实际有效汇率、金融发展与全要素生产率

赵艳平 侯晓笛

【摘 要】 文章基于我国省级数据，对不同金融发展水平下地区实际有效汇率与全要素生产率之间的关系进行了实证研究。研究结果表明，各省实际有效汇率对全要素生产率的影响因地区金融发展程度的不同而呈现出明显的平滑转变特征。在金融发展水平较低的区域，汇率升值会抑制全要素生产率增长;在金融发展程度较高的地区，汇率升值则会促进全要素生产率增长。我国多数地区金融发展水平尚未跨越门槛值，汇率升值对全要素生产率增长多呈负向影响，同时我国中部地区汇率升值对全要素生产率增长的负面效应比东西部地区更高。

【关键词】 实际有效汇率; 金融发展; 全要素生产率; PSTR

【中图分类号】 F832.7  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2020）03-0113-06

一、引言

经济增长是宏观经济学领域的热点研究问题，早期的索洛经济增长模型（Solow Growth Model）指出，经济增长主要源于资本、劳动、技术等要素投入。发展到现在，研究重点经历了由关注以“增量”为主的纯GDP增长，到关注以“提质”为主的全要素生产率增长的变化路径。现阶段，我国正处于转换增长动力的关键时期，党的十九大报告首次提出“提高全要素生产率”的要求，使得这一问题在当前背景下更为突出。实现由生产要素投入带来的外延经济增长过渡到全要素生产率增长带来的内涵式经济增长，对我国经济发展有重要意义。

二、文献综述及研究假设

国外研究早期主要聚焦于经济增长如何影响实际汇率，经典的如“巴拉萨—萨缪尔森效应”，而关注汇率变动对经济增长反向联系的研究偏少，且主要集中在實际汇率失调对经济增长的负向作用上，这一观点也得到了学界共识（Krueger，1983）。近十几年，学界出现了“罗德里克新论”（Rodrik View），即采取主动调整的汇率政策可以促进经济增长的观点。随着日本、韩国以及一系列发展中国家以出口导向为典型特征的经济体的崛起，与之相伴的国家外汇干预问题也吸引了学界的关注，利用汇率政策保障出口进而带动经济增长被认为是这些国家迅猛发展的重要动因之一[ 1 ]。Rodrik[ 2 ]指出发展中国家货币贬值有利于提高贸易部门的投资收益，降低市场扭曲带来的制度成本，改善经济增长结构，进而促进经济增长。然而，有研究表明发达国家实际汇率升值才会迫使企业提高生产率以增加竞争力，由此在宏观层面带动经济的升级和发展[ 3 ]。Rapetti et al.[ 4 ]进一步证实了汇率对经济增长的促进作用会因国家发展程度的不同而呈现差异，实证显示汇率与全要素生产率呈现非线性关系，汇率低估会促进中低收入国家的全要素生产率增长，但对发达国家全要素生产率增长有抑制作用。

我国的研究中，经典的如姜波克[ 5 ]的“升值强国论”，认为一国经济真正的强大是在货币升值过程中实现的。后续学者利用不同层级的数据以及实证方法对其进行了验证，但是结果各异。例如，赵文军[ 6 ]在全国和地区层面的实证研究表明，实际有效汇率的升值有利于提高全要素生产率在经济增长中的贡献，从而有助于经济增长方式的转变。余静文[ 7 ]从微观角度构建了行业实际有效汇率，发现人民币汇率升值会使得企业劳动生产率提高约6.5%。亦有学者持相反观点，例如Jeanneney & Hua[ 8 ]利用1993—2001年间中国29个省市的面板数据进行了实证分析，结果表明实际有效汇率升值会抑制技术进步但会提升技术效率，两者的共同作用最终会阻碍全要素生产率的增长。与之相呼应，宗伟濠[ 9 ]基于贸易结构和融资约束的研究发现，人民币实际有效汇率升值对全要素生产率增长的影响微弱，且呈现负面效应，汇率升值无益于实现内涵式经济增长。张涛等[ 10 ]利用行业层面的微观企业数据，从市场竞争结构的作用机制入手分析了两者的关系，也得到了一致的结论。

上述文献表明，国内外学者对汇率与经济增长之间关联的研究结论莫衷一是，考虑到传导机制，一个可能的解释在于不同地区的金融发展程度不同，进而导致汇率变化对全要素生产率增长的传导机制有所差异。虽然已有研究开展较晚且较为分散，但初露端倪。Aghion et al.[ 11 ]从企业融资成本视角的研究说明，金融发展程度低会约束企业的创新和投资，而当汇率发生波动时，企业面临的流动性风险加大，导致生产率的提升受到限制。无独有偶，娄伶俐[ 12 ]在对我国的研究中提出，由于存在“技术替代能力约束”，即资本的相对短缺使企业很难脱离粗放的劳动密集型生产模式，导致汇率升值对企业技术进步的促进出现了失效区间，而这实质上也是金融发展程度不高造成的。刘沁清[ 13 ]从产品改进和产业升级两个视角分析了人民币升值对生产率的促进效应，然而不同企业面临的融资约束以及抵抗汇率风险能力是不同的，导致汇率的促进效应出现不确定性。

通过对已有文献的分析，可以推导出一些关于汇率、金融发展和全要素生产率之间关系的假说。

假说1：实际有效汇率的变化对于全要素生产率的作用可能呈现出非线性，这种非线性与金融发展程度有关，即当金融发展程度达到一定阈值时，实际有效汇率变动对全要素生产率的作用会发生变化。

假说2：不同地区实际有效汇率对全要素生产率的作用在方向和程度上呈现差异，且这种差异可能与地区金融发展程度的不同有关。

本文在测度我国29个省、市、自治区（西藏和贵州除外）1995—2015年地区实际有效汇率的基础上，运用面板平滑转换模型对全要素生产率增长效应进行深入解析，重点考察区域金融发展水平的变化是否会导致二者间关系呈现非线性及动态变化特征。本文的主要创新点有：第一，从金融发展的角度对汇率的经济增长效应重新进行了审视，将经济增长拓展到以全要素生产率为标识的内涵式范畴;第二，创新地以金融发展为边界，识别了我国不同地区实际有效汇率对全要素生产率的非线性影响，这是对我国区域发展差异的深入认识;第三，基于实际有效汇率的构造原理，构建了省级实际有效汇率指标，弥补了现有研究数据的不足，使得研究结果更加稳健可靠。本文余下内容分为三个部分，首先是模型设定与数据说明，其次是实证结果与分析，最后是结论和政策建议。

三、实证设计

（一）模型的选择与设定

为考察在金融发展过程中，实际有效汇率对地区全要素生产率的动态影响，本文构建两区制面板平滑转换模型（Panel Smooth Transition Regression， PSTR）如下：

这里的i为个体代表，？滋i为个体固定效应，？着it为误差项，g（qit;？酌，c）为一个值在0到1之间连续变化的转换函数。qit为转移变量，同时引入平滑参数？酌刻画转换速度和位置参数c刻画转换发生的位置。遵循经典研究，将转换函数的具体形式设定为Logistic形式的连续有界函数，即：

这里有c1≤c2≤…≤cm，且c=（c1，…，cm）'为一个包含转换点参数的m维向量，cj为转换实际发生的点。因此，随着转换函数的变化，解释变量reerit的系数将在？茁1和？茁1+？茁2之间平滑转化，这种变化还因横截面和时间差异有所不同，这就把离散的机制转移变成了一个平滑连续的动态过程。

模型中的被解释变量tfpit代表各省市在t期的全要素生产率，核心解释变量实际有效汇率由reerit表示，本文把金融发展程度lnfinit设定为转换函数中的门槛变量，根据已有相关研究，模型中选择的控制变量包括外商直接投资fdiit、贸易开放度openit、固定资本形成额lncapitalit、人力资本lnhumanit、公共财政支出lnpubfinit和产业结构industryit。

（二）变量设定及数据来源

本文采用1995—2015年29个省市（西藏自治区和贵州省除外）的面板數据进行实证研究，数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国国内生产总值核算历史资料1952—2004年》及各省市统计年鉴和中经网数据库，缺失数据用指数平滑法予以补齐。本文的主要变量设定如下：

1.被解释变量

全要素生产率（tfp）。本文沿用主流方法，即以数据包络分析为基础Malmquist指数法测算全要素生产率，该方法对生产函数的具体形式不加以限制，因而能有效避免模型误设带来的差错，增强了结果的稳健性。具体地，本文采用的产出变量为以1978年不变价格平减后的实际GDP，投入变量为资本存量和劳动要素。资本存量采用永续盘存法计算，初始资本存量用基期的固定资本形成总额除以10%来计算，经济折旧率设定为9.6%，同时，本文以各省市劳动力就业人数作为劳动要素的替代指标。

2.解释变量及门槛变量

实际有效汇率（reer）。考虑到各省份的对外贸易情况以及物价水平因素的差异，以统一的实际有效汇率指标无法对各省份具体情况进行刻画，同时为了更精确地反映各省份受到汇率波动的影响程度，本文自行计算了各省份各时期的实际有效汇率水平，具体算法如下：

其中nerijt代表以直接标价法表示的t时期我国与贸易伙伴j国的双边名义汇率，在直接标价法下，实际有效汇率数值上升表示汇率贬值，数值下降表示汇率升值。pit和pjt分别表示t时期i省市和贸易伙伴j国的物价指数，wijt表示t时期i省市与j国进出口贸易额占i省市进出口贸易总额的比重。综合考虑数据的可得性以及贸易权重等因素，本文选取的货币篮子包括20个国家（地区）①，我国各省市与上述国家（地区）在1995—2015年的进出口贸易额之和占全部进出口贸易总额的70.0%～87.3%。样本国家（地区）的名义汇率来自世界清算银行数据库，贸易数据来自海关的统计资料。

金融发展水平（Infin）。本文采取金融发展程度作为门槛变量。私人信贷规模能够更好地反映金融市场的效率，但由于我国缺乏省级层面的相关统计数据，本文借鉴张军和金煜[ 14 ]的做法，假设金融机构分配给国有企业的贷款占贷款总额的比重与国有企业的固定资产投资占全社会固定投资总额的比重成正比，以此来反向推断金融机构提供给私人部门的信贷，并做自然对数处理，最终构造金融发展指标。该值越大，说明该地区金融发展水平越高。

3.控制变量

对外贸易和外商直接投资对全要素生产率有技术溢出效应[ 15 ]。外商直接投资（fdi），采用外商直接投资额与当期GDP的比值来表示;贸易开放度（open），采用当期进出口总额与当期GDP的比值来衡量;固定资本（Incapital），用固定资本形成额占当期GDP的比重表示;公共财政支出（lnpubfin），用公共财政支出占GDP比重表示;产业结构（industry），采用工业产业增加值占GDP的比重表示;人力资本（lnhuman），用教育年限的对数值表示，计算公式为Eit=1.5e1+7.5e2+10.5e3+13.5e4+17e5，e1—e5分别表示文化程度为文盲半文盲、小学、初中、高中和大专及以上就业人口所占比重。为了消除数据的量纲性以及异方差性，固定资本、人力资本和公共财政支出采用对数值表示，本文变量的描述性统计如表1所示。

四、实证结果与分析

（一）实证结果

为了保证实证结果的无偏性，需要对面板数据的平稳性进行检验，表2为LLC单位根检验的结果。从表2中可知模型中各变量均在5%的水平下显著，具有平稳特征，可以进行面板回归分析。

由于PSTR模型属于非线性模型，在估计参数之前需要对实证模型的线性效应进行检验，以此判断计量模型的适用性。一般包含多区制的PSTR模型具有如下形式：

式（4）允许存在两个以上的区制，因此通过对原假设H0：r=0进行检验，可以得到区制的数量进而判断线性关系，若原假设被拒绝则说明区制不唯一，模型存在非线性效应。本文为了对原假设H0：r=0进行检验，构造如下LMF统计量：

其中SSR0和SSR1分别是在原假设和备择假设成立下的面板的残差平方和，LMF统计量遵循渐进F（mK，TN-N-m（K+1））分布，检验结果见表3。

由表3可知，模型的LMF检验统计量均在1%的显著性水平上拒绝了原假设，即模型具有非线性效应，说明了PSTR模型对本文研究问题的适用性。在证明模型非线性的基础上，本文对模型做了进一步的“剩余非线性效应检验”，用以确定转换函数的个数。其原假设为H0：r=1，检验结果见表3，可以看出在1%的显著性水平下，不能拒绝原假设，因此模型仅包含一个转移函数。

本文同时对转移点参数个数m进行了确定，首先构建m=3的辅助回归模型，对H*0：？茁*3=？茁*2=？茁*1=0进行检验。若H*0被拒绝，则对原假设H*03：？茁*3=0、H*02：？茁*2=0│？茁*3=0、H*01：？茁*1=0│？茁*2=？茁*3=0进行序贯检验。选取拒绝假设程度最强的m值为最优转移点参数个数，若H*02被拒绝程度最强则说明最优m值为2，其余情况下则认为m值为1。表4汇报了检验结果，可以看出最优的m值为1，因此应选择包含一个转移点参数的PSTR模型。

在PSTR模型达到最优选择的基础上，本文首先通过“去均值”的方法消除个体固定效应，其次对变换后的模型应用非线性最小二乘法（NLS）进行参数估计。表5汇报了最终的PSTR模型估计结果。

（二）结果分析

表5的估计结果显示，以金融发展水平作为门槛变量时，模型包含一个转换函数和一个位置参数。平滑参数？酌的估计值为2.673，模型位置参数c的估计值为0.562，实际有效汇率的影响系数以0.562为中心在-0.0013和0.0010之间进行平滑转换，变化速率为2.673。由此可见，省际实际有效汇率对全要素生产率有着动态和非线性的影响，且随着区域金融发展水平的差异而变化。具体而言，在金融发展水平较低的地区，实际有效汇率升值会抑制全要素生产率的增长，而在金融发展水平较高的地区，实际有效汇率升值有益于提升全要素生产率。

本文实证研究结果显示，实际汇率对于地区全要素生产率增长的影响存在非线性，且这一过程会受到地区金融发展程度差异的作用。综合已有研究，本文对背后的微观作用机理进行了剖析，发现一国货币汇率升值降低了该国出口部门的价格优势，从而抑制了出口，反之，进口部门的实际收益会上升，因此促进了进口。当金融发展水平较低时，由于金融体制的不健全，因汇率升值而利润空间受挤压的出口企业从本国得到的外部融资受到约束，迫使利益受损的出口企业减少研发投入，导致技术进步缓慢，进而抑制了企业的全要素生产率提升[ 16 ]。当金融发展水平较高时，一方面，企业从本国获得融资更为便捷，且成本更为低廉，企业的技术创新可以得到较为充足的资金支持，研发投入受汇率升值带来的流动性冲击的影响更小;另一方面，汇率升值能极大地引发资本品进口，进口资本品蕴含较高科技含量，具有知识技术外溢效应，同时宽松的融资环境也为提高企业资本品进口倾向提供了有力支持，从而促进进口企业的技术进步和全要素生产率的提高。因此，汇率升值时全要素生产率变动的结果来源于研发投入降低的生产率“缩减”效应和资本品进口提升的生产率“增加”效应两种力量的对比。

为进一步考察中国金融发展水平的区域分布特征，本文根据识别出的门槛值将所有样本划分为两个不同的金融发展区域，即低金融发展区域（lnfin≤0.562）和高金融发展区域（lnfin>0.562）。样本期内，低金融发展区域样本数为526，占总样本数的98%，而高金融发展区域样本数为11，占总样本数的2%，仅有北京和上海近年来部分样本处于该区间内，实际汇率升值在其中发挥了全要素增长的促进效应。以上意味着我国的金融发展水平需要继续提升，实际汇率升值对全要素生产率的正向效应才能被释放。目前我国大部分地区金融发展处于较低水平，实际有效汇率升值会抑制全要素生产率增长。在不同地区，实际有效汇率对全要素生产率增长的抑制作用程度不同，为了刻画这种差异，采用（6）式计算出各个省份实际汇率与全要素生产率的关系参数值，并将其历年平均值按高低分为三个区间。

其中，我国中部地区实际有效汇率的变化对于全要素生产率的影响最高，而东西部次之，较为发达的北京和上海兩地最低②。由于我国绝大部分地区的金融发展水平均未跨越门槛值，即汇率升值对生产率都是负效应，而金融发展水平越高的地区其负效应会更低，说明相同幅度的汇率升值对于全要素生产率增长的负面冲击在中部地区最为明显，东部和西部地区次之，北京和上海两地最低。对这个结果可以从两个方面进行理解。

第一，我国东部地区发展较早，基础设施完善，西部地区在早期“西部大开发”等战略的政策支持下也得到了较多的资金倾斜，与之相比，中部地区金融体系效率较低，其实体部门发展的资金诉求与金融部门的资金供给缺口较大，导致我国宏观经济格局中出现“中部塌陷”[ 17 ]。图1给出了我国不同地区金融发展水平的演化趋势，可以看出，中部地区的金融发展一直落后于东西部地区，直接影响到汇率变动对经济增长的传导过程。由于金融发展相对实体经济发展的“滞后”，金融机构在实体经济遭遇汇率冲击时提供外部融资的“缓冲”功能受到约束，间接作用到了全要素生产率的增长。

第二，在我国对外贸易的开放进程中，中部地区一直处于落后状态，享有对外开放和自由贸易的政策红利较多的一直是东西部边境地区。曹伟和左杨[ 18 ]的研究表明，区域开放程度越高，汇率变动对贸易的影响就越高，中部地区贸易对汇率变动没有明显反应。除了贸易之外，汇率变动也会作用到外商直接投资（FDI）上。刘年康等[ 19 ]的研究说明，中部地区FDI对全要素生产率的作用程度最高。因此，在贸易开放程度弱于东西部地区的情况下，汇率变化带来的FDI流动成为了中部地区全要素生产率变化区别于东西部地区的重要驱动因素。

五、结论与对策建议

本文基于我国1995—2015年的省际面板数据，利用PSTR模型重点考察了实际有效汇率对地区全要素生产率增长的非线性影响。实证研究发现，实际有效汇率对于地区全要素生产率增长有显著的非线性作用，且这一作用过程因地区金融发展程度的不同呈现出明显的平滑转变特征。在金融发展水平较低的区域，实际有效汇率会抑制全要素生产率增长，而在金融发展程度较高的地区结果则完全相反，汇率的升值会促进全要素生产率增长。目前，中国多数地区金融发展水平尚未跨越门槛值，汇率升值对全要素生产率增长多呈负向影响，在地区层面上，中西部汇率升值对全要素生产率增长的负面效应较大，东西部地区较小。

基于本文研究结论并结合中国国情，提出以下对策建议：第一，完善金融服务体系，加大实体经济扶持力度，要为中小企业融资创建合理高效的制度环境，为其融资渠道的多样化提供相应的政策引导，为企业增强研发投入提供充足有效的资金保障。第二，各地区应认识到金融发展对汇率与全要素生产率作用过程的影响，注意因地制宜，因时制宜，从地区企业发展的实际出发，制定差异化的发展战略。一方面，积极引导出口企业对研发投入的融资支持，减轻其在汇率升值时期受到的负面冲击;另一方面，重视对进口资本品的融资支持，创造适度宽松的融资环境促进具有较高技术外溢的资本品进口。第三，国家要加强对内陆地区金融发展的倾斜性政策支持。政府应在宏观方面加强信贷资源的调配和控制，增加对内陆地区金融资源的投入，建立健全金融发展体系，进而促进区域间金融协调发展，充分发挥区域金融发展对生产率提升的促进作用。

【参考文献】

[1] MCLEOD D，MILEVA E.Real exchange rates and productivity growth[M].Department of Economics， Fordham University，2011.

[2] RODRIK D. The  real  exchange  rate  and  economic growth[J].Brookings  Papers  on  Economic  Activity，2008，39（2）：365-439.

[3] EKHOLM K， MOXNES A， ULLTVEITt-MOE K H. Manufacturing restructuring and the role of real exchange rate shocks[J]. Journal of International Economics，2012，86（1）：101-117.

[4] RAPETTI M，SKOTT P，RAZMI A. The real exchange rate and economic growth：are developing countries different？[J].International Review of Applied Economics，2012，26（6）：735-753.

[5] 姜波克.均衡汇率理论和政策的新框架[J].中国社会科学，2006（1）：15-22.

[6] 赵文军.实际汇率升值与经济增长方式转变：基于我国省际面板数据的实证研究[J].国际贸易问题，2014（3）：131-143.

[7] 余静文.汇率变动对劳动生产率影响的研究：基于2005年中国汇率制度改革的证据[J].国际金融研究，2017（7）：3-12.

[8] JEANNENEY S G， HUA  P. Real exchange rate and productivity in China[R].CERDI Working Paper，2003.

[9] 宗伟濠.人民币实际有效汇率变动与我国全要素生产率增长[J].南京财经大学学报，2013（6）：56-61.

[10] 張涛，严肃，陈体标.汇率波动对企业生产率的影响：基于中国工业企业数据的实证分析[J].华东师范大学学报（哲学社会科学版），2015（3）：110-118.

[11] AGHION P. Exchange rate volatility and productivity growth：the role of financial development[J]. Journal of Monetary Economics，2009，56（4）：494-513.

[12] 娄伶俐.人民币升值对出口企业技术进步的作用区间分析：基于调研结果的理论分析[J].产业经济研究，2008（4）：44-51.

[13] 刘沁清.汇率变动、企业行为和内涵经济增长的再刻画[J].国际金融研究，2007（1）：63-67.

[14] 张军，金煜.中国的金融深化和生产率关系的再检测：1987—2001[J].经济研究，2005（11）：34-45.

[15] 杨昌安，李强.中国制造业全要素生产率影响因素研究述评[J].会计之友，2015（3）：38-42.

[16] 杨继伟，臧嘉琳.金融发展、高管激励与创新研发[J].会计之友，2018（17）：51-55.

[17] 杨胜刚，朱红.中部塌陷、金融弱化与中部崛起的金融支持[J].经济研究，2007（5）：55-67，77.

[18] 曹伟，左杨.人民币汇率水平变化、汇率波动幅度对进口贸易的影响：基于省际面板数据的研究[J].国际贸易问题，2014（7）：42-52.

[19] 刘年康，汪云桥，陈逢文.FDI流入、对外贸易与经济增长方式转变：基于中国1993—2008年省际面板数据的实证研究[J].经济经纬，2013（6）：49-54.