柯金川，蔣超楠

（北京交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京100044）

一、引言

巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)理論[1][2]（簡(jiǎn)稱“B-S效應(yīng)”，下同。）一經(jīng)提出，便成為解釋長(zhǎng)期實(shí)際匯率行為的基礎(chǔ)理論之一。B-S效應(yīng)理論認(rèn)為：一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的產(chǎn)出分為貿(mào)易品和非貿(mào)易品，貿(mào)易品的價(jià)格由國(guó)際市場(chǎng)決定，即一價(jià)定律對(duì)貿(mào)易品成立，而非貿(mào)易品價(jià)格則取決于貿(mào)易品部門生產(chǎn)率水平的高低。具體而言，由于非貿(mào)易品部門勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)緩慢，一國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要來源于貿(mào)易品部門生產(chǎn)效率的提高。對(duì)于一個(gè)快速增長(zhǎng)的經(jīng)濟(jì)體，其貿(mào)易品部門勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)將導(dǎo)致該部門工資上漲，而不必引起貿(mào)易品價(jià)格的上漲。但由于勞動(dòng)力在兩部門間的流動(dòng)性，非貿(mào)易品部門勞動(dòng)力也要求工資相應(yīng)上升。由于非貿(mào)易品部門勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)相對(duì)緩慢，因此非貿(mào)易品部門勞動(dòng)工資上漲必然通過非貿(mào)易品價(jià)格上漲來實(shí)現(xiàn)，這就會(huì)導(dǎo)致物價(jià)總水平上升。具體到國(guó)與國(guó)之間，若一國(guó)相對(duì)于外國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更快，則該國(guó)非貿(mào)易品價(jià)格相對(duì)于貿(mào)易品價(jià)格的漲幅將高于外國(guó)，由于一價(jià)定律對(duì)貿(mào)易品成立，因此該國(guó)物價(jià)總水平相對(duì)于外國(guó)會(huì)有更大幅度的上漲。根據(jù)外部實(shí)際匯率的定義[3]，實(shí)際匯率是兩國(guó)的總產(chǎn)出范疇的價(jià)格總水平之比。因此，根據(jù)B-S效應(yīng)理論，如果一國(guó)貿(mào)易品部門和非貿(mào)易品部門生產(chǎn)率增速之比快于外國(guó)，即經(jīng)濟(jì)處于追趕階段，則該國(guó)相對(duì)于外國(guó)的實(shí)際匯率將會(huì)升值。已有的相關(guān)研究文獻(xiàn)表明，B-S效應(yīng)對(duì)于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，尤其是經(jīng)濟(jì)追趕階段的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的長(zhǎng)期實(shí)際匯率變動(dòng)具有相對(duì)較好的解釋性，其中戰(zhàn)后經(jīng)濟(jì)騰飛階段日本的實(shí)際匯率行為便是B-S效應(yīng)的一個(gè)很好例證[4]。然而，B-S效應(yīng)對(duì)于發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體尤其是轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體實(shí)際匯率變動(dòng)的解釋力則要差很多，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期實(shí)際匯率普遍出現(xiàn)大幅貶值狀況，即使是其經(jīng)濟(jì)處于追趕狀態(tài)。部分轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型前后實(shí)際匯率與相對(duì)人均產(chǎn)出①的變動(dòng)如圖1所示。從圖1中可以觀察到，在由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的過程中，各經(jīng)濟(jì)體實(shí)際匯率均經(jīng)歷了明顯的下降過程，而同期相對(duì)人均產(chǎn)出大多呈增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)。其中中國(guó)的表現(xiàn)更為典型，20世紀(jì)80年代中國(guó)改革開放后，經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈顯著的追趕態(tài)勢(shì)，相對(duì)人均產(chǎn)出迅速增長(zhǎng)，但實(shí)際匯率并未出現(xiàn)B-S效應(yīng)理論所描述的同步上升趨勢(shì)，反而出現(xiàn)了大幅下降。

對(duì)于轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體實(shí)際匯率的這種特殊變動(dòng)趨勢(shì)，Ito等人（1997）將其歸結(jié)為計(jì)劃體制與市場(chǎng)脫節(jié)所導(dǎo)致[5]。因?yàn)樵谟?jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體普遍采取較為封閉的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制，并且大多采取進(jìn)口替代發(fā)展戰(zhàn)略，傾向于高估本國(guó)匯率[6]。在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型之初，為取得改革成功，這些轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體往往又會(huì)采取貨幣貶值政策，從而使得其實(shí)際匯率顯著下降，但如果其經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型成功后，呈加速追趕態(tài)勢(shì)，那么實(shí)際匯率與經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)并存的B-S效應(yīng)就會(huì)出現(xiàn)。然而在實(shí)證方面，諸多已有的研究并不支持這一說法，比如Jose，F(xiàn)rancisco和Fernando（2007）針對(duì)愛沙尼亞、捷克、立陶宛、波蘭和斯洛伐克等六個(gè)東歐轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行了研究。其研究結(jié)果顯示，上述六個(gè)東歐國(guó)家貿(mào)易品部門與非貿(mào)易品部門的相對(duì)生產(chǎn)率與實(shí)際匯率并不存在系統(tǒng)聯(lián)系，B-S效應(yīng)在這些國(guó)家都不明顯[7]。

圖1 羅馬尼亞與中國(guó)的實(shí)際匯率與相對(duì)人均產(chǎn)出變動(dòng)圖

筆者認(rèn)為，B-S效應(yīng)理論是建立在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)之上的，隨著經(jīng)濟(jì)體向市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的深入，市場(chǎng)因素逐漸成為主導(dǎo)，并且具備開放的外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的B-S效應(yīng)會(huì)愈發(fā)明顯。眾多實(shí)證研究結(jié)論不支持轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體存在B-S效應(yīng)，或許是由于其市場(chǎng)機(jī)制尤其是匯率形成的市場(chǎng)機(jī)制尚不完善。此外，由于B-S效應(yīng)揭示的是實(shí)際匯率長(zhǎng)期變動(dòng)機(jī)理，而經(jīng)濟(jì)體轉(zhuǎn)型后的相關(guān)時(shí)間序列數(shù)據(jù)跨度較短，因而不利于得出支持B-S效應(yīng)成立的結(jié)論。為彌補(bǔ)現(xiàn)有實(shí)證研究的上述不足，筆者在借鑒已有相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，以轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體轉(zhuǎn)型后實(shí)際匯率變動(dòng)是否具有B-S效應(yīng)為檢驗(yàn)?zāi)康?，從樣本組成、樣本期和實(shí)證方法選擇上進(jìn)行了重新設(shè)計(jì)實(shí)證檢驗(yàn)，獲得了支持轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體B-S效應(yīng)成立的檢驗(yàn)證據(jù)。

二、實(shí)證設(shè)計(jì)

（一）實(shí)證方法及變量選擇

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體以原蘇聯(lián)和東歐國(guó)家為主體，20世紀(jì)90年代初，以蘇東解體為標(biāo)志，蘇東國(guó)家紛紛采取休克療法，在較短時(shí)間內(nèi)快速實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。從其匯率的調(diào)整過程來看，由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期匯率的高估向下調(diào)整的觸底時(shí)間大多于1994年之前完成。此外，其他轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體雖然開始經(jīng)濟(jì)改革的時(shí)間不一而同，但大多于1994年之前完成了匯率的合理回歸。比如我國(guó)在1994年進(jìn)行了較大幅度的名義匯率調(diào)整之后，也基本完成了匯率向下回歸的觸底過程。因此，以1994年之后作為樣本期考察經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型后轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的B-S效應(yīng)比較合理。由于樣本期相對(duì)較短而考察對(duì)象較多，因此比較適合采用面板數(shù)據(jù)方法展開實(shí)證分析。又依據(jù)B-S效應(yīng)的理論闡述，相對(duì)生產(chǎn)率的提高是導(dǎo)致實(shí)際匯率上升的原因，二者之間應(yīng)該存在穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)關(guān)系，因而筆者以面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法為手段，對(duì)相對(duì)生產(chǎn)率與實(shí)際匯率之間是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，以驗(yàn)證B-S效應(yīng)對(duì)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體是否成立。如果兩個(gè)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則證明轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型后存在顯著的B-S效應(yīng)，否則其B-S效應(yīng)不成立。

借鑒相關(guān)研究的通行處理方法，筆者使用人均GDP作為貿(mào)易品部門與非貿(mào)易品部門生產(chǎn)率比率的代理變量。相對(duì)人均GDP作為本國(guó)相對(duì)于外國(guó)生產(chǎn)率的代理變量，用REP表示，是指用購(gòu)買力平價(jià)計(jì)算的某個(gè)經(jīng)濟(jì)體與基準(zhǔn)國(guó)美國(guó)的人均GDP的比率。實(shí)際匯率用RER表示，是指某個(gè)經(jīng)濟(jì)體的貨幣對(duì)美元的雙邊實(shí)際匯率，其計(jì)算公式是：

其中E為間接形式的名義匯率，表示1美元可以換到某個(gè)經(jīng)濟(jì)體貨幣的數(shù)量，P和P*分別表示某個(gè)經(jīng)濟(jì)體和美國(guó)用本幣表示的物價(jià)總水平，因此，P/P*就表示該經(jīng)濟(jì)體的貨幣與美元相比的購(gòu)買力評(píng)價(jià)。兩個(gè)變量均采用取對(duì)數(shù)處理，即實(shí)際檢驗(yàn)變量為lnREP與lnRER。計(jì)量分析工具為Eviews6.0。

（二）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體是指從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)模式轉(zhuǎn)型到市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)模式的經(jīng)濟(jì)體，主要包括東歐、原獨(dú)聯(lián)體國(guó)家、中國(guó)、蒙古等國(guó)家。根據(jù)研究目的，筆者確定了以下兩個(gè)樣本選擇標(biāo)準(zhǔn)：其一，樣本國(guó)家最晚應(yīng)該在1994年完成了匯率從高估向合理估值回歸的觸底調(diào)整過程；其二，從1994年開始，相對(duì)于基準(zhǔn)國(guó)美國(guó)，其相對(duì)人均GDP至少經(jīng)歷過50%及以上的增幅。采用標(biāo)準(zhǔn)一的原因在于鑒于多數(shù)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體在1994年基本完成了匯率的觸底過程，代表其基本完成市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型，因此本文將1994年作為樣本期的起始年份。采用標(biāo)準(zhǔn)二是因?yàn)楦鶕?jù)B-S效應(yīng)理論，經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)應(yīng)該導(dǎo)致更為顯著的實(shí)際匯率升值趨勢(shì)，更能體現(xiàn)出二者間的主流關(guān)系，從而更有利于采用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法實(shí)現(xiàn)對(duì)B-S效應(yīng)的檢驗(yàn)。按照上述兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，共篩選出12個(gè)符合標(biāo)準(zhǔn)的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體組成樣本，分別是阿爾巴尼亞、中國(guó)、格魯吉亞、亞美尼亞、阿塞拜疆、愛沙尼亞、白俄羅斯、波蘭、哈薩克斯坦、克羅地亞、立陶宛和羅馬尼亞。

實(shí)際匯率與相對(duì)人均GDP數(shù)據(jù)均來源于美國(guó)賓夕法尼亞大學(xué)國(guó)際比較中心發(fā)布的《賓州大學(xué)世界表7.0版》，其中相對(duì)人均GDP為購(gòu)買力評(píng)價(jià)法數(shù)值。由于《賓州大學(xué)世界表7.0版》僅提供了截至2009年的數(shù)據(jù)，因此將樣本期確定為1994—2009年。

三、實(shí)證過程及結(jié)果

（一）對(duì)樣本的描述性分析

圖2 樣本經(jīng)濟(jì)體樣本期實(shí)際匯率與相對(duì)人均產(chǎn)出表現(xiàn)

12個(gè)樣本經(jīng)濟(jì)體個(gè)體1994—2009年期間相對(duì)人均GDP與實(shí)際匯率變動(dòng)狀況如圖2所示。從圖2可以觀察到，在樣本期間，12個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈顯著追趕態(tài)勢(shì)，并且其實(shí)際匯率也隨同相對(duì)人均產(chǎn)出的增長(zhǎng)而呈顯著的上升趨勢(shì)。樣本期高增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體實(shí)際匯率與相對(duì)人均GDP的變動(dòng)趨勢(shì)表明：經(jīng)歷經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型后，實(shí)際匯率已由之前的顯著下降趨勢(shì)轉(zhuǎn)為與相對(duì)人均GDP的同步上升趨勢(shì)。這一現(xiàn)象與B-S效應(yīng)理論的描述相一致，然而要實(shí)現(xiàn)對(duì)B-S效應(yīng)更為嚴(yán)謹(jǐn)?shù)尿?yàn)證，需進(jìn)一步針對(duì)樣本面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)際匯率與相對(duì)人均GDP之間的協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）樣本面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)過程及結(jié)果

根據(jù)檢驗(yàn)?zāi)康暮蜆颖緮?shù)據(jù)特征，本文采用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)高增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的B-S效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。面板數(shù)據(jù)由12個(gè)樣本經(jīng)濟(jì)體1994—2009年的實(shí)際匯率與相對(duì)人均GDP數(shù)據(jù)組成。若實(shí)際匯率與相對(duì)人均GDP之間存在協(xié)整關(guān)系，則表明樣本期高增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體B-S效應(yīng)顯著，否則無法得出B-S效應(yīng)成立的結(jié)論。

1.面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)。對(duì)于面板數(shù)據(jù)首先應(yīng)進(jìn)行變量平穩(wěn)性的單位根檢驗(yàn)。若面板數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)變量，則可直接采用面板回歸方法建立模型；若為非平穩(wěn)變量，需進(jìn)一步觀察其是否是同階單整，只有當(dāng)各變量均為同階單整變量時(shí)，才符合進(jìn)一步展開協(xié)整檢驗(yàn)的前提。首先運(yùn)用面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法，對(duì)lnREP與lnRER水平序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，單位根檢驗(yàn)最佳滯后階數(shù)按照SIC準(zhǔn)則確定。經(jīng)檢驗(yàn)，無論采取哪種檢驗(yàn)形式，均無法在5%的顯著性水平上拒絕序列存在單位根的原假設(shè)，即兩水平序列為非平穩(wěn)序列（檢驗(yàn)結(jié)果略）。再進(jìn)一步對(duì)一階差分序列△lnREP與△lnRER進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩個(gè)變量面板數(shù)據(jù)一階差分序列各種單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.01，因而可以在0.01的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設(shè)，得出一階差分序列△lnREP與△lnRER為平穩(wěn)序列的結(jié)論，檢驗(yàn)結(jié)果如表1和表2所示。

表1 相對(duì)人均GDP一階差分序列△lnREP單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 實(shí)際匯率一階差分序列△lnRER單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)。從相對(duì)人均GDP與實(shí)際匯率序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，兩個(gè)變量均為一階單整序列，符合展開協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)方法分為兩類，一類是建立在E-G兩步法基礎(chǔ)上檢驗(yàn)方法，主要有Pedroni檢驗(yàn)和Kao檢驗(yàn)；另一類是基于跡統(tǒng)計(jì)量的Johansen檢驗(yàn)。本文對(duì)12個(gè)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體1994—2009年期間的相對(duì)人均GDP與實(shí)際匯率面板數(shù)據(jù)分別采用上述三種方法進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方程中滯后階數(shù)按照SIC準(zhǔn)則確定，檢驗(yàn)結(jié)果如表3和表4所示。

Pedrni和Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除維度間Group rho-Statistic統(tǒng)計(jì)量的P值大于0.05以外，其他檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的P值均小于0.01。Johansen檢驗(yàn)顯示至少在5%的顯著性水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。綜合Pedrni和Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，可認(rèn)為12個(gè)高增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體樣本期間的相對(duì)人均GDP與實(shí)際匯率之間存在協(xié)整關(guān)系。

表3 Pedroni和Kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

表4 Johansen面板協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

四、結(jié)論

轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體轉(zhuǎn)型過程中實(shí)際匯率顯著下降的現(xiàn)象，與經(jīng)典的巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)理論相違背，引起了理論界的廣泛關(guān)注?，F(xiàn)有研究結(jié)論無法達(dá)成較為一致的結(jié)論。筆者在總結(jié)巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)理論和相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，對(duì)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中的實(shí)際匯率長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行了推理判斷，并提出了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型后，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體實(shí)際匯率的變動(dòng)將符合巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)的假設(shè)。通過時(shí)間序列折線圖的初步直觀描述，再進(jìn)一步運(yùn)用面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)方法，對(duì)12個(gè)高增長(zhǎng)的轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體樣本期間的實(shí)際匯率與相對(duì)人均產(chǎn)出序列是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，樣本期實(shí)際匯率與相對(duì)人均產(chǎn)出之間的協(xié)整關(guān)系成立。這一結(jié)論表明，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型后的高增長(zhǎng)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的實(shí)際匯率與相對(duì)人均產(chǎn)出之間存在著穩(wěn)定的內(nèi)在關(guān)聯(lián)關(guān)系，其實(shí)際匯率基本變動(dòng)趨勢(shì)可由相對(duì)生產(chǎn)率的變動(dòng)所解釋。本文研究結(jié)論進(jìn)一步論證了巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)存在的廣泛性。

注釋：

①本文中的實(shí)際匯率與相對(duì)人均產(chǎn)出均以美國(guó)為基準(zhǔn)國(guó)。一個(gè)經(jīng)濟(jì)體的相對(duì)人均產(chǎn)出提高，表明該經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度快于美國(guó)，實(shí)際匯率上升，表明貨幣升值。

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