相对劳动生产力对人民币实际汇率的影响

本文研究领域：国际经济学国际金融学作者：王维单位：南京大学金融系关白豪国际金融研究所210093相对劳动生产力对人民币实际汇率的影响内容摘要：在一定的理论假设前提下，本国贸易部门与非贸易部门的相对劳动生产力增长快于外国的相对劳动生产力的增长是决定本国货币实际汇率升值的主要因素。本文利用人民币/美元实际汇率和美国、中国的相对劳动生产力的数据对实际汇率生产力微分模型进行了协整检验，表明在理论假设不完全满足的现实中，两国相对劳动生产力与人民币实际汇率依然存在长期的稳定比例关系；进而用误差修正模型对两者之间的均衡方程做了重新估计。关键词：人民币实际汇率、相对劳动生产力、单位根、协整一、文献回顾与问题哈罗德（Harrod,1939）、巴拉萨（Balassa,1964）和萨谬而森（Samuelson,1964）等经济学家将国民经济区分为贸易部门和非贸易部门，认为贸易部门与非贸易部门劳动生产力的差距是决定实际汇率变动的主要因素。如果本国贸易部门劳动生产力相对于非贸易部门劳动生产力的增长高于外国的相对劳动生产力的增长的话，导致本国非贸易部门相对价格的增长高于外国非贸易部门相对价格的增长，并且本国的国民产出价格增长也将快于外国国民产出价格的增长（在一价法则条件下），那么本国货币的实际汇率将升值；反之，本国货币的实际汇率将贬值。Balassa（1964）和Officer（1976）分别利用全部门的截面数据对生产力微分模型进行了估计。Hsieh（1982）用1954年—1976年的制造业部门和服务业部门劳动生产力的数据对日元/美元、马克/美元进行了估计，得到的参数分别为β1(β2)-0.538(.538)和-0.362(.561)。Marston（1990）采用了相似的方法对1973年—1986年五个双边汇率进行了估计，他所获得的参数估计值相当高，从-0.714(法郎/马克)到-1.244(美元/马克)。Micossi等学者用1970年—1990年的数据也对相对劳动生产力和实际汇率的关系进行了估计，所得的参数β1(β2)范围是-0.10(-0.05)到-0.76(1.10)。上个世纪90年代后期以来，外国的学者如：TakatoshiIto,StevenSymansky(1997)和MenzieDavidChinn(1997)等主要是利用PanelData处理方法对多国汇率进行实证，以检验生产力实际汇率微分模型的有效性。随着我国经济的逐步发展，国内许多的学者也对人民币实际汇率进行了许多有益的理论探讨，但是研究的主要思路集中在：人民币实际汇率的变动对我国总产出的影响（陈国伟、夏江，2002），认为无论从长期还是短期来看，人民币实际汇率的变动对我国总产出的影响都是相当弱的；人民币实际汇率的变动趋势研究（陈学彬，1999），以绝对购买力平价和相对购买力平价对人民币实际汇率的变动态势进行了分析，得出人民币实际汇率低估的结论；人民币实际汇率对我国进出口贸易的影响（扬帆，1999），实证分析了我国人民币名义汇率和实际汇率的变化分别对我国进出口贸易的影响程度。总的来看，国内学者对人民币实际汇率的研究集中在人民币实际汇率与经济增长的关系上，而忽略了实际汇率的主要决定因素相对劳动生产力与人民币实际汇率的关系及影响程度的研究。本文正是利用外国学者提出的生产力实际汇率微分模型，对人民币实际汇率与相对生产力进行了实证分析。然而，基于生产力的实际汇率微分模型是在许多的理论假设前提下构建而成的，对非平稳的时间序列数据直接运用传统的计量分析所得到的参数估计值可能是虚假的，或者说并不能得出真实的效果；因此，本文在讨论了生产力微分模型后，利用协整的方法对现实的数据进行了检验，证明了在理论假设前提不完全满足时，中国、美国相对生产力和人民币实际汇率之间依然存在长期的稳定关系，进而利用误差修正模型对两国相对生产力和人民币实际汇率的均衡方程重新做了估计，并得到了两国相对劳动生产力对人民币实际汇率影响的短期和长期效果。二、理论模型首先，定义名义汇率S为：以每单位外国货币表示的本国货币的价值。用P和P*分别表示国内和国外的价格指数，则实际汇率R可以表示为：PPSR/*（1）当实际汇率R上升时，同本国商品价格相比较外国商品的价格变得更为昂贵，从而外国和本国的居民将其消费转移到相对廉价的本国商品上，因此实际汇率R上升表示实际汇率的贬值；反之，R值下降表示实际汇率的升值。假设，在两国条件下，劳动力在国内的贸易部门和非贸易部门之间是可以自由流动的，资本不仅在国内的两部门而且在国际之间都是可以自由流动的，并且两国的市场类型属于完全竞争市场；那么容易得出结论：一国国内的贸易部门和非贸易部门的劳动力名义工资是相等的，即：W=WT=WN。如果，在两个部门都不存在工资幻觉，完全竞争市场的假设将使下述两等式也同样成立：TTTTAWAWP//（2）NNNNAWAWP//（3）其中，AT和AN分别表示贸易部门和非贸易部门的边际劳动产出。外国的情况同理可得：TTTTAWAWP*****//（4）NNNNAWAWP*****//（5）我们利用DavidA.Hsieh(Chicago,1982)指数函数形式的方法构造两国的价格指数1：111CNTCPPP（6）NCTCPPP221***（7）其中，C1和C2是（0，1）区间内的固定常数。因此，我们利用上述七个等式经过一定的数学变换，可以构建出相对劳动生产力与实际汇率的模型：VariableotherLnALnACLnALnACLnRNTNT.)()(1**2(8)从等式（8）不难看出，当本国相对劳动生产力高于外国的相对劳动生产力时，R值将下降，也就是本国的实际汇率将上升；当本国相对劳动生产力低于外国的相对劳动生产力时，R值将上升，也就是本国的实际汇率将下降，这与前面的理论分析是相符合的。但是，由于模型是在完全竞争、要素自由流动等许多理想化的假设前提下构造的，所以在对两国相对劳动生产力与人民币实际汇率关系的实证研究之前，有必要利用实际数据对模型进行协整分析，以检验在长期现实中，模型的这种函数关系实际上是否依然存在。1实际上价格指数的构造方式并非指数形式，但指数形式有利于简化定量分析，但不会影响到结论的性质。三、实证分析本文着重想分析的是相对劳动生产力与人民币实际汇率之间的关系，因而本文将式（8）简化，建立如下的计量模型作为本部分的分析对象：aaLnR2*10（9）说明：NTLnALnAa***NTLnALnAa1、数据的选取2选取样本区间为1984年—2001年的人民币对美元的实际汇率（单位：人民币/美元），由于我国曾经实行多种汇率并行的汇率政策，因此我们采用的名义汇率是官方汇率和辅助汇率的加权值3，根据实际汇率的定义，利用我国和美国的消费物价指数对名义汇率进行了调整，得出人民币实际汇率；美国贸易部门劳动生产力A*T用工业制造业的每单位雇佣劳动产出表示，美国非贸易部门劳动生产力A*N用商业服务业的每单位雇佣劳动产出表示；中国贸易部门劳动生产力AT用我国制造业的每单位雇佣劳动产出表示，中国非贸易部门的劳动生产力AN用批发零售业、金融服务业、房地产业、教育文化业、社会服务业和卫生体育社会福利等非贸易部门的平均每单位雇佣劳动产出表示4。本文使用的计量软件为EView3.1版本。2、单位根检验由于传统的经济计量学方法对非平稳的时间序列不再适用，利用传统方法对计量模型进行统计推断时，许多参数的统计量的分布不再是标准分布，所作的回归被称为“伪回归”。为克服“伪回归”现象，一般采用处理非平稳序列的方法——协整。其基本思想是：当每个变量分别是不平稳的，而线性组合是平稳的，则变量之间被认为有协积关系。这就意味着每个系列就其本身来说有分离的趋势，但是多个变量相联系组合起来，可发现他们之间有长期的、稳定的均衡关系。在做协整检验之前，必须进行单位根检验，以判断各变量平稳性质。本文采取的单位根检验方法是ADF（AugmentDikey-Fuller）检验法，检验过程是从带趋势和截矩项模型、带截矩项模型、不带趋势和截矩项模型三种模型逐步进行检验。将式（9）中的三个变量进行ADF单位根检验后，我们得出结论（表1）：表1：时间序列ADF检验5变量名ADF检验值（t,c,n）Mackinnon临界值LnR0.471(0,0,1)-1.9677△LnR-3.730(0,0,1)-1.9699LnAT—LnAN-1.03(0,c,1)-3.122△(LnAT—LnAN)-2.171(0,c,1)-1.9725LnA*T—LnA*N-3.1736(t,c,2)-3.6591△（LnA*T—LnA*N）-3.418(0,c,2)-3.0294t：表示趋势项c：表示截矩项n：表示滞后变量阶数表中所有数据显著性概率为5%2数据来源于美国劳动统计署数据库和我国历年的《世界经济统计年鉴》和《中国劳动统计年鉴》3具体的加权方法参见：人民币实际汇率变动对总产出影响的实证分析（陈国伟、夏江），《经济科学》2002年第四期4由于缺少我国分部门劳动生产力的统计数据，根据方程式（2）和（3），我们利用各部门的平均实际劳动工资作为各部门劳动生产力的近似替代数据。5本文采取的ADF检验方法的详细过程可以参见《高等计量经济学》（李子奈、叶阿忠编著，清华大学出版社2000）第52页—第54页从上表可以看出，人民币实际汇率、美国相对劳动生产力和中国相对劳动生产力都是非平稳序列，而其一阶差分序列都是平稳的时间序列。因此，所有变量序列都是一阶单整序列。3、协整检验一般进行协整检验的方法是Engle和Granger提出的EG两步法。然而，当对两个以上变量做协整检验时，这种方法存在一个较大的缺陷：把不同的变量作为被解释变量时，可能检验得出不同的协整向量。因此，本文采用一种多变量的协整检验方法——Johansen检验法或者称为JJ检验法，这种方法是由Johansen和Juselius于1990年提出。JJ检验法不仅克服了EG两步法的缺陷，而且做多变量检验时还可以精确的检验出协整向量的数目。由于检验过程的计算比较复杂，本文只把关于LnR、α*和α的检验结果列于表2。表2：JJ协整检验H0:rank=r特征值似然比（LR）5%临界值r=00.862532.54129.68r≤10.32396.751515.41从检验结果中可以得出：在5%的显著性水平下，r=0的假设被拒绝，r≤1的假设通过检验。这说明了，在LnR、α*和α之间仅仅存在一个协整向量，即三变量之间存在长期的均衡关系。关于LnR的正规化长期方程如下：taaLnR051.0089.2925.138.0*（10）方程式（10）说明，在1984年—2001年期间，中国贸易部门与非贸易部门的相对劳动生产力对人民币实际汇率的影响弹性为-2.089，美国贸易部门与非贸易部门的相对劳动生产力对人民币实际汇率的影响弹性为1.925；人民币实际汇率相当大程度上受到国内劳动生产力发展的制约，国外劳动生产力的发展对人民币实际汇率的影响略小。4、误差修正模型证明了变量之间的协整关系，也就是确定了在相对劳动生产力和人民币实际汇率之间确实存在长期的均衡关系。为了研究相对劳动生产力短期、长期对人民币实际汇率的动态的影响过程，就需要建立误差修正模型进行分析。把通过长期方程式（10）计算出的残差项作为误差修正项Ec，由于数据量的原因选取滞后阶数为1，利用一般误差修正模型对数据进行回归分析，并且逐步剔除不显著项，最终得出的误差修正模型为：111*1304.0608.2321.3576.0106.0tttttEcaaLnRLnR（11）（-2.397**）(5.064***)(2.156**)(3.121***)(-6.575***)R2=0.9234Adj.R2=0.8851F-statistic=24.12094括号内是t检验值，***和**分别表示1%、5%的显著水平从统计量的检验值来看，所有变量的参数都通过了检