贷款危机对样本各国产生了较为显著的影响。三、实证检验结果与分析（一）面板单位根检验本文先对投资率和储蓄率序列进行面板单位根检验。目前，面板单位根检验方法较多，且各种面板单位根检验对横截面单元和时间单元存在不同的渐近性要求。因此，在进行面板单位根检验时，必须结合样本数据横截面单元和时间单元的特征，来综合选取合宜的检验统计量。在本文的平衡面板数据中，横截面单元明显小于时间单元，且横截面单元趋于固定，选取IPS、HT和Hadri三种检验统计量。此处插入表2表2概括了面板单位根的检验结果。从表2不难发现，在1%的显著性水平下，几乎三种面板单位根检验统计量都一致地表明投资率和储蓄率的水平序列均是非平稳的，而其一阶差分序列均是平稳的。因此，可以认为，ASEAN+3区域中八国的投资率和储蓄率数据均服从一阶单整（I（1）过程。此处插入表3表3概括了分类子样本的面板单位根的检验结果。综合来看，分类子样本中的投资率和储蓄率存在面板单位根。对它们的一阶差分序列进行面板单位根检验时，三种检验统计量都显著地认为序列不存在面板单位根过程。因此，本文从统计上接受分类子样本中的投资率和储蓄率数据也都是一阶单整过程。（二）面板协整检验ASEAN+3区域中八国的投资率和储蓄率数据均服从I（1）过程，因此，本文检验投资和储蓄序列之间是否协整，以考察二者是否存在长期均衡关系。此处插入表4表4给出了ASEAN+3全样本和分类子样本的Pedroni协整检验结果，该结果是模棱两可的。若显著性水平设为10%，在高收入国家样本和亚洲金融危机之后的数据组成的样本中，可以认为投资和储蓄是协整的；若设显著性水平为1%，在几乎所有的样本中，投资和储蓄均不协整。因此，本文余下的实证分两类进行：对由高收入国家组成的子样本和由亚洲金融危机之后的数据组成的子样本，按投资和储蓄存在协整关系进行，即利用两个序列的水平值直接进行回归；对其他样本则按投资与储蓄间不存在协整关系进行，即先对这些样本中的投资率与储蓄率序列取一阶差分，然后再进行回归。（三）模型检验1ASEAN+3区域全样本的实证检验通过对（3）式进行初步检验，结果显示，在1%的显著性水平上，储蓄保留系数约为0.270，这表明ASEAN+3区域中八国的金融一体化程度较高。然而，该回归结果并不可靠，因为模型中可能存在的异方差、自相关以及截面相关问题。为此，本文逐一对其进行了相关检验，其中，组间异方差使用Modified Wald检验，横截面相关问题使用Breusch-Pagan LM检验，自相关问题使用Wooldridge检验。此处插入表5由表5的检验结果可知，储蓄和投资变量的水平序列存在一阶自相关，但其差分序列并不存在自相关问题，且模型中存在截面相关和异方差问题。为此，本文运用可行广义最小二乘法（FGLS）对非球形扰动项进行纠正，回归结果如表6中的Panel A部分所示。此处插入表6从表6的Panel A部分可以得到：（1）常数项为负值，表明该区域的资本为净流出；（2）在远远小于1%的显著性水平下，经FGLS纠正以后的储蓄保留系数较之前有所提高，上升了约5.7个百分点，达到0.327。这意味着，总体来看，在ASEAN+3区域八国中，各国约有33%的国民储蓄是其国内投资项目的资金来源部分，而其他绝大部分则是国际资本。可见，ASEAN+3区域中各国金融市场的一体化程度较高。2ASEAN+3区域的分类子样本实证检验为了研究1997年亚洲金融危机对金融一体化进程的影响，特别是1997年以后，ASEAN+3区域的金融一体化程度较危机爆发之前是否有所提高。针对此问题本文分两步进行研究：首先，本文运用最小二乘虚拟变量（LSDV）方法估计了如下的TWO-WAY固定效应模型。 同理，本文分别采用Modified Wald 检验、Wooldridge检验和Breusch-Pagan LM检验来分别考察模型可能存在的组间异方差、序列自相关和横截面相关问题。检验结果显示，TWO-WAY固定效应模型同时存在组间异方差及截面相关问题，同样运用FGLS对其予以纠正，回归结果显示：虚拟变量dum1998的系数约为-6.54，其符号与绝大多数年份的虚拟变量相反，其绝对值也远远大于其他年份虚拟变量的值，而且十分显著。可以认为，开始于1997年的亚洲金融危机影响了ASEAN+3区域的金融一体化的进程。值的注意的是，虚拟变量dum2009的系数也为负且同样显著，这在一定程度上也表明，始于2007年底的美国次级贷款危机也对ASEAN+3区域的金融一体化进程产生了一定程度的影响。其次，本文以亚洲金融危机为分段点，进行分段回归。由于金融危机的影响具有滞后性，故在研究亚洲金融危机对ASEAN+3金融一体化程度的影响时，去掉1997年和1998年的数据，这样更有利于分析危机前后的金融一体化程度的变化。为了考察截面单元之间均质性的强弱，本文分类研究了中等收入国家和高收入国家的金融一体化程度的差别。表6中，Panel B与Panel C部分分别给出了分类子样本的可行广义最小二乘（FGLS）的估计结果。从表6的 Panel B中不难发现，亚洲金融危机前后金融一体化程度差别较大。危机爆发前的金融一体化程度非常高，储蓄投资相关程度不到0.06，而危机爆发之后，储蓄保留系数却达到0.43，且十分显著。该结论表明1997年亚洲金融危机发生以后，ASEAN+3区域的金融一体化程度不升反降。另一方面，危机爆发前后的常数项都为正表明样本国家在研究区间内处于资本净流入的状况。其中，亚洲金融危机之前的资本净流入比例较小，而危机过后资本净注入比例较大，达到12.484，较危机前有明显的上升。在以收入为标准的分类回归结果（Panel C）中，中等收入国家与高收入国家的储蓄保留系数相差不大。在显著性水平为1%的条件下，前者的储蓄投资相关系数为0.324，后者为0.372，这表明高收入国家的金融一体化程度较中等收入国家略低。从常数项来看，中等收入国家的常数项符号为负但不显著，而高收入国家的常数值达到16.99且十分显著，这表明高收入国家处于资本净流入状况。四、研究结论本文运用Feldstein-Horioka方法，对ASEAN+3区域自20世纪末期以来的金融一体化程度展开了分析，本文得到如下主要结论：在全样本回归中，相比OECD国家，ASEAN+3区域的金融一体化程度较高，样本各国处于资本净流出状况；在以亚洲金融危机为界线的分段回归中，在亚洲金融危机爆发以后，ASEAN+3区域的金融一体化程度不升反降，且ASEAN+3区域各国的资本在两个时期内都为净流入状况；在以收入为标准的分类回归中，高收入国家的金融一体化程度比中等收入国家略低，中等收入国家与高收入国家的资本在样本研究区间分别处于净流出与净流入状况，但前者在统计上并不显著。参考文献：1 Feldstein, M. & C. Horioka, Domestic Saving and International Capital Flows J. Economic Journal, 1980, (90):314-329.2 Fieleke, N. National Saving and International Investment in Saving and Government Policy J. Federal Reserve Bank of Boston, 1982, (25):138157.3 Tobin, J. Domestic Saving and International Capital Movements in the Long-Run and the Short-Run by M. Feldstein: Comment J. European Economic Review, 1983, (21):153156.4 Summers, L. Tax Policy and International Competitiveness in Jacob Frenkel(ed.). International Aspects of Fiscal Policies R.National Bureau of Economic Research Conference Report, 1988, Chicago University Press5 Feldstein, M. Domestic Saving and International Capital Movement in the Long Run and the Short Run J. European Economic Review, 1983, (21):129151.6 Frankel, J. International Capital Mobility and Crowding-out in the U.S. Economy: Imperfect Integration of Financial Markets or of Goods Markets? J. NBER Working Paper, 1986, NO.2856.7 Obstfeld, M. How Integrated Are World Capital Markets: Some New Tests J. NBER Working Paper, 1986, No.2075.8 Finn, M. On Savings and Investment Dynamics in a Small Open Economy J. Journal ofInternationalEconomics1990, (29):1-21.9 Mendoza, E. Real Business Cycles in a Small Open Economy J. American Economic Review,1991, (81):797-81810 Ventura, Towards a Theory of Current Account J NBER Working Paper, 2002, No. 9163.11 Harberger, A. Vignettes on the World Capital Market J. American Economic Review, 1980, (70):331337.12 Murphy, R. Capital Mobility and the Relationship between Saving and Investment in OECD Countries J.Journal of International Money and Finance, 1984, (3):327-34213 Obstfeld, M. International Capital Mobility in the 1990s，In P. Kenen (ed.), Understanding InterdependenceR, The Macroeconomics of the Open Economy, 1995, Princeton University Press14 French R. & M. Poterba, Investor Diversification and International Equity Markets J. NBER Working Paper, 1991, NO.360915 Gordon, R & A, Bovenberg. Why Is Capital So Immobile Internationally? Possible Explanations and Implications for Capital Income Taxation J. The American Economic Review, 1996, (5): 1057 - 1075.16 Obsfeld, M.K. Rogoff. The Six Puzzles in International Macroeconomics: Is There a Common cause? NBER Work Paper, 2000, NO7777.17 封培育:储蓄、投资与中国资本流动J.统计与信息论坛，2010，（3）:6064.18 胡永平，张宗益，祝接金: 基于储蓄-投资关系的中国区域间资本流动分析J.中国软科学，2004，（5）:130-134.19 赵岩，赵留彦: 投资储蓄相关性与资本的地区间流动能力检验J经济科学，2005，（5）:2535.20 于春海:Feldstein-Horioka之谜的中国经验分析J世界经济，2007，（1）:3948.21 俞颖:东亚金融一体化研究:基于实际利率平价理论的分析与探讨J山西财经大学学报，2009，（1）:939922 俞颖:东亚对外金融一体化:基于非抵补利率平价理论的实证研究J经济经纬，2009，（3）:2933表1 各国平均投资率和平均储蓄率（19882009）国家代码国内投资率（%）国民储蓄率（%）经常账户余额率（%）Panel A ASEAN+3区域中八国在19882009年的平均国内投资率和平均国民储蓄率CHN39.91 43.00 3.09 IDN26.69 23.87 -2.82 JPN26.70 29.46 2.76 KOR32.44 34.16 1.72 MYS28.74 34.24 5.50 PHL19.55 26.55 7.00 SGP29.85 46.46 16.61 THA31.36 31.33 -0.03 MEAN29.41 33.63 4.22 Panel B 欧盟和美国的平均投资率和平均储蓄率USA18.42 15.21 -3.21 EUU20.55 20.30 -0.25 注：CHN代表中国，IDN代表印度尼西亚，JPN代表日本，KOR代表韩国，MYS代表马来西亚，SGP代表新加坡，PHL代表菲律宾，THA代表泰国， MEAN代表平均值，USA代表美国，EUU代表欧盟。17表2 ASEAN+3区域面板单位根检验变量类型（C,T）HTIPSHadriir（C,0）0.8033（0.0832）*0.0055（0.5022）5.3178（0.0000）*ir（C,T）0.6284（0.1957）-0.1089（0.4566）4.4825（0.0000）*sr（C,0）0.8288（0.1970）1.5705（0.9418）8.2360（0.0000）*sr（C,T）0.5495（0.0227）*-1.2042（0.1142）3.3790（0.0004）*ir（C,0）-0.0140（0.0000）*-8.6108（0.0000）*1.1998（0.1151）ir（C,T）-0.0048（0.0000）*-7.0112（0.0000）*1.7463（0.0404）*sr（C,0）-0.0885（0.0000）*-6.0960（0.0000）*-0.2162（0.5856）sr（C,T）-0.0534（0.0000）*-4.2773（0.0000）*1.7337（0.0415）*注：类型中的C和T分别表示检验存在常数项和时间趋势项。为差分算子。括号内的数值为p值。HT与IPS检验的原始假设是序列存在面板单位根过程，Hadri检验的原始假设是序列不存在面板单位根过程。*、*与*分别表示10%、5%与1%的显著性水平。根据Levin，Lin和Chu（2002）的建议，上述面板单位根检验都从投资率和储蓄率序列中剔除了截面均值，以减轻截面相关性的影响。表3 ASEAN+3区域分类子样本面板单位根检验研究样本变量类 型（C,T）HTIPSHadri1988-1996ir（C,0）0.5951（0.1628）-11.9610（0.0000）*3.7312（0.0001）*ir（C,T）0.1529（0.1113）0.4468（0.6725）3.5861（0.0002）*sr（C,0）0.5014（0.0313） *-0.5625（0.2869）3.0599（0.0011）*sr（C,T）0.1963（0.1842）-1.5919（0.0557）*3.9043（0.0000）*1998-2009ir（C,0）0.6841（0.1260）-3.1939（0.0007）*4.9928（0.0000）*ir（C,T）0.3434（0.1118）4.5477（1.0000）4.8998（0.0000）*sr（C,0）0.5005（0.0001） *-2.0077（0.0223）*4.0612（0.0000）*sr（C,T）0.2893（0.0390） *-1.0223（0.1533）4.1937（0.0000）*中收入国家ir（C,0）0.8615（0.4468）1.4911（0.9320）5.1107（0.0000）*ir（C,T）0.6306（0.2570）0.5175（0.6976）5.0312（0.0000）*sr（C,0）0.7981（0.1188）1.1694（0.8789）6.3226（0.0000）*sr（C,T）0.5088（0.0203） *-1.7995（0.0360）*2.3906（0.0084）*高收入国家ir（C,0）-2.9285（0.0017）*-1.3512（0.0883）* 1.6526（0.0492）*ir（C,T）0.5790（0.1676）-0.0663（0.4736）0.9621（0.1680）sr（C,0）0.7132（0.0227） *-2.3462（0.0095）*-0.3288（0.6288）sr（C,T）0.7134（0.5908）-1.1620（0.1226）2.7966（0.0026）*注：类型中的C和T分别表示检验存在常数项和时间趋势项。括号内的数值为p值。HT与IPS检验的原始假设是序列存在面板单位根过程，Hadri检验的原始假设是序列不存在面板单位根过程。*、*与*分别表示10%、5%与1%的显著性水平。根据Levin，Lin和Chu（2002）的建议，上述面板单位根检验都从投资率和储蓄率序列中剔除了截面均值，以减轻截面相