进入21世纪以来，中国外汇储备规模持续扩大，2014年高达3.99万亿美元，虽然近年来有所回落但仍维持在高位，因而中国已经不需要通过举借外债来平衡国际收支。在此背景下，外债到底对哪类国家的经济发展更有帮助？其具体的经济效应如何？在拥有巨额外汇储备的背景下，中国是否需要再继续大规模举借外债？这些问题都值得深入研究。

首先导入新课问题：我们都清楚，在C语言中，每门课的成绩录入，一个人成绩录入简单，一个班的成绩录入怎么办？数学图形有很多种，如三角形、矩形、菱形，如果要输出一个菱形怎么办？其实要解决这些现实问题有比较简便的方法就要通过我们今天即将要讲得内容：循环结构，通过循环结构可以比较容易解决上面的问题，实现一个班的成绩录入和菱形等图形的输出。

一、文献综述

理论界对于外债的作用一直存有争议。反对方从早期的古典经济学派到二战后的债务桎梏论、外债依附论等，都认为举借外债对经济增长有不利影响。而支持方则认为，举债可以增加社会资本积累、促进经济增长，如早期的经济学家狄策尔、瓦格纳、凯恩斯等，以及二战后的贫困恶性循环理论、起飞理论和双缺口理论等。进入21世纪后，针对外债效应的研究更为多样化。

2.综合性商业体对外出租的店铺，不单只租赁不动产，还包括了提供物业管理服务，有些大型主力店铺还包括另外配置的专用机器设备、设施；如果商务谈判时不进行合理的考虑，在合同签署时统一按照租金收入来计算收取，则会导致房产税的计算依据过于增大，多交房产税的不利影响。

从国外研究来看，Pattillo[1]认为，外债余额温和增长对经济发展较为有利，但当本币对外贬值时，单纯依靠举借外债来增加外汇储备从而维持币值，这样的做法只会增加外债风险。Baer和Hargis[2]在起飞理论的基础之上，进一步分析了外债对经济腾飞的作用，他们认为，外债虽然对经济腾飞不能起到十分显著的作用，但是外债与经济发展的关系仍然不可忽视。Asiedu[3]由外资引进拓展到外债借入领域，认为外债对经济的作用与外资有一定相似之处，外债可作用于经济的多个层面。Goswami和Milind[4]认为，外债对投资领域有促进作用，而且会挤压消费领域的资本进入生产领域，外债主要通过改变利率进一步作用于经济。而外债的反对方则认为举借外债弊大于利。Borensztein[5]研究表明，当债务总额过大时，私人投资反而会由于高昂的借贷成本而受到抑制。Looney和Frederiksen[6]用亚非拉3个大洲、九十多个国家的数据做了横截面回归，得到了与Borensztein同样的结论，即过高的债务总额对经济发展有负向作用。Citrin[7]研究发现，举借的外债主要都投入不能带来资本增加的领域，更进一步形成恶性循环，使得资本难以积累，债务负担进一步加重。Douglas等[8]认为，举借外债只是一时对经济增长起到了短暂而虚假的作用，长期来看这些作用并不持久。Panizza和Adam[9]研究了OECD样本国家后发现，外债对经济增长的作用主要是阻碍的。Butts[10]认为，外债对多个国家联合成的整体的作用是负向的，但是对整体中的各个国家的作用正负不一。在国外学者关于外债对经济增长影响的研究中，争议较大之处主要在于经济增长指标的选择，而这一争议主要源自对于指标的稳定性检验，关于这一问题，Bosworth和Collins[11]建议，分析影响经济增长的因素时尽可能只关注对经济增长贡献较大的指标，本文的指标选取借鉴了这两位学者的研究成果。

目前，中国学术界对于外债研究的主要出发点有：第一，外债规模与影响因素方面。张礼卿[12]认为适度的外债规模应是效益性概念，取决于非金融性生产要素的供给，合理配置外资和加强对外债成本的管理都会提升一国的外债潜力。金雪军和邢自霞[13]采用1985—2005年的时间序列数据，采用因子分析法探讨了中国外债的主要影响因素，得出外债水平主要取决于经济发展水平和还本付息状况的结论。李研妮和冉茂盛[14]运用时间序列的协整检验以及Granger因果检验分析了中国长短期外债规模，认为外债总额促进了GDP的增加。第二，外债结构与管理方面。杨忻等[15]运用有价证券组合理论，结合中国外汇储备结构和外贸收支外汇结构，提出了一种中国外债最佳币种结构和期限结构的计算方法。金洪飞[16]以Probit模型解释新兴货币危机国在危机前存在大量短期外债的原因，其认为在危机阶段，资本逆流与短期外债比例显著相关。刘显昌和刘志雄[17]认为中国短期外债和长期外债之间存在长期均衡关系，但短期外债已经成为中国的主要外债来源且占比过高，因而中国需要优化外债结构、管理模式、借款种类等。李超和马昀[18]认为深化外债管理体制应着力于提高统筹“防风险”和“便利化”的监管能力。第三，外债风险与债务危机方面。王振富[19]从外债规模、外债结构、外债清偿能力等方面对中国外债风险进行了实证分析并全面评估外债风险程度，认为中国外债尚在可承受范围之内，但需要在规模、使用和偿债方面加强管理。林伯强[20]提出以多元统计模型用于预警一国外债风险，认为模型用户能提前3年探测到债务国潜在的还债困难，而对于中国经济金融安全状况评估结果表明，模型可提前1年发出预警。罗强[21]建立随机效应模型分析了外债偿付危机对汇率和财政的影响，并研究了汇率水平变动对政府债务变动和偿债政策的影响。第四，外债对一国经济效应的研究。姚允柱和张国强[22]利用1985—2003年的数据对中国外债与经济增长关系进行了协整检验和Granger检验，并建立了误差修正模型，结果表明中国外债增加对经济增长有明显促进作用。郭顺兰等[23]建立了3组VAR模型系统，采用了Johansen法进行检验，结果表明外债风险指数是经济增长率的长期原因。杜永潇和田新民[24]研究表明，中国GDP与劳动投入、资本投入、外债投入之间存在长期均衡关系，外债融资可以有效促进短期经济增长但不利于长期经济发展，而外债的还本付息不利于短期经济增长但有利于长期经济发展。

1.机理分析

二、方法、模型与变量选择

纵观国内外研究可知，其研究结论并不一致。之前学者大多从投资、经济增长和国际收支角度出发，样本量小，存在研究不具普遍性和时间序列研究方法共线性缺陷难以消除这两个问题[25]。本文基于前人的研究成果，结合新古典经济增长理论，放弃时间序列模型，从资本和劳动力角度出发研究外债的具体经济效应。此外，现有研究很少将外债和发展中国家与发达国家结合起来加以比较研究，本文将尝试在外债对上述两类国家经济效应的差异性方面进行比较研究。

企业员工对内部控制管理制度重要性的认识，深刻影响内部控制管理制度的实施，为此，在制定内部管控制度的同时，企业还需要注重引导员工对内部控制和财务风险管理形成一个正确的态度，特别是对于财务部门的员工，要确保其对内部控制管理制度对公司发展重要性有着正确而深刻的认识，在这样认识的指导下，才能够快速判断出企业内部控制问题出现的本质原因，并结合实际情况制定出相应的应急方案。

lit=γ1+γ2AveGit+γ3Dit+γiXit+ηit

(1)

外债作用于资本并进一步作用于经济增长的路径可分成两种：第一种：举借外债→因外债产生利息等对外支付→国内生产总值减少→储蓄减少→转化的资本减少→经济增长率降低。第二种：举借外债→直接转化为对国内投资→国内资本增加→经济增长率提高。由式(3)可以看出，外债若要促进一国经济增长，即令g*>g，必要条件是ρθ>μsb，即举借外债越多，一方面，外债转化为资本越多，对经济促进作用越强；另一方面，外债还本付息越多，若举借外债带来的资本作用于经济后所产生的效益很高，可弥补外债还本付息，则有利于经济增长，若带来的经济效益很少，少于外债还本付息，则会阻碍经济增长。

g*=a[s(G-μG)+ρD]/k+(1-a)Δl/l

学术界比较认可的经济增长理论主要有哈罗德—多玛经济增长理论、新剑桥经济增长理论和新古典经济增长理论。哈罗德—多玛经济增长理论从储蓄与投资出发，认为这两个要素共同作用于经济增长，但其关于“全社会只生产一种产品”的假设太过理想。新剑桥经济增长理论在哈罗德—多玛经济增长理论的基础上增加了“调节收入分配以促进经济增长”这一结论，本质未变。新古典经济增长理论则结合了凯恩斯理论和新古典经济增长理论，更强调资本和劳动力对经济增长的作用，同时摒弃了前两者关于“全社会只生产一种产品”的假设，以柯布—道格拉斯生产函数为基础，修正了哈罗德—多玛经济增长理论关于劳动力和资本不可替代的假设，认为劳动力和资本间存在内在联系。本文的模型主要借鉴新古典经济增长理论，即需分别考量外债经济效应对劳动力和资本的影响。新古典经济增长理论假定：第一，资本和劳动力之间存在相互替代关系。第二，市场完全竞争，调节因子为价格。第三，不存在技术进步，规模收益不变。该理论用公式可以表示为：

(2)

设G/k=b,D/k=θ，则上述模型可转化为：

g*=asb+(1-a)Δl/l+aρθ-aμsb

(3)

其中，g表示经济增长率，k表示资本，l表示劳动力，Δk/k则表示资本增长率，Δl/l 表示劳动力增长率，a表示资本对经济增长的边际效应，1-a则表示劳动力对经济增长的边际效应。从式(1)中可以看出，经济增长率由资本和劳动力增长率决定，资本和劳动力的不同组合决定经济增长率的高低。假设劳动力生产率不变，一国资本增量可分为国内部分和国外部分，国内部分按新古典经济增长理论，即储蓄全部转化为资本，则S→I。假设μ为因外债产生的对外支付占国内生产总值G的比重，则I=s(G-μG)，即国内生产总值减去因外债产生的对外支付后所得的净值与储蓄占国民生产总值的比重s相乘，得到的储蓄全部转化为资本。国外部分即是由外债转化而来，假设D为外债，ρ为外债转化为资本的比重(0≤ρ≤1)，则ρD为外债转化的资本，则新增资本Δk=s(G-μG)+ρD，即资本增量由国内增加部分和外债增加并转化为资本部分组成，假设劳动力以不变增长率增长，将推导出的Δk代入式(1)，得：

外债作用于劳动力并进一步作用于经济增长的路径同样分成两种：第一种：举借外债→增加职工工资福利等支出→增加劳动力。第二种：举借外债→技术进步→技术替代劳动力→劳动力减少。可见，外债对劳动的效应不确定，若外债作用于职工福利工资的效应大于外债作用于技术的效应，则外债对劳动的效应为正；反之为负。

其中，kit和lit代表i国第t年的固定资产投资占GDP的比重和劳动力参与率；AveGit为i国第t年的人均GDP增长率；Dit为i国第t年的外债余额占GDP的比重(以现价美元计算)；Xit为一系列解释变量，包括通货膨胀率、利率、中等教育毛入学率等。当i=1，…，30指代发展中国家，当i=1,…，23指代发达国家，当t=1，…，30指代发展中国家年份(1987—2016年)，当t=1,…，21指代发达国家年份(1996—2016年)。β、γ为截距，为各国独有的影响GDP、投资和劳动力的因素。

预制装配式建筑的发展理念在中国也曾出现过，最早可追溯到20世纪50年代，但在当时国家形势、建设能力、经济条件及工业化水平等各方面的种种限制下。预制装配式混凝土结构受到各种阻碍，且一直没有被广泛的推广和使用。并在发展的过程中一直饱受着各种争议，曾经这种理念处于边缘阶段，甚至走向消亡。

kit=β1+β2AveGit+β3Dit+βiXit+μit

(4)

g=aΔk/k+(1-a)Δl/l

(5)

基于上述分析与说明，本文构建回归模型如下：

2.变量和数据选择

为了进一步检验各变量和经济增长之间的数量关系，Bosworth和Collins[11]收集了众多国家的经济数据并仔细地进行了实证分析，检验了可能会作用于经济增长的67个变量。结果显示，对经济增长影响较显著的变量是人均实际 GDP、政府支出比率、初等教育毛入学率、贸易依存度、人口增长率、固定资产、通货膨胀率等。根据新古典经济增长理论和Bosworth和Collins的研究，本文选择的具体指标如表1所示。选择固定资本形成总额占GDP比重代替固定资产来代表投资指标，是为了避免回归系数过小的问题；选择劳动力参与率代替人口增长率来代表劳动力指标，是因Bosworth和Collins的研究中把人口增长率作为经济增长的显著因素，而本文研究外债对劳动力的效应，故选择劳动力参与率；选择进出口总额占GDP比重，即贸易依存度作为控制变量主要是因为纳克斯的理论证明贸易依存度与人均实际GDP增长率呈正相关关系；选择中等教育毛入学率作为人力资本指标，是在原模型基础上考虑人力资本现状。其他指标选择不变。

表1 指标选取

指标经济增长指标投资指标劳动力指标外债指标贸易指标通胀指标金融指标政府支出指标宏观指标人力资本指标指标描述人均GDP增长率固定资本形成总额占GDP比重劳动力参与率外债余额占GDP比重进出口总额占GDP比重通货膨胀率银行固定资产贷款占GDP比重政府支出占GDP比重利率中等教育毛入学率

本文选取了阿根廷、中国、乌拉圭、越南、俄罗斯、加纳、匈牙利、印度、印度尼西亚、厄瓜多尔、哥伦比亚、土耳其、墨西哥、委内瑞拉、巴西、智利、波兰、泰国、秘鲁、菲律宾、南非、马尔代夫、马来西亚、乌干达、危地马拉、哈萨克斯坦、巴林、摩洛哥、突尼斯、立陶宛等30个发展中国家和英国、美国、日本、韩国、法国、德国、澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、捷克、丹麦、芬兰、希腊、冰岛、意大利、卢森堡、荷兰、挪威、葡萄牙、西班牙、瑞典、瑞士等23个发达国家的面板数据进行回归分析，分别研究外债对资本和劳动力的作用。发展中国家年份为1987—2016年；发达国家由于世界银行数据库统计的外债数据不完整，而OECD数据库统计的指标均从1996年开始，因而除去7个数据不全的发达国家，选取了1996—2016年的数据。

由图2可知，风速一定时，辣椒干燥特性曲线的斜率随温度的升高而增大，即温度越高辣椒干燥速率越快，总的干燥时间越短；温度较低时，恒速干燥阶段较明显，即温度越高恒速干燥时间越短。

在机器学习的基础上，2006年Geoffrey Hinton提出了Deep Learning的概念，为机器学习打开了崭新的局面。随着Deep Learning理论和实践的不断成熟，人工智能水平大幅提高，计算机在很多领域具备了超越人类的智能水平，比如谷歌用AlphaGo程序战胜了围棋界最顶尖的高手，AlphaGo就是基于Deep Learning的人工智能程序。Deep Learning目前的主要应用领域是图像和视频识别、语音识别、自然语言处理等方面。

三、经验分析

本文采用ADF方法来进行平稳性检验以避免伪回归现象，由于事先并不知道是否存在单位根及其是否相同，因而在操作中选择Summary项来进行综合，检验结果如表2所示。

表2 两类国家各指标ADF检验结果

变量指标发展中国家发达国家ADF值P值ADF值P值变量指标发展中国家发达国家ADF值P值ADF值P值经济增长指标347.80900.0000132.30600.0000通胀指标252.68800.0000123.22900.0000投资指标340.07100.0011175.37700.0000金融指标361.92300.0000368.30200.0000劳动力指标304.18800.0001356.92100.0001政府支出指标126.29000.0000253.49200.0062外债指标362.11200.0000243.24500.0000宏观指标271.67400.0000277.72700.0000贸易指标413.74400.0020208.92400.0000人力资本指标357.71200.0000185.55900.0000

从表2中可以看出，在95%置信水平下，所有变量平稳，可避免再做协整检验，直接进行模型类别的选择。在单位根检验后，我们需要确定模型类别，即个体固定效应模型或个体随机效应模型。建立随机效应回归方程yi=α+vi+xiβ+ui ,检验得出，式(4)和式(5)中发展中国家和发达国家的χ2分别为23.9321、9.8640、15.4857和32.4833，df均为8，P值分别为0.0024、0.0020、0.0015和0.0001。由于P<0.0500，因而应该拒绝原假设，选择个体固定效应模型。将模型设定为个体固定效应模型，进而再细分为三种形式，即变系数模型yi=αi+xiβi+ui、固定影响模型yi=m+xiβ+αi+ui和不变参数模型yi=α+xiβ+ui。根据构建的三个参数模型，我们手工记下三个模型的残差平方和S1、S2和S3，并根据此三项数据得出F1和F2，其中，F1=[(S1-S2)/319]/(S1/540)=1.8700、F2=[(S3-S1)/348]/(S1/540)=2.0500，利用F分布临界值做出判定，F1α1(319,540)=3.2900、F2α2(348,540)=25.7300，因而该模型为不变参数模型为yi=α+xiβ+ui。在不变参数模型下，通过Eviews进行回归得到结果，如表3所示。从表3中可以看出，劳动力和资本两个解释变量的R2分别为0.8593、0.7655和0.7946和0.7696，说明最终得出的回归模型拟合程度较高；各解释变量和常数项T的P值都小于0.0500，说明在95%置信水平下，各解释变量和常数项均对被解释变量影响显著；表3中其他解释变量估计所得系数正负值与经济增长文献结论也较为一致。

表3 回归结果

解释变量 指标发展中国家发达国家klkl回归系数P值回归系数P值回归系数P值回归系数P值经济增长指标0.52110.00000.02240.00000.77510.00000.05100.0042外债指标-0.05950.00830.02760.00130.01630.0013-0.00180.0003贸易指标0.01160.00030.05070.0083-0.10120.0120-0.12650.0128通胀指标-0.03460.0018-0.13060.0000-0.02060.00000.05010.0004金融指标0.43670.00500.43520.00000.02430.00270.11480.0171政府支出指标0.22110.00000.20000.00050.00250.00900.38790.0000宏观指标-0.02630.00030.00380.0000-0.02640.00090.13300.0016人力资本指标0.06660.03140.26080.00000.00380.00550.14940.0011R20.85930.79460.76550.7696

从外债指标来看，在资本方面，外债流入会给发展中国家资本积累带来显著负效应，而给发达国家资本积累带来正效应。在其他变量保持不变的前提下，每年外债占GDP比重每上升1个百分点，发展中国家固定资产投资占GDP比重将平均下降5.9500个万分点，而发达国家固定资产占GDP比重将平均上升1.6300个万分点。在劳动力方面，外债会使发展中国家国内劳动力增长率提高，使发达国家劳动力增长率下降。新增外债占GDP比重每上升1个百分点，发展中国家的劳动力增长将平均上升2.7600个万分点，发达国家劳动力增长将下降0.1300个万分点。

结合固定效应看单个国家外债效应，结果如表4和表5所示。

竖井掘进机的支撑系统如图4所示，主要由支撑油缸、支撑靴板、扶正杆和框架构成[8]，其运行姿态由分布在上、下横梁处的8个支撑油缸进行控制。8个支撑油缸在上、下两横梁处均匀、相向分布，两两正交。根据油缸的排列位置，以设计轴线为垂直坐标轴z轴，以竖井掘进机底部中心为原点，可建立空间直角坐标系，以便量化竖井掘进机在破岩掘进过程中的姿态。

表4 发展中国家固定效应结果

序 号国 别k-βl-γ序 号国 别k-βl-γ1阿根廷-0.00010.108416智利0.00080.72472中国0.04900.158217波兰0.0064-0.43923乌拉圭-0.01230.437618泰国-0.01860.39284越南-0.00260.307419秘鲁0.00640.00755俄罗斯-0.04280.108420菲律宾0.0026-0.05306加纳-0.0214-0.975521南非0.0009-0.36677匈牙利-0.00120.315422马尔代夫-0.01750.21728印度-0.0107-1.131323马来西亚0.0067-1.43359印度尼西亚-0.0111-0.516024乌干达0.0075-2.565110厄瓜多尔-0.00240.639525危地马拉-0.00710.023411哥伦比亚-0.00300.597126哈萨克斯坦0.01230.105412土耳其-0.0004-0.745627巴林0.00640.954713墨西哥0.0048-0.739628摩洛哥-0.0018-1.117314委内瑞拉0.03220.928429突尼斯-0.00910.619315巴西0.0142-0.674130立陶宛0.01201.1127

表5 发达国家固定效应结果

序 号国 别k-βl-γ序 号国 别k-βl-γ1英国0.3363-0.900513芬兰0.0563-0.49802美国0.0632-0.215614希腊-0.44650.37473日本-0.2870.541615冰岛-0.1736-0.09354韩国-0.11682.796516意大利-0.33110.13495法国0.6340-0.690217卢森堡-0.0191-0.60406德国-0.1148-0.130418荷兰-0.15250.41237澳大利亚0.5412-0.357419挪威0.2022-1.11678奥地利0.22980.433320葡萄牙-0.5027-0.17649比利时0.40660.185921西班牙-0.15140.470810加拿大0.06041.299422瑞典-0.0905-1.698911捷克-0.18340.889723瑞士-0.3073-0.784312丹麦0.3577-0.2823

从表4和表5中可以看出，发展中国家中，资本方面，中国K的截距最大，为0.0490，而阿根廷K的截距最小，为-0.0001，说明外债对中国资本积累的负效应最小，而对阿根廷则最大；劳动力方面，立陶宛L的截距最大，为1.1127，而摩洛哥L的截距最小，为-1.1173，说明外债对摩洛哥劳动力增长正效应最小，而对立陶宛的正效应最大。发达国家中，外债对澳大利亚资本积累正效应最大，为0.5412，对葡萄牙资本积累正效应最小，为-0.5027；外债对韩国劳动力增长正效应最大，为2.7965，对瑞典劳动力增长正效应最小，为-1.6989。

3.2.1 完善乡村文化支撑机制。乡村文化支撑机制是乡村文化建设得以落实的保障，也是乡村文化治理体系发展创新的前提。在张掖市乡村文化支撑机制建设过程中，应围绕硬件环境、精神文明、公共文化和制度规章等方面，构建健全的乡村文化支撑机制［1］。

四、结论与政策建议

通过分析可知，外债对发展中国家资本积累具有负效应，而对发达国家资本积累具有正效应；外债对发展中国家劳动力增长具有正效应，而对发达国家劳动力增长具有负效应。对劳动力影响的结论符合经典的贫困的恶性循环理论和起飞理论的解释；但对资本影响的结论却与大多现有文献中认为外债对于投资增长具有一贯正效应相悖。笔者认为，这一发现存在两方面的解释：第一，发展中国家在利用外债时，往往重举借、轻使用，导致债务偿还不力，并产生巨额利息成本。外债促进一国投资增长的必要条件是ρθ>μsb，如果外债举借过多，债务负担过大，债务国为偿债会将本国原计划投入到投资领域的资本抽离。若债务利率很高，还会出现借新还旧的现象，更易使债务国出现清偿困难，并增加持续借债的难度，造成恶性循环。而发达国家在利用外债时大多注重外债的合理使用和加强财政配套资金的注入，积极引导外债促进投资增长，从而对资本积累带来正向作用。第二，发展中国家外债期限结构不合理，短期债务占比过高。发展中国家短期债务比普遍高于25%的警戒线，短期债务占比过高导致借入资金尚未充分转化为资本就亟须偿还，甚至有些承担了高额利息，需动用本国自身资本积累进行偿还，因而发展中国家虽有借入外债，但对于资本积累的作用往往是负向的。

鉴于上述结论，笔者认为，中国的外债管理应重点关注以下三个方面：第一，注重外债结构改善及使用管理。中国政府不仅要从数量上控制外债的进出，更要从外债结构上进行灵活控制，合理搭配各种利率的外债使用。确保长期外债用于长期项目，短期外债用于短期项目，注重国内资本积累，浮动利率外债可在国际利率上升时考虑转借以赚取利差，固定利率外债可在国际利率下降时抓紧清偿，转而持有浮动利率外债。另外，为了保证外债及时清偿，可设立专门账户，专门账户应随时保持一定余额以应对突发的资本抽离，同时，该账户款项应能灵活周转变现，在不使用时可用于其他方向投资以应对债务升值。第二，寻求后续资本输出途径。国际成功利用外债的经验是在有效利用外债后更注重后续输出资本。举借外债给一国带来了先进的技术，帮助经济迅速发展，而后期在本国资本积累富足时，应将举借的外债逐步偿清，并逐渐将资本输出国外，转变为债权国。中国自对外开放以来，更多地关注外债引进，而忽视国内资本的输出，导致中国资本积累过剩，外债负担过重，发展成本过高。因此，当前中国利用外债应更多关注资本输出渠道，以减轻债务负担，提高资本收益。第三，渐进开放资本账户。在开放资本账户时，应注重国内实施配套监管措施，合理引导资本账户平稳开放和外债配套进入。在资本账户逐步开放的阶段，中国利用外债也会越发多样化。应在严格审批的前提下，针对不同外债特点合理引导各种外债进入。完善国内金融市场调控机制，进一步推进利率市场化改革和外汇市场发展，在金融监管机构逐步放权的前提下循序渐进地开放资本项目。同时，对流入外债进一步加强监管，多部门联合协作，强化国内金融市场与国际的联动，在一定程度上放宽国内金融机构对国外贷款的限制。

参考文献：

[1] Pattillo, C. External Debt and Growth-Finance and Development [R]. IMF Working Paper, 2002.

[2] Baer, W., Hargis, K. Forms of External Capital and Economic Development in Latin America: 1820-1997 [J]. Word Development, 1997, 25(11): 1805-1820.

[3] Asiedu, E. Capital Controls and Foreign Direct Investment [J]. World Development, 2004, 32(3): 479-490.

[4] Goswami, G., Milind, M. Economic Exposure and Debt Financing Choice [J]. Journal of Multinational Financial Management, 2001, 30(11): 39-58.

[5] Borensztein, E. Debt Overhang, Debt Reduction and Investment: The Case of the Philippines[R]. IMF Working Paper, 1990.

[6] Looney, R. E., Frederiksen, P.C. Defense Expenditures, External Public Debt and Growth in Developing Countries[J].Journal of Peace Research, 1996, 23(4): 329-337.

[7] Citrin, D. Strengthening the International Financial System: Key Issues [J]. World Development, 2000, 28(6): 1133-1142.

[8] Douglas, W., Elmendorf, N., Mankiw, G. Government Debt [M]. Amsterdam: Elsevier Inc., 1999. 367-385.

[9] Panizza, U., Adam, C. Financing for Development [J]. Oxford Review of Economic Policy, 2015, 24(8): 259-267.

[10] Butts, H. C. Short Term External Debt and Economic Growth: Granger Causality Evidence From Latin America and the Caribbean [J]. Rev Black Polit Economics, 2009, 36(2): 93-111.

[11] Bosworth, B. P., Collins, S. M. The Empirics of Growth: An Update [J]. Brookings Papers on Economic Activity, 2003, 15(1): 113-206.

[12] 张礼卿.适度外债规模问题[J].经济研究，2008,(8):15-22.

[13] 金雪军，邢自霞.我国外债规模影响因素的定量研究[J].财贸经济，2015,(5):74-76.

[14] 李研妮，冉茂盛.我国外债规模及其影响因素的实证分析[J].预测，2011，(3):27-31.

[15] 杨忻，温晓燕，程晓峰.中国外债的最佳币种结构与期限结构[J].清华大学学报(自然科学版)，2012，(10):1281-1284.

[16] 金洪飞.外债的期限结构与货币危机[J].金融研究，2013,(6):14-24.

[17] 刘显昌，刘志雄.中国长期外债与短期外债的动态关系研究[J].经济经纬，2015,(6):119-122.

[18] 李超，马昀.中国的外债管理问题[J].金融研究,2012,(4):84-97.

[19] 王振富.我国外债风险的实证研究[J].上海经济研究，2011,(12):46-52.

[20] 林伯强.外债风险预警模型及中国金融安全状况评估[J].经济研究，2012,(7):14-23.

[21] 罗强.新兴市场汇率政策与外债危机的理论分析[J].国际金融研究，2015,(5):61-67.

[22] 姚允柱，张国强.中国外债规模与经济增长的相关性分析[J].经济师，2016,(8):15-17.

[23] 郭顺兰，潘勇辉，王杨.外债与中国经济增长：基于VAR方法的研究[J].统计与决策，2010,(16):112-114.

[24] 杜永潇，田新民.中国外债对宏观经济影响的实证研究[J].经济与管理研究,2015,(6):10-15.

[25] 乔桂明，屠立峰.风险资本对公司价值增值的作用机理及认可度[J].财经问题研究,2016,(8):117-122.