汇率、金融发展与经济增长

摘 要 本文建立向量自回归模型（VAR）进行实证研究，结果表明 实际汇率、金融发展与经济增长之间存在长期均衡关系。人民币贬值对中国经济增长有持续促进作用；金融发展对经济增长有积极作用，但存在滞后效应，且金融发展对经济增长的贡献度大于实际汇率；金融发展影响汇率，汇率对金融发展的影响不大，前者的贡献度大于后者；经济增长冲击可以解释人民币汇率的升值趋势，人民币汇率升值受到我国经济基本面的明显影响；中国经济增长对金融发展的初期影响为负，随后产生逐渐增强的正效应。最后，得出结论并提出相应政策建议。

关键词 实际汇率；金融发展；向量自回归模型；脉冲响应；方差分解

一、引言

2014 年以来，各国货币纷纷对美元贬值，其中新兴经济体尤为严重，即汇率贬值、资本外流、经济衰退和通货膨胀等问题同时出现。2015年到2016年，美元兑人民币汇率从6.2升值到6.9，人民币贬值，2017年美元兑人民币汇率下降到6.3，人民币升值。金融是现代经济的核心，在资源配置、风险管理、信息提供以及促进经济发展中发挥着核心作用。

首先分析汇率波动与经济增长关系。赵西亮（ 2008）分析发现对于发达国家，汇率升值是扩张性的；对于发展中国家，汇率升值具有紧缩性。刘尧成、魏玲（2017）应用基于MCMC模拟的TVP-VAR-SV模型分析得出中国汇率冲击对经济增长产生了越来越严重的负面影响，且人民币汇率升值受到我国经济基本面明显影响。李娜（2016）指出实际汇率低估促进经济增长只在发展中国家的特定发展阶段发挥作用。其次，分析金融发展与经济增长的关系。田卫民（2017）证明金融发展抑制了地区经济增长，金融发展不但造成全要素生产率降低，而且造成资本积累率也降低，从而对经济增长产生负面影响。杨友才（2014）以金融发展水平作为门槛变量，研究发现在不同的金融发展水平下，中国的金融发展对经济增长的作用是不一样的，表现为边际效率和门槛效应递减的非线性特点。最后，研究这三者之间的关系。邹宗森、原磊（2013）表明对于金融发展水平较低的国家，实际汇率波动不利于经济增长；而对于金融发展水平较高的国家，实际汇率波动则有利于经济增长。王雅琦，邹静娴（2017）证明了本币币值低估在一定程度上能够纠正金融部门的扭曲。目前为止，关于单方面讨论汇率波动或金融发展对经济增长的作用的文献大量存在，但是少量的文献在同时研究这二者对经济增长作用，因此研究它们之间的作用和关系显得非常重要。

二、变量说明

本文选择1978-2017年共计40个年度时间序列数据的样本区间，数据来源于国家统计局《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》和世界银行统计数据库。

1.经济增长：采用人均GDP衡量，符号为GDPP。

2.汇率：借鉴丁正良、纪成君（2014）的做法，其计算公式为： ，其中 、 、 分别表示名义汇率、美国居民消费价格指数和中国居民消费价格指数。

3.金融发展：采用金融机构年末贷款总额/GDP（以FD表示） 。

本文对数据进行两方面处理：（1）为消除价格因素的影响，本文通过公式转化：

，以1978年为基期。（2）对各变量取自然对数值，LNGDPP、LNFD、LNEXRATE表示经济增长、金融发展、实际汇率。实证分析使用的计量软件为Eviews8.0。

三、计量结果分析

（一）变量的平稳性检验

本文以ADF方法进行单位根检验，根据各变量的时序图确定有无漂移项和趋势项，滞后阶数由AIC和SC信息准则确定。

由表1可知，三个序列都是非平稳的；一阶差分以后，D（LNGDPP）、D（LNFD）、D（LNEXRATE）都具有平稳性，均为一阶单整，符合协整检验条件。

（二）协整检验

由上文平稳性检验可知，LNGDP、LNFD、LNEXRATE都是一阶单整序列，满足协整检验的前提条件。本文采用Johansen协整法检验，检验结果如表2。

特征根迹检验得出，在95%置信区间内拒绝无协整关系的原假设，最大特征值检验也得出相同结果，表明LNGDP、LNFD、 LNEXRATE在0.05的显著性水平只存在一个协整关系，表明经济增长、金融发展和汇率具有长期均衡关系。

（三）向量自回归模型（VAR）的构建

基于实證研究选择的变量LNGDP、LNFD、LNEXRATE构建3维向量自回归模型。本文通过eviews8.0软件确定最大滞后阶数，以*号最多的阶数确定滞后阶数。结果如表3所示，建立滞后2期的VAR模型，即VAR（2）。必须验证AR根的稳定性，检验结果如图1和表4所示，所有的特征根都位于单位圆内，因此VAR（2）模型处于稳定。

（四）脉冲响应分析

VAR（2）模型通过AR根的稳定性检验，能进行脉冲响应分析和方差分解，结果如图2所示。其中，横轴表示冲击作用的滞后期数 （单位：年），本文研究的时间区间1978-2017年，滞后区间设定为40年，实线（蓝色）表示脉冲响应函数，虚线（红色）表示正负两倍标准差偏离带。各变量之间的脉冲响应图2由于篇幅原因未列出。

1.图2可得：本期给汇率一个冲击后，在前4年对GDPP产生了一个稳定的正向效应，之后该效应一直保持，汇率对经济增长存在一定程度的影响。在钉住汇率和资本流动管制下，人民币贬值，贸易增加，以国际货币结算的外汇数额增加，央行为了维护货币稳定，在资本市场增加本币供给，导致国内物价水平上涨和利率下降，从而促进投资和增加产出。本期给金融发展一个冲击后，对经济增长有滞后效应，在1-3年内无显著影响，甚至出现了负效应，不过第3年之后对GDPP产生逐渐增强的正向效应，并且正效应会在冲击后持续显现，一直持续到10年，第10年达到峰值，之后保持平滑的状态，表明金融发展对中国经济增长有积极作用。初期中国存在的金融抑制不利于经济增长，因而主张通过放松汇率管制等方式推动金融自由化，以促进金融发展，金融发展水平越高、程度越深，金融效率越高，交易成本越低，刺激大众的投资积极性，从而增加投资，加快经济增长。

2.图2可得：本期给GDPP一个冲击后，对汇率产生了显著增强的负效应，第4年达到低谷，从第4年之后负效应逐渐收敛于0，表明经济增长对汇率产生负影响。随着经济的增长，人们投资增多，人民币的国际地位坚挺，本币会升值，汇率下降，与巴拉萨—萨缪尔森效应（一国经济高速增长引起本币升值）一致。本期给FD一个冲击后，1到3年是不断增强的正向效应，第3年达到峰值，3到10年正效应强度逐渐下降，第9年降为零，之后一直保持稳定的负效应。1978年实行改革开放，中国的大门打开，一开始中国对金融领域的监管严，国内证券市场也是上个世纪80年代才逐渐开放，所以一开始汇率是上升的。随着金融发展水平越高，国际资本不断流入国内，以外汇结算的本币的需求增多，造成人民币供小于求，人民币升值，汇率下降。

3.图2可得：本期给GDPP一个冲击后，对FD产生一个负效应，第2年达到低谷，2-6年负效应减弱，7年为零，7-9年产生不断增强的正效应，最后效应并继续是不断增强的正效应，在第10年达到峰值，之后保持平稳状态。1978年以来，中国经济高速发展，初期对金融发展反而是不利的，因为初期的经济增长在经济基础弱的条件下对金融不会使之市场化，只能严加把控，确保经济平稳增长。但是当经济增长到一定程度，人们的投资增多，储蓄增加，可以为金融发展提供很多条件。本期给EXRATE一个冲击后，1-3年对金融发展产生一个减弱的负效应，之后逐渐收敛于零。总体上看，汇率对金融发展影响不大。

（五）方差分解

基于建立的向量自回归VAR（2）模型，本文选定40期作为方差分解的滞后期，分别对GDPP、实际汇率、金融发展进行方差分解，结果如图3。方差分解前采用 Cholesky正交化处理，目的是消除残差项彼此之间的同期相关和序列相关。

1.图3结合方差分解表得出，GDPP的波动0-2.378%由汇率解释，0-63.370%由金融发展解释，34.58%-100%由自身解释。与其他变量相等，实际汇率的贡献度最少。这与前面的脉冲响应分析的结论一致。金融发展对经济增长的初期贡献低，但贡献率不断上涨，直到40期达到最大值。这与前面的脉冲响应分析的结果一致。经济增长不仅受到汇率的影响，很大程度也受到金融发展影响，而且金融发展的贡献度大于汇率。

2.图3结合方差分解表得出，在汇率的波动中，77.538%由自身解释，11.208%由经济增长解释，11.154%由金融发展解释。从图中可以看出经济增长和金融发展的贡献度基本重合，初期两者的贡献度都在逐步上升，然后趋于一个稳定状态保持不变。汇率初期的贡献度下降，然后基本同步稳定下来保持不变。

3.图3结合方差分解表得出，在金融发展的波动中，经济增长、汇率与金融发展对金融发展的贡献度都保持一个稳定的状态。11.301%由经济增长解释，1.948%由汇率解释，86.751%由自身解释。金融发展对汇率的影响很小，即变量之间的相关性低，跟前面的结论一致。

四、结论及政策建议

（一）结论

1.长期看，实际汇率、金融发展与经济增长之间存在稳定均衡关系。

2.汇率对经济增长存在一定程度的影响，在中国的汇率制度下，该影响较小，人民币贬值对中国经济增长有持续促进作用。

3.从总体趋势来看，伴随着高速经济增长，直接标价下实际汇率值减小，人民币实际汇率处于升值趋势，经济增长冲击可以解释人民币汇率的升值趋势，和巴拉萨-萨缪尔森效应一致。

4.中国金融发展对经济增长有积极作用，但是存在滞后效应。金融发展对经济增长的贡献度大于实际汇率。

5.金融发展影响汇率，汇率对金融发展的影响不大，前者的贡献度大于后者。

6.中国经济增长对金融发展的初期影响为负，随后产生逐渐增强的正效应。

（二）政策建议

1.国家政府应该尽量维持汇率的稳定性和保证汇率政策的长期性，避免人民币大幅度升值。

2.加快金融管理，放松金融约束。

3.金融发展水平应当成为一国汇率安排的重要考虑因素。

参考文献：

[1]赵西亮.汇率变动与经济增长：面板协整分析[J].厦门大學学报（哲学社会科学版），2008（02）： 93-99+107.

[2]刘尧成，魏玲.经济增长、人民币汇率与国际收支的动态关联性分析[J].统计与决策，2017（09）：147-150.

[3]李娜.实际汇率偏离与经济增长关系研究新进展[J].经济学动态，2016（10）：108-117.

[4]田卫民.金融发展缘何抑制了经济增长——来自中国省际面板数据的经验证据[J].经济问题，2017（01）：27-32+120.

[5]杨友才.金融发展与经济增长——基于我国金融发展门槛变量的分析[J].金融研究，2014（02）：59-71.

[6]邹宗森，原磊.实际汇率波动、金融发展与经济增长——基于动态面板数据模型的经验分析[7].青海社会科学，2013（04）：16-22.

[8]王雅琦，邹静娴.本币币值低估、金融发展与经济增长[J].世界经济，2017，40（02）：3-26.

[9]丁正良，纪成君.基于VAR模型的中国进口、出口、实际汇率与经济增长的实证研究[J].国际贸易问题，2014（12）：91-101.

[10]向鹏飞，张莹.人民币实际汇率对中国地区经济增长与贫困的影响差异研究[J].宏观经济研究，2018（02）：5-20+139.

作者简介：

谭敏（1994-），女，汉，重庆垫江人，研究生，单位：西南大学经济管理学院金融学专业，研究方向：货币与农村金融。

注释：

所有实证结果考虑到篇幅原因未展示，可联系作者。