巴拉萨_萨缪尔森效应对人民币实际汇率的影响分析

2004年10月MeizhongJingjiPinglun,ISSN1536-9048總第四卷，第10期（總第35期）美中經濟評論USA-ChinaBusinessReview(Journal),Inc.,USA26巴拉薩-薩繆爾森效應對人民幣實際匯率的影響分析蘇州大學商學院陳曉敏*喬桂明**摘要：本文引入巴拉薩-薩繆爾森假說，通過對有關實際匯率的比較選擇，檢驗了我國經濟發展過程中經濟增長與實際匯率的相關性。結果表明，目前的人民幣匯率在一定程度上體現了巴拉薩-薩繆爾森假說，符合我國經濟發展狀况。關鍵詞：巴拉薩-薩繆爾森假說實際匯率一、問題的提出實際匯率是國際金融領域的一個關鍵變量，對一國的國際收支狀况、産品的國際競爭力和宏觀經濟運行具有實質性影響。目前對長期實際匯率的變動有兩種理論解釋。其一爲購買力平價理論（PPP），在PPP成立的前提下實際匯率應是一個常數，然而這一命題幷沒有得到經驗研究的廣泛支持。另一理論爲巴拉薩-薩繆爾森假說(Balassa-SamuelsonHypothesis)，此理論解釋了實際匯率的永久性變動。這一假說認爲貿易品部門和非貿易品部門之間勞動生産力之差將導致實際匯率變動，强調了生産力增長在實際匯率决定中的作用。本文引入BSH以及近年來一些經濟學家對發展中國家匯率變動的研究結果，對中國匯率幷軌以來實際匯率的變動與經濟增長之間的相關性進行了經驗分析。二、文獻回顧（一）巴拉薩-薩繆爾森假說（BSH）BSH基礎模型是由Balassa于1964年提出的。他假定存在兩國經濟、兩種商品、一種稀缺品（勞動力）和固定投入係數技術。基本內容可概括爲以下模型（Asea，1994）。在一個開放經濟中，勞動力(L)可在國內市場自由流動、資本(K)在國內國際均可自由流動；貿易品(T)價格由國際市場决定，而非貿易品(N)價格在國內市場决定；充分就業，即L=LT+LN，其中LT是貿易部門的勞動力，LN是非貿易部門的勞動力；生産投入爲貿易部門和非貿易部門的資本投入(KT，KN)和勞動力投入(LT，LN)。每一部門的生産技術用下面的綫性齊次生産函數表示:YT=θTKβTTLαTT≡θTLTf(kT)(1-1)YN=θNKβNNLαNT≡θNLNf(kN)(1-2)其中YT和YN分別代表國內貿易和非貿易部門産出；幷且，kT≡KT/LT，kN≡KN/LN；θT和θN是隨機生産力參數同時世界利率i給定，在完全競爭條件下i等于每一部門資本邊際産品價值:i=θTβTk(βT-1)T(1-3)i=sθNβNk(βN-1)T(1-4)其中s=PN/PT是非貿易品相對價格（即實際匯率）。(1-3)式確定出貿易部門的資本勞動比(kT)。在新古典經濟學假定下由廠商利潤最大化(Y-wL-ik)可求出要素(L)需求函數，在給定i的條件下可得出貿易品部門*陳曉敏（1977-），江蘇常熟人，蘇州大學商學院金融學研究生。**喬桂明，蘇州大學商學院金融學教授，研究方向爲國際經濟學，著有《國際經濟學》、《國際金融》、《外匯理論和交易實務》和《中國資本市場的開放和金融安全》等著作；Email:[e-mail]。巴拉薩-薩繆爾森效應對人民幣實際匯率的影響分析27的工資率爲：w=θT(1-βT)kβTT(1-5)從(1-3)中解出kT代入(1-5)可得工資率决定公式：w=θT(1-βT)(θTβT/i)βT1-βT(1-6)由此得到BSH的第一個核心命題。公式(1-6)表明，在一個小型開放經濟中，工資(w)完全由貿易品部門决定。由(1-4)得到非貿易部門的資本勞動比：kN=(sθNβN/i)11-βn(1-7)在完全競爭條件下，非貿易部門的收入應與貿易部門的一致，即有以下等式：sθNf(kN)=ikN+w(1-8)結合(1-2)、(1-7)可得實際匯率變動公式：NTTNNNˆˆsˆˆwˆsˆ以上公式代表了BSH的經典命題：實際匯率的變化(ŝ=ds/s)由非貿易部門與貿易部門的生産力差异决定。由于經濟快速增長國家的貿易部門生産力的增長往往高于非貿易部門，因此根據這一假設，這些國家的實際匯率應是上升的。（二）經驗檢驗國外對經濟增長與實際匯率的關係進行了多項經驗研究。BSH的一個强有力的證據來自Marston(1987)對1973-1983年日元與美元升值的研究。他計算OECD國家貿易與非貿易生産力差距，幷將經濟分解爲10個部門。運用部門就業數據，他計算了貿易部門與非貿易部門之間的勞動生産力差异，發現這些變量構成了日元對美元長期升值趨勢的强有力解釋。但其他一些研究結果却有分歧。如日本學者伊藤等人(Ito，1997)利用APEC國家的數據檢驗了經濟增長與實際匯率之間是否存在穩定的關係。該研究將機器製造業作爲代表性的貿易産品（相對于全部出口價值的比率），檢驗各國生産率不同所導致的相對價格的變化。該研究發現對日本的檢驗支持BSH；對韓國、中國臺灣、香港和新加坡的檢驗也在一定程度上支持BSH，香港和新加坡由于服務業勞動生産率提高較快，在經濟高速增長期貨幣只有稍微升值；對泰國和馬來西亞的檢驗表明BSH不能解釋實際匯率行爲，因爲這些國家的經濟增長同時沒有經歷貨幣升值。在分析中國經歷經濟高速增長而人民幣的實際匯率却沒有升值時，該研究沒有做出令人信服的解釋，只是把人民幣作爲“局外人”，原因是中國處于經濟體制變更時期，巴薩效應不適用于那些原本是計劃經濟的國家。另外，有些研究顯示實際匯率與生産力差异之間幷無顯著的關係(如Drine，2003)。三、本文研究框架實際匯率是兩國商品與服務之間的相對價格，名義匯率爲兩國貨幣之間的相對價格。國內較普遍運用的實際匯率計算公式爲：q=ep*/p其中q爲實際匯率，e爲名義匯率（單位外幣兌換本幣），p*和p分別爲外國和本國的物價指數。實際中一般選用CPI或GDP平减指數。在使用這一指標進行計算時，涉及到匯率基期和物價指標基期的選擇問題。表1和圖1爲計算的1994-2002人民幣實際匯率。表1人民幣實際匯率巴拉薩-薩繆爾森效應對人民幣實際匯率的影響分析28年份199419951996199719981999200020012002q8.61877.34476.94796.89597.05347.31007.53797.71397.8965資料來源：根據IMF，InternationalFinanceStatistic數據計算。物價指數采用CPI，1994年爲基期(CPI=100)5.00006.00007.00008.00009.0000199419951996199719981999200020012002圖1人民幣實際匯率也有一些研究者將實際匯率定義爲本國可貿易産品與非貿易産品之間的相對價格：q=pt/pnpt與pn分別爲本國可貿易産品和非貿易産品的價格指數。這種定義的一個明顯優點是，它可以很好地反映一國國際競爭力的變化：q上升，表明貿易品價格相對非貿易品上升，將促使國內資源流向貿易品部門，本國的國際競爭力將改善，反之則惡化。在研究發展中國家均衡匯率時往往使用這種定義。但是這種實際匯率在現實中很難測算，在實證研究中，通常以國內消費價格指數（p）代表非貿易産品價格指數，而以本幣表示的外國消費價格指數（ep）代表可貿易産品價格指數。前兩種方法計算出的實際匯率仍然是一種雙邊匯率，雙邊匯率最明顯的缺點是不能準確描述一國貨幣幣值是升還是降，爲了科學衡量一國貨幣相對于其它貨幣匯率的平均變化，引入實際有效匯率（RealEffectiveExchangeRate），這一指標更具科學性（張曉樸，2000）。第i個國家實際有效匯率的計算公式是：REERi=∏j≠i[jjiiRPRP]jiw其中，j表示第i個國家的主要貿易夥伴國，Pi和Pj分別代表i國和j國的消費物價指數，Ri和Rj分別代表i國和j國的匯率，Wij代表j國的競爭力權重。目前國際貨幣基金組織的大多數成員國都開始公布以消費物價指數爲基礎測算的實際有效匯率，24個工業化國家還同時公布以單位勞動力成本爲基礎測算的實際有效匯率。中國的實際有效匯率由IMF測算幷公布，共包含了16個夥伴國，它們分別是香港特別行政區(0.230322)、日本(0.196801)、美國(0.152570)、德國(0.084016)、臺灣省(0.047109)、法國(0.046697)、意大利(0.042933)、英國(0.036844)、加拿大(0.027657)、韓國(0.026481)、荷蘭(0.022859)、比利時(0.019968)、新加坡(0.019258)、澳大利亞(0.017827)、瑞士(0.015870)和西班牙(0.012788)。表2和圖2爲IMF計算的人民幣實際有效匯率（指數形式，1995=100，上升代表升值）。表2人民幣REER年份199419951996199719981999200020012002REER89.746100109.678116.867119.205115.297118.244123.352121.366巴拉薩-薩繆爾森效應對人民幣實際匯率的影響分析29資料來源：IMF，InternationalFinanceStatistic。REER60708090100110120130199419951996199719981999200020012002圖2人民幣實際有效匯率從人民幣實際匯率（圖1）和REER（圖2）的比較來看，它們之間存在明顯區別。由于人民幣名義匯率事實上是盯住美元的，因此幷不能反應經濟的真實變動，基于此計算實際匯率雖然剔除了通貨膨脹的影響，但由于名義匯率的原因，幷不能反應我國真實的國際競爭力。有鑒于此，本文認爲應選用REER作爲實際匯率指標。設REER爲Q，k年的平均變化爲dQt+k由下式確定：Qt+k=(1+dQt+k)kQt其中Qt、Qt+k分別爲t和t+k年的REER。同時，以每單位勞動力GDP作爲經濟增長的代理變量。假定Yt、Yt+k爲t和t+k年的單位勞動力GDP，則k年的平均勞動力GDP增長率dGt+k爲：Yt+k=(1+dGt+k)kYt表3爲按定義計算的REER和單位勞動力(千人)GDP的年均增長率。表3REER、單位勞動力GDP年均增長率年份19951996199719981999200020012002dQ0.11430.10550.09200.07350.05140.04700.04650.0384dG0.09510.08850.08380.07920.07530.07430.07240.0721資料來源：IMF，InternationalFinanceStatistic；各年統計年鑒在以上假設下，本文試圖通過分析實際有效匯率平均變化與經濟平均增長的關係來驗證巴拉薩-薩繆爾森效應對人民幣匯率的影響。四、人民幣的BSH檢驗爲克服時間序列的“僞回歸”現象，對數據進行單位根檢驗，以判斷各變量平穩性質。本文采用EViews軟件進行DF檢驗，結論如表4。表4DF檢驗結果變量名DF檢驗值Mackinnon臨界值(5％顯著性)dQ-4.467290-1.9962dG-4.683211-1.9962DF檢驗結果表明數據爲平穩時間序列。利用OLS將dQ對dG進行回歸，結果如下：dQ=－0.2064+3.4640dGse=(0.0237)(0.2947)r2=0.9584t=(-8.7021)(11.7551)d=1.4632巴拉薩-薩繆爾森效應對人民幣實際匯率的影響分析30p=(0.0001)(0.0000)結果表明，REER變化與經濟增長之間存在很强的相關性。五、結論與分析通過經驗檢驗發現，我國實際有效匯率與經濟增長之間存在一定的聯繫。由于文中采用的是1994年匯率幷軌後的數據，涉及的時間不長，沒有很强的說服力。因此，在此部分進行一些理論分析。BSH對高經濟增長國家的實際匯率變化做出了預測，但幷未解釋導致高增長的原始機制。戰後，日本和其他一些東亞國家經歷了從農業經濟向出口導向型經濟的轉變。許多國家的經濟發展完成了從低附加值部門如初級産品