趙艷平 侯曉笛

【摘 要】 文章基于我國省級數(shù)據(jù)，對不同金融發(fā)展水平下地區(qū)實際有效匯率與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進行了實證研究。研究結(jié)果表明，各省實際有效匯率對全要素生產(chǎn)率的影響因地區(qū)金融發(fā)展程度的不同而呈現(xiàn)出明顯的平滑轉(zhuǎn)變特征。在金融發(fā)展水平較低的區(qū)域，匯率升值會抑制全要素生產(chǎn)率增長;在金融發(fā)展程度較高的地區(qū)，匯率升值則會促進全要素生產(chǎn)率增長。我國多數(shù)地區(qū)金融發(fā)展水平尚未跨越門檻值，匯率升值對全要素生產(chǎn)率增長多呈負向影響，同時我國中部地區(qū)匯率升值對全要素生產(chǎn)率增長的負面效應(yīng)比東西部地區(qū)更高。

【關(guān)鍵詞】 實際有效匯率; 金融發(fā)展; 全要素生產(chǎn)率; PSTR

【中圖分類號】 F832.7? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2020）03-0113-06

一、引言

經(jīng)濟增長是宏觀經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域的熱點研究問題，早期的索洛經(jīng)濟增長模型（Solow Growth Model）指出，經(jīng)濟增長主要源于資本、勞動、技術(shù)等要素投入。發(fā)展到現(xiàn)在，研究重點經(jīng)歷了由關(guān)注以“增量”為主的純GDP增長，到關(guān)注以“提質(zhì)”為主的全要素生產(chǎn)率增長的變化路徑。現(xiàn)階段，我國正處于轉(zhuǎn)換增長動力的關(guān)鍵時期，黨的十九大報告首次提出“提高全要素生產(chǎn)率”的要求，使得這一問題在當前背景下更為突出。實現(xiàn)由生產(chǎn)要素投入帶來的外延經(jīng)濟增長過渡到全要素生產(chǎn)率增長帶來的內(nèi)涵式經(jīng)濟增長，對我國經(jīng)濟發(fā)展有重要意義。

二、文獻綜述及研究假設(shè)

國外研究早期主要聚焦于經(jīng)濟增長如何影響實際匯率，經(jīng)典的如“巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)”，而關(guān)注匯率變動對經(jīng)濟增長反向聯(lián)系的研究偏少，且主要集中在實際匯率失調(diào)對經(jīng)濟增長的負向作用上，這一觀點也得到了學(xué)界共識（Krueger，1983）。近十幾年，學(xué)界出現(xiàn)了“羅德里克新論”（Rodrik View），即采取主動調(diào)整的匯率政策可以促進經(jīng)濟增長的觀點。隨著日本、韓國以及一系列發(fā)展中國家以出口導(dǎo)向為典型特征的經(jīng)濟體的崛起，與之相伴的國家外匯干預(yù)問題也吸引了學(xué)界的關(guān)注，利用匯率政策保障出口進而帶動經(jīng)濟增長被認為是這些國家迅猛發(fā)展的重要動因之一[ 1 ]。Rodrik[ 2 ]指出發(fā)展中國家貨幣貶值有利于提高貿(mào)易部門的投資收益，降低市場扭曲帶來的制度成本，改善經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)，進而促進經(jīng)濟增長。然而，有研究表明發(fā)達國家實際匯率升值才會迫使企業(yè)提高生產(chǎn)率以增加競爭力，由此在宏觀層面帶動經(jīng)濟的升級和發(fā)展[ 3 ]。Rapetti et al.[ 4 ]進一步證實了匯率對經(jīng)濟增長的促進作用會因國家發(fā)展程度的不同而呈現(xiàn)差異，實證顯示匯率與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)非線性關(guān)系，匯率低估會促進中低收入國家的全要素生產(chǎn)率增長，但對發(fā)達國家全要素生產(chǎn)率增長有抑制作用。

我國的研究中，經(jīng)典的如姜波克[ 5 ]的“升值強國論”，認為一國經(jīng)濟真正的強大是在貨幣升值過程中實現(xiàn)的。后續(xù)學(xué)者利用不同層級的數(shù)據(jù)以及實證方法對其進行了驗證，但是結(jié)果各異。例如，趙文軍[ 6 ]在全國和地區(qū)層面的實證研究表明，實際有效匯率的升值有利于提高全要素生產(chǎn)率在經(jīng)濟增長中的貢獻，從而有助于經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變。余靜文[ 7 ]從微觀角度構(gòu)建了行業(yè)實際有效匯率，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率升值會使得企業(yè)勞動生產(chǎn)率提高約6.5%。亦有學(xué)者持相反觀點，例如Jeanneney & Hua[ 8 ]利用1993—2001年間中國29個省市的面板數(shù)據(jù)進行了實證分析，結(jié)果表明實際有效匯率升值會抑制技術(shù)進步但會提升技術(shù)效率，兩者的共同作用最終會阻礙全要素生產(chǎn)率的增長。與之相呼應(yīng)，宗偉濠[ 9 ]基于貿(mào)易結(jié)構(gòu)和融資約束的研究發(fā)現(xiàn)，人民幣實際有效匯率升值對全要素生產(chǎn)率增長的影響微弱，且呈現(xiàn)負面效應(yīng)，匯率升值無益于實現(xiàn)內(nèi)涵式經(jīng)濟增長。張濤等[ 10 ]利用行業(yè)層面的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，從市場競爭結(jié)構(gòu)的作用機制入手分析了兩者的關(guān)系，也得到了一致的結(jié)論。

上述文獻表明，國內(nèi)外學(xué)者對匯率與經(jīng)濟增長之間關(guān)聯(lián)的研究結(jié)論莫衷一是，考慮到傳導(dǎo)機制，一個可能的解釋在于不同地區(qū)的金融發(fā)展程度不同，進而導(dǎo)致匯率變化對全要素生產(chǎn)率增長的傳導(dǎo)機制有所差異。雖然已有研究開展較晚且較為分散，但初露端倪。Aghion et al.[ 11 ]從企業(yè)融資成本視角的研究說明，金融發(fā)展程度低會約束企業(yè)的創(chuàng)新和投資，而當匯率發(fā)生波動時，企業(yè)面臨的流動性風險加大，導(dǎo)致生產(chǎn)率的提升受到限制。無獨有偶，婁伶俐[ 12 ]在對我國的研究中提出，由于存在“技術(shù)替代能力約束”，即資本的相對短缺使企業(yè)很難脫離粗放的勞動密集型生產(chǎn)模式，導(dǎo)致匯率升值對企業(yè)技術(shù)進步的促進出現(xiàn)了失效區(qū)間，而這實質(zhì)上也是金融發(fā)展程度不高造成的。劉沁清[ 13 ]從產(chǎn)品改進和產(chǎn)業(yè)升級兩個視角分析了人民幣升值對生產(chǎn)率的促進效應(yīng)，然而不同企業(yè)面臨的融資約束以及抵抗匯率風險能力是不同的，導(dǎo)致匯率的促進效應(yīng)出現(xiàn)不確定性。

通過對已有文獻的分析，可以推導(dǎo)出一些關(guān)于匯率、金融發(fā)展和全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的假說。

假說1：實際有效匯率的變化對于全要素生產(chǎn)率的作用可能呈現(xiàn)出非線性，這種非線性與金融發(fā)展程度有關(guān)，即當金融發(fā)展程度達到一定閾值時，實際有效匯率變動對全要素生產(chǎn)率的作用會發(fā)生變化。

假說2：不同地區(qū)實際有效匯率對全要素生產(chǎn)率的作用在方向和程度上呈現(xiàn)差異，且這種差異可能與地區(qū)金融發(fā)展程度的不同有關(guān)。

本文在測度我國29個省、市、自治區(qū)（西藏和貴州除外）1995—2015年地區(qū)實際有效匯率的基礎(chǔ)上，運用面板平滑轉(zhuǎn)換模型對全要素生產(chǎn)率增長效應(yīng)進行深入解析，重點考察區(qū)域金融發(fā)展水平的變化是否會導(dǎo)致二者間關(guān)系呈現(xiàn)非線性及動態(tài)變化特征。本文的主要創(chuàng)新點有：第一，從金融發(fā)展的角度對匯率的經(jīng)濟增長效應(yīng)重新進行了審視，將經(jīng)濟增長拓展到以全要素生產(chǎn)率為標識的內(nèi)涵式范疇;第二，創(chuàng)新地以金融發(fā)展為邊界，識別了我國不同地區(qū)實際有效匯率對全要素生產(chǎn)率的非線性影響，這是對我國區(qū)域發(fā)展差異的深入認識;第三，基于實際有效匯率的構(gòu)造原理，構(gòu)建了省級實際有效匯率指標，彌補了現(xiàn)有研究數(shù)據(jù)的不足，使得研究結(jié)果更加穩(wěn)健可靠。本文余下內(nèi)容分為三個部分，首先是模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明，其次是實證結(jié)果與分析，最后是結(jié)論和政策建議。

三、實證設(shè)計

（一）模型的選擇與設(shè)定

為考察在金融發(fā)展過程中，實際有效匯率對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的動態(tài)影響，本文構(gòu)建兩區(qū)制面板平滑轉(zhuǎn)換模型（Panel Smooth Transition Regression， PSTR）如下：

這里的i為個體代表，？滋i為個體固定效應(yīng)，？著it為誤差項，g（qit;？酌，c）為一個值在0到1之間連續(xù)變化的轉(zhuǎn)換函數(shù)。qit為轉(zhuǎn)移變量，同時引入平滑參數(shù)？酌刻畫轉(zhuǎn)換速度和位置參數(shù)c刻畫轉(zhuǎn)換發(fā)生的位置。遵循經(jīng)典研究，將轉(zhuǎn)換函數(shù)的具體形式設(shè)定為Logistic形式的連續(xù)有界函數(shù)，即：

這里有c1≤c2≤…≤cm，且c=（c1，…，cm）'為一個包含轉(zhuǎn)換點參數(shù)的m維向量，cj為轉(zhuǎn)換實際發(fā)生的點。因此，隨著轉(zhuǎn)換函數(shù)的變化，解釋變量reerit的系數(shù)將在？茁1和？茁1+？茁2之間平滑轉(zhuǎn)化，這種變化還因橫截面和時間差異有所不同，這就把離散的機制轉(zhuǎn)移變成了一個平滑連續(xù)的動態(tài)過程。

模型中的被解釋變量tfpit代表各省市在t期的全要素生產(chǎn)率，核心解釋變量實際有效匯率由reerit表示，本文把金融發(fā)展程度lnfinit設(shè)定為轉(zhuǎn)換函數(shù)中的門檻變量，根據(jù)已有相關(guān)研究，模型中選擇的控制變量包括外商直接投資fdiit、貿(mào)易開放度openit、固定資本形成額lncapitalit、人力資本lnhumanit、公共財政支出lnpubfinit和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)industryit。

（二）變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

本文采用1995—2015年29個省市（西藏自治區(qū)和貴州省除外）的面板數(shù)據(jù)進行實證研究，數(shù)據(jù)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952—2004年》及各省市統(tǒng)計年鑒和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，缺失數(shù)據(jù)用指數(shù)平滑法予以補齊。本文的主要變量設(shè)定如下：

1.被解釋變量

全要素生產(chǎn)率（tfp）。本文沿用主流方法，即以數(shù)據(jù)包絡(luò)分析為基礎(chǔ)Malmquist指數(shù)法測算全要素生產(chǎn)率，該方法對生產(chǎn)函數(shù)的具體形式不加以限制，因而能有效避免模型誤設(shè)帶來的差錯，增強了結(jié)果的穩(wěn)健性。具體地，本文采用的產(chǎn)出變量為以1978年不變價格平減后的實際GDP，投入變量為資本存量和勞動要素。資本存量采用永續(xù)盤存法計算，初始資本存量用基期的固定資本形成總額除以10%來計算，經(jīng)濟折舊率設(shè)定為9.6%，同時，本文以各省市勞動力就業(yè)人數(shù)作為勞動要素的替代指標。

2.解釋變量及門檻變量

實際有效匯率（reer）?？紤]到各省份的對外貿(mào)易情況以及物價水平因素的差異，以統(tǒng)一的實際有效匯率指標無法對各省份具體情況進行刻畫，同時為了更精確地反映各省份受到匯率波動的影響程度，本文自行計算了各省份各時期的實際有效匯率水平，具體算法如下：

其中nerijt代表以直接標價法表示的t時期我國與貿(mào)易伙伴j國的雙邊名義匯率，在直接標價法下，實際有效匯率數(shù)值上升表示匯率貶值，數(shù)值下降表示匯率升值。pit和pjt分別表示t時期i省市和貿(mào)易伙伴j國的物價指數(shù)，wijt表示t時期i省市與j國進出口貿(mào)易額占i省市進出口貿(mào)易總額的比重。綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性以及貿(mào)易權(quán)重等因素，本文選取的貨幣籃子包括20個國家（地區(qū)）①，我國各省市與上述國家（地區(qū)）在1995—2015年的進出口貿(mào)易額之和占全部進出口貿(mào)易總額的70.0%～87.3%。樣本國家（地區(qū)）的名義匯率來自世界清算銀行數(shù)據(jù)庫，貿(mào)易數(shù)據(jù)來自海關(guān)的統(tǒng)計資料。

金融發(fā)展水平（Infin）。本文采取金融發(fā)展程度作為門檻變量。私人信貸規(guī)模能夠更好地反映金融市場的效率，但由于我國缺乏省級層面的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，本文借鑒張軍和金煜[ 14 ]的做法，假設(shè)金融機構(gòu)分配給國有企業(yè)的貸款占貸款總額的比重與國有企業(yè)的固定資產(chǎn)投資占全社會固定投資總額的比重成正比，以此來反向推斷金融機構(gòu)提供給私人部門的信貸，并做自然對數(shù)處理，最終構(gòu)造金融發(fā)展指標。該值越大，說明該地區(qū)金融發(fā)展水平越高。

3.控制變量

對外貿(mào)易和外商直接投資對全要素生產(chǎn)率有技術(shù)溢出效應(yīng)[ 15 ]。外商直接投資（fdi），采用外商直接投資額與當期GDP的比值來表示;貿(mào)易開放度（open），采用當期進出口總額與當期GDP的比值來衡量;固定資本（Incapital），用固定資本形成額占當期GDP的比重表示;公共財政支出（lnpubfin），用公共財政支出占GDP比重表示;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（industry），采用工業(yè)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重表示;人力資本（lnhuman），用教育年限的對數(shù)值表示，計算公式為Eit=1.5e1+7.5e2+10.5e3+13.5e4+17e5，e1—e5分別表示文化程度為文盲半文盲、小學(xué)、初中、高中和大專及以上就業(yè)人口所占比重。為了消除數(shù)據(jù)的量綱性以及異方差性，固定資本、人力資本和公共財政支出采用對數(shù)值表示，本文變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

四、實證結(jié)果與分析

（一）實證結(jié)果

為了保證實證結(jié)果的無偏性，需要對面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗，表2為LLC單位根檢驗的結(jié)果。從表2中可知模型中各變量均在5%的水平下顯著，具有平穩(wěn)特征，可以進行面板回歸分析。

由于PSTR模型屬于非線性模型，在估計參數(shù)之前需要對實證模型的線性效應(yīng)進行檢驗，以此判斷計量模型的適用性。一般包含多區(qū)制的PSTR模型具有如下形式：

式（4）允許存在兩個以上的區(qū)制，因此通過對原假設(shè)H0：r=0進行檢驗，可以得到區(qū)制的數(shù)量進而判斷線性關(guān)系，若原假設(shè)被拒絕則說明區(qū)制不唯一，模型存在非線性效應(yīng)。本文為了對原假設(shè)H0：r=0進行檢驗，構(gòu)造如下LMF統(tǒng)計量：

其中SSR0和SSR1分別是在原假設(shè)和備擇假設(shè)成立下的面板的殘差平方和，LMF統(tǒng)計量遵循漸進F（mK，TN-N-m（K+1））分布，檢驗結(jié)果見表3。

由表3可知，模型的LMF檢驗統(tǒng)計量均在1%的顯著性水平上拒絕了原假設(shè)，即模型具有非線性效應(yīng)，說明了PSTR模型對本文研究問題的適用性。在證明模型非線性的基礎(chǔ)上，本文對模型做了進一步的“剩余非線性效應(yīng)檢驗”，用以確定轉(zhuǎn)換函數(shù)的個數(shù)。其原假設(shè)為H0：r=1，檢驗結(jié)果見表3，可以看出在1%的顯著性水平下，不能拒絕原假設(shè)，因此模型僅包含一個轉(zhuǎn)移函數(shù)。

本文同時對轉(zhuǎn)移點參數(shù)個數(shù)m進行了確定，首先構(gòu)建m=3的輔助回歸模型，對H*0：？茁*3=？茁*2=？茁*1=0進行檢驗。若H*0被拒絕，則對原假設(shè)H*03：？茁*3=0、H*02：？茁*2=0│？茁*3=0、H*01：？茁*1=0│？茁*2=？茁*3=0進行序貫檢驗。選取拒絕假設(shè)程度最強的m值為最優(yōu)轉(zhuǎn)移點參數(shù)個數(shù)，若H*02被拒絕程度最強則說明最優(yōu)m值為2，其余情況下則認為m值為1。表4匯報了檢驗結(jié)果，可以看出最優(yōu)的m值為1，因此應(yīng)選擇包含一個轉(zhuǎn)移點參數(shù)的PSTR模型。

在PSTR模型達到最優(yōu)選擇的基礎(chǔ)上，本文首先通過“去均值”的方法消除個體固定效應(yīng)，其次對變換后的模型應(yīng)用非線性最小二乘法（NLS）進行參數(shù)估計。表5匯報了最終的PSTR模型估計結(jié)果。

（二）結(jié)果分析

表5的估計結(jié)果顯示，以金融發(fā)展水平作為門檻變量時，模型包含一個轉(zhuǎn)換函數(shù)和一個位置參數(shù)。平滑參數(shù)？酌的估計值為2.673，模型位置參數(shù)c的估計值為0.562，實際有效匯率的影響系數(shù)以0.562為中心在-0.0013和0.0010之間進行平滑轉(zhuǎn)換，變化速率為2.673。由此可見，省際實際有效匯率對全要素生產(chǎn)率有著動態(tài)和非線性的影響，且隨著區(qū)域金融發(fā)展水平的差異而變化。具體而言，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，實際有效匯率升值會抑制全要素生產(chǎn)率的增長，而在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，實際有效匯率升值有益于提升全要素生產(chǎn)率。

本文實證研究結(jié)果顯示，實際匯率對于地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長的影響存在非線性，且這一過程會受到地區(qū)金融發(fā)展程度差異的作用。綜合已有研究，本文對背后的微觀作用機理進行了剖析，發(fā)現(xiàn)一國貨幣匯率升值降低了該國出口部門的價格優(yōu)勢，從而抑制了出口，反之，進口部門的實際收益會上升，因此促進了進口。當金融發(fā)展水平較低時，由于金融體制的不健全，因匯率升值而利潤空間受擠壓的出口企業(yè)從本國得到的外部融資受到約束，迫使利益受損的出口企業(yè)減少研發(fā)投入，導(dǎo)致技術(shù)進步緩慢，進而抑制了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升[ 16 ]。當金融發(fā)展水平較高時，一方面，企業(yè)從本國獲得融資更為便捷，且成本更為低廉，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新可以得到較為充足的資金支持，研發(fā)投入受匯率升值帶來的流動性沖擊的影響更小;另一方面，匯率升值能極大地引發(fā)資本品進口，進口資本品蘊含較高科技含量，具有知識技術(shù)外溢效應(yīng)，同時寬松的融資環(huán)境也為提高企業(yè)資本品進口傾向提供了有力支持，從而促進進口企業(yè)的技術(shù)進步和全要素生產(chǎn)率的提高。因此，匯率升值時全要素生產(chǎn)率變動的結(jié)果來源于研發(fā)投入降低的生產(chǎn)率“縮減”效應(yīng)和資本品進口提升的生產(chǎn)率“增加”效應(yīng)兩種力量的對比。

為進一步考察中國金融發(fā)展水平的區(qū)域分布特征，本文根據(jù)識別出的門檻值將所有樣本劃分為兩個不同的金融發(fā)展區(qū)域，即低金融發(fā)展區(qū)域（lnfin≤0.562）和高金融發(fā)展區(qū)域（lnfin>0.562）。樣本期內(nèi)，低金融發(fā)展區(qū)域樣本數(shù)為526，占總樣本數(shù)的98%，而高金融發(fā)展區(qū)域樣本數(shù)為11，占總樣本數(shù)的2%，僅有北京和上海近年來部分樣本處于該區(qū)間內(nèi)，實際匯率升值在其中發(fā)揮了全要素增長的促進效應(yīng)。以上意味著我國的金融發(fā)展水平需要繼續(xù)提升，實際匯率升值對全要素生產(chǎn)率的正向效應(yīng)才能被釋放。目前我國大部分地區(qū)金融發(fā)展處于較低水平，實際有效匯率升值會抑制全要素生產(chǎn)率增長。在不同地區(qū)，實際有效匯率對全要素生產(chǎn)率增長的抑制作用程度不同，為了刻畫這種差異，采用（6）式計算出各個省份實際匯率與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系參數(shù)值，并將其歷年平均值按高低分為三個區(qū)間。

其中，我國中部地區(qū)實際有效匯率的變化對于全要素生產(chǎn)率的影響最高，而東西部次之，較為發(fā)達的北京和上海兩地最低②。由于我國絕大部分地區(qū)的金融發(fā)展水平均未跨越門檻值，即匯率升值對生產(chǎn)率都是負效應(yīng)，而金融發(fā)展水平越高的地區(qū)其負效應(yīng)會更低，說明相同幅度的匯率升值對于全要素生產(chǎn)率增長的負面沖擊在中部地區(qū)最為明顯，東部和西部地區(qū)次之，北京和上海兩地最低。對這個結(jié)果可以從兩個方面進行理解。

第一，我國東部地區(qū)發(fā)展較早，基礎(chǔ)設(shè)施完善，西部地區(qū)在早期“西部大開發(fā)”等戰(zhàn)略的政策支持下也得到了較多的資金傾斜，與之相比，中部地區(qū)金融體系效率較低，其實體部門發(fā)展的資金訴求與金融部門的資金供給缺口較大，導(dǎo)致我國宏觀經(jīng)濟格局中出現(xiàn)“中部塌陷”[ 17 ]。圖1給出了我國不同地區(qū)金融發(fā)展水平的演化趨勢，可以看出，中部地區(qū)的金融發(fā)展一直落后于東西部地區(qū)，直接影響到匯率變動對經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)過程。由于金融發(fā)展相對實體經(jīng)濟發(fā)展的“滯后”，金融機構(gòu)在實體經(jīng)濟遭遇匯率沖擊時提供外部融資的“緩沖”功能受到約束，間接作用到了全要素生產(chǎn)率的增長。

第二，在我國對外貿(mào)易的開放進程中，中部地區(qū)一直處于落后狀態(tài)，享有對外開放和自由貿(mào)易的政策紅利較多的一直是東西部邊境地區(qū)。曹偉和左楊[ 18 ]的研究表明，區(qū)域開放程度越高，匯率變動對貿(mào)易的影響就越高，中部地區(qū)貿(mào)易對匯率變動沒有明顯反應(yīng)。除了貿(mào)易之外，匯率變動也會作用到外商直接投資（FDI）上。劉年康等[ 19 ]的研究說明，中部地區(qū)FDI對全要素生產(chǎn)率的作用程度最高。因此，在貿(mào)易開放程度弱于東西部地區(qū)的情況下，匯率變化帶來的FDI流動成為了中部地區(qū)全要素生產(chǎn)率變化區(qū)別于東西部地區(qū)的重要驅(qū)動因素。

五、結(jié)論與對策建議

本文基于我國1995—2015年的省際面板數(shù)據(jù)，利用PSTR模型重點考察了實際有效匯率對地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長的非線性影響。實證研究發(fā)現(xiàn)，實際有效匯率對于地區(qū)全要素生產(chǎn)率增長有顯著的非線性作用，且這一作用過程因地區(qū)金融發(fā)展程度的不同呈現(xiàn)出明顯的平滑轉(zhuǎn)變特征。在金融發(fā)展水平較低的區(qū)域，實際有效匯率會抑制全要素生產(chǎn)率增長，而在金融發(fā)展程度較高的地區(qū)結(jié)果則完全相反，匯率的升值會促進全要素生產(chǎn)率增長。目前，中國多數(shù)地區(qū)金融發(fā)展水平尚未跨越門檻值，匯率升值對全要素生產(chǎn)率增長多呈負向影響，在地區(qū)層面上，中西部匯率升值對全要素生產(chǎn)率增長的負面效應(yīng)較大，東西部地區(qū)較小。

基于本文研究結(jié)論并結(jié)合中國國情，提出以下對策建議：第一，完善金融服務(wù)體系，加大實體經(jīng)濟扶持力度，要為中小企業(yè)融資創(chuàng)建合理高效的制度環(huán)境，為其融資渠道的多樣化提供相應(yīng)的政策引導(dǎo)，為企業(yè)增強研發(fā)投入提供充足有效的資金保障。第二，各地區(qū)應(yīng)認識到金融發(fā)展對匯率與全要素生產(chǎn)率作用過程的影響，注意因地制宜，因時制宜，從地區(qū)企業(yè)發(fā)展的實際出發(fā)，制定差異化的發(fā)展戰(zhàn)略。一方面，積極引導(dǎo)出口企業(yè)對研發(fā)投入的融資支持，減輕其在匯率升值時期受到的負面沖擊;另一方面，重視對進口資本品的融資支持，創(chuàng)造適度寬松的融資環(huán)境促進具有較高技術(shù)外溢的資本品進口。第三，國家要加強對內(nèi)陸地區(qū)金融發(fā)展的傾斜性政策支持。政府應(yīng)在宏觀方面加強信貸資源的調(diào)配和控制，增加對內(nèi)陸地區(qū)金融資源的投入，建立健全金融發(fā)展體系，進而促進區(qū)域間金融協(xié)調(diào)發(fā)展，充分發(fā)揮區(qū)域金融發(fā)展對生產(chǎn)率提升的促進作用。

【參考文獻】

[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.均衡匯率理論和政策的新框架[J].中國社會科學(xué)，2006（1）：15-22.

[6] 趙文軍.實際匯率升值與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變：基于我國省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].國際貿(mào)易問題，2014（3）：131-143.

[7] 余靜文.匯率變動對勞動生產(chǎn)率影響的研究：基于2005年中國匯率制度改革的證據(jù)[J].國際金融研究，2017（7）：3-12.

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

[9] 宗偉濠.人民幣實際有效匯率變動與我國全要素生產(chǎn)率增長[J].南京財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2013（6）：56-61.

[10] 張濤，嚴肅，陳體標.匯率波動對企業(yè)生產(chǎn)率的影響：基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證分析[J].華東師范大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)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] 婁伶俐.人民幣升值對出口企業(yè)技術(shù)進步的作用區(qū)間分析：基于調(diào)研結(jié)果的理論分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究，2008（4）：44-51.

[13] 劉沁清.匯率變動、企業(yè)行為和內(nèi)涵經(jīng)濟增長的再刻畫[J].國際金融研究，2007（1）：63-67.

[14] 張軍，金煜.中國的金融深化和生產(chǎn)率關(guān)系的再檢測：1987—2001[J].經(jīng)濟研究，2005（11）：34-45.

[15] 楊昌安，李強.中國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率影響因素研究述評[J].會計之友，2015（3）：38-42.

[16] 楊繼偉，臧嘉琳.金融發(fā)展、高管激勵與創(chuàng)新研發(fā)[J].會計之友，2018（17）：51-55.

[17] 楊勝剛，朱紅.中部塌陷、金融弱化與中部崛起的金融支持[J].經(jīng)濟研究，2007（5）：55-67，77.

[18] 曹偉，左楊.人民幣匯率水平變化、匯率波動幅度對進口貿(mào)易的影響：基于省際面板數(shù)據(jù)的研究[J].國際貿(mào)易問題，2014（7）：42-52.

[19] 劉年康，汪云橋，陳逢文.FDI流入、對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變：基于中國1993—2008年省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].經(jīng)濟經(jīng)緯，2013（6）：49-54.