轉型經濟體的巴拉薩—薩繆爾森效應

柯金川，蔣超楠

（北京交通大學 經濟管理學院，北京100044）

一、引言

巴拉薩—薩繆爾森效應理論[1][2]（簡稱“B-S效應”，下同。）一經提出，便成為解釋長期實際匯率行為的基礎理論之一。B-S效應理論認為：一個經濟體的產出分為貿易品和非貿易品，貿易品的價格由國際市場決定，即一價定律對貿易品成立，而非貿易品價格則取決于貿易品部門生產率水平的高低。具體而言，由于非貿易品部門勞動生產率增長緩慢，一國的經濟增長主要來源于貿易品部門生產效率的提高。對于一個快速增長的經濟體，其貿易品部門勞動生產率的增長將導致該部門工資上漲，而不必引起貿易品價格的上漲。但由于勞動力在兩部門間的流動性，非貿易品部門勞動力也要求工資相應上升。由于非貿易品部門勞動生產率增長相對緩慢，因此非貿易品部門勞動工資上漲必然通過非貿易品價格上漲來實現，這就會導致物價總水平上升。具體到國與國之間，若一國相對于外國經濟增長更快，則該國非貿易品價格相對于貿易品價格的漲幅將高于外國，由于一價定律對貿易品成立，因此該國物價總水平相對于外國會有更大幅度的上漲。根據外部實際匯率的定義[3]，實際匯率是兩國的總產出范疇的價格總水平之比。因此，根據B-S效應理論，如果一國貿易品部門和非貿易品部門生產率增速之比快于外國，即經濟處于追趕階段，則該國相對于外國的實際匯率將會升值。已有的相關研究文獻表明，B-S效應對于發達經濟體，尤其是經濟追趕階段的發達經濟體的長期實際匯率變動具有相對較好的解釋性，其中戰后經濟騰飛階段日本的實際匯率行為便是B-S效應的一個很好例證[4]。然而，B-S效應對于發展中經濟體尤其是轉型經濟體實際匯率變動的解釋力則要差很多，轉型經濟體在經濟轉型期實際匯率普遍出現大幅貶值狀況，即使是其經濟處于追趕狀態。部分轉型經濟體經濟轉型前后實際匯率與相對人均產出①的變動如圖1所示。從圖1中可以觀察到，在由計劃經濟向市場經濟轉型的過程中，各經濟體實際匯率均經歷了明顯的下降過程，而同期相對人均產出大多呈增長態勢。其中中國的表現更為典型，20世紀80年代中國改革開放后，經濟發展呈顯著的追趕態勢，相對人均產出迅速增長，但實際匯率并未出現B-S效應理論所描述的同步上升趨勢，反而出現了大幅下降。

對于轉型經濟體實際匯率的這種特殊變動趨勢，Ito等人（1997）將其歸結為計劃體制與市場脫節所導致[5]。因為在計劃經濟時期，轉型經濟體普遍采取較為封閉的計劃經濟體制，并且大多采取進口替代發展戰略，傾向于高估本國匯率[6]。在經濟轉型之初，為取得改革成功，這些轉型經濟體往往又會采取貨幣貶值政策，從而使得其實際匯率顯著下降，但如果其經濟轉型成功后，呈加速追趕態勢，那么實際匯率與經濟快速增長并存的B-S效應就會出現。然而在實證方面，諸多已有的研究并不支持這一說法，比如Jose，Francisco和Fernando（2007）針對愛沙尼亞、捷克、立陶宛、波蘭和斯洛伐克等六個東歐轉型經濟體進行了研究。其研究結果顯示，上述六個東歐國家貿易品部門與非貿易品部門的相對生產率與實際匯率并不存在系統聯系，B-S效應在這些國家都不明顯[7]。

圖1 羅馬尼亞與中國的實際匯率與相對人均產出變動圖

筆者認為，B-S效應理論是建立在市場經濟基礎之上的，隨著經濟體向市場經濟轉型的深入，市場因素逐漸成為主導，并且具備開放的外部經濟環境，轉型經濟體的B-S效應會愈發明顯。眾多實證研究結論不支持轉型經濟體存在B-S效應，或許是由于其市場機制尤其是匯率形成的市場機制尚不完善。此外，由于B-S效應揭示的是實際匯率長期變動機理，而經濟體轉型后的相關時間序列數據跨度較短，因而不利于得出支持B-S效應成立的結論。為彌補現有實證研究的上述不足，筆者在借鑒已有相關研究成果的基礎上，以轉型經濟體轉型后實際匯率變動是否具有B-S效應為檢驗目的，從樣本組成、樣本期和實證方法選擇上進行了重新設計實證檢驗，獲得了支持轉型經濟體B-S效應成立的檢驗證據。

二、實證設計

（一）實證方法及變量選擇

轉型經濟體以原蘇聯和東歐國家為主體，20世紀90年代初，以蘇東解體為標志，蘇東國家紛紛采取休克療法，在較短時間內快速實現了經濟轉型。從其匯率的調整過程來看，由計劃經濟時期匯率的高估向下調整的觸底時間大多于1994年之前完成。此外，其他轉型經濟體雖然開始經濟改革的時間不一而同，但大多于1994年之前完成了匯率的合理回歸。比如我國在1994年進行了較大幅度的名義匯率調整之后，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濟轉型后轉型經濟體的B-S效應比較合理。由于樣本期相對較短而考察對象較多，因此比較適合采用面板數據方法展開實證分析。又依據B-S效應的理論闡述，相對生產率的提高是導致實際匯率上升的原因，二者之間應該存在穩定的關聯關系，因而筆者以面板數據協整檢驗方法為手段，對相對生產率與實際匯率之間是否存在協整關系進行檢驗，以驗證B-S效應對轉型經濟體是否成立。如果兩個變量之間存在協整關系，則證明轉型經濟體在經濟轉型后存在顯著的B-S效應，否則其B-S效應不成立。

借鑒相關研究的通行處理方法，筆者使用人均GDP作為貿易品部門與非貿易品部門生產率比率的代理變量。相對人均GDP作為本國相對于外國生產率的代理變量，用REP表示，是指用購買力平價計算的某個經濟體與基準國美國的人均GDP的比率。實際匯率用RER表示，是指某個經濟體的貨幣對美元的雙邊實際匯率，其計算公式是：

其中E為間接形式的名義匯率，表示1美元可以換到某個經濟體貨幣的數量，P和P*分別表示某個經濟體和美國用本幣表示的物價總水平，因此，P/P*就表示該經濟體的貨幣與美元相比的購買力評價。兩個變量均采用取對數處理，即實際檢驗變量為lnREP與lnRER。計量分析工具為Eviews6.0。

（二）樣本選擇及數據來源

轉型經濟體是指從計劃經濟模式轉型到市場經濟模式的經濟體，主要包括東歐、原獨聯體國家、中國、蒙古等國家。根據研究目的，筆者確定了以下兩個樣本選擇標準：其一，樣本國家最晚應該在1994年完成了匯率從高估向合理估值回歸的觸底調整過程；其二，從1994年開始，相對于基準國美國，其相對人均GDP至少經歷過50%及以上的增幅。采用標準一的原因在于鑒于多數轉型經濟體在1994年基本完成了匯率的觸底過程，代表其基本完成市場化轉型，因此本文將1994年作為樣本期的起始年份。采用標準二是因為根據B-S效應理論，經濟高增長應該導致更為顯著的實際匯率升值趨勢，更能體現出二者間的主流關系，從而更有利于采用面板數據協整檢驗方法實現對B-S效應的檢驗。按照上述兩個標準，共篩選出12個符合標準的轉型經濟體組成樣本，分別是阿爾巴尼亞、中國、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。

實際匯率與相對人均GDP數據均來源于美國賓夕法尼亞大學國際比較中心發布的《賓州大學世界表7.0版》，其中相對人均GDP為購買力評價法數值。由于《賓州大學世界表7.0版》僅提供了截至2009年的數據，因此將樣本期確定為1994—2009年。

三、實證過程及結果

（一）對樣本的描述性分析

圖2 樣本經濟體樣本期實際匯率與相對人均產出表現

12個樣本經濟體個體1994—2009年期間相對人均GDP與實際匯率變動狀況如圖2所示。從圖2可以觀察到，在樣本期間，12個轉型經濟體的經濟增長呈顯著追趕態勢，并且其實際匯率也隨同相對人均產出的增長而呈顯著的上升趨勢。樣本期高增長轉型經濟體實際匯率與相對人均GDP的變動趨勢表明：經歷經濟轉型后，實際匯率已由之前的顯著下降趨勢轉為與相對人均GDP的同步上升趨勢。這一現象與B-S效應理論的描述相一致，然而要實現對B-S效應更為嚴謹的驗證，需進一步針對樣本面板數據進行實際匯率與相對人均GDP之間的協整檢驗。

（二）樣本面板數據協整檢驗過程及結果

根據檢驗目的和樣本數據特征，本文采用面板數據協整檢驗方法對高增長轉型經濟體的B-S效應進行實證檢驗。面板數據由12個樣本經濟體1994—2009年的實際匯率與相對人均GDP數據組成。若實際匯率與相對人均GDP之間存在協整關系，則表明樣本期高增長轉型經濟體B-S效應顯著，否則無法得出B-S效應成立的結論。

1.面板數據的單位根檢驗。對于面板數據首先應進行變量平穩性的單位根檢驗。若面板數據均為平穩變量，則可直接采用面板回歸方法建立模型；若為非平穩變量，需進一步觀察其是否是同階單整，只有當各變量均為同階單整變量時，才符合進一步展開協整檢驗的前提。首先運用面板數據單位根檢驗方法，對lnREP與lnRER水平序列進行單位根檢驗，單位根檢驗最佳滯后階數按照SIC準則確定。經檢驗，無論采取哪種檢驗形式，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，即兩水平序列為非平穩序列（檢驗結果略）。再進一步對一階差分序列△lnREP與△lnRER進行單位根檢驗。檢驗結果表明，兩個變量面板數據一階差分序列各種單位根檢驗統計量的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，得出一階差分序列△lnREP與△lnRER為平穩序列的結論，檢驗結果如表1和表2所示。

表1 相對人均GDP一階差分序列△lnREP單位根檢驗結果

表2 實際匯率一階差分序列△lnRER單位根檢驗結果

2.面板數據協整檢驗。從相對人均GDP與實際匯率序列的單位根檢驗結果可知，兩個變量均為一階單整序列，符合展開協整檢驗的前提條件。面板數據的協整檢驗方法分為兩類，一類是建立在E-G兩步法基礎上檢驗方法，主要有Pedroni檢驗和Kao檢驗；另一類是基于跡統計量的Johansen檢驗。本文對12個經濟快速增長的轉型經濟體1994—2009年期間的相對人均GDP與實際匯率面板數據分別采用上述三種方法進行了協整檢驗，檢驗方程中滯后階數按照SIC準則確定，檢驗結果如表3和表4所示。

Pedrni和Kao協整檢驗結果顯示，除維度間Group rho-Statistic統計量的P值大于0.05以外，其他檢驗統計量的P值均小于0.01。Johansen檢驗顯示至少在5%的顯著性水平上拒絕不存在協整關系的原假設。綜合Pedrni和Kao協整檢驗結果，可認為12個高增長轉型經濟體樣本期間的相對人均GDP與實際匯率之間存在協整關系。

表3 Pedroni和Kao協整檢驗結果

表4 Johansen面板協整關系檢驗結果

四、結論

轉型經濟體轉型過程中實際匯率顯著下降的現象，與經典的巴拉薩—薩繆爾森效應理論相違背，引起了理論界的廣泛關注。現有研究結論無法達成較為一致的結論。筆者在總結巴拉薩—薩繆爾森效應理論和相關研究成果的基礎上，對轉型經濟體經濟轉型過程中的實際匯率長期變動趨勢進行了推理判斷，并提出了實現經濟轉型后，轉型經濟體實際匯率的變動將符合巴拉薩—薩繆爾森效應的假設。通過時間序列折線圖的初步直觀描述，再進一步運用面板數據協整檢驗方法，對12個高增長的轉型經濟體樣本期間的實際匯率與相對人均產出序列是否存在協整關系進行了實證檢驗。檢驗結果顯示，樣本期實際匯率與相對人均產出之間的協整關系成立。這一結論表明，實現經濟轉型后的高增長轉型經濟體的實際匯率與相對人均產出之間存在著穩定的內在關聯關系，其實際匯率基本變動趨勢可由相對生產率的變動所解釋。本文研究結論進一步論證了巴拉薩—薩繆爾森效應存在的廣泛性。

注釋：

①本文中的實際匯率與相對人均產出均以美國為基準國。一個經濟體的相對人均產出提高，表明該經濟體的經濟增長速度快于美國，實際匯率上升，表明貨幣升值。

［1］Balassa，B.The Purchasing Power Parity Doctrine：A Reappraisal［J］.Journal of Political economy，1964，12（72）：584-596.

［2］Samuelson，P.A.Theoretical Notes on Trade Problems［J］.Review of Economics and Statistics，1964，5（46）：145-154.

［3］Krugman，P.R.，Obstfeld.International Economics：Theory and Policy（Sixth Edition）［M］.TsingHua University Press，2004：388-433.

［4］Faia，Joao Ricardo and Leon-ledesma，Miguel.Testing the Balassa-Samuelson Effect Implication for Growth and the PPP［J］.Journal of Macroeconomics，2003，（25）：241-253.

［5］Ito Takatoshi，Isard Peter and Symansky Steven.Economic Growth and Real Exchange Rate：An Overview of the Balassa-Samuelson hypothesis in Asia［R］.NBER Workng Paper.N.o.5979，1997.

［6］王迎春.國際相對價格變動特征研究［D］.大連：東北財經大學，2013.

［7］Jose Garcia-Solanes，Francisco i.Sancho-Portero Torrejon-Flores.Beyond the Balassa-Samuelson effect in some new member states of the European Union［R］.CESifo Working Paper，2007.