范言慧，席 丹，趙家悅

（對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 金融學(xué)院，北京 100029）

一、引 言

金融部門對于一國經(jīng)濟(jì)增長和發(fā)展有著重要作用。Levine（1997）列舉了金融發(fā)展的一系列好處：金融體系可使交易便捷、提供對沖和分散風(fēng)險(xiǎn)功能、分配資源、監(jiān)督管理者、動(dòng)員儲(chǔ)蓄等。Schumpeter（1912）認(rèn)為，功能完善的金融體系可促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。King和Levine（1993）認(rèn)為，發(fā)達(dá)的金融體系可通過提高生產(chǎn)率來刺激經(jīng)濟(jì)增長。很多實(shí)證研究（King和Levine，1993；Levine等，2000；Arestis等，2001；Christopoulos和 Tsionas，2004）都證實(shí)金融發(fā)展可促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。國內(nèi)很多研究也證實(shí)了金融發(fā)展對實(shí)體經(jīng)濟(jì)具有重要的協(xié)同促進(jìn)作用（袁云峰和曹旭華，2007；趙振全等，2007；趙勇和雷達(dá)，2010）。

與金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究相比，探討金融發(fā)展（包括股票市場發(fā)展）與實(shí)際匯率關(guān)系的文獻(xiàn)卻很少。但這并不表明金融發(fā)展對實(shí)際匯率的影響不重要，F(xiàn)ujiwara和Teranishi（2011）就指出，金融市場發(fā)展是理解實(shí)際匯率動(dòng)態(tài)的重要因素。Mercereau（2006）在一個(gè)包含股票市場的兩國模型中分析了居民利用金融工具最大化預(yù)期跨期效用下的實(shí)際匯率決定問題，認(rèn)為若一國擁有發(fā)達(dá)的金融市場，就能為其他國家提供有價(jià)值的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，那么該國將由此獲得更多的收益和產(chǎn)生更多的貿(mào)易品消費(fèi)，進(jìn)而引起貨幣實(shí)際升值。不過，他對于金融市場未完全開放的發(fā)展中國家是否也有類似的關(guān)系卻未能兼顧。對此，Larrain（2010）在股票市場發(fā)展與相對價(jià)格關(guān)系的實(shí)證研究中發(fā)現(xiàn)，在股票市場不發(fā)達(dá)的國家，股票市值與價(jià)格水平（工資）正相關(guān)。這意味著在股票市場不發(fā)達(dá)的國家，股票市場發(fā)展也可引起貨幣實(shí)際升值。盡管有理論和經(jīng)驗(yàn)研究直接或間接指出了金融發(fā)展對實(shí)際匯率的影響，但沒有對此進(jìn)行實(shí)證研究。

近些年，我國金融部門大幅擴(kuò)張，而人民幣也出現(xiàn)較大幅度的實(shí)際升值。如果金融發(fā)展對人民幣實(shí)際升值的確存在影響，那么這意味著對于像我國這樣的出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)體，金融部門的發(fā)展可能通過實(shí)際匯率對開放經(jīng)濟(jì)部門產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性影響，這種影響或許比我們以往認(rèn)識(shí)到的更加多元化。因此，探討金融發(fā)展對人民幣實(shí)際匯率的影響，對于深入認(rèn)識(shí)金融發(fā)展的作用具有重要意義。

本文認(rèn)為，盡管金融發(fā)展可借助金融市場來便利資源配置，提高相關(guān)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)效率，但同時(shí)也使信貸和資本市場市值增加，進(jìn)而通過貨幣擴(kuò)張和財(cái)富效應(yīng)引起物價(jià)上漲，推動(dòng)本幣實(shí)際升值。此外，雖然金融發(fā)展可促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和生產(chǎn)率提高，幫助依賴外部融資的貿(mào)易部門建立比較優(yōu)勢，但根據(jù)巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)，這又會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)本幣實(shí)際升值。

本文的貢獻(xiàn)在于：以往研究大多側(cè)重于探討金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)的積極作用，而本文則為審視金融發(fā)展的影響提供了另一視角，從而豐富了人們對于金融發(fā)展與實(shí)體經(jīng)濟(jì)之間關(guān)聯(lián)渠道的認(rèn)識(shí)。在實(shí)際匯率的決定因素中，金融發(fā)展的作用不可忽視。就政策意義而言，本文說明金融發(fā)展帶來的可能并不全是福音，因?yàn)槿嗣駧艑?shí)際升值將對在對外貿(mào)易中面臨激烈市場競爭的出口部門產(chǎn)生不利影響。尤其是在當(dāng)前金融業(yè)和制造業(yè)的走勢似乎發(fā)生背離的情況下，①根據(jù)2014年9月發(fā)布的《中國企業(yè)500強(qiáng)發(fā)展報(bào)告》，入選的制造業(yè)企業(yè)數(shù)量和利潤連年下滑，入選的260家制造業(yè)企業(yè)的利潤占全部500強(qiáng)的比重已不足20%，而入選的25家金融業(yè)企業(yè)則貢獻(xiàn)了凈利潤的53%。認(rèn)識(shí)到這一影響顯得尤為重要。因此，在推動(dòng)金融自由化改革時(shí)須認(rèn)識(shí)到金融發(fā)展的這一影響，平行地處理好制造業(yè)企業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級問題。

二、金融發(fā)展對實(shí)際匯率的影響：文獻(xiàn)回顧與邏輯梳理

金融發(fā)展有利于經(jīng)濟(jì)增長的一個(gè)重要原因是其能夠促進(jìn)生產(chǎn)效率提高。Levine（1997）指出，金融機(jī)構(gòu)和金融市場可以降低獲取信息和市場交易的成本，從而提高資源跨時(shí)空的分配效率，促進(jìn)資本積累和技術(shù)創(chuàng)新。Saint－Paul（1992）指出，金融發(fā)展能夠促進(jìn)分工和專業(yè)化，從而對生產(chǎn)率的提高有積極作用。King和Levine（1993）則強(qiáng)調(diào)金融體系有助于評估企業(yè)家和好項(xiàng)目、調(diào)動(dòng)資源、分散風(fēng)險(xiǎn)、揭示創(chuàng)新回報(bào)等，從而提高生產(chǎn)率。但若延續(xù)這一邏輯，那么根據(jù)巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)，生產(chǎn)率的提高尤其是貿(mào)易部門生產(chǎn)率的提高可引起非貿(mào)易部門工資上漲和本幣實(shí)際升值。

對此，Larrain（2010）提供了一個(gè)佐證。他發(fā)現(xiàn)，在股票市場不發(fā)達(dá)的國家，股票市場市值與價(jià)格（工資）之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。他的解釋是：股票市場的發(fā)展可產(chǎn)生類似于巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)的影響，推動(dòng)價(jià)格上漲，而且這種影響在股票市場不發(fā)達(dá)的國家會(huì)超過其通過促進(jìn)貿(mào)易部門內(nèi)資本密集型行業(yè)發(fā)展和降低勞動(dòng)力需求而對工資和商品價(jià)格產(chǎn)生的負(fù)向影響。這表明，在股票市場不發(fā)達(dá)的國家，股票市場發(fā)展可能對該國貨幣的實(shí)際升值存在影響。

此外，探討金融發(fā)展與貿(mào)易比較優(yōu)勢關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)認(rèn)為，金融發(fā)展可成為國際貿(mào)易比較優(yōu)勢的一個(gè)來源，因此在金融部門發(fā)達(dá)的國家，依賴外部融資的行業(yè)的發(fā)展相對更快（Kletzer和Bardhan，1987；Beck，2002，2003）。尤其是規(guī)模大、研發(fā)和資本投入高、附加值高的制造業(yè)企業(yè)更依賴外部融資（Demir和Dahi，2011），這就意味著金融發(fā)展可促進(jìn)這些部門的生產(chǎn)率提高，那么同樣根據(jù)巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)，這也會(huì)帶動(dòng)非貿(mào)易品價(jià)格上漲和本幣實(shí)際升值。此外，金融發(fā)展對出口的積極影響也可能通過本幣名義匯率而推動(dòng)本幣實(shí)際升值。因此，上述分析表明，如果金融發(fā)展有利于提高生產(chǎn)率和構(gòu)建貿(mào)易比較優(yōu)勢，那么本幣實(shí)際升值亦可成為由此衍生而來的另一個(gè)副產(chǎn)物。

事實(shí)上，金融發(fā)展不僅意味著效率的提高，還體現(xiàn)為金融市場和產(chǎn)品交易規(guī)模的擴(kuò)大，股票市場的市值增長和金融中介的信貸擴(kuò)張便是兩個(gè)重要表現(xiàn)，而這也會(huì)影響實(shí)際匯率。股票市場市值增長往往伴隨著股價(jià)上漲和金融資產(chǎn)增值，這又往往可產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，從而推動(dòng)物價(jià)上漲，促使本幣實(shí)際升值。Funke（2004）、Cho（2006）、Peltonen等（2012）以及胡永剛和郭長林（2012）對新興市場經(jīng)濟(jì)國家的分析均證實(shí)了股市存在財(cái)富效應(yīng)。Peltonen等（2012）還發(fā)現(xiàn)，在股票市場較發(fā)達(dá)的國家，股票的財(cái)富效應(yīng)也相對較大。這表明股票市場的規(guī)模擴(kuò)大具有影響實(shí)際匯率的潛在渠道。

另一些研究發(fā)現(xiàn)，股票市場繁榮與股票價(jià)格上漲可引起貨幣需求增加，提高利率，這又會(huì)吸引資本流入并推動(dòng)本幣實(shí)際升值。Mercereau（2006）認(rèn)為，一國若能為其他國家提供有價(jià)值的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，那么該國將由此獲得更多收益和換取更多資源，由此可引起貨幣實(shí)際升值。一些實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)股票價(jià)格上漲與貨幣實(shí)際升值密切相關(guān)（Phylaktis和Ravazzolo，2005；Zhao，2012；Moore和 Wang，2013）。

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銀行信貸擴(kuò)張對實(shí)際匯率的影響也十分重要，尤其對存在匯率干預(yù)的國家來說更是如此。Cottani等（1990）指出，大部分發(fā)展中國家通常通過各種制度控制名義匯率，同時(shí)通過擴(kuò)張國內(nèi)信貸來為財(cái)政赤字融資或增加對私人部門的貸款，在本幣貶值之前，擴(kuò)張性貨幣政策會(huì)導(dǎo)致本幣實(shí)際升值。長期以來，中國國際收支的持續(xù)雙順差在外匯市場上對人民幣名義匯率產(chǎn)生了直接的升值壓力，同時(shí)隨著央行外匯干預(yù)下的外匯資產(chǎn)積累，大量基礎(chǔ)貨幣進(jìn)入銀行的信貸系統(tǒng)，從而對通貨膨脹產(chǎn)生了推動(dòng)作用，這也是促使人民幣實(shí)際升值的一個(gè)重要渠道。潘敏和繆海斌（2010）、傅強(qiáng)等（2011）以及李連發(fā)和辛?xí)葬罚?012）均證實(shí)了這一點(diǎn)。

綜上所述，金融發(fā)展對實(shí)際匯率的影響可概括為以下渠道：首先，通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和生產(chǎn)率提高，借助巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)引起本幣實(shí)際升值；其次，通過股票的財(cái)富效應(yīng)以及信貸擴(kuò)張對需求進(jìn)而對通貨膨脹的影響引起本幣實(shí)際升值；最后，股票價(jià)格的上漲可進(jìn)一步吸引資本流入，對本幣產(chǎn)生直接的影響，而金融發(fā)展對出口和順差的影響也會(huì)推動(dòng)本幣升值。

三、數(shù)據(jù)與檢驗(yàn)方法

本文以2000－2012年的季度數(shù)據(jù)作為研究對象，探討金融發(fā)展對人民幣實(shí)際匯率的影響。近10余年來，我國金融部門有了很大的發(fā)展。2012年底，我國金融機(jī)構(gòu)的人民幣貸款較2000年初增長了530%，股票市場市值則增長了657%。非金融企業(yè)的債券余額也從2000年第一季度的238億元人民幣增加到2012年底的5萬多億元。在金融部門大發(fā)展的情況下對其與實(shí)際匯率的關(guān)系進(jìn)行考察更具典型意義。

本文將從銀行信貸和股票市場兩方面考察金融部門發(fā)展對人民幣實(shí)際匯率的影響。這主要是考慮到我國銀行信貸在社會(huì)融資總額中一直占據(jù)過半的比重，而股票市場的規(guī)模較大，其財(cái)富效應(yīng)也較為明顯。對于銀行信貸，Beck（2002）認(rèn)為流入更有效率的私人部門的信貸能夠較好地反映金融部門動(dòng)員儲(chǔ)蓄的能力，但由于從我國現(xiàn)有統(tǒng)計(jì)資料中無法獲得向私人部門授信的數(shù)據(jù)，我們借鑒了趙勇和雷達(dá)（2010）的方法，假定金融機(jī)構(gòu)分配給國有企業(yè)的貸款與國有企業(yè)的固定資產(chǎn)投資成正比，以此來反向推斷金融機(jī)構(gòu)提供給私人部門的信貸。本文使用以此方式衡量的非公有部門信貸與GDP的比值（取對數(shù)后表示為lpc）來反映私人信貸規(guī)模。

我們分別使用股票市場市值和股票市場成交額與GDP的比值（取對數(shù)后分別以lstmv和lsttv表示）來反映股票市場發(fā)展情況。Levine和Zervos（1998）認(rèn)為股票市場市值與GDP的比值可衡量股票市場發(fā)展情況，相當(dāng)于假定股票市場的規(guī)模與其動(dòng)員資本和分散風(fēng)險(xiǎn)的能力正相關(guān)。同時(shí)，他們也使用股票市場交易額與GDP的比值來反映股票市場的流動(dòng)性。

本文以國際清算銀行公布的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)來表示人民幣實(shí)際匯率（lreer，以2000年為基期并取對數(shù)）。在分析中我們控制了貿(mào)易條件、貿(mào)易開放度、過度貨幣增長以及匯率靈活度等對人民幣實(shí)際匯率的影響。①本文也考慮了將國內(nèi)外勞動(dòng)生產(chǎn)率差異和政府支出作為控制變量的情況，但由于前者與私人信貸的相關(guān)系數(shù)達(dá)到0.93，后者與私人信貸的相關(guān)系數(shù)也達(dá)到0.82，產(chǎn)生了嚴(yán)重的多重共線性，故未使用。貿(mào)易條件（取對數(shù)后以ltot表示）表示為本國出口商品價(jià)格與進(jìn)口商品價(jià)格的比值。②該指標(biāo)是根據(jù)《海關(guān)統(tǒng)計(jì)》提供的進(jìn)出口商品數(shù)量和單價(jià)數(shù)據(jù)以及《中國對外貿(mào)易指數(shù)》提供的進(jìn)出口價(jià)格指數(shù)同比變動(dòng)數(shù)據(jù)計(jì)算得到的。Jongwanich和Kohpaiboon（2013）指出，貿(mào)易條件改善可產(chǎn)生收入效應(yīng)和替代效應(yīng)，前者能增加國內(nèi)需求，為恢復(fù)內(nèi)外均衡，非貿(mào)易品相對于貿(mào)易品的價(jià)格將上漲，從而引起本幣實(shí)際升值；替代效應(yīng)則會(huì)使本國需求轉(zhuǎn)向貿(mào)易品，這又會(huì)促使本幣發(fā)生實(shí)際貶值。因此，貿(mào)易條件對實(shí)際匯率的影響不確定。

貿(mào)易開放度（以季度商品進(jìn)出口總額與GDP的比值來衡量，取對數(shù)后以lopen表示）是衡量貿(mào)易自由化程度的替代指標(biāo)。貿(mào)易自由化可導(dǎo)致進(jìn)口品價(jià)格下降和貿(mào)易條件改善。這一方面會(huì)使人們增加對所有商品的需求，導(dǎo)致非貿(mào)易品價(jià)格上漲，引起本幣升值；但另一方面也會(huì)使人們轉(zhuǎn)向進(jìn)口的貿(mào)易品，降低對非貿(mào)易品的需求，促使本幣實(shí)際貶值。Edwards和Van Wijnbergen（1987）認(rèn)為貿(mào)易開放度提高將使本幣實(shí)際貶值。

考慮到在樣本期間我國曾出現(xiàn)流動(dòng)性過剩的現(xiàn)象，同時(shí)也為控制貿(mào)易順差、資本流入等因素對國內(nèi)物價(jià)和人民幣實(shí)際匯率的影響，本文借鑒了Athukorala和Rajapatirana（2003）的做法，選取過度貨幣增長（exmg）作為控制變量。該指標(biāo)以M2同比增長率減去同期GDP同比增長率得到，它與實(shí)際匯率的預(yù)期關(guān)系為正。

此外，根據(jù)上文分析，匯率的靈活程度也會(huì)對基礎(chǔ)貨幣投放，進(jìn)而對通貨膨脹產(chǎn)生影響。因此，本文借鑒Combes等（2011）的做法，構(gòu)造了匯率靈活度指標(biāo)，即美元兌人民幣匯率變動(dòng)率的絕對值除以美元兌人民幣匯率變動(dòng)率與央行外匯占款變動(dòng)率的絕對值之和。如果名義匯率趨于固定，那么央行的市場干預(yù)必然會(huì)帶來外匯資產(chǎn)的累積，該指標(biāo)將接近于0；如果匯率趨于浮動(dòng)，則央行不會(huì)累積外匯資產(chǎn)以維持匯率穩(wěn)定，它將接近于1。因此，該指標(biāo)與實(shí)際匯率應(yīng)負(fù)相關(guān)。

為了進(jìn)一步探討金融發(fā)展通過何種渠道影響人民幣實(shí)際匯率，我們還分析了金融發(fā)展各指標(biāo)對物價(jià)水平、全要素生產(chǎn)率以及人民幣名義匯率的影響。在對物價(jià)影響的分析中，我們選取了消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI）作為被解釋變量（以2000年為基期并取對數(shù)），以全要素生產(chǎn)率（TFP）③全要素生產(chǎn)率用（實(shí)際GDP／就業(yè)）對（實(shí)際資本存量／就業(yè)）與（人力資本／就業(yè)）回歸后的殘差來衡量，其中人力資本以全國高等院校在校生人數(shù)來衡量。（反映巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)對物價(jià)的影響）、M2以及進(jìn)口價(jià)格指數(shù)作為控制變量（取對數(shù)后分別表示為ltfp、lm和limp）。在對金融發(fā)展是否引起了巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)的考察中，控制變量選取了固定資產(chǎn)投資與GDP的比值、貿(mào)易開放度、人力資本（以全國高校在校生人數(shù)與就業(yè)人數(shù)的比值來表示）以及FDI與GDP的比值（取對數(shù)后分別表示為lk、lopen、lh和lfdi）。在對人民幣名義匯率決定因素的分析中，我們選取了國內(nèi)外貨幣差異（dlm，以我國M2與美、日、歐加權(quán)平均的M2（以雙邊貿(mào)易份額為權(quán)重）之間的對數(shù)差來表示）、國內(nèi)外產(chǎn)出差異（dlgdp，以我國與美、日、歐加權(quán)平均的實(shí)際GDP之間的對數(shù)差來表示）、國內(nèi)外利差（doi，以我國與美、日、歐平均的三個(gè)月銀行間利率之差來表示）以及人民幣匯率預(yù)期（lndf，以1年期美元兌人民幣無本金交割遠(yuǎn)期匯率來衡量）作為控制變量。①人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)和美元兌人民幣無本金交割遠(yuǎn)期匯率分別來自國際清算銀行和彭博數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

在檢驗(yàn)方法上，本文采用Pesaran等（2001）提出的邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法（檢驗(yàn)所用軟件為Microfit4.0），主要是考慮到其在解決內(nèi)生性問題上具有優(yōu)勢。Pesaran和Shin（1998）已經(jīng)證明，對自回歸分布滯后（ARDL）模型的滯后期進(jìn)行適當(dāng)設(shè)定可以同時(shí)糾正殘差的序列相關(guān)和變量的內(nèi)生性問題。此外，相對于傳統(tǒng)的Johansen或EG兩步法，邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法允許被檢驗(yàn)變量可為非同階的（平穩(wěn)（I（0））或者一階單整（I（1）），而且該方法在小樣本數(shù)據(jù)分析中更加高效。

四、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

我們將分別從銀行信貸和股票市場兩方面運(yùn)用邊限協(xié)整檢驗(yàn)方法來分析金融發(fā)展對人民幣實(shí)際匯率的影響。該方法允許各變量在平穩(wěn)或一階單整的情況下進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除過度貨幣增長和人民幣匯率預(yù)期外，其他變量均為一階單整的，滿足邊限協(xié)整檢驗(yàn)的要求。

表1－表3報(bào)告了金融發(fā)展及其他因素對人民幣實(shí)際匯率的影響結(jié)果。模型的各項(xiàng)統(tǒng)計(jì)推斷說明協(xié)整關(guān)系是穩(wěn)定的。F值大于1%顯著性水平上的上限臨界值，LM檢驗(yàn)值低于5%顯著性水平上的臨界值，說明模型不存在序列相關(guān)；RESET檢驗(yàn)值低于5%顯著性水平上的臨界值，說明設(shè)定合理；ECM系數(shù)顯著為負(fù)，說明得到的長期均衡關(guān)系是穩(wěn)定的。此外，根據(jù)Brown等（1975）提出的對最優(yōu)誤差修正模型殘差的CUSUM和CUSUM2檢驗(yàn)，②根據(jù)該檢驗(yàn)，如果模型的所有估計(jì)系數(shù)是穩(wěn)定的，那么迭代殘差的累積和將處于5%顯著性水平上的臨界值之內(nèi)。我們所估計(jì)的誤差修正模型也是穩(wěn)定的（以S標(biāo)示）。

表1 銀行私人信貸對人民幣實(shí)際匯率的影響

表2 股票市場市值對人民幣實(shí)際匯率的影響

表3 股票市場成交額對人民幣實(shí)際匯率的影響

表1至表3顯示，貿(mào)易條件無論在長期還是短期與人民幣實(shí)際匯率均呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系，這意味著在我國，貿(mào)易條件的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng)。貿(mào)易開放度與人民幣實(shí)際匯率之間的長短期關(guān)系總體上也顯著為負(fù)，這與Edwards和Van Wijnbergen（1987）的判斷是一致的。匯率靈活度的估計(jì)系數(shù)在短期為負(fù)而在長期為正，表明短期內(nèi)人民幣匯率靈活度提高抑制了人民幣實(shí)際升值，但長期卻推動(dòng)了其升值，這可能是因?yàn)楸M管我國匯率的彈性近些年不斷增強(qiáng)，但同時(shí)存在人民幣升值的預(yù)期。此外，過度貨幣增長僅在表2的長期系數(shù)中呈現(xiàn)出預(yù)期的結(jié)果，在其他模型中則不顯著，過度貨幣供給對人民幣實(shí)際匯率是否存在顯著影響尚需再確定。

金融發(fā)展各指標(biāo)呈現(xiàn)出預(yù)期的結(jié)果，私人信貸、股票市場市值和股票市場成交額的增加無論在長期還是短期均對人民幣實(shí)際匯率有顯著影響。這印證了我們的判斷。不過，不同的金融發(fā)展指標(biāo)具體通過哪些渠道影響人民幣實(shí)際匯率呢？結(jié)合上文分析，我們從以下三個(gè)方面考察：（1）金融發(fā)展是否直接影響了價(jià)格水平，進(jìn)而推動(dòng)人民幣實(shí)際升值？（2）很多研究均證實(shí)巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)在中國存在（王蒼峰和岳咬興，2006；唐旭和錢士春，2007；Guo，2010；徐建煒和楊盼盼，2011），那么金融發(fā)展是否借助巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)引起人民幣實(shí)際升值？（3）金融發(fā)展是否引起人民幣名義升值，進(jìn)而推動(dòng)本幣實(shí)際升值？

對各影響渠道的估計(jì)結(jié)果見表4（限于篇幅，僅報(bào)告了長期估計(jì)系數(shù)）。與上文相同，我們將各模型中每個(gè)變量的最大滯后期均設(shè)為4期。在列（1）－列（3）中，各變量的估計(jì)系數(shù)結(jié)果均符合理論推斷，即進(jìn)口價(jià)格指數(shù)、貨幣供給量等與物價(jià)之間均呈現(xiàn)出顯著為正的關(guān)系。全要素生產(chǎn)率與物價(jià)之間也存在顯著的正向關(guān)系，表明巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)顯著存在。私人信貸與物價(jià)之間存在顯著的非線性關(guān)系，說明私人信貸在一定程度上推動(dòng)了物價(jià)上漲；衡量股票市場發(fā)展的各指標(biāo)對物價(jià)存在正向的推動(dòng)作用，表明股票市場發(fā)展可通過財(cái)富效應(yīng)等渠道對物價(jià)產(chǎn)生直接影響。

表4 金融發(fā)展對物價(jià)水平、全要素生產(chǎn)率和人民幣名義匯率的影響

巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)顯著存在，而金融發(fā)展是否通過巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)的渠道影響實(shí)際匯率呢？金融發(fā)展與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果見列（4）－列（6）。

在控制變量中，固定資產(chǎn)投資對全要素生產(chǎn)率有顯著的正向影響，貿(mào)易開放度的影響亦顯著為正，說明對外貿(mào)易對促進(jìn)我國技術(shù)效率提高有積極作用。但FDI的流入并未對全要素生產(chǎn)率提高有積極作用，影響反而顯著為負(fù)。Wang和Wang（2014）基于企業(yè)層面數(shù)據(jù)的研究也沒有發(fā)現(xiàn)證據(jù)支持外資能夠提升企業(yè)效率。事實(shí)上，近些年來我國的FDI流入與GDP的比值總體上呈現(xiàn)下降的趨勢。此外，我們發(fā)現(xiàn)人力資本對全要素生產(chǎn)率的影響也顯著為負(fù)。這一與預(yù)期不符的結(jié)論在顏鵬飛和王兵（2004）、熊鵬和王飛（2007）等研究中也出現(xiàn)過，后者認(rèn)為這是因?yàn)樽鳛檗D(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家，我國的不確定性因素導(dǎo)致人力資本投入減少。

在金融發(fā)展各指標(biāo)中，私人信貸對TFP存在一定的非線性影響，從系數(shù)的顯著程度來看，其影響較為有限。而在反映股票市場發(fā)展的指標(biāo)中，只有股票市場流通市值在10%的水平上顯著。這表明雖然金融發(fā)展對TFP存在一定影響，但也是有限的。沈坤榮和孫文杰（2004）、朱承亮等（2009）、江曙霞和陳玉蟬（2011）等也都曾發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對生產(chǎn)率的影響有限，但也有研究（袁云峰和曹旭華，2007；姚耀軍，2012）認(rèn)為存在顯著影響。

盡管金融發(fā)展可能通過巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)影響人民幣實(shí)際匯率，但該渠道相對于對物價(jià)的直接影響可能較弱。最后，我們就金融發(fā)展對人民幣名義有效匯率的影響進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果見列（7）－列（9）。

各控制變量的估計(jì)結(jié)果基本上符合預(yù)期：國內(nèi)外貨幣供給差異增大可使本幣發(fā)生名義貶值，國內(nèi)外產(chǎn)出差異增大則會(huì)促使本幣發(fā)生名義升值，人民幣匯率預(yù)期對人民幣名義匯率也有正向影響。國內(nèi)外利差在各模型中的影響則較弱，這可能是因?yàn)橘Y本管制政策限制了資本的跨國流動(dòng)。

金融發(fā)展各指標(biāo)的系數(shù)顯示，私人信貸與人民幣名義有效匯率之間的關(guān)系顯著為負(fù)，說明信貸增加可能引起利率下降，從而對人民幣名義匯率有負(fù)向影響，這與匯率決定理論的觀點(diǎn)并不矛盾。股票市場發(fā)展各指標(biāo)對人民幣名義有效匯率的影響則較弱。由此可以判斷，對人民幣名義匯率的影響并不是金融發(fā)展推動(dòng)人民幣實(shí)際升值的主要渠道。

上述結(jié)果表明，銀行信貸和股票市場發(fā)展主要是通過推動(dòng)物價(jià)上漲來影響實(shí)際匯率的，其對全要素生產(chǎn)率（進(jìn)而借助巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)）的影響則較弱。我們沒有發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展顯著引起人民幣名義升值，這也表明金融發(fā)展引起人民幣實(shí)際升值主要是通過對國內(nèi)物價(jià)的影響而實(shí)現(xiàn)的。

總體而言，上述檢驗(yàn)結(jié)論證實(shí)了我們的判斷，即金融發(fā)展對人民幣實(shí)際匯率存在顯著影響。而考慮到金融發(fā)展對依賴外部融資的部門和資本技術(shù)密集型行業(yè)的激勵(lì)偏向性（Beck，2003；Larrain，2010；Demir和Dahi，2011），其引起的人民幣實(shí)際升值可能會(huì)對制造業(yè)中的某些部門（尤其是產(chǎn)品附加值低的勞動(dòng)密集型行業(yè)和加工貿(mào)易部門）產(chǎn)生不利影響。這說明金融發(fā)展帶給我們的并不全是福音，對其負(fù)面影響應(yīng)有充分的認(rèn)識(shí)。

五、結(jié) 論

本文探討了金融發(fā)展對人民幣實(shí)際匯率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，近些年銀行私人信貸和股票市場發(fā)展促進(jìn)了人民幣實(shí)際升值，且主要通過對物價(jià)的直接影響而實(shí)現(xiàn)，通過巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)的影響則較為有限。此外，本文并未發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展可通過影響人民幣名義匯率而顯著促進(jìn)人民幣實(shí)際升值。

結(jié)合關(guān)于人民幣實(shí)際匯率對制造業(yè)和出口影響的研究（袁志剛和邵挺，2011；Li等，2012），本文研究表明，金融部門擴(kuò)張可能引起本幣實(shí)際升值，從而對某些制造業(yè)行業(yè)產(chǎn)生不利影響，這實(shí)際上類似于一種“荷蘭病”。這提醒我們，金融發(fā)展盡管有利于儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)化為投資、提高資源分配效率以及分散風(fēng)險(xiǎn)等，但同時(shí)也會(huì)產(chǎn)生抑制其他部門發(fā)展的“反作用力”。因此，我國應(yīng)加快制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整并真正建立技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，才能發(fā)揮金融發(fā)展的長處，促進(jìn)其與實(shí)體經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展。

＊本文還得到對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)優(yōu)秀青年學(xué)者培育計(jì)劃“資本流動(dòng)、荷蘭病與我國產(chǎn)業(yè)競爭力研究”（2012YQ06）和“211”工程建設(shè)項(xiàng)目“金融部門擴(kuò)張與制造業(yè)產(chǎn)業(yè)競爭力研究”的資助。

［1］傅強(qiáng)，朱映鳳，袁晨.中國通貨膨脹主要影響因素的判定與闡釋［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011，（5）：5－15.

［2］胡永剛，郭長林.股票財(cái)富、信號(hào)傳遞與中國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012，（3）：115－126.

［3］江曙霞，陳玉嬋.金融約束政策下的金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)效率［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2011，（7）：21－26.

［4］李連發(fā)，辛?xí)葬?銀行信貸、經(jīng)濟(jì)周期與貨幣政策調(diào)控：1984－2011［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2012，（3）：102－114.

［5］潘敏，繆海斌.銀行信貸、經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹壓力［J］.經(jīng)濟(jì)評論，2010，（2）：62－70.

［6］沈坤榮，孫文杰.投資效率、資本形成和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)——基于金融發(fā)展視角的實(shí)證研究［J］.中國社會(huì)科學(xué)，2004，（6）：52－63.

［7］唐旭，錢士春.相對勞動(dòng)生產(chǎn)率變動(dòng)對人民幣實(shí)際匯率的影響分析——哈羅德－巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)實(shí)證研究［J］.金融研究，2007，（5）：1－14.

［8］王蒼峰，岳咬興.人民幣實(shí)際匯率與中國兩部門生產(chǎn)率差異的關(guān)系——基于巴拉薩－薩繆爾森效應(yīng)的實(shí)證分析［J］.財(cái)經(jīng)研究，2006，（8）：71－80.

［9］熊鵬，王飛.中國金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長內(nèi)在傳導(dǎo)渠道研究——基于內(nèi)生增長理論的實(shí)證比較［J］.財(cái)經(jīng)研究，2007，（12）：68－76.

［10］徐建煒，楊盼盼.理解中國的實(shí)際匯率：一價(jià)定律偏離還是相對價(jià)格變動(dòng)？［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2011，（7）：78－90.

［11］顏鵬飛，王兵.技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步與生產(chǎn)率增長：基于DEA的實(shí)證分析［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2004，（12）：55－65.

［12］姚耀軍.金融發(fā)展與全要素增長率增長：區(qū)域差異重要嗎？——來自中國省級面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)［J］.當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2012，（3）：43－53.

［13］袁云峰，曹旭華.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長效率的關(guān)系實(shí)證研究［J］.統(tǒng)計(jì)研究，2007，（5）：60－66.

［14］袁志剛，邵挺.人民幣升值對我國各行業(yè)利潤率變動(dòng)的影響——基于2007年投入產(chǎn)出表的研究［J］.金融研究，2011，（4）：1－15.

［15］趙勇，雷達(dá).金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長：生產(chǎn)率促進(jìn)抑或資本形成［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2010，（2）：37－50.

［16］趙振全，于震，楊東亮.金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的非線性關(guān)聯(lián)研究——基于門限模型的實(shí)證檢驗(yàn)［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2007，（7）：54－62.

［17］朱承亮，岳宏志，李婷.中國經(jīng)濟(jì)增長效率及其影響因素的實(shí)證研究：1985－2007年［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2009，（9）：52－63.

［18］Arestis P，Demetriades P O，Luintel K B.Financial development and economic growth：The role of stock markets［J］.Journal of Money，Credit and Banking，2001，33（1）：16－41.

［19］Athukorala P C，Rajapatirana S.Capital inflows and the real exchange rate：A comparative study of Asia and Latin America［J］.World Economy，2003，26（4）：613－637.

［20］Beck T.Financial development and international trade：Is there a link？［J］.Journal of International Economics，2002，57（1）：107－131.

［21］Beck T.Financial dependence and international trade［J］.Review of International Economics，2003，11（2）：296－316.

［22］Brown R L，Durbin J，Evans J M.Techniques for testing the constancy of regression relationships over time［J］.Journal of the Royal Statistical Society，Series B（Methodological），1975，37（2）：149－192.

［23］Christopoulos D K，Tsionas E G.Financial development and economic growth：Evidence from panel unit root and cointegration tests［J］.Journal of development Economics，2004，73（1）：55－74.

［24］Cho S.Evidence of a stock market wealth effect using household level data［J］.Economic Letters，2006，90（3）：402－406.

［25］Combes J－L，Tidiane K，Patrick P.Capital flows，exchange rate flexibility，and the real exchange rate［R］.IMF Working Paper WP／11／9，2011.

［26］Cottani J A，Cavallo D F，Khan M S.Real exchange rate behavior and economic performance in LDCs［J］.Economic Development and Cultural Change，1990，39（1）：61－76.

［27］Demir F，Dahi O S.Asymmetric effects of financial development on South－South and South－North trade：Panel data evidence from emerging markets［J］.Journal of Development Economics，2011，94（1）：139－149.

［28］Edwards S，Van Wijnbergen S.Tariffs，the real exchange rate and the terms of trade：On two popular propositions in international economics［J］.Oxford Economic Papers，1987，39（3）：458－464.

［29］Fujiwara I，Teranishi Y.Real exchange rate dynamic revisited：A case with financial market imperfections［J］.Journal of International Money and Finance，2011，30（7）：1562－1589.

［30］Funke N.Is there a stock market wealth effect in emerging markets？［J］.Economic Letters，2004，83（3）：417－421.

［31］Guo Q.The Balassa－Samuelson model of purchasing power parity and Chinese exchange rates［J］.China Economic Review，2010，21（2）：334－345.

［32］Jongwanich J，Kohpaiboon A.Capital flows and real exchange rates in emerging Asian countries［J］.Journal of Asian Economics，2013，24：138－146.

［33］King R G，Levine R.Finance and growth：Schumpeter might be right［J］.Quarterly Journal of Economics，1993，108（3）：717－736.

［34］Kletzer K，Bardhan P.Credit markets and patterns of international trade［J］.Journal of Development Economics，1987，27（1－2）：57－70.

［35］Larrain B.Stock market development and cross－country differences in relative prices［J］.Review of E－conomics and Statistics，2010，92（4）：784－797.

［36］Levine R.Financial development and economic growth：Views and agenda［J］.Journal of Economic Litera－ture，1997，35（2）：688－726.

［37］Levine R，Loayza N，Beck T.Financial intermediation and growth：Causality and causes［J］.Journal of Monetary Economics，2000，46（1）：31－77.

［38］Levine R，Zervos S.Stock markets，banks，and economic growth［J］.American Economic Review，1998，88（3）：537－558.

［39］Li H，Ma H，Xu Y，et al.How do exchange rate movements affect Chinese exports？A firm－level investigation［R］.Working Paper，School of Economics and Management，Tsinghua University，2012.

［40］Mercereau B.Stock markets and the real exchange rate：An intertemporal approach［J］.Journal of International Money and Finance，2006，25（7）：1130－1145.

［41］Peltonen T A，Sousa R M，Vansteenkiste I S.Wealth effects in emerging market economies［J］.International Review of Economics and Finance，2012，24（10）：155－166.

［42］Pesaran M H，Shin Y，Smith R J.Bounds testing approaches to the analysis of level relationships［J］.Journal of Applied Econometrics，2001，16（3）：289－326.

［43］Phylaktis K，Ravazzolo F.Stock prices and exchange rate dynamics［J］.Journal of International Money and Finance，2005，24（7）：1031－1053.

［44］Saint－Paul G.Technological choice，financial markets and economic growth［J］.European Economic Review，1992，36（4）：763－781.

［45］Wang J，Wang X.Benefits of foreign ownership：Evidence from foreign direct investment in China［R］.Working Paper No.191，Globalization and Monetary Policy Institute，F(xiàn)ederal Reserve Bank of Dallas，2014.

［46］Zhao H.Dynamic relationship between exchange rate and stock price：Evidence from China［J］.Research in International Business and Finance，2010，24（2）：103－112.