汇率波动对经济增长的非线性影响

2022-05-30陈其磊冯颖姣

海南金融 2022年9期

陈其磊冯颖姣

摘要：本文运用面板平滑转换模型（PSTR）探究汇率波动在不同金融发展阶段对一国经济增长的非线性影响。研究发现：第一，贸易规模、外商直接投资和通货膨胀是汇率波动影响经济增长的重要途径。第二，随着金融发展程度的加深，汇率波动与经济增长之间呈现U型关系。第三，不同收入国家间汇率波动对经济增长的非线性影响具有显著差异，高收入国家（地区）存在发生非线性转换的金融发展门槛值，非高收入国家的汇率波动则始终抑制经济发展。第四，金融发展一方面可以缓解汇率波动对外商直接投资的消极影响，提高经济增长速度;另一方面则会削弱汇率波动对通货膨胀的促进作用，有碍经济发展。研究为进一步协调金融发展与稳定、深化人民币汇率市场化改革，从而助推经济高质量增长提供了实证支持。

关键词：汇率波动;金融发展;经济增长;面板平滑转换模型（PSTR）;有调节的中介效应

DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2022.09.002

中图分类号：F821;F113;F831.6 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2022）09-0014-15

一、引言

自2008年国际金融危机爆发以来，世界经济增长波折起伏，主要经济指标增速始终难以回到危机前水平。世界银行数据显示，2016—2019年全球GDP年均增长3.0%，较2010—2015年的平均水平下滑约0.3个百分点。2019年底新冠疫情爆发使世界经济复苏不确定性再次加大，根据国际货币基金组织于2021年1月发布的《世界经济展望报告》，美国经济增速由2019年的2.2%下降至2020年的-3.5%，日本由2019年的0.3%下降至2020年的-4.8%，新兴市场和发展中经济体则由2019年的3.6%下降至2020年的-1.7%。即使中国经济从疫情中率先复苏，其经济活动仍受到了不少干扰，2020年增速较2019年下降了3.8个百分点。面对复苏乏力的基本面以及日渐紧张的地缘政治因素，2022年1月国际货币基金组织再次下调2022年全球经济增速预期值0.5个百分点。由此可见，全球经济已进入复苏瓶颈期，在此背景下，如何破除制约发展因素以实现经济高质量增长，将是各国政府需要重点突破的核心问题。

一国经济增长受制于多种因素，从开放宏观经济学角度来看，汇率是影响一国经济增长的重要变量。2000—2019年世界主要国家经济增长速度与汇率波动的变化趋势（见图1），汇率波动与经济增长之间具有紧密的相关性。如今，由固定汇率制度或浮动汇率制度向更具弹性的汇率制度转变已成大势，全球货币价值波动已成常态，汇率波动日益成为影响经济发展的关键因素。那么，汇率波动对于经济增长的影响究竟如何，汇率波动能否在这一过程中起到减缓外部冲击、发展经济的作用，这值得我们深入探究。

现有研究深刻讨论了汇率波动与经济增长之间的显著关系。早期文献聚焦于汇率的价格传递效应，随着研究内容的深化，学者进一步探究汇率变动影响经济发展的渠道以及不同国家性质在其中起到的异质性作用（赵永亮等，2011;马宇和安晓庆，2018）。但上述研究仅建立在金融资本自由流动的经济环境中，忽略了金融发展的重要性。容易理解，如果国家层面存在金融发展水平制约，将会直接或间接地对宏微观因素产生影响，势必导致汇率波动对经济增长的影响效果产生偏离。近年来部分学者认识到了这一点，有意识地将金融发展纳入研究框架，但有关文献对于金融发展的作用仍认识有限。因而，有必要重申金融发展的重要性，深入分析金融发展可能在汇率波动影响经济增长过程中发挥的作用以及具体的影响路径。综上所述，本文提出以下研究主题：一国汇率波动对经济增长究竟存在怎样的影响？影响过程中可能存在哪些传导路径？金融发展又能在其中起到怎样的作用？

二、文献综述

（一）汇率波动对经济增长的影响研究

关于汇率波动对经济发展的具体影响，已有文献主要聚焦于以下两个核心问题：一是汇率波动在促进或阻碍经济增长方面所起的作用;二是汇率波动影响经济增长的渠道，以及该渠道可能受某种因素影响。以上问题旨在突出汇率政策在开放经济体中的重要性，以及汇率政策能够与其他政策协调影响经济的可能性。

第一类问题主要分为以下三种观点：一是汇率波动阻碍经济增长（Alagidede & Ibrahim，2017）。具体而言，邹宗森和原磊（2013）对汇率波动与经济增长的相关性做了探讨，结果表明汇率波动幅度过大不利于经济增长。二是汇率波动促进经济增长。Ihnatov和Capraru（2012）研究發现，在考虑货币当局大规模干预的前提下，浮动和中间汇率制度对经济增长的影响优于固定汇率制度。三是汇率波动对不同国家的经济增长影响具有异质性，如更具弹性的汇率制度会使得发达国家的经济增长率更高（黄海洲等，2005）。

第二类问题主要分为如下传导渠道：一是对外贸易渠道。Peree和Stienherr（1989）从中期汇率风险角度出发，研究发现汇率不确定性对于工业国之间的贸易量具有不利影响。二是外商直接投资渠道。黄静波和曾昭志（2010）基于协整和误差修正模型，研究发现人民币汇率波动加剧对市场导向型和成本导向型FDI流入具有负面影响，而汇率波动在短期内影响并不显著。三是通货膨胀渠道。该理论认为相较于浮动汇率制度，固定汇率制度具有更好的反通货膨胀效应（王萌萌和张璟，2021）。四是微观层面的企业生产率。在Aghion等（2009）的模型基础上，杨文溥（2019）进一步研究发现大幅的汇率波动可以抑制企业生产率。将该结论引申至国家层面，可以发现，汇率波动幅度过大容易减弱国家经济增长，同时缓解融资约束和增强流动性能够平抑汇率波动的抑制作用（王晋斌等，2020）。

（二）金融发展对经济增长的影响研究

国内外已有研究大多从不同研究角度肯定了金融发展对经济增长的影响，认为金融发展是促进经济增长的“良方”。根据已有文献，金融发展能够促进经济增长的内在逻辑可以归纳为两类。一是高水平的金融发展与实物资本积累正相关，而实物资本积累有利于经济增长（King & Levine，1993）。二是提高金融发展程度能够优化投资结构，使得资源能够更多流入高生产率的部门，从而优化资源配置，促进经济增长（张军和金煜，2005;宋玉茹，2022）。

然而随着金融危机的发生和研究的进一步深入，有学者对金融发展促进经济增长的结果提出了质疑。Beck等（2014）认为，由于不同信贷类型对经济发展的不同影响，金融发展水平提高不一定能促进经济增长。谢朝华和吴珍珠（2016）则认为金融发展程度与经济增长之间实际上存在着非线性作用，即只有在一定区间内的金融发展才能促进经济增长，过度的金融发展反而会抑制经济发展。

（三）金融发展对汇率波动与经济增长间关系的影响研究

早期，从金融发展角度研究汇率波动对经济增长的文献研究还比较少。Aghion 等（2009）通过建立一个简单的两期模型，从微观企业融资成本视角出发，研究发现汇率波动会加大企业面临的流动性风险和生产资金限制，金融发展的提升可以减弱信贷约束，从而提高企业创新概率，增强其抵御汇率风险的能力。

基于上述模型和理论机制，国内外学者不断创新，使得从金融发展角度研究汇率波动对经济增长影响的问题不断深化，主要包含三类研究内容。一是从微观层面的企业生产率角度出发，考察汇率波动的影响。该类研究发现，以信贷/GDP为指标的金融发展能够在汇率波动抑制企业生产率的过程中起到平抑作用（Aghion et al.，2009;杨文溥，2019）。二是拓展不同指标以更准确地衡量金融发展的内涵。该类观点认为资本账户开放、负债美元化等指标能够较好地反映国家金融自由化（阙澄宇等，2019;Rodriguez，2017），同时不同研究维度的金融发展在汇率波动影响经济增长中可能发挥相反的作用（王晋斌等，2020）。三是细化研究内容，进一步分析汇率波动对于贸易的影响，以及金融发展在其中所起的调节作用（谭小芬等，2016）。其中，Héricourt 等（2013）研究發现汇率波动对企业出口和开拓新市场概率具有抑制作用，这种负向效应随着金融发展水平的提高而减弱。

（四）文献评述

通过梳理国内外文献发现，现阶段基于汇率和金融发展视角研究经济增长的理论研究和实证结论已经较为全面，但仍存在一些不足和改进空间。一是大多数研究将汇率波动与金融发展分离，独立考察汇率波动对经济增长的影响。然而事实上，汇率波动对经济增长的影响极易受到金融发展水平的制约。二是现有文献基本研究汇率波动与经济增长之间的线性关系，忽略了汇率波动与经济增长的非线性关系以及基于时间、个体层面的参数异质性。三是我国学者更注重人民币汇率的影响，缺乏对国际数据对比研究和经验总结。对此，本文使用面板平滑转换模型（PSTR）和有调节的中介效应，将汇率波动、金融发展和经济发展放在同一个框架下进行研究，并探究金融发展在汇率波动影响经济增长渠道中发挥的作用，为我国深化人民币汇率市场化改革提供相应的经验参考。

三、理论机制与研究假设

（一）汇率波动对经济增长的影响

本文聚焦汇率波动的宏观影响，就汇率波动影响经济增长的路径阐述如下：一是贸易规模渠道。汇率不确定性会影响国内外各种商品与要素的相对价格，加剧国际市场交易风险。当没有金融工具对冲风险或者避险成本过高时，风险厌恶的进出口商会选择性地减少需求弹性较大商品的贸易规模（Hooper & Kohlhagen，1977），因此不利于本国的资源配置和经济增长。二是外商直接投资渠道。汇率波动造成的不确定性会抑制国家行业层面的外商直接投资流出，总FDI的衰退容易对国家经济发展方式转变和经济进步产生不利影响。三是通货膨胀渠道。汇率波动能够通过进口价格效应影响国内物价水平导致通货膨胀（Khalid，1999）。同时相较于浮动汇率制度，固定汇率制度天然地为国家提供预期的货币政策名义锚①，这种货币政策预期性和有效性能够增强政府的公信力，降低民众的通货膨胀预期，从而抑制经济发展中可能出现的通货膨胀（王萌萌和张璟，2021）。可见，一国汇率波动幅度的增大会在一定程度上提高该国通胀水平，而通货膨胀对经济增长存在着门限作用（黄智淋等，2014），适度的通货膨胀有利于刺激经济增长。基于上述分析，本文提出以下假设。

假设1a：汇率波动幅度增大会减少贸易规模，进而抑制经济增长。

假设1b：汇率波动幅度增大会降低外商直接投资，进而抑制经济增长。

假设1c：汇率波动幅度增大会适度提高通货膨胀水平，进而促进经济增长。

（二）金融发展对汇率波动与经济增长间关系的影响

作为影响经济发展的重要因素，金融发展在汇率波动影响经济增长的宏观渠道中起到一定的调节作用。首先是贸易规模渠道。对于风险厌恶型出口商而言，汇率波动幅度的增大意味着不可逆成本和出口决策不确定性的增加，在此冲击下，厂商会选择向外融取资金以缓解汇率波动带来的贸易规模减少，金融发展则能为这一决策行为提供支持（谭小芬等，2016），进而削弱汇率波动对贸易规模的抑制作用，有效助推经济增长。其次，从外商直接投资角度来看，当汇率波动幅度增大时，为规避风险，无论是国际投资者还是本国投资者都会减少投资规模。此时一国发达的金融体系能够吸引更多国际资本，使外商资本更多流入实体经济，加之“灵活汇率+金融发展”的模式能够通过调节货币量有效减弱金融发展可能存在的不利影响，降低外商直接投资成为国际游资的可能性（马亚明和胡春阳，2020），金融发展程度的加深便能在一定程度上缓解汇率波动对外商直接投资的不利影响，促进经济发展。最后，从通货膨胀渠道来看，如前文所述，允许汇率的适度波动可能带来一定程度的通胀水平上升，进而适度刺激经济增长。金融市场的进步能够促进国际资本的流动，但这会进一步约束政策决定者，诱导其为了遵守某种“纪律效应”（Wei & Tytell，2004）而采取更稳定的货币政策，从而增强货币政策名义锚的有效性。因此金融发展会削弱汇率波动带来的通货膨胀水平上升，进而降低经济发展速度。综合上述分析，可以看出，金融发展在汇率波动影响经济增长的各渠道中可能发挥不同的作用，因此，在不同金融发展阶段，汇率波动对于经济增长可能存在非线性影响。具体而言，金融发展对汇率波动与经济增长间关系的影响可以归纳为以下假设。

假设2：汇率波动对于经济增长的影响可能呈现出非线性，这种非线性与金融发展水平有关，即当金融发展程度跃过门槛值时，汇率波动的影响会从抑制经济增长向促进经济增长转变。

四、模型设定与数据选取

（一）模型设定

考虑到国家金融发展水平的异质性，本文采用González等（2005）提出的面板平滑转换模型（PSTR），研究在不同金融发展水平下汇率波动对经济增长的非线性影响，方程设定具体如式（1）所示：

gdpit=α+？茁0volit+？茁1controlsit+？茁'volitG（finit;γ1;c1）+？滋i+εit （1）

其中，i表示国家（地区），t 表示时间，gdpit为经济增长，volit为核心解释变量汇率波动，finit为转换变量金融发展，controlsit为控制变量，？滋i代表个体效应，εit为误差项。转移函数G（finit;γ，c）则是关于转换变量的一个连续且以0、1为界的函数。遵循一般文献做法，本文设定转移函数为经典的logist形式：

G（finit;，c）=（1+exp（-（finit-cj）））-1 （2）

其中，c是由m个转换变量组成的向量，且c1≤c2≤…≤cm。γ决定转换区制的平滑速度，使得G（finit;γ，c）在0和1之间相互转换。m用于模型识别，在实际处理过程中，m=1或m=2通常能满足模型估计需要。为了探究金融发展在汇率波动影响经济增长渠道中所起的作用，本文进一步使用有调节的中介效应进行机制检验。

（二）变量和数据说明

基于数据的可得性，本文选取2000—2019年58个国家和地区的面板数据进行实证研究，数据源于WDI数据库、CEIC数据库和BIS官网，变量设定具体如下。

1.解释变量

本文采用各国实际有效汇率指数的年度标准差来衡量汇率波动（vol）。参考以往文献做法（谭小芬等，2016），本文采用月度实际有效汇率取对数做差分之后，求出年度标准差。此处所用各国月度实际有效汇率指数来自BIS，缺失的数据由CEIC补足。

2.转换变量

金融发展（fin）为本文的转换变量。本文基于Beck和Levine（2002）的研究，通过提取以下两种指标的第一主成分表示金融发展：一是金融规模，等于ln[（金融机构提供给私人的国内信贷/GDP）+（股票市场资本化规模/GDP）]，二是金融活动，等于ln[（金融机构提供给私人的国内信贷/GDP）×（股票市场资本化规模/GDP）]。

3.被解释变量和中介变量

经济增长（gdp）为本文的被解释变量，对此，本文选取各国GDP增长率作为衡量指标。外商直接投资（fdi）、贸易规模（trade）和通货膨胀水平（inflate）为本文中介变量。本文依次选取外商直接投资流入流出之和与当期GDP的比值、当期进出口总额与当期GDP的比值和以消费者指数变化作为外商直接投资、贸易规模和通货膨胀水平的代理指标。

4.控制变量

基于已有文献（马亚明和胡春阳，2020;王晋斌等，2020），本文选取以下變量作为控制变量：政府支出（exp），采用一般政府最终消费支出占GDP的比例来表示;产业结构（ind），采用工业产业增加值占GDP的比重作为衡量指标;老龄化水平（old），使用65岁以上人口与总人口的比重来表示;固定资本（k），使用固定资本形成总额占GDP的比例进行衡量。除汇率波动外，以上所有变量单位都为%。为了消除数据的量纲性以及异方差性，除汇率波动、经济增长以外都采取对数处理，同时对于固定资本进行对数差分，通胀水平等于ln（inflate+100）。

五、实证分析

（一）汇率波动对经济增长的非线性影响——基于PSTR模型的实证分析

1.汇率波动对经济增长的非线性影响——基于全样本分析

为了避免实证结果出现伪回归，本文对参与PSTR模型回归的所有变量进行平稳性检验，结果表明模型中各变量均在10%的水平下显著，具有平稳特征。此外，本文参考同质性检验和剩余非线性检验的结果，最终选定位置参数和转换函数分别为m=1，r=1。

本文PSTR非线性估计的结果如表1所示。线性部分结果显示，除老龄化水平外，其余变量均能显著影响经济增长。其中，政府扩大消费支出会挤压其余投资，最终不利于经济增长;工业增加值的提升能够带来产业结构的优化和经济增长方式的转变，进而刺激经济扩张;固定资本投资是国家经济增长的重要动力，提升固定资本能够促进经济发展。以上结果与已有研究（马亚明和胡春阳，2020;王晋斌等，2020）基本保持一致。此外，根据表1估计结果可以明显看出，随着金融发展程度的加深，汇率波动对经济增长存在非线性影响，假设2得到验证。

具体来看，就全样本而言，当c<0.94时，汇率波动系数？茁0为-72.57;当c>0.94时，汇率波动系数为10.225（=？茁0+？茁'=-72.57+82.795）。也就是说，当金融发展水平低于0.94时，过于灵活的汇率制度会抑制经济增长;当金融发展水平高于0.94时，汇率幅度的增大才会促进经济增长。一方面，从企业资金供给的角度来看，汇率波动对于企业来说是一种流动性冲击，而金融市场的发展可以降低企业在股票市场的融资成本，同时也可以降低银行与企业之间信息不对称的程度，使得厂商能够从银行贷款更多的资金（阙澄宇等，2019）。因此，金融发展比较完备的国家可以在面对冲击时，更快地进行经济调整，为企业的研发投入和创新概率提供支持动力，进而带动企业生产率的进步和一国经济的增长;另一方面，从企业经营策略多元化的角度来看，更为灵活的汇率制度带来的不确定风险会使得企业调整产业模式和经营更多元化业务（Mohamed，1999），倒逼企业自主创新和增强研发能力（陈晓莉和鲍洪生，2019），进而促进经济发展，而在金融体系更为稳健的国家更能保障这一效果的实施。

表2根据各国年均金融发展水平与门槛值（0.94）的大小关系，对58个国家和地区进行了分组。可以发现，首先，2000—2019年金融发展平均水平高于门槛值的国家和地区有13个，以英国、瑞士等发达国家为主。值得注意的是，马来西亚和南非也在高区制国家行列。为何它们会有如此高的金融发展水平？本文认为，可能的原因在于两国虚拟经济远超于自身经济发展水平，事实确实如此，根据WDI数据库，两国股票资本化规模与GDP的年均比值超过130%，远远高于样本国家平均水准。其次，低区制国家有45个，这说明大多数国家的金融发展较为迟滞，难以使得汇率波动对经济发展产生促进作用。结合各国各年金融发展指数变化趋势，本文还发现，2019年低区制国家中有9个国家（比利时、法国、芬兰、韩国、美国、挪威、日本、泰国和中国）的金融发展水平已跃过门槛值0.94，这些国家近几年对于金融发展的建设卓有成效。就我国而言，已于2019年跃过门槛值，因此若能进一步深化人民币汇率市场化改革、完善金融体系，将有助于增强人民币合理波动对我国经济高质量增长的促进作用。

2.汇率波动对经济增长的影响——基于不同收入水平的对比分析

如前文所述，样本国家间经济和金融所处发展阶段存在较大差异，因此研究国家异质性显得尤为重要。如今，我国正处于跨越“中等收入陷阱”的关键阶段，研究高收入国家样本特征，也能为我国经济进一步高质量增长提供经验借鉴。因此，本文根据世界银行划分标准，将样本内所有国家劃分为42个高收入国家（地区）和16个非高收入国家①，分别使用PSTR模型对其进行实证检验。同质性检验结果②显示，仅高收入国家（地区）的面板数据存在非线性关系且PSTR回归结果显著，因此本文选择PSTR模型对高收入国家（地区）样本进行估计，对于非高收入国家则使用普通OLS进行回归，实证结果如表3所示。通过对表3结果进行分析，本文得到如下结论。

第一，对于高收入国家（地区）而言，存在两个位置参数，其中第一个位置参数为-2.517。回归原始数据，我们发现，本文所选高收入国家（地区）的平均金融发展程度高于第一个位置参数，因此后文着重探讨第二个位置参数对于高收入国家（地区）的经济含义。但同时我们也注意到，高收入国家（地区）中也存在金融发展水平低于第一个位置参数的极端国家（如拉脱维亚、斯洛伐克和罗马尼亚等），这种极端情况数据占整体高收入国家（地区）原始数据的4.7%。结合这些国家的共性，本文认为经济发展模式的转型失误可能是导致这些国家金融发展远低于正常水平的重要原因之一。中东欧转型国家在开放本国市场和加大资本账户开放力度的同时，并没有对商业银行进行深入的改革，导致本国货币金融体系发展滞后，而实体经济的发展则进一步加深了金融体系的脆弱性。

第二，不同于高收入国家（地区），对于非高收入国家而言，汇率波动始终不利于经济发展。对此，本文认为，可能是由于相比高收入国家（地区），非高收入国家的经济结构发展程度普遍较低、配置市场资源的金融体系较不完善，使其金融发展基础更难出现发生变化的转折点。实际上，表2为以上观点提供了一定佐证。通过对照发现，非高收入国家基本是表2中的低区制国家，说明非高收入国家大多处于金融发展较低阶段，从而使得汇率波动幅度过大对经济增长产生了持续的抑制作用。

第三，在一定金融发展阶段下，高收入国家（地区）和非高收入国家中汇率波动对经济增长的影响方向并不相同。具体来看，当高收入国家（地区）的金融发展水平越过第二个位置参数1.201时，汇率波动对经济增长的影响系数为54.184（=109.051-54.867），即当国家的金融发展跃过门槛时，汇率波动能够促进经济增长;而非高收入国家汇率波动对经济增长的系数仍显著为负。可能的原因是，当出现宏观经济层面的汇率波动时，高收入国家（地区）大多为发达国家（地区），风险预警和资本容纳机制更加完善，缓冲作用更大。而非高收入国家由于相对缺乏长期资本和自身金融发展阶段的限制，政府管制作用比较强，从而使得金融发展对于经济增长的平抑作用受限，最终使得汇率波动在始终降低了非高收入国家的经济增长速度。另外，高收入国家（地区）的非线性结果表明，金融发展在汇率波动抑制经济增长的关系中起到一定的平抑调节作用。

3.稳健性检验与内生性问题处理

为确保实证结果的有效性，本文分别通过替换转换变量和拓宽时间区间的方法，对模型（1）重新进行估计：本文使用银行提供给私人的国内信贷/GDP的数据，重新构建了金融发展指标;本文拓宽样本时间区间为1986—2016年①。从表4估计结果可以看出，基准模型的回归结果并未发生实质性变化，汇率波动与长期经济增长之间仍具有U型的非线性关系，表明本文的实证结果基本可靠。

此外，对于经济增长与汇率波动之间可能存在的内生性问题，本文参考阙澄宇等（2019）的做法，采用系统GMM模型进行处理。具体而言，本文选取汇率波动的1—3阶滞后作为工具变量，将所有控制变量设为外生变量，估计结果如表4列（3）所示。可以发现，汇率波动的估计系数显著为负，但汇率波动和金融发展的交叉项显著为正，这说明在处理了内生性问题后，总的来看，金融发展能够削弱汇率波动对经济增长的抑制作用，这与基准回归的非线性结果基本吻合，表明本文结论具有稳健性。

（二）金融发展在汇率波动影响经济增长渠道中所起作用的机制检验

前文的PSTR实证结果已经证实，随着金融发展程度的变化，汇率波动对经济增长确实存在非线性影响。同时，通过文献梳理，本文认为造成该非线性影响的原因可能在于，金融发展在汇率波动影响经济增长的不同渠道中起到了方向相反的调节作用。为检验这一猜想是否正确，本文运用两阶段有调节的中介效应，对宏观渠道做了进一步的分析。

借鉴Sobel中介因子效应模型，本文构建第一阶段用于检验贸易规模、外商直接投资和通货膨胀的中介效应是否存在，具体如式（3）—式（9）所示：

gdpit=α1+γ1volit+ρ1controlsit+εit （3）

tradeit=α2+γ2volit+ρ2controlsit+εit （4）

gdpit=α3+γ3volit+π1tradeit+ρ3controlsit+εit （5）

fdiit=α4+γ4volit+ρ4controlsit+εit （6）

gdpit=α5+γ5volit+π2fdiit+ρ5controlsit+εit （7）

inflateit=α6+γ6volit+ρ6controlsit+εit （8）

gdpit=α7+γ7volit+π3inflate+ρ7controlsit+εit （9）

其中，vol為汇率波动，trade为贸易规模，fdi为外商直接投资， inflate为通货膨胀，gdp代表经济增长，controls为控制变量。式（3）—（5）用于检验贸易规模的中介效应，式（3）、式（6）和式（7）用于检验外商直接投资的中介效应，式（3）、式（8）和式（9）则用于检验通货膨胀的中介效应。

第二阶段则在第一阶段中介效应成立的基础上，加入金融发展这一调节变量，检验金融发展水平是否对直接路径和中介效应的前半段路径产生调节作用。根据Aiken等（1995）的建议，为使回归方程的系数更具解释意义，本文对被解释变量、解释变量、中介变量和调节变量进行了中心化处理。本文构建的调节效应模型如下：

c_gdpit=α8+γ8c_volit+δ1c_finit+θ1c_volit*c_finit+ρ8controlsit+εit （10）

c_tradeit=α9+γ9c_volit+δ2c_finit+θ2c_volit*c_finit+ρ9controlsit+εit （11）

c_fdiit=α10+γ10c_volit+δ3c_finit+θ3c_volit*c_finit+ρ10controlsit+εit （12）

c_inflateit=α11+γ11c_volit+δ4c_finit+θ4c_volit*c_finit+ρ11controlsit+εit （13）

其中，c_volit、c_trade、c_fdi、c_inflate、c_gdp、c_controls均表示中心化处理后的变量。若交互项θ2、θ3和θ4的估计结果显著，则说明金融发展在贸易规模、外商直接投资和通货膨胀三个中介渠道中都起到了一定的调节作用。

表5是以贸易规模、外商直接投资和通货膨胀作为中介变量的中介效应回归结果，式（3）结果显示汇率波动对经济增长的系数γ1显著为负，表明当不考虑金融发展水平时，汇率波动幅度的增大不利于经济的扩张，这与前文结论保持一致。现实中的日本“广场协议”后发生的危机和亚洲经济危机正是汇率剧烈波动的产物。其次，是对三个传导渠道的检验结果。可以发现，γ2、π1、γ4、π2、γ6、π3的估计结果均显著且符合预期，Sobel检验结果也均拒绝原假设，说明汇率波动确实通过贸易规模、外商直接投资和通货膨胀影响了经济发展速度，假设1a至假设1c得到验证：汇率变动的增大一方面会缩减贸易规模、降低外商投资额，抑制经济增长;另一方面则可以通过适度缓解通胀，促进经济增长。

表6是对调节效应的估计检验。结果表明，金融发展水平的提高总体可以削弱汇率波动对经济增长的抑制作用，具体到三个渠道：当贸易规模为中介变量时，金融发展在汇率波动抑制经济增长前半段路径中没有显著的调节作用;当以外商直接投资作为中介变量时，发达的金融体系会削弱汇率波动增大导致的外商直接投资下降程度，从而平抑汇率波动对经济增长的不利影响;至于通货膨胀渠道，当汇率波动增大时，金融发展会降低通货膨胀预期，阻碍经济发展。

综上所述，贸易规模、外商直接投资和通货膨胀都在汇率波动影响经济增长的过程中起到了传导作用，金融发展则在汇率波动通过以上中介变量影响经济增长的传导路径中产生了调节效应。以上结果与本文的理论分析保持一致，也在一定程度上为汇率波动与经济增长之间存在非线性关系提供了解释。金融发展在汇率波动影响经济增长的不同渠道中发挥的作用不一致，导致不同时期下不同金融发展程度的调节效应大小及方向有所差异，进而影响了汇率波动作用于经济增长的具体效果。

六、结论及政策建议

（一）结论

本文基于58个国家和地区2000—2019年的面板数据，利用PSTR 模型考察了汇率波动对经济增长的非线性影响，主要结论如下：第一，汇率波动幅度增大会减少贸易规模、降低外商直接投资，从而抑制经济增长，同时也会适度提高通货膨胀水平，进而促进经济增长。第二，汇率波动对于经济增长有着显著的非线性特征，且这一作用过程会随着金融发展水平提高而呈现出明显的平滑转变特征。具体而言，当样本国家的金融发展水平低于0.94时，汇率波动会显著抑制经济增长，而当样本国家的金融发展水平提高至0.94以后，汇率波动则能促进经济增长。就中国而言，我国近年来金融市场建设卓有成效，已于2019年迈过了全样本的门槛值。此外，本文发现，金融发展年平均指数高于门槛值的国家大多为发达国家，一国金融发展水平与其经济发展水平息息相关。第三，通过对高收入国家（地区）和非高收入国家的对比分析，发现当高收入国家（地区）金融发展程度跃过第二个门槛值后，汇率波动加剧有利于经济增长，而对于非高收入国家而言，汇率波动对经济发展始终具有抑制作用。究其原因在于，非高收入国家的金融发展水平普遍较低，还未到达引起汇率波动由“抑制经济”转变为“促进经济”的门槛值。第四，金融发展在汇率波动影响经济增长的不同渠道中起到了方向相反的调节作用。金融发展一方面会平抑汇率波动对外商直接投资的消极影响，刺激经济发展，另一方面也会削弱汇率波动对于通货膨胀的促进作用，进而降低经济增长速度。这在一定程度上为汇率波动与经济增长之间的存在非线性关系提供了解释。

（二）政策建議

第一，一国汇率制度选择应充分考虑国家金融发展水平。研究表明，随着金融市场化程度的加深，汇率波动对经济增长呈现先“抑制”后“促进”的U型作用。因此，各国在制定汇率制度之前，应首先合理、准确地评估自身所处金融发展阶段，以确保汇率制度安排的安全有效。具体来看，对于金融发展水平较低的国家而言，采取固定汇率制度或中间汇率制度更为合适，相关国家应充分发挥钉住汇率的名义锚作用，给予投资者及进出口商足够的预期政策信心，保持国内企业的资金流稳定，从而促进经济高质量增长。金融发展高度成熟的国家则应采取浮动汇率制度，同时需做好其他宏观经济政策的配套工作。

第二，各国应不断完善金融发展监测体系，准确评估金融发展带来的各项经济效益。研究表明，当汇率波动增大时，基于外商直接投资和通货膨胀两个不同的影响路径，金融发展会对经济产生截然不同的影响。因此，有关机构若能建立科学、全面、可靠的金融发展监测体系，将有助于政府实时把握现阶段金融发展对国家经济各方面造成的影响，从而有助其及时发现目前金融体制存在的问题，以便更有针对性地实施整改措施，更充分地服务于经济社会发展。

第三，我国应不断深化金融体制改革，持续推动金融稳定发展。研究发现，近年来我国金融发展势头迅猛，已于2019年跃过了全样本门槛值，这说明我国金融市场化已进入可尝试实施更富弹性的汇率制度、可为进一步深化人民币汇率市场化改革释放更多空间的关键过渡时期。未来我国金融机构需要继续提高金融发展效率，政府需要不断推进金融体制改革，以进一步消除企业信贷约束，助力企业增强汇率风险管理能力，从而有助于实体经济高质量发展。同时，我国应继续坚持市场化的人民币汇率形成机制，适度增大人民币汇率弹性，以更好发挥汇率在调节宏观经济方面所起的作用。我国应在做大做强金融市场、保持人民币汇率基本稳定的前提下，审慎实施完全汇率浮动制度，发挥人民币汇率波动在经济高质量增长中的积极作用。

（责任编辑：孟洁）

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