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摘 要 ：通过利用中国30个省区的数据来检验中国经济相容于巴拉萨-萨缪尔森效应的程度.实证结果表明,各省区的相对劳动生产率的差异与相对价格的关系符合巴拉萨-萨缪尔森效应理论所描述的特征,同时对各省区的相对劳动生产率与相对价格进行了逐个的协整检验,结果表明有23个省区的数据符合理论所预示,这也从一个角度提供了各省区通货膨胀率长期存在差异的解释.进一步研究发现生产率的差异与各省区的实际汇率之间存在较弱的长期协整关系,并对此提出了解释.
关 键 词 ：巴拉萨-萨缪尔森效应；实际汇率；通货膨胀；相对价格；相对劳动生产率
一、引言
实际汇率在一国经济中发挥着重要的作用,尤其是对于经济快速发展的发展中国家来说,对于实际汇率的变动与调整的研究意义更加重要.巴拉萨-萨缪尔森效应理论（为行文方便,以下简称BS效应）从供给面来说明实际汇率的变动,阐述了国内外相对生产率走势影响实际汇率变动的传导机制.依据BS效应理论,贸易部门的劳动生产率增长要快于非贸易部门的劳动生产率,贸易部门劳动生产率提高会带动工资水平上涨,由于劳动力市场是统一的,所以非贸易部门劳动力工资也会上涨,但是由于非贸易部门劳动生产率没有贸易部门高,使得非贸易部门的价格会上升,从而带动整体价格水平的上涨.即经济处于快速发展的国家其整体价格水平较高,并引起实际汇率的升值.随着理论的发展,BS效应理论框架被广泛应用于研究通货膨胀压力、货币升值压力等问题,同时是实际均衡汇率估计的重要理论基础（IMF,2006）[1].
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中国从计划经济向社会主义市场经济转轨的过程中,经济一直处于高速增长,劳动生产率也不断提高,而且一个引人注目的事实是,省际之间长期存在着通货膨胀率的差异.例如,从1990年到2009年之间,CPI的年度平均变化率从最低的省份广东3.91%到最高的省市北京的5.90% （图1）,北京超过了广东的累积CPI的上涨幅度达到40.1% .
考虑到中国所有的省区都使用同一种货币,隶属于同一个货币政策,可以被认为是一个货币联盟,但却表现出通货膨胀率的差异.在蒙代尔―弗莱明模型框架下和同处一个货币联盟的条件下,在商品和资本自由流动的前提下,不同地区的价格水平最终会趋向于同一个水平.然而价格收敛并不总是发生,这种差异可以由巴拉萨-萨缪尔森效应来解释(Balassa,1964,Samuelson,1964)[2] .巴拉萨效应适用于中国的各省区吗?一个替代性的解释是通货膨胀率的差异可能起因于在弱的经济金融一体化的进程中货币政策的分散性而导致银行信贷增长的差异（Boyreau Debray,2000）[3].但这并不适用于中国,因为中国的货币政策并没有太多的体现出区域性的差别.中国各省区经济发展的不平衡意味着通货膨胀率的差异可以由BS效应来解释.
当前,国内大多数学者认为人民币实际汇率变动趋势具有较为典型的BS效应.王维（2003）[4]、王苍峰、岳咬兴（2006）[5]、卢峰（2006）[6]、唐旭,钱士春（2007）[1]利用中美两国的数据,实证检验了中美两国两部门相对劳动生产率与人民币实际汇率的关系,发现BS效应在我国显著.然而,有些学者认为人民币实际汇率变动并不具有BS效应.杨长江（2002）[7]对巴拉萨-萨缪尔森效应假说与人民币实际汇率变动趋势之间的矛盾进行了研究,他认为,在劳动无限供给的条件下,BS效应假说可能会以实际汇率持续贬值的形式表现出来,这种技术进步型贬值是影响人民币实际汇率较长时期变动态势的主要因素.
总的来看,对BS效应在我国是否存在还存在着争论,BS效应在我国的相容程度如何,也无定论.而且至目前为止,国内尚未有学者用中国各省区数据来检验BS效应,中国各省区长期存在的通货膨胀差异是否可以由BS效应来解释,这需要本文进一步深入研究.
二、BS效应理论模型
Rogoff(1992)在一般均衡框架下,在完全竞争、国际资本完全自由流动、不同部门之间要素自由流动、贸易部门的一价定理成立等假设条件下,构造了BS效应的数学模型[8].根据柯布-道格拉斯生产函数、利润最大化原则和一价定律的表达式,经过一系列推导运算,可得BS效应的基本关系式如下 ：
（1）
这就是BS效应的基本关系式,其中RER表示实际汇率,下标T表示贸易部门,下标NT表示非贸易部门, 、 分别表示贸易品生产部门和非贸易品生产部门的产出对劳动的弹性系数, 、 分别表示两个部门的劳动生产率,带*号表示外国的变量,该式表明实际汇率由国内外贸易部门和非贸易部门的相对劳动生产率决定.假设国外两部门相对生产率不变,当国内贸易部门的劳动生产率快于国内非贸易部门的劳动生产率时,就使得实际汇率RER减少,即外币实际汇率贬值,本币实际汇率升值.
在推导BS基本关系式的过程中,可得下式,也称为Baumol-Bowen效应,表示非贸易部门与贸易部门的相对价格是贸易部门与非贸易部门相对劳动生产率的函数.贸易部门相对于非贸易部门的相对劳动生产率越大,非贸易部门相对于贸易部门的相对价格也越大.
根据上述对BS效应的描述,可以写出以下检验BS效应的计量模型为：
这里p表示以贸易品价格为基准的非贸易产品的相对价格,t代表时期,i代表中国的各省区, 是指随机扰动项.由推导过程可知,BS模型要求相对劳动生产率系数 、 为正,而系数 为负.
三、实证研究
(一)数据及样本区间的选择
检验BS效应时,一个关键的步骤是可贸易部门和不可贸易部门的分类,出于国际比较的方便性,人们对贸易与非贸易部门的分类有不同的做法,大部分只把制造业作为贸易部门,把服务业作为不可贸易部门.
考虑到数据的可得性,本文主要选择第二产业与第三产业分别作为贸易与非贸易部门进行研究,并以美国来代表国外.美国的贸易部门产出采用耐用品和非耐用品产值之和,贸易部门的价格指数采用由耐用品和非耐用品部门的产值（2005不变价）加权计算出贸易部门的价格缩减指数.非贸易部门采用服务部门产值,同时可获得非贸易部门的价格缩减指数.美国的数据来自于美国商务部经济分析局 （Bureau of Economics Analysis）和美国劳动部劳工统计局 .
中国由22个省区（安徽、福建、甘肃、广东、贵州、海南、河北、黑龙江、河南、湖北、湖南、江苏、江西、吉林、辽宁、青海、山西、陕西、山东、四川、云南、浙江）,5个自治区（广西、内蒙古、宁夏、新疆、西藏）,4个直辖市（北京、重庆、上海、天津）,2个特别行政区（香港和澳门）.香港和澳门不在本文的研究范围之内,由于重庆的数据在1997年之前是合并在四川省之内,也不在本文的研究之列.所以本文的研究范围共包括三十个省市自治区.实证研究中的地区数据采用年度数据,研究样本期是1990-2009年.中国各省区的数据来自于历年的《中国统计年鉴》和中经网统计数据库.
（二）实证检验过程及结果
1．单位根检验结果
本文的实证研究是基于BS模型来检验变量间的长期均衡关系,协整检验前需要确定时间序列的单整阶数.这里对各个面板时间序列进行了5种检验,包括同质单位根检验和异质单位根检验.
由上表可知,除个别情形外,无论是检验回归式中包括常数项还是同时包括常数项和趋势项,当对各个时间序列的原值进行检验时,检验结果都表明不能拒绝“存在单位根”的零假设；当对各个时间序列的一阶差分进行检验时,检验结果都可以强烈地拒绝“存在单位根”的零假设.由此可以判定所有变量都是非平稳的时间序列,都具有I(1)特征.
2．面板协整检验结果
判定了各个时间序列的单整阶数以后,用协整检验的方法来分析BS效用是否成立,协整检验的结果如表2所示,这里检验面板数据的变量间的协整关系,协整检验的变量间的关系基于式（3）、（4）.
表2给出了对计量模型式（3）、（4）的面板协整检验结果.对于式（3）,7个统计量在5%的显著性水平下有5个小于临界值,拒绝零假设“没有协整”,对于式（4）,7个统计量在5%的显著性水平下有5个拒绝零假设.根据上述的检验结果,由于面板协整所发掘的信息量更多,这里确信两个式子中的变量各自都存在长期均衡关系.
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表3的报告的是面板数据的（3）式估计及检验结果.表3表明模型采用的是固定效应模型,从结果可以看出,调整后的决定系数为0.832,说明模型的拟合优度还可以,从整体上看,相对劳动生产率的系数显著,符号符合理论所预示.
为进一步分析各省区的变量间的均衡关系,先行检验各省区的时间序列的单位根,检验结果显示对于各省区的时间序列都不能拒绝“存在单位根”的零假设；当对各省区的时间序列进行一阶差分检验时,检验结果都可以强烈地拒绝存在单位根的零假设 ,由此可以判断这些时间序列都具有I(1)特征.
这里采用EG两步法检验一阶单整变量间的协整关系,使用基于残差的ADF协整检验和PP检验.表4报告了各个省区单独的协整检验结果：
表4说明,ADF检验在5%的显著性水平上有25个省区拒绝了没有协整关系的零假设,PP检验在5%的显著性水平上有24个省区拒绝了没有协整关系的零假设.再结合各省区的最小二乘回归系数的显著性和符号,综合来看,有23个省区的数据符合BS理论所预示.甘肃、内蒙、宁夏、青海、西藏、新疆、云南等省区的相应关系不成立,说明在这些省区市场化程度较低.北京、上海、江苏等省区的相应关系成立且回归系数值相应较大,而这些省区也是通货膨胀率高的地区.CPI较低的省区如广东、河北、河南等省区的回归系数相应较小,说明这些省区的相对劳动生产率的提高对相对价格提高的贡献没有CPI较高的省区的贡献度大.另外,从计算的数据比较可以得知,北京、上海、江苏等省份的相对劳动生产率提高也较快,使得这些地区的通货膨胀率也相对较高.
考虑到式（3）的面板协整检验结果,可以得出,中国各省区的相对价格和相对劳动生产率存在长期的均衡关系,由于中国各省区的经济发展不平衡,相对劳动生产率较高的省区,其价格指数也相应较高.
现在再来估计各省市的实际汇率、相对劳动生产率、美国相对劳动生产率的均衡关系.表5报告了面板数据的（4）式估计及检验结果.表5表明模型采用的是随机效应模型,从结果可以看出,调整后的决定系数为0.22,不理想.从整体上看,中国相对劳动生产率的系数仅为-0.068,绝对值很小.这表明BS的基本关系式（4）在中国勉强成立.
BS的基本关系式在中国勉强成立,这有几个可能的解释.首先是外汇市场上的干预导致了外汇市场常常违反购买力平价（Choudhry,1991,p.562；Taylor &McMahon,1988,p.193-4）[9][10].这应该是购买力平价不成立首要的原因.第二个解释在于中国经济的“开放度”.开放度定义为GNP中进出口总价值的比率,它说明了国际贸易在一个国家的国民经济中的相对重要性（Phylaktis & Kassimatis,1994,p.492）[11].如果一个经济体的开放度低,则汇率偏离购买力平价的程度就越大（Melvin & Bernstein,1984,p.374）[12],而中国的开放度在90年代是相对低的.第三个解释在于数据的准确性.各省区的数据,例如各产业的增加值、增加值指数等数据来源于中经网统计数据库,其中二、三产业增加值指数（可比价,1978等于100）从90年开始才有相应的数据,根据二、三产业增加值指数（可比价,上年等于100）的数据将二三产业增加值指数（1978等于100）向后还原,发现有少部分省区的1978年的二、三产业增加值指数并不是100,由于数据的偏差,由此计算出的各产业2005不变价增加值、劳动生产率必然存在一定的偏差,给这些省区的逐个协整检验及回归结果的准确性带来影响.由于有偏差数据的省区占少数,对总体的面板数据检验不会造成大的偏差.
五、结论
本文以HBS理论为基础,基于中国30个省区的数据来检验1990-2009年各省区的实际汇率、相对价格、相对劳动生产率之间的关系是否符合HBS理论所预示以及相容的程度.从总体上来看,中国各省区的相对价格与相对劳动生产率存在长期均衡关系.进一步对各省区分别进行逐个协整检验,检验结果也较好地解释了中国各省区长期以来由于相对劳动生产率存在差异而导致通货膨胀率长期存在差异.实证中还发现实际汇率和相对劳动生产率的长期均衡关系只是勉强成立,而且效应很小.实证结果表明,人民币实际汇率升值是反映我国经济发展的必然路径,我国各省区由于经济发展存在不平衡,相对劳动生产率的变化存在一定差异,使得各省区的物价指数和实际汇率各不相同.我国在面临人民币升值压力时,一定要注意汇率与区域经济发展的不平衡,处理好内外均衡,选择适合本国经济发展的最优汇率制度.
当然,BS效应只是从供给方面研究实际汇率问题,还可以对BS效应假说中严格的假定条件逐一修正与完善,引入需求方因素,比如政府消费、贸易条件、信贷量、资本流动等变量.还可以对国际交换的商品分为有形商品和无形商品,进一步再细分为竞争性的和非竞争性的商品,笔者将在此基础上进一步深入研究.
参考文献
[1].唐旭,钱士春（2007）,“相对劳动生产率变动对人民币实际汇率的影响分析―哈罗德一巴拉萨一萨缪尔森效应实证研究”[J],金融研究,2007(5),pp.1-14.
[2].Balassa,B.(1964),“The Purchasing-Power Parity Doctrine：A Reappraisal”,Journal of Political Economy,Vol.72,No.6(Dec),pp.584-596.
[3].Boyreau Debray,G..(2000),&
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[4].王维（2003）,“相对劳动生产力对人民币实际汇率的影响”[J],国际金融研究,2003（8）.pp.11-17.
[5].王苍峰,岳咬兴（2006）,“人民币实际汇率与中国两部门生产率差异的关系――基于巴拉萨-萨缪尔森效应的实证分析”[J],财经研究,2006(8),pp.71-80.
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