金融结构与固定汇率制度：来自新兴市场的假设与证据_汇率论文

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      汇率制度对一国的贸易、投资、一般价格水平和增长等宏观经济变量都有重要影响，因此，汇率制度选择一直是国际金融学领域的一个重大论题。Shambaugh（2004）认为“汇率制度的选择既能缔造一个国家，也能毁灭一个国家。”

      随着20世纪90年代后国际资本市场一体化进程的迅速推进和一些新兴市场经济体货币危机的爆发，新兴市场经济体的汇率制度选择成为学者们关注的焦点，在此背景下，针对新兴市场经济体提出的两极论（bipolar hypothesis）和害怕浮动论（fear of floating）等理论假说不断涌现。这些研究的重要特点在于发掘了新兴市场经济体独特的、不同于发达经济体和其他发展中国家的特征，①并以此解释新兴市场经济体汇率政策的制定。然而，这些研究没有注意到新兴市场经济体金融结构的潜在影响。

      本文以新兴市场经济体为研究对象，考察金融结构因素对汇率制度选择的影响。本文结构安排如下：第二部分在简要回顾已有文献基础上指出本文的贡献；第三部分从理论上考察金融结构对新兴市场经济体汇率制度选择的影响，并提出待检验的研究假说；第四部分采用probit和logit模型检验本文的理论假说，考察金融结构对汇率制度选择的影响方向；最后是结论和启示。

      二、文献回顾

      对于一国汇率制度选择的决定因素，20世纪50～90年代初发展的最适货币区理论（optimum currency area，OCA）和Mundell—Fleming模型框架下的研究认为，经济的结构特征，如贸易开放度、经济发展程度、通货膨胀、经济冲击的来源和大小以及资本流动程度等，是决定汇率制度选择的重要因素（McKinnon，1963；Mundell，1961；Mundell，1963；Weber，1981）。然而，20世纪90年代中期之前的经验研究却并不支持这些理论预测（Setzer，2006），这促使学界开始从政治体制、利益集团和政治（不）稳定等政治因素的角度探索汇率制度的决定力量（Frieden，1991、1994；Bernhard和Leblang，1999；Broz，2002；Bearce和Hallerberg，2011），形成了汇率制度选择的政治学研究范式。

      在研究范式转变的同时，20世纪90年代后一些新兴市场经济体爆发的货币危机使学界将目光从发达经济体聚焦于新兴市场经济体。围绕这些经济体的汇率制度选择问题展开的研究引起越来越多的讨论和争议，迄今不止。例如两极论假说认为，在资本高度流动的背景下，一国将被迫在浮动汇率制度和固定汇率制度之间进行非此即彼的选择，除此之外，别无良方（Fischer，2001）。然而，Reinhart和Rogoff（2004）、Levy-Yeyati和Sturzenegger（2005）认为，对资本市场没有完全开放的经济体来说，两极论假说并不成立。对于害怕浮动论，Calvo和Reinhart（2002）发现，很多新兴市场经济体和发展中国家虽然名义上宣称实行浮动汇率制度，但它们实际上所表现出来的汇率制度却缺乏弹性。Calvo和Reinhart（2002）形象地将这种现象命名为“害怕浮动”。大量研究指出，新兴市场经济体所特有的、不同于发达经济体的经济结构特征和政治结构特征是导致害怕浮动的重要原因（Calvo和Reinhart，2002；Setzer，2006；Carmignani等，2008；Faia等，2008）。

      另一些学者注意到金融发展对汇率制度选择的影响。早期注意到这种影响的研究认为，金融发展程度越低的经济体越可能实行固定汇率制度，而金融发展程度越高的经济体越可能实行浮动汇率制度（Bordo和Flandreau，2001；Bordo，2003；Lin和Ye，2011）。大量经验研究考察了金融发展对汇率制度选择的影响（Markiewicz，2006；von Hagen和Zhou，2007；Calderón和Schmidt-Hebbel，2008；Carmignani等，2008；Frieden等，2010；Lin和Ye，2011；Berdiev等，2012）。但是，经验证据并不能就金融发展对汇率制度选择的影响达成一致结论。

      近10年来学界已经注意到金融发展对汇率制度选择的影响，并且理论和经验证据都表明，金融发展影响一国的汇率制度选择，那么金融结构是否也影响汇率制度选择？我们在已有研究基础上思考金融结构对汇率制度选择的影响。我们尝试回答和解决的问题是，金融结构是否影响新兴市场经济体的汇率制度选择，这种思考和基于这种思考的初次尝试构成了本文的主要贡献。

      三、金融结构与固定汇率制度：理论假说

      对金融结构的系统性研究可以追溯到20世纪60年代戈德史密斯的名著——《金融结构和金融发展》，该书按照金融资产的数量和种类等描述了一国金融体系的结构特征。后来，学界进一步将金融结构划分为银行主导型（bank-based）和市场主导型（market-based）两类（Demirguc-Kunt和Levine，2001），并考察了不同类型金融结构的特征及影响。Kaminsky和Reinhart（1999）、Morck和Nakamura（1999）、Allen和Gale（2000）以及Scharler（2007）的研究发现，金融结构是影响资源配置效率、经济增长、货币危机和货币政策传导效果等诸多问题的重要因素。既然金融结构有如此广泛的潜在影响，那么它是否影响一国的汇率制度选择？本文在已有研究基础上认为金融结构会影响一国的汇率制度选择。对于这一论断，有如下两点理由：

      首先，20世纪80年代后，新兴市场经济体的银行部门越来越多地提供和从事跨国金融服务，并深入涉及对外投资和贸易的金融业务活动。这就意味着，如果一国采取更有弹性的汇率制度，那么汇率变化会直接影响银行部门的资产负债表状况，导致这些部门的业务面临更高的汇率风险（Frieden，1991；Frieden，1994）。因此，银行部门会偏好更为稳定的汇率（Broz等，2008）。②一种可能的例外是，如果一国存在比较发达的外汇市场，那么银行部门可以利用外汇远期等衍生产品交易来对冲汇率风险。但是，绝大部分新兴市场经济体并不存在发达的外汇市场和外汇远期等衍生产品的交易，这使暴露于外汇风险之下的银行部门无法有效地对冲汇率风险。国际清算银行（BIS）的统计表明，虽然1995～2013年21个新兴市场经济体的外汇市场不断发展，但是截至2013年，21个新兴市场加总的外汇交易规模也仅占全球市场交易的5.37%，并且这仅有的微弱占比主要集中在外汇即期交易，新兴市场经济体外汇远期等衍生产品的交易几乎可以忽略不计（表1），有些经济体甚至不存在外汇远期市场。因此，新兴市场经济体外汇市场发展的现实制约加重了银行部门对汇率稳定的偏好。

      银行部门的这种偏好可能会通过游说等渠道向政策制定者施加压力以实施满足其偏好的政策。一些研究表明，包括银行部门在内的利益集团游说活动确实会导致更缺乏弹性的汇率制度（Faia等，2008）。相对市场主导型金融结构来说，在银行主导型金融结构中，银行部门的集中度更高，银行的数量更少（Allen和Gale，2000）。这种规模较小的群体更容易解决集体行动的难题，从而更容易将其关于汇率政策的偏好转化为实际政策。反之，对市场主导型金融结构的经济体而言，由于银行部门的集中度更低，银行的数量更多，偏好汇率稳定的银行部门将面临集体行动的困难，很难通过游说等集体行动将其关于汇率政策的偏好转化为实际政策。因为当施加压力以谋求某种政策的行为有利于规模较大的集团整体利益时，“搭便车”效应的存在却使得集团中个体不愿采取行动。

      其次，已有研究对两种类型的金融结构特征做了系统的描述。Allen和Gale（2000）的研究表明，虽然对于美、英、日、德、法等发达经济体来说，留存收益是企业的主要融资渠道，但是对于新兴市场经济体，外部融资却比内部融资更重要。在银行主导型金融结构的经济体中，通过银行等金融中介进行的间接融资活动是企业等私人部门最重要的外部融资渠道，而在市场主导型金融结构的经济体中，企业等私人部门更依赖于证券市场筹集外部资金。因此，如果银行主导型金融结构的新兴市场经济体实行更有弹性的汇率制度，那么汇率的变化会引起银行部门资产负债表的变化，并进一步通过资产负债表渠道影响企业等私人部门的投资活动。在以间接融资构成私人部门最重要的外部融资渠道情况下，就会导致私人部门投资的急剧波动，从而带来产出的剧烈波动。如果该国的金融结构越趋近银行主导型，汇率变化对银行部门的整体影响就越大，对私人部门投资活动的影响也就越大，进而导致产出波动越剧烈。因此，对关注产出增长和就业等目标的新兴市场经济体而言，当一国越趋近银行主导型金融结构时，它就越可能选择固定汇率制度。反之，一国的金融结构越趋近市场主导型，企业等私人部门就越倾向于通过证券市场获得外部融资，在此情况下，汇率变化通过银行资产负债表渠道对私人部门投资和产出影响也就相对较小。因此，对关注产出增长和就业等目标的新兴市场经济体而言，当一国金融结构越趋近市场主导型时，该国越可能实行更有弹性的汇率制度。

      综合上述，对新兴市场经济体而言，一国的金融结构越趋向银行主导型，一国越可能实行固定汇率制度；反之，一国的金融结构越趋近市场主导型，一国就越可能实行更有弹性的汇率制度。这构成了本文待检验的理论假说。

      四、经验证据③

      （一）样本和被解释变量

      

      1.样本和样本期。本文样本由31个新兴市场经济体组成。④我们将摩根士丹利国际资本指数（Morgan Stanley Capital International，MSCI）中的新兴市场指数（Emerging Markets Index）和新兴市场债券指数+（Emerging Markets Bond Index Plus，EMBI+）包含的经济体视为新兴市场经济体，这些经济体的一个共同特征是它们正逐渐融入国际资本市场（Fischer，2001）。

      本文的样本期设定为1990～2010年主要有两个原因：一是20世纪七八十年代解释变量和部分控制变量的数据缺失严重。二是很多新兴市场经济体在20世纪90年代后才融入国际资本市场，银行部门面临的汇率风险也因此才渐渐凸显。

      2.被解释变量——汇率制度。20世纪90年代以前，各国汇率制度的统计及分类工作由国际货币基金组织（IMF）负责。IMF根据成员国宣称的汇率制度和政策定期编制《汇率安排和汇兑限制年报》以汇总成员国的汇率制度，这一分类方法被称为名义分类法，为各成员国沿用，是20世纪90年代前大部分经验研究采用的数据集。

      但是，IMF的名义分类法并不能真正反映一国实际的汇率政策行为（Rogoff等，2003），因为很多经济体实际上呈现出来的汇率制度与事先所宣称的汇率制度并不完全一致。例如，很多国家在宣称实行浮动汇率制度的同时，又频繁干预外汇市场以保持汇率稳定；现实中还有大量的经济体在宣称实行固定汇率制度的同时却频繁调整汇率平价。针对这些缺陷，出现了两种处理方法：一是1999年IMF对汇率制度重新进行分类。新分类法不仅注重各国政府公开宣称的汇率制度，而且也注重考评各国政府真实的政策意图。⑤二是一些学者根据事后的汇率行为或官方干预的信息重新对汇率制度做了分类，形成汇率制度的实际分类方法，代表性的研究包括Reinhart和Rogoff（2004，RR分类法）与LevyYeyati和Sturzenegger（2005，LYS分类法）等。2000年以后，越来越多的学者利用RR分类法和LYS分类法等汇率制度实际分类数据集重新审视了汇率制度的演变、汇率制度选择的决定因素及汇率制度与宏观经济绩效之间的关系等重要问题。

      由于RR分类法提供了时期更长且覆盖经济体范围更广的汇率制度数据集，因此本文使用RR分类法展开检验。⑥RR分类法的如下特点也促使本文优先使用这一分类数据集，这些特点包括：（1）RR分类法注意到并处理了复汇率、多重汇率或平行外汇市场（parallel market）汇率对一国实际汇率政策的影响。虽然对发达国家来说，复汇率、多重汇率或平行外汇市场早在20世纪四五十年代就已经消失，但是“发展中国家⑦这样的政策实践在20世纪八九十年代乃至21世纪都司空见惯（Reinhart和Rogoff，2004）。”Reinhart和Rogoff（2004）认为，在存在复汇率、多重汇率或平行外汇市场等情形时，相对官方汇率来说，由市场决定的汇率是更好的货币政策指示器。因此，在复汇率等情形下，他们使用市场汇率而不是官方汇率来核实、判断并划分一国实际的汇率制度。相对IMF的新分类法和LYS分类法而言，RR分类法更能准确反映一国实际的汇率政策行为。（2）LYS分类法除了使用官方汇率数据之外，还使用国际储备的变化进行汇率制度的实际分类。这种处理方法可能存在如下问题：一方面国际储备的变化含有很多噪音，如储备变化不完全是政府外汇市场干预的结果，它还受储备估值、利息支付和汇率变化的影响，因此，储备变化并不能准确反映一国实际汇率政策行为；另一方面，使用储备变化来划分实际汇率制度使LYS分类法出现了很多“某一分类变量缺失”的情形而无法给出准确的汇率制度划分。

      我们选择RR粗略分类数据集进行经验研究。⑧该数据集根据如下方法为汇率制度赋值：首先，RR粗略分类数据集对从无独立法偿货币的汇率制度到自由浮动等13种汇率制度类型赋值1～4，数值越大表示汇率制度越趋近浮动的一极。其次，RR分类还引入了一个新的情形，即自由落体（free falling）。这是指一国12个月的通货膨胀率不低于40%的浮动汇率制度。⑨RR粗略分类数据集将该制度安排赋值为5。最后，RR粗略分类数据集将存在复汇率市场且平行市场数据缺失的情形赋值为6。在进行检验时，我们将RR粗略分类数据集中赋值为1的汇率制度类型视为固定汇率制度，⑩将赋值2～6的汇率制度类型视为非固定。

      （二）解释变量和控制变量

      1.解释变量——金融结构。Levine（2002）对金融结构的测算做了系统和公认的研究。他从结构—活动、结构—规模、结构—效率和结构—总量等四个方面测算了一国的金融结构，但由于新兴市场经济体在结构—效率和结构—总量指标上的数据缺失严重，本文只使用前两个指标衡量和测度一国的金融结构。根据Levine（2002）对结构—活动和结构—规模的定义，结构—活动指标等于股票交易价值除以银行贷款，结构—规模指标等于股票市值除以银行贷款，我们分别用fin1和fin2表示这两个指标，并分别使用这两个指标进行回归以保证结论的稳健性。这两个指标的数值越大，表明金融结构越趋向市场主导型，反之则表示金融结构越趋向银行主导型。根据本文的理论假说，这两个金融结构指标与实行固定汇率制度的可能性呈负相关，即一国金融结构越趋向银行主导型，一国采取固定汇率制度的可能性就越高。

      2.控制变量。根据OCA理论、Mundell—Fleming模型、汇率制度选择的政治学研究范式、害怕浮动论等理论和既有研究所普遍考虑的因素，我们选择如下变量作为控制变量：

      （1）金融发展（fdev）。理论表明，金融发展程度越低，一国越可能选择固定汇率制度；反之，金融发展程度越高，一国越可能选择浮动汇率制度（Bordo和Flandreau，2001；Calderón和Schmidt-Hebbel，2008；Lin和Ye，2011）。为了控制金融发展的影响，我们根据Bordo和Flandreau（2001）、Markiewicz（2006）、Calderón和Schmidt-Hebbel（2008）、Frieden等（2010）、Lin和Ye（2011）、Berdiev等（2012）等大多数文献的做法，用私人部门信贷/GDP作为金融发展的代理变量。(11)

      （2）贸易开放度（open）和经济发展程度（ecodev）。OCA理论认为，经济体的贸易开放程度与实行固定汇率制度的可能性呈正相关，经济发展程度与实行固定汇率制度的可能性呈负相关。我们用进出口总额/GDP衡量贸易开放度，用人均GDP的对数表示经济发展程度。

      （3）通货膨胀（inf）。根据OCA理论，国内外通货膨胀差异越高，一国越不应实行固定汇率制度。但是，高通货膨胀的经济体也可能会引入固定汇率这个名义锚以降低通货膨胀。因此，通货膨胀对汇率制度选择的影响方向是不确定的。我们选择CPI指数计算通货膨胀率。由于本文样本中部分经济体存在恶性或高通货膨胀的情形，为了降低异常观测值的影响，我们根据CPI指数计算的通货膨胀率除以1加上通货膨胀率作为通货膨胀的代理变量（von Hagen和Zhou，2007）。

      （4）国际储备（reserve）。理论上来说，如果一国储备数量越高，那么一国越能抵御投机攻击，从而越可能实行固定汇率制度；反之则反是。因此，国际储备与实行固定汇率制度的可能性为正相关。我们用M2除以国际储备作为国际储备的代理变量。

      （5）外债（exdebt）。一般来说，一国外债越高，越可能采取赤字财政政策以偿还外债。但是，第一代货币危机理论表明，财政赤字不利于维持和捍卫固定汇率制度，因此，外债越高越可能导致一国实行浮动汇率制度。但也有理论认为，如果一国存在大量以外币计值的外债，那么它反而越可能保持汇率稳定以避免外债规模的扩张。因此，外债规模与汇率制度选择的关系并不明确。我们使用外债/GDP表示一国的外债规模。

      （6）负债美元化（liab）。Alesina和Wagner（2006）、Levy-Yeyati等（2010）的研究表明，一国负债美元化程度越高，越可能采取固定汇率制度。Lane和Milesi-Ferretti（2007）利用IMF、世界银行和国际清算银行（BIS）等机构的数据测算了178个经济体1970～2011年的总外币资产、总外币负债和GDP等多项指标，这是目前常用的测算负债美元化和货币错配等问题的数据库。因此，我们利用该数据集中公布的总外币负债/GDP来测算一国的负债美元化程度。

      （7）实际冲击（totshk）和货币冲击（monshk）。Mundell—Fleming模型认为，一国面临的实际冲击越高，越可能实行浮动汇率制度以降低产出波动；而一国面临的货币冲击越高，越可能采取固定汇率制度。因此，实际冲击与实行固定汇率制度的可能性呈负相关，而货币冲击与实行固定汇率制度的可能性呈正相关。我们利用过去5年中一国贸易条件对数的标准差作为实际冲击的代理指标（Levy-Yeyati等，2010），利用过去5年中一国广义货币供给增长率的标准差作为货币冲击的代理指标。与对通货膨胀的处理类似，我们将货币冲击指标除以1加上货币冲击，以降低异常观测值的影响。(12)

      （8）资本账户开放程度（kaopen）。Mundell—Fleming模型表明，一国的资本流动程度越高，为了保持货币政策的独立性，一国越可能实行浮动汇率制度。然而，Levy-Yeyati等（2010）却认为，高度的负债美元化可能会影响资本账户开放程度和浮动汇率制度之间的这种正相关关系。为了控制资本账户开放程度的影响，我们采用Chinn和Ito（2006）测算的资本账户管制指数数据作为资本账户开放程度的代理变量。该指数的数值越高表明资本管制程度越低，资本账户开放程度越高。

      （9）民主（demo）和政治不稳定（polin）。汇率制度选择的政治学研究范式认为，包括政治体制、利益集团和政治（不）稳定等在内的政治因素也会影响汇率制度选择。为了控制政治因素的影响，我们引入民主和政治不稳定两个变量。这两个因素对汇率制度选择的影响方向都是不确定的：一是就民主的影响来说，大部分学者认为，民主政府更容易受到利益集团的影响，很难采取不受利益集团影响的政策手段来维持固定汇率制度，因此，民主国家更可能实行浮动汇率制度（Bernhard和Leblang，1999；Broz，2002；Bearce和Hallerberg，2011）。但也有少数学者认为，民主程度越高的国家越可能实行固定汇率制度以避免利益集团对政府政策制定的影响（Frieden等，2010；Bearce和Hallerberg，2011）。二是就政治不稳定的影响而言，一部分学者认为政治不稳定的经济体可以通过引入固定汇率的承诺来提升政府的公信力，从而倾向于实行固定汇率制度。而另一部分学者认为，政治不稳定的经济体没有政治能力实施不受公众欢迎的政策措施以捍卫固定汇率制度，或者在实施这些政策时缺乏足够的政治支持，因此，政治不稳定反而会导致一国难以维持固定汇率制度，而倾向于实行浮动汇率制度（Broz，2002）。

      我们利用Polity Ⅳ数据库中的Polity2测算一国的民主程度。该指标是衡量一国政治体制开放程度的一个总指数，它通过将PolityⅣ数据库中“民主”一项的得分减去“独裁”的得分得到。该指数介于-10到10之间，数值越高，表示一国的民主程度越高。我们采用MEPV（major episodes of political violence）数据库中ACTOTAL测算政治不稳定。该指标反映一国国内不同地区之间的冲突和暴力事件、国内的社会矛盾（如种族冲突等）及该国与他国之间的冲突和战争等因素。

      

      3.统计描述。本文的数据来源见表2。表3给出了解释变量和控制变量对汇率制度选择影响的预期方向和理论依据。各指标的相关系数矩阵表明（结果备索），金融结构指标（fin1和fin2）与实行固定汇率制度负相关。进一步的统计分析表明（结果备索），实行固定汇率制度的新兴市场金融结构指标（fin1和fin2）的平均值为0.28和0.86，而非固定汇率制度经济体这两项指标的平均值为0.55和1.10。这些初步分析表明，金融结构越趋向银行主导型的新兴市场经济体越可能实行固定汇率制度。下面我们利用计量模型检验这一结论。

      （三）计量模型和检验

      1.基准计量模型设定。由于本文的理论分析和假说将汇率制度区分为固定和非固定（或更有弹性的汇率制度）两种类型，这意味着在经验研究时也应将被解释变量，即汇率制度划分为固定和非固定两种类型，从而使经验研究和理论机制保持一致。本文采用二元响应模型（binary response model）进行检验。标准的二元响应模型设定为：

      

      

      根据本文对汇率制度的界定，在基准回归模型中，peg为被解释变量。我们将RR粗略分类数据集中对应数值为1的汇率制度视为固定汇率制度，并令peg=1，否则peg=0。本文同时利用probit和logit模型进行计量检验以保证结论的稳健性。为降低或避免内生性问题的影响，我们根据已有经验研究的处理方法将解释变量和控制变量滞后一期进行回归（Edwards，1996；Shambaugh，2004；Alesina和Wagner，2006；Markiewicz，2006；Calderón和SchmidtHebbel，2008；Carmignani等，2008；Güclü，2008；Frieden等，2010；Levy-Yeyati等，2010；Steinberg和Malhotra，2014）。(13)

      目前，汇率制度选择研究领域的经验研究大多采用混合面板数据估计方法。一些学者认为，采用固定效应和随机效应参数估计方法并不合适。Carmignani等（2008）及Steinberg和Malhotra（2014）认为，当回归模型中一些变量随时间发展而较少变化时，利用固定效应参数估计方法是没有什么价值的，这种方法会剔除那些汇率制度或政治变量变化缓慢的经济体信息。在本研究中，一方面由于我们在回归中纳入波动性较低的政治变量，另一方面，样本中部分经济体的汇率制度随时间变化而较少变动（如巴拿马），因此，使用固定效应模型并不恰当。此外，Steinberg和Malhotra（2014）还指出，在使用二元probit模型时，混合回归的参数估计比固定效应和随机效应参数估计都更加合适。基于以上考虑，本文使用混合面板数据参数估计方法进行估计。(14)

      根据probit和logit模型及本文对汇率制度的设定，回归系数为正说明该变量越大，一国实行固定汇率制度的可能性越高；反之，回归系数为负，说明变量取值越大，一国实行固定汇率制度的概率就越低。基准模型回归结果见表4“基准模型”列下。

      2.内生陛的进一步讨论。虽然基准模型回归将解释变量和控制变量滞后一期以缓解或避免内生性问题的影响，但为了更好地讨论内生性问题，我们利用工具变量法做进一步的计量检验。我们以法源（legal origin）(15)作为工具变量的主要原因在于：一是各国的法源通常源自占领或殖民（La Porta等，1998），因此，法源是外生的；二是法源会影响股东和债权人权益及合约的履行（La Porta等，1998），进而影响金融结构（Demirguc-Kunt和Levine，2001）。La Porta等（2008）将法源分为5种：英国法源、德国法源、法国法源、斯堪的纳维亚法源和社会主义法源。由于本样本中的经济体没有属于斯堪的纳维亚法源和社会主义法源的，因此，我们在引入工具变量时剔除了这两类法源。在此基础上，我们首先将英国法源归入普通法法源，将德国法源和法国法源归入大陆法法源，然后以普通法法源作为参照，以大陆法法源作为工具变量，利用IV probit进行回归，结果如表4“Ⅳ probit”所示。

      

      3.对汇率制度类型划分的进一步讨论。基准模型将汇率制度划分为固定和非固定两类，该划分方法不仅将浮动汇率制度，而且也将中间汇率制度划入非固定汇率制度，这会影响我们的结果。考虑到中间汇率制度的影响，我们利用RR精细分类数据集将汇率制度细分为固定、中间和浮动三类，并利用多元logit模型进行检验。我们将RR精细分类法下对应数值1～4的汇率制度视为固定汇率制度（对应粗略分类法数值为1的汇率制度类型），赋值为0；将管理浮动和完全浮动定义为浮动汇率制度，赋值为2；(16)其余汇率制度类型在剔除自由落体和存在复汇率市场且平行市场数据缺失的情形后全部视为中间汇率制度，赋值为1。(17)1990～2010年固定汇率制度占全部观测值的比重为28.1%，浮动汇率占比为16.8%，中间汇率制度占比为55.1%。在实行固定汇率制度的新兴市场经济体中，金融结构指数（fin1和fin2）的均值为0.28和0.86，实行中间汇率制度的这两个指标均值为0.51和1.05，而实行浮动汇率制度的这两个指标均值分别为0.74和1.39（结果备索）。因此，统计描述表明，金融结构越趋近银行主导型的新兴市场经济体越可能实行固定汇率制度（见表5）。

      （四）稳健性检验

      本文在基准模型基础上还做了如下检验：第一，剔除自由落体和存在复汇率市场且平行市场数据缺失两类情形。基准模型将这两类情形归入非固定汇率制度，实际上我们很难将这两类情形与任何一种汇率制度联系起来，这就可能影响研究结论。为了避免这种影响，我们剔除了这两类情形进行回归（表6）。

      

      第二，重新定义固定汇率制度。RR粗略分类法中对应数值2的汇率制度类型包括事先宣称的爬行钉住、事先宣称的（汇率变化区间不超过±2%）爬行带内钉住、事实上的爬行钉住、事实上的爬行带内钉住（汇率变化区间不超过±2%）。Fischer（2001）、Barajas等（2008）也将这些汇率制度视为固定汇率制度。考虑到这种分歧，我们重新定义固定汇率制度以包括这些弹性更大的汇率制度类型，即将RR粗略分类法下赋值为1和2的汇率制度类型都视为固定汇率制度，其余视为非固定汇率制度进行计量检验（表6）。

      

      第三，IMF和LYS分类方法。为了检验本文的结论是否受不同汇率制度分类方法的影响，我们还利用IMF分类法和LYS分类法做了进一步的检验。首先，由于IMF在1999年提出的新分类法仍然严重依赖其成员国所宣称的汇率制度，并且主要考虑一国官方的汇率行为，因此新分类方法仍不能准确反映一国实际的汇率政策行为。因为这个原因学界仍将该方法视为名义分类法（Setzer，2006；Barajas等，2008），(18)我们也将该分类法视为名义分类法并利用它进行稳健性检验。Reinhart提供了这一分类方法1970～2010年的数据集。我们将该分类法下从无独立法偿货币的汇率制度到事实钉住汇率制度视为固定汇率制度，并赋值为1，其余类型的汇率制度视为非固定汇率制度，赋值为0。其次，LYS分类法提供了1974～2004年183个经济体的汇率制度数据，他们划分的汇率制度类别有3类和5类两种（LYS_3和LYS_5），本文同时使用这两种汇率制度分类数据集进行计量检验。我们将LYS_3中的固定汇率制度视为固定汇率制度，赋值为1，其余的汇率制度视为非固定汇率制度，赋值为0；将LYS_5中的固定汇率制度视为固定汇率制度，赋值为1，其余视为非固定，赋值为0。

      在本文的样本和样本期中，RR与IMF、LYS_3和LYS_5数据集之间的相关度分别为43%、36%和40%；IMF数据集与LYS_3、LYS_5的相关系数分别为47%和41%，说明利用IMF和LYS数据集进行检验具有稳健性检验的价值（表7、8）。(19)

      第四，样本的重新设定。本文的31个新兴市场经济体与Fischer（2001）、Levy-Yeyati和Sturzenegger（2005）一致。但也有研究将保加利亚、巴拿马、委内瑞拉、厄瓜多尔、尼日利亚和卡塔尔6国排除在新兴市场经济体之外（Rogoff等，2003；Güclü，2008）。为此，我们剔除这6个经济体重新进行检验，结论不受影响（结果备索）。

      第五，使用随机效应和固定效应参数估计。虽然汇率制度选择研究领域的经验研究大多采用混合面板数据估计方法，但仍有研究使用随机效应和固定效应模型（Calderón和Schmidt-Hebbel，2008）。为保证结论的稳健性，我们也使用了随机效应二元probit模型、随机效应二元logit模型和固定效应二元logit模型做了进一步检验（表9）。

      

      

      （五）回归结果分析

      1.金融结构与固定汇率制度。表4“基准模型”回归结果表明，在控制了影响汇率制度选择的金融发展等经济和政治变量后，金融结构显著影响汇率制度选择。不论是结构—活动指标（fin1）还是结构—规模指标（fin2）对被解释变量（peg）的影响均为负，且在1%的水平上显著。这印证了本文的理论假说：即一国的金融结构越趋近银行主导型，那么该国就越可能选择固定汇率制度。为了评估金融结构指标对选择固定汇率制度概率的影响程度，我们计算了两个金融结构指标在样本均值处的边际效应（见表4边际效应一行）。在probit模型回归结果中，结构—活动指标（fin1）和结构—规模指标（fin2）的边际效应分别为-0.48和-0.42。这说明在给定样本均值处，结构—活动指标（fin1）和结构—规模指标（fin2）每降低1个百分点（即金融结构越趋近银行主导型），一国实行固定汇率制度的概率就提高48%和42%。在logit模型回归结果中，结构—活动指标（fin1）和结构—规模指标（fin2）的边际效应分别为-0.48和-0.45。这说明给定样本均值处，金融结构指标每下降1个百分点（即金融结构越趋近银行主导型），一国实行固定汇率制度的概率就提高48%和45%。另外，对于logit模型，我们还利用对数机会比率来评估金融结构对选择固定汇率制度概率的影响程度。在logit回归结果中，结构—活动指标（fin1）和结构—规模指标（fin2）的回归系数分别为-3.18和-2.61，说明这两个指标每降低1个百分点（即越趋近银行主导型金融结构），一国实行固定汇率制度的对数机会比率将分别提高3.18%和2.61%。

      

      为了克服潜在内生性问题的困扰，表4“Ⅳ probit”列以法源作为工具变量进行了检验。首先，外生性检验结果表明，在1%的显著性水平上我们不接受金融结构外生性的原假设，这意味着金融结构变量是内生的。其次，在第一阶段回归中，大陆法法源的回归系数统计上显著为负，(20)这意味着大陆法法源国家的金融结构通常更趋向银行主导型，而普通法法源的国家更倾向于采取市场主导型金融结构，这与已有的研究结论一致（Demirguc-Kunt和Levine，2001）。这个结果说明，法源作为工具变量对金融结构不仅具有很强的解释力，而且其影响方向也和既有的理论与经验证据吻合，因此，法源是一个有效的工具变量。最后，不论我们使用极大似然估计方法（MLE）还是两步法估计方法（TSE），两个金融结构指标在1%的水平上都显著为负。这说明，即使引入工具变量控制内生性问题也不影响本文结论。

      表5报告了利用多元logit模型进行汇率制度三分法的检验结果。(21)“中间汇率制度作为参照组”和“浮动汇率制度作为参照组”两组分别报告了以中间汇率制度和浮动汇率制度作为参照组的回归结果。首先，以中间汇率制度作为参照组的结果显示，结构—活动指标（fin1）和结构—规模指标（fin2）每下降1个百分点（越趋近银行主导型），一国选择固定汇率制度的对数机会比率分别提高3.47%和2.78%；以浮动汇率制度作为参照组的结果显示，结构—活动指标（fin1）和结构—规模指标（fin2）每下降1个百分点（越趋近银行主导型），一国选择固定汇率制度的对数机会比率分别提高4.47%和2.74%。以上回归结果都在1%的水平上显著。其次，以浮动汇率制度作为参照组的结果进一步显示，结构—活动指标（fin1）每降低1个百分点，一国选择中间汇率制度的对数机会比率提高1.00%，但是，结构—活动指标（fin1）每降低1个百分点，一国选择固定汇率制度的对数机会比率提高得更多（4.47%）。(22)综上所述，在其他条件不变的情况下，金融结构越趋近银行主导型的经济体越可能选择固定汇率制度。因此，即使将基准模型中非固定汇率制度细分为中间和浮动汇率制度，也不影响本文结论。实际上，经验证据也表明，无论是采取二元离散选择模型还是多元离散选择模型，对研究结论都不会产生显著影响（Bernhard和Leblang，1999；Broz，2002；Güclü，2008；Berdiev等，2012）。

      表6报告了前两个稳健性检验的结果。首先，在剔除自由落体和平行市场数据缺失两类情形后，两个金融结构指标的符号及统计显著性都没有变化。其次，在重新定义固定汇率制度后，两个金融结构指标的回归结果基本不受影响。

      表7和8报告了IMF和LYS分类法的回归结果。除了表7“IMF”列下结构—活动指标（fin1）的两个回归结果外，所有金融结构指标都在统计上显著为负。具体而言，表7中“IMF”列下结构—活动指标（fin1）回归系数的符号均为负，但统计上均不显著。这说明利用IMF分类法在一定程度上影响结论的稳健性。实际上，IMF分类方法仍严重依赖一国所宣称的汇率政策，不能准确反映其实际的汇率政策行为，这可能是回归结果出现差异的重要原因。经验证据也表明，使用IMF名义分类方法和各种实际分类方法得到的结论存在显著差异（Markiewicz，2006；Carmignani等，2008；Güclü，2008），但使用不同的实际分类方法通常并不影响研究结论（LevyYeyati等，2010；Bearce和Hallerberg，2011）。本文的研究结果和这些经验证据吻合。

      表9报告了随机效应和固定效应模型的回归结果。结果显示，不论采用随机效应还是固定效应模型，两个金融结构指标在所有回归中都在统计上显著为负。

      综合上述，经验证据表明，金融结构确实显著影响新兴市场经济体的汇率制度选择：金融结构越趋近银行主导型的新兴市场经济体越可能选择固定汇率制度。本文的理论假说和经验证据为我们理解新兴市场经济体的汇率制度选择和汇率政策制定等问题提供了新的视角。

      2.主要控制变量的影响。我们根据表4～9的结果分析主要控制变量的影响。我们不考虑表5中以中间汇率制度作为参照组所获得的浮动汇率制度结果和以浮动汇率制度作为参照组所获得的中间汇率制度结果，即不考虑表5中第4～5列和第8～9列的回归结果。下面的分析主要以表4～9的38个回归结果为依据。

      （1）负债美元化。负债美元化指标在所有回归中系数均为正且只有利用IMF数据集进行回归的4个结果统计上不显著。这支持了理论假说：负债美元化程度越高的经济体越可能保持稳定的汇率以避免汇率变化通过资产负债表渠道影响一国的投入和产出。这与Alesina和Wagner（2006）、Levy-Yeyati等（2010）的结论一致。

      负债美元化的回归结果同时也说明，金融结构对汇率制度选择的影响很可能是通过资产负债表渠道发挥作用的。我们的理论分析认为，新兴市场经济体外部融资的重要性超过了内部融资，因此，金融结构越趋近银行主导型的经济体越可能保持汇率稳定，从而降低汇率变化通过银行部门的资产负债表渠道对私人部门投资和总体产出的影响。由于负债美元化正是资产负债表渠道得以发挥作用的重要前提，而本文的结果表明负债美元化越高的经济体越可能实行固定汇率制度，因此，这在一定程度上印证了我们的理论分析。

      （2）其他经济变量的影响。(23)金融发展变量的大多数回归结果为负，其中10个回归系数统计上显著，说明金融发展水平越高的新兴市场经济体越可能实行更有弹性的汇率制度。但其余15个回归系数符号为正，其中6个结果统计上显著，这说明金融发展对汇率制度选择的影响统计上并不稳健。贸易开放度回归结果正负均有，说明它对汇率制度选择的影响不稳健。通货膨胀有37个回归结果为负，且其中16个回归系数统计上显著，说明通货膨胀率越高的新兴市场经济体，其越不可能实行固定汇率制度。外债指标有34个回归结果显著为负（利用IMF数据集进行回归的4个结果为正但均不显著），这说明，一国外债规模越高，一国就越可能实行更有弹性的汇率制度。实际冲击有20个回归结果为正且统计上显著。这和Mundell—Fleming模型的理论预测正好相反。可能的原因在于，新兴市场经济体的负债美元化使浮动汇率制度在吸收实际冲击方面的表现并不如理论预测得那么出色（Towbin和Weber，2011）。货币冲击的大多数回归结果为正，但仅有4个结果统计上显著，说明货币冲击对新兴市场经济体汇率制度选择的影响并不显著。资本账户开放程度大多回归系数为负，说明资本账户开放程度和实行更有弹性的汇率制度正相关。但这些回归系数中仅7个统计上显著，其余4个回归系数为正但统计上并不显著，说明资本账户开放程度对新兴市场经济体汇率制度的选择没有显著影响或者其影响不稳健。

      （3）政治变量的影响。民主指标有35个回归系数为负，其中18个结果统计上显著，说明越民主的新兴市场经济体越可能实行更有弹性的汇率制度，这和大多数理论及经验证据吻合（Bernhard和Leblang，1999；Broz，2002；Alesina和Wagner，2006；Bearce和Hallerberg，2011；Berdiev等，2012；Steinberg和Malhotra，2014）。政治不稳定指标有32个回归系数为负，其中12个统计上显著。其余6个回归系数为正但统计上均不显著，说明政治不稳定程度越高的新兴市场经济体越不可能实行固定汇率制度。

      五、结论及启示

      本文以31个新兴市场经济体为样本（1990～2010年），利用probit和logit模型考察了金融结构对新兴市场经济体汇率制度选择的影响。研究发现，金融结构对新兴市场经济体汇率制度选择的影响不仅在方向上符合本文的理论假说，而且在统计上也显著。本文的理论假说和经验证据为我们理解新兴市场经济体的汇率制度选择和汇率政策的制定等问题提供了新的视角。

      本研究对中国当前汇率政策的制定也具有一定的借鉴意义和启示作用。根据本文的研究结论，在其他条件不变的情况下，随着中国金融发展程度的提高、由银行主导向市场主导型金融结构的渐进转型，中国确实应不断增加人民币汇率形成机制的弹性。但是，在当前银行体系占据主导地位的现实前提下，中国保持一定的汇率稳定仍然是非常必要的，这不仅有利于中国银行体系的稳定，而且也有助于中国经济的持续稳定增长。

      ①新兴市场经济体是发展中国家中具有某些共同特征的一类经济体。通常认为这些经济体有如下特征：人均收入高于其他发展中国家但低于发达经济体，国内正经历广泛的经济自由化改革，资本账户自由化的速度快于其他发展中国家。我们根据Fischer（2001）的研究来划分新兴市场经济体。

      ②根据Levy-Yeyati（2006）的估计，1970～2004年很多新兴市场经济体（如保加利亚、埃及、秘鲁、波兰和土耳其）银行部门的外币存款占各经济体总存款的比重超过了30%。严重的负债美元化进一步强化了新兴市场经济体银行部门对汇率稳定的偏好，因为在负债美元化情况下，汇率变化尤其是本币贬值会导致银行部门资产负债表状况的恶化。

      ③为奠定本文计量模型设定和控制变量选择的基础，我们回顾了1978～2014年的35篇经验研究（具体文献备索），我们发现这些研究具有如下特点：（1）已有研究在样本选择上存在两个问题：首先，除了Edwards（1996）、Calderón和SchmidtHebbel（2008）、Levy-Yeyati等（2010）及Berdiev等（2012）等4篇文献外，其余31篇文献都没有按照经济体类型细分样本，导致研究结论可能存在一定的问题，因为相同的经济和政治因素对不同类型经济体汇率制度选择的影响存在显著差异（Levy-Yeyati等，2010；Berdiev等，2012）。其次，除了Güclü（2008）外，其余34篇文献都没有专门考察新兴市场经济体的汇率制度选择问题。（2）从Edwards（1996）之后，绝大部分文献的解释变量和控制变量都囊括了OCA因素、宏观、外部、结构因素及政治、制度因素。（3）经验研究主要依赖二元和多元logit（或probit）等离散选择模型。进一步的分析表明，采取二元离散选择模型或多元离散选择模型对研究结论并没有显著影响。（4）经验研究对汇率制度选择的决定因素还没有达成共识：首先，就单个变量的影响而言，几乎没有哪一个因素在所有经验研究中都显示出与理论预测一致及统计上的显著性；其次，经验证据并不普遍支持20世纪50年代以来的理论。

      ④这31个经济体包括：阿根廷、巴西、保加利亚、智利、中国、哥伦比亚、捷克、厄瓜多尔、埃及、匈牙利、印度、印度尼西亚、以色列、约旦、韩国、马来西亚、墨西哥、摩洛哥、尼日利亚、巴基斯坦、巴拿马、秘鲁、菲律宾、波兰、卡塔尔、俄罗斯、南非、斯里兰卡、泰国、土耳其和委内瑞拉。

      ⑤部分学者将1999年的新分类法视为实际分类法。

      ⑥RR数据集覆盖了1940～2010年，它既包括月度数据又包括年度数据，既有精细分类又有粗略分类。这个特点使RR分类法成为经验研究广为使用的一种实际分类方法，相比之下，LYS数据集覆盖的时期较短（1974～2004），这限制了它在研究中的运用。

      ⑦这些发展中国家也包括很多新兴市场经济体。

      ⑧根据本文对固定汇率制度的界定，如果采用RR精细分类数据集，最终形成的数据集是相同的，因此本文使用粗略分类数据集来划分汇率制度。

      ⑨Reinhart和Rogoff（2004）的样本中有12.5%的观测值归入这一类型，是完全浮动汇率制度占比的3倍（4.5%）。

      ⑩包括如下汇率制度：无独立法偿货币的汇率制度、事先宣称的钉住汇率制度或货币局制度、事先宣称汇率平价且汇率波动区间小于±2%的钉住制度和实际钉住制度。很多研究都采取了这种定义固定汇率制度的方法，如Alesina和Wagner（2006）、Méon和Minne（2014）及Steinberg和Malhotra（2014）等。

      (11)我们还用另外两个指标作为金融发展的代理变量（（私人部门信贷+股票市值）/GDP（Bordo和Flandreau，2001），该指标不仅考虑了银行部门的发展，而且兼顾股票市场的发展；M2/GDP（Bordo和Flandreau，2001；von Hagen和Zhou，2007），该指标衡量一国的金融深化程度）重做了检验，其结果并不影响本文结论（结果备索）。

      (12)我们还用去尾方法剔除货币冲击指标中的异常观测值，然后重做所有检验，其结果并不影响本文结论（结果备索）。

      (13)Shambaugh（2004）、Faia等（2008）认为政治变量导致内生性问题的可能性较低。另外，由于估计实际冲击和货币冲击时已经使用了过去5年的数据，因此，回归时滞后这些指标并无必要。考虑到这一点，我们还用这些变量的当期值进行回归，结果对本文结论没有显著影响（结果备索）。

      (14)本文稳健性检验部分给出的固定和随机效应的估计结果表明（表9），本文结论不受影响。

      (15)法源即法的来源或渊源的简称，指的是对经济生活的社会控制方式（La Porta等，2008）。

      (16)遵循Bubula和和

-Robe（2002）、von Hagen和Zhou（2007）、Tavlas等（2008）、Dubas等（2010）、Eichengreen和Razo-Garcia（2013）等文献的观点，我们将管理浮动归入浮动汇率制度。由于RR粗略分类法并没有将管理浮动单独列示，因此，此处我们使用RR精细分类数据集进行汇率制度的细分研究。

      (17)将自由落体和存在复汇率市场且平行市场数据缺失两类情形归入浮动汇率制度不影响结论（结果备索）。

      (18)由于一些学者将新分类法视为实际分类法，因此，新分类法究竟应归入名义还是实际分类法，学界对此还存有争议。

      (19)如表7、8所见，使用LYS分类法回归的样本量更小的原因有两个：一是LYS分类数据集截至2004年；二是LYS分类法本身数据缺失也比较严重。

      (20)第一阶段的详细回归结果备索。

      (21)使用多元probit模型进行检验也得到了相同的结论（结果备索）。

      (22)以浮动汇率制度作为参照组的回归中，结构—规模指标（fin2）对固定汇率制度的回归系数为负且统计上显著，但fin2对中间汇率制度的回归系数不显著，因此我们没有进一步比较fin2的影响。

      (23)关于其他经济变量和政治变量对汇率制度选择影响的详细分析结果备索。

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