转型经济体的巴拉萨—萨缪尔森效应

柯金川　蒋超楠

摘要：在总结巴拉萨—萨缪尔森效应理论和相关研究成果的基础上，通过时间序列折线图的初步直观描述，再运用面板数据协整检验方法，对12个高增长的转型经济体样本期间的实际汇率与相对人均产出序列是否存在协整关系进行了实证检验。检验结果显示，样本期实际汇率与相对人均产出之间的协整关系成立。这表明，实现经济转型后的高增长转型经济体的实际汇率与相对人均产出之间存在着稳定的内在关联关系，其实际汇率基本变动趋势可由相对生产率的变动所解释。

关键词：转型经济体；巴拉萨—萨缪尔森效应；面板数据协整检验；贸易品；劳动生产率；工资；实际汇率；进口替代

中图分类号：F831 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2015）04-0023-05

一、引言

巴拉萨—萨缪尔森效应理论[1][2]（简称“B-S效应”，下同。）一经提出，便成为解释长期实际汇率行为的基础理论之一。B-S效应理论认为：一个经济体的产出分为贸易品和非贸易品，贸易品的价格由国际市场决定，即一价定律对贸易品成立，而非贸易品价格则取决于贸易品部门生产率水平的高低。具体而言，由于非贸易品部门劳动生产率增长缓慢，一国的经济增长主要来源于贸易品部门生产效率的提高。对于一个快速增长的经济体，其贸易品部门劳动生产率的增长将导致该部门工资上涨，而不必引起贸易品价格的上涨。但由于劳动力在两部门间的流动性，非贸易品部门劳动力也要求工资相应上升。由于非贸易品部门劳动生产率增长相对缓慢，因此非贸易品部门劳动工资上涨必然通过非贸易品价格上涨来实现，这就会导致物价总水平上升。具体到国与国之间，若一国相对于外国经济增长更快，则该国非贸易品价格相对于贸易品价格的涨幅将高于外国，由于一价定律对贸易品成立，因此该国物价总水平相对于外国会有更大幅度的上涨。根据外部实际汇率的定义[3]，实际汇率是两国的总产出范畴的价格总水平之比。因此，根据B-S效应理论，如果一国贸易品部门和非贸易品部门生产率增速之比快于外国，即经济处于追赶阶段，则该国相对于外国的实际汇率将会升值。已有的相关研究文献表明，B-S效应对于发达经济体，尤其是经济追赶阶段的发达经济体的长期实际汇率变动具有相对较好的解释性，其中战后经济腾飞阶段日本的实际汇率行为便是B-S效应的一个很好例证[4]。然而，B-S效应对于发展中经济体尤其是转型经济体实际汇率变动的解释力则要差很多，转型经济体在经济转型期实际汇率普遍出现大幅贬值状况，即使是其经济处于追赶状态。部分转型经济体经济转型前后实际汇率与相对人均产出①的变动如图1所示。从图1中可以观察到，在由计划经济向市场经济转型的过程中，各经济体实际汇率均经历了明显的下降过程，而同期相对人均产出大多呈增长态势。其中中国的表现更为典型，20世纪80年代中国改革开放后，经济发展呈显著的追赶态势，相对人均产出迅速增长，但实际汇率并未出现B-S效应理论所描述的同步上升趋势，反而出现了大幅下降。

对于转型经济体实际汇率的这种特殊变动趋势，Ito等人（1997）将其归结为计划体制与市场脱节所导致[5]。因为在计划经济时期，转型经济体普遍采取较为封闭的计划经济体制，并且大多采取进口替代发展战略，倾向于高估本国汇率[6]。在经济转型之初，为取得改革成功，这些转型经济体往往又会采取货币贬值政策，从而使得其实际汇率显著下降，但如果其经济转型成功后，呈加速追赶态势，那么实际汇率与经济快速增长并存的B-S效应就会出现。然而在实证方面，诸多已有的研究并不支持这一说法，比如Jose，Francisco和Fernando（2007）针对爱沙尼亚、捷克、立陶宛、波兰和斯洛伐克等六个东欧转型经济体进行了研究。其研究结果显示，上述六个东欧国家贸易品部门与非贸易品部门的相对生产率与实际汇率并不存在系统联系，B-S效应在这些国家都不明显[7]。

笔者认为，B-S效应理论是建立在市场经济基础之上的，随着经济体向市场经济转型的深入，市场因素逐渐成为主导，并且具备开放的外部经济环境，转型经济体的B-S效应会愈发明显。众多实证研究结论不支持转型经济体存在B-S效应，或许是由于其市场机制尤其是汇率形成的市场机制尚不完善。此外，由于B-S效应揭示的是实际汇率长期变动机理，而经济体转型后的相关时间序列数据跨度较短，因而不利于得出支持B-S效应成立的结论。为弥补现有实证研究的上述不足，笔者在借鉴已有相关研究成果的基础上，以转型经济体转型后实际汇率变动是否具有B-S效应为检验目的，从样本组成、样本期和实证方法选择上进行了重新设计实证检验，获得了支持转型经济体B-S效应成立的检验证据。

二、实证设计

（一）实证方法及变量选择

转型经济体以原苏联和东欧国家为主体，20世纪90年代初，以苏东解体为标志，苏东国家纷纷采取休克疗法，在较短时间内快速实现了经济转型。从其汇率的调整过程来看，由计划经济时期汇率的高估向下调整的触底时间大多于1994年之前完成。此外，其他转型经济体虽然开始经济改革的时间不一而同，但大多于1994年之前完成了汇率的合理回归。比如我国在1994年进行了较大幅度的名义汇率调整之后，也基本完成了汇率向下回归的触底过程。因此，以1994年之后作为样本期考察经济转型后转型经济体的B-S效应比较合理。由于样本期相对较短而考察对象较多，因此比较适合采用面板数据方法展开实证分析。又依据B-S效应的理论阐述，相对生产率的提高是导致实际汇率上升的原因，二者之间应该存在稳定的关联关系，因而笔者以面板数据协整检验方法为手段，对相对生产率与实际汇率之间是否存在协整关系进行检验，以验证B-S效应对转型经济体是否成立。如果两个变量之间存在协整关系，则证明转型经济体在经济转型后存在显著的B-S效应，否则其B-S效应不成立。

借鉴相关研究的通行处理方法，笔者使用人均GDP作为贸易品部门与非贸易品部门生产率比率的代理变量。相对人均GDP作为本国相对于外国生产率的代理变量，用REP表示，是指用购买力平价计算的某个经济体与基准国美国的人均GDP的比率。实际汇率用RER表示，是指某个经济体的货币对美元的双边实际汇率，其计算公式是：

RER=P/EP* （1）

其中E为间接形式的名义汇率，表示1美元可以换到某个经济体货币的数量，P和P*分别表示某个经济体和美国用本币表示的物价总水平，因此，P/P*就表示该经济体的货币与美元相比的购买力评价。两个变量均采用取对数处理，即实际检验变量为lnREP与lnRER。计量分析工具为Eviews6.0。

（二）样本选择及数据来源

转型经济体是指从计划经济模式转型到市场经济模式的经济体，主要包括东欧、原独联体国家、中国、蒙古等国家。根据研究目的，笔者确定了以下两个样本选择标准：其一，样本国家最晚应该在1994年完成了汇率从高估向合理估值回归的触底调整过程；其二，从1994年开始，相对于基准国美国，其相对人均GDP至少经历过50%及以上的增幅。采用标准一的原因在于鉴于多数转型经济体在1994年基本完成了汇率的触底过程，代表其基本完成市场化转型，因此本文将1994年作为样本期的起始年份。采用标准二是因为根据B-S效应理论，经济高增长应该导致更为显著的实际汇率升值趋势，更能体现出二者间的主流关系，从而更有利于采用面板数据协整检验方法实现对B-S效应的检验。按照上述两个标准，共筛选出12个符合标准的转型经济体组成样本，分别是阿尔巴尼亚、中国、格鲁吉亚、亚美尼亚、阿塞拜疆、爱沙尼亚、白俄罗斯、波兰、哈萨克斯坦、克罗地亚、立陶宛和罗马尼亚。

实际汇率与相对人均GDP数据均来源于美国宾夕法尼亚大学国际比较中心发布的《宾州大学世界表7.0版》，其中相对人均GDP为购买力评价法数值。由于《宾州大学世界表7.0版》仅提供了截至2009年的数据，因此将样本期确定为1994—2009年。

三、实证过程及结果

（一）对样本的描述性分析

12个样本经济体个体1994—2009年期间相对人均GDP与实际汇率变动状况如图2所示。从图2可以观察到，在样本期间，12个转型经济体的经济增长呈显著追赶态势，并且其实际汇率也随同相对人均产出的增长而呈显著的上升趋势。样本期高增长转型经济体实际汇率与相对人均GDP的变动趋势表明：经历经济转型后，实际汇率已由之前的显著下降趋势转为与相对人均GDP的同步上升趋势。这一现象与B-S效应理论的描述相一致，然而要实现对B-S效应更为严谨的验证，需进一步针对样本面板数据进行实际汇率与相对人均GDP之间的协整检验。

（二）样本面板数据协整检验过程及结果

根据检验目的和样本数据特征，本文采用面板数据协整检验方法对高增长转型经济体的B-S效应进行实证检验。面板数据由12个样本经济体1994—2009年的实际汇率与相对人均GDP数据组成。若实际汇率与相对人均GDP之间存在协整关系，则表明样本期高增长转型经济体B-S效应显著，否则无法得出B-S效应成立的结论。

1. 面板数据的单位根检验。对于面板数据首先应进行变量平稳性的单位根检验。若面板数据均为平稳变量，则可直接采用面板回归方法建立模型；若为非平稳变量，需进一步观察其是否是同阶单整，只有当各变量均为同阶单整变量时，才符合进一步展开协整检验的前提。首先运用面板数据单位根检验方法，对lnREP与lnRER水平序列进行单位根检验，单位根检验最佳滞后阶数按照SIC准则确定。经检验，无论采取哪种检验形式，均无法在5%的显著性水平上拒绝序列存在单位根的原假设，即两水平序列为非平稳序列（检验结果略）。再进一步对一阶差分序列△lnREP与△lnRER进行单位根检验。检验结果表明，两个变量面板数据一阶差分序列各种单位根检验统计量的P值均小于0.01，因而可以在0.01的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，得出一阶差分序列△lnREP与△lnRER为平稳序列的结论，检验结果如表1和表2所示。

2. 面板数据协整检验。从相对人均GDP与实际汇率序列的单位根检验结果可知，两个变量均为一阶单整序列，符合展开协整检验的前提条件。面板数据的协整检验方法分为两类，一类是建立在E-G两步法基础上检验方法，主要有Pedroni检验和Kao检验；另一类是基于迹统计量的Johansen检验。本文对12个经济快速增长的转型经济体1994—2009年期间的相对人均GDP与实际汇率面板数据分别采用上述三种方法进行了协整检验，检验方程中滞后阶数按照SIC准则确定，检验结果如表3和表4所示。

Pedrni和Kao协整检验结果显示，除维度间Group rho-Statistic统计量的P值大于0.05以外，其他检验统计量的P值均小于0.01。Johansen检验显示至少在5%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设。综合Pedrni和Kao协整检验结果，可认为12个高增长转型经济体样本期间的相对人均GDP与实际汇率之间存在协整关系。

四、结论

转型经济体转型过程中实际汇率显著下降的现象，与经典的巴拉萨—萨缪尔森效应理论相违背，引起了理论界的广泛关注。现有研究结论无法达成较为一致的结论。笔者在总结巴拉萨—萨缪尔森效应理论和相关研究成果的基础上，对转型经济体经济转型过程中的实际汇率长期变动趋势进行了推理判断，并提出了实现经济转型后，转型经济体实际汇率的变动将符合巴拉萨—萨缪尔森效应的假设。通过时间序列折线图的初步直观描述，再进一步运用面板数据协整检验方法，对12个高增长的转型经济体样本期间的实际汇率与相对人均产出序列是否存在协整关系进行了实证检验。检验结果显示，样本期实际汇率与相对人均产出之间的协整关系成立。这一结论表明，实现经济转型后的高增长转型经济体的实际汇率与相对人均产出之间存在着稳定的内在关联关系，其实际汇率基本变动趋势可由相对生产率的变动所解释。本文研究结论进一步论证了巴拉萨—萨缪尔森效应存在的广泛性。

注释：

①本文中的实际汇率与相对人均产出均以美国为基准国。一个经济体的相对人均产出提高，表明该经济体的经济增长速度快于美国，实际汇率上升，表明货币升值。

参考文献：

[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.国际相对价格变动特征研究[D].大连：东北财经大学，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.

责任编辑、校对：张增强