經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)實(shí)際匯率的影響-基于巴拉薩―薩繆爾森效應(yīng)的分析9100字

1、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)實(shí)際匯率的影響:基于巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)的分析9100字 摘要：巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)認(rèn)為經(jīng)歷高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的國(guó)家，其貿(mào)易品部門的消費(fèi)率進(jìn)步較快，這將導(dǎo)致實(shí)際匯率升值。本文利用1978-2022年的中國(guó)年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)對(duì)巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)進(jìn)展實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果說(shuō)明巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)在中國(guó)是顯著成立的，從長(zhǎng)期看中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率的進(jìn)步會(huì)帶來(lái)人民幣實(shí)際匯率的升值。 關(guān)鍵詞：巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)，實(shí)際匯率，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)Abstract：The Balassa-Samuelson Hypothesis says that the country with rapid economic growt

2、h，its trade sector productivity will increase rapidly，which will lead to real exchange rate appreciation. In this paper，we analyze the Balassa-Samuelson Hypothesis in China by using the annual time series data from 1978 to 2022. The results suggest that Balassa-Samuelson Hypothesis is significant in

3、 China in long term，and the increasing labor productivity will cause RMB real exchange rate appreciation.Key Words：Balassa-Samuelson Hypothesis，real exchange rate，economic growth中圖分類號(hào)：F830.7文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1674-2265202202-0028-06一、文獻(xiàn)綜述巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)是當(dāng)代國(guó)際經(jīng)濟(jì)學(xué)和國(guó)際貿(mào)易學(xué)中一個(gè)重要的根底性命題，它是研究一國(guó)經(jīng)濟(jì)處于高速增長(zhǎng)時(shí)期實(shí)際匯率長(zhǎng)期變動(dòng)趨勢(shì)的重要理論

4、假說(shuō)。巴拉薩和薩繆爾森分別在1964年發(fā)表的論文認(rèn)為，可貿(mào)易品消費(fèi)部門和不可貿(mào)易品消費(fèi)部門具有不同的消費(fèi)率程度，由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度較快的國(guó)家在可貿(mào)易品部門中具有相對(duì)高的消費(fèi)率，根據(jù)一價(jià)定理和購(gòu)置力平價(jià)原理，勞動(dòng)力在兩部門之間是自由流動(dòng)的，所以使得不可貿(mào)易品部門的實(shí)際工資也上漲，這樣就進(jìn)步了不可貿(mào)易品部門的相對(duì)價(jià)格。因此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)快速的國(guó)家實(shí)際匯率具有升值趨勢(shì)。當(dāng)前，中國(guó)經(jīng)濟(jì)正經(jīng)歷快速增長(zhǎng)和構(gòu)造變動(dòng)時(shí)期，與全球經(jīng)濟(jì)交融程度不斷深化，現(xiàn)實(shí)條件與巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假設(shè)背景大致吻合，巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)的驗(yàn)證為觀察中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中人民幣實(shí)際匯率長(zhǎng)期演變規(guī)律提供了一個(gè)理論視角。在已有文獻(xiàn)中，很多興旺經(jīng)濟(jì)體

5、都被證明遵循巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)，其中最為典型案例是戰(zhàn)后的日本今井，2022；杜米特魯和日亞努，2022；坎佐內(nèi)里等，1999；亞歷克修斯和尼爾森，2000。謝Hsieh，1982發(fā)現(xiàn)利用巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)可以顯著解釋日元和馬克實(shí)際有效匯率的變動(dòng)趨勢(shì)。金Chinn，1997認(rèn)為菲律賓、韓國(guó)、印度尼西亞和馬來(lái)西亞四個(gè)國(guó)家的可貿(mào)易商品部門勞動(dòng)消費(fèi)率增長(zhǎng)1%，帶動(dòng)各國(guó)實(shí)際匯率升值0.5%。喬杜里和可汗Choudhri和Khan，2022以19761994年間16個(gè)開展中國(guó)家的國(guó)別面板數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象，結(jié)果說(shuō)明兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率差異對(duì)相對(duì)價(jià)格的影響顯著，各國(guó)相對(duì)價(jià)格與貿(mào)易條件對(duì)實(shí)際匯率影響也是顯著

6、的。張、金和藤井Cheung、Chinn和Fujii，2022認(rèn)為中國(guó)和美國(guó)可貿(mào)易商品部門勞動(dòng)消費(fèi)率進(jìn)步使得實(shí)際匯率升值，而不可貿(mào)易商品部門勞動(dòng)消費(fèi)率進(jìn)步使得實(shí)際匯率有貶值壓力，巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)是成立的。然而，弗倫施和施馬倫Frensch和Schmillen，2022、弗羅特和羅戈夫Froot和Rogoff，1991、埃杰特，德里尼和洛馬奇gert，Drine和Lommatzsch，2022、戈利和泰爾斯Golley和Tyers，2022、卡馬雷羅Camarero，2022等人研究發(fā)現(xiàn)，巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)對(duì)開展中國(guó)家實(shí)際匯率走勢(shì)的解釋力要弱一些，特別是經(jīng)濟(jì)開展程度比擬低的國(guó)家，它們?cè)诮?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

7、過(guò)程中伴隨的往往不是實(shí)際匯率的升值，而是貶值。國(guó)內(nèi)大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)趨勢(shì)符合巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)，中國(guó)與美國(guó)兩部門勞動(dòng)消費(fèi)率的差異決定兩國(guó)相對(duì)物價(jià)程度的差異。俞萌2001、盧鋒和韓曉亞2022、王蒼峰和岳咬興2022、唐旭和錢士春2022、陳科和呂劍2022等人研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)可貿(mào)易商品部門消費(fèi)率進(jìn)步時(shí)，人民幣實(shí)際匯率趨向于升值；不可貿(mào)易商品部門消費(fèi)率進(jìn)步時(shí)，人民幣實(shí)際匯率趨向于貶值，因此巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)是成立的。與此同時(shí)，楊長(zhǎng)江2002、李未無(wú)2022、林毅夫2022、王澤填、姚洋2022等人的實(shí)證研究對(duì)巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)提出質(zhì)疑，原因在于中國(guó)自1978年實(shí)行改革開放以來(lái)，伴

8、隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速增長(zhǎng)，人民幣名義匯率和實(shí)際匯率長(zhǎng)期以來(lái)呈現(xiàn)明顯貶值趨勢(shì)，顯然與傳統(tǒng)巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)理論假說(shuō)相違犯。綜上所述，巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)在特定國(guó)家是否發(fā)生依賴消費(fèi)率構(gòu)造性變動(dòng)的兩個(gè)前提條件：一是國(guó)內(nèi)可貿(mào)易商品部門勞動(dòng)消費(fèi)率相對(duì)于不可貿(mào)易商品部門的高速增長(zhǎng)；二是國(guó)內(nèi)兩部門勞動(dòng)消費(fèi)率對(duì)國(guó)外的相對(duì)增長(zhǎng)。本文在國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究的根底上，從巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)角度分析中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響。二、計(jì)量模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)說(shuō)明一國(guó)經(jīng)濟(jì)從總體上可以分為可貿(mào)易商品部門和不可貿(mào)易商品部門，同時(shí)假定可貿(mào)易商品部門和不可貿(mào)易商品部門資本和勞動(dòng)的要素報(bào)酬為常數(shù)，即規(guī)模報(bào)酬不變。兩部門的消費(fèi)函數(shù)下標(biāo)N 表示

9、不可貿(mào)易商品部門，下標(biāo)T 表示可貿(mào)易商品部門分別表示為： 12假定可貿(mào)易商品部門和不可貿(mào)易商品部門的消費(fèi)函數(shù)為線性齊次、且產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)都是處于完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)的狀態(tài)。假設(shè)勞動(dòng)力在國(guó)內(nèi)可以自由流動(dòng)，所以兩部門實(shí)際工資相等。以 和 分別表示不可貿(mào)易商品的價(jià)格和可貿(mào)易商品的價(jià)格，以 表示實(shí)際利率。在兩部門利潤(rùn)最大化條件的假設(shè)下，兩部門的勞動(dòng)力所要滿足的一階必要條件為王蒼峰、岳咬興，2022：3 4假定存在本國(guó)和外國(guó)兩個(gè)國(guó)家，沒有關(guān)稅和運(yùn)輸本錢等貿(mào)易壁壘，在自由貿(mào)易的前提下，本國(guó)和外國(guó)的可貿(mào)易商品的價(jià)格是一樣的，都為 。然而本國(guó)和外國(guó)不可貿(mào)易商品價(jià)格可能不同，分別為 和 ，同時(shí)假定本國(guó)和外國(guó)兩部門的

10、價(jià)格指數(shù)均為Cobb-Douglas形式，可以分別表示為： 56 實(shí)際匯率： 7對(duì)公式7兩邊取對(duì)數(shù)，那么得到如下的線性公式： 8假定兩部門消費(fèi)函數(shù)均為Cobb-Douglas形式的消費(fèi)函數(shù)：910公式9、公式10結(jié)合公式3和4消去實(shí)際工資 ，可得 ，同理可以得到外國(guó)的 ，代入公式8，可以得到： 11 即： 12 其中公式12為巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)模型的數(shù)理表達(dá)式。本文選取19782022年的年度數(shù)據(jù)，人民幣實(shí)際匯率數(shù)據(jù)來(lái)自IMF。REER上升表示人民幣匯率升值，下降表示人民幣匯率貶值。因此，假如以REER代替等式12左邊的實(shí)際匯率，那么等式12右邊的正負(fù)號(hào)相反， 令 和 分別為中國(guó)與美國(guó)兩部門“

11、相對(duì)相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率的自然對(duì)數(shù)值。 1314 等式11可以變形為： 15方程式15即為本文的計(jì)量公式，各個(gè)變量的解釋如下：中國(guó)兩部門勞動(dòng)消費(fèi)率： 為中國(guó)可貿(mào)易部門制造業(yè)相對(duì)于不可貿(mào)易部門效勞業(yè)的相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率的自然對(duì)數(shù)值， 的計(jì)算方法為中國(guó)制造業(yè)的勞動(dòng)消費(fèi)率的自然對(duì)數(shù)值與效勞業(yè)勞動(dòng)消費(fèi)率的自然對(duì)數(shù)值的差額。中國(guó)兩部門勞動(dòng)消費(fèi)率的計(jì)算方法分別為制造業(yè)或者效勞業(yè)的年度增加值除以其就業(yè)人數(shù)。 16美國(guó)兩部門勞動(dòng)消費(fèi)率： 為美國(guó)可貿(mào)易部門相對(duì)于美國(guó)不可貿(mào)易部門的相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率的自然對(duì)數(shù)值， 的計(jì)算方法是美國(guó)可貿(mào)易部門勞動(dòng)消費(fèi)率的自然對(duì)數(shù)值與美國(guó)不可貿(mào)易部門的勞動(dòng)消費(fèi)率自然對(duì)數(shù)值的差額。 17人民幣實(shí)際匯

12、率： 為人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)REER的自然對(duì)數(shù)值。該指數(shù)上升表示人民幣匯率升值，該指數(shù)下降那么表示人民幣匯率貶值。本文的數(shù)據(jù)為1978-2022年的年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，中國(guó)的數(shù)據(jù)來(lái)源于?中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒?、?中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒?和國(guó)際貨幣基金組織的IFS數(shù)據(jù)庫(kù)；美國(guó)的數(shù)據(jù)來(lái)自于 ：/./。三、巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)在中國(guó)的實(shí)證檢驗(yàn)一單位根檢驗(yàn)傳統(tǒng)時(shí)間序列分析根本上都是假定時(shí)間序列變量是平穩(wěn)的。然而，現(xiàn)實(shí)中大多數(shù)的宏觀經(jīng)濟(jì)序列都是非平穩(wěn)的變量。為了克制最小二乘法的“偽回歸現(xiàn)象，一般采用協(xié)整的方法來(lái)處理非平穩(wěn)時(shí)間序列。在協(xié)整檢驗(yàn)之前，首先必須判斷各變量的平穩(wěn)性質(zhì)，只有同階單整并且是非

13、平穩(wěn)的變量才能做協(xié)整分析。使用ADF法檢驗(yàn) 、 、 穩(wěn)定性可知：這三個(gè)變量都是非平穩(wěn)的，它們的一階差分在5%顯著性程度下是平穩(wěn)的，說(shuō)明 、 、 三個(gè)變量為一階單整的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。表1：ADF的檢驗(yàn)結(jié)果變量 ADF統(tǒng)計(jì)量 臨界值(5%) 檢驗(yàn)形式 結(jié)論-1.1946 -2.9639 (c，n，3) 不平穩(wěn)-1.9516 -2.9677 (c，n，1) 不平穩(wěn)-1.4429 -2.9677 (c，n，0 不平穩(wěn)-6.1179 -2.9677 (c，n，0) 平穩(wěn)-2.6873 -2.9718 (n，n，0) 平穩(wěn)-4.7640 -2.9718 (c，n，0) 平穩(wěn)二協(xié)整分析對(duì)于具有一樣單位根性質(zhì)的

14、時(shí)間序列數(shù)據(jù)，可以利用Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)驗(yàn)證變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系?；谥袊?guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率 、美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率 和人民幣實(shí)際匯率 三個(gè)變量的VAR模型，根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)那么確定滯后期為3。使用Johansen協(xié)整分析法檢驗(yàn)三個(gè)變量的協(xié)整關(guān)系時(shí)，確定滯后期為2見表2。檢驗(yàn)說(shuō)明，在5%的顯著性程度下，存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。說(shuō)明人民幣實(shí)際匯率、中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率與美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率三者之間存在長(zhǎng)期平衡關(guān)系。 18 3.178 5.266 3.119表2：Johanson協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果特征值 跡統(tǒng)計(jì)量 5%的臨界值 概率 原假設(shè)H0 備擇假設(shè)H10.5294 3

15、6.039* 35.192 0.0404 r=0 r10.3476 15.684 20.261 0.1897 r1 r20.1424 4.1486 9.1645 0.3904 r2 r=3特征值 最大特征值統(tǒng)計(jì)量 5%的臨界值 概率 原假設(shè)H0 備擇假設(shè)H10.5294 25.354* 22.299 0.0313 r=0 r10.3476 11.535 15.892 0.2146 r1 r20.1424 4.1486 9.1645 0.3904 r2 r=3協(xié)整方程18系數(shù)符號(hào)符合巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)理論假說(shuō)，證明了巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)在中國(guó)是顯著成立的。中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率對(duì)人民幣實(shí)際匯率影

16、響的彈性為1.2095，美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率對(duì)人民幣實(shí)際匯率影響的彈性為-2.2373。說(shuō)明從長(zhǎng)期看，中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率進(jìn)步，即中國(guó)可貿(mào)易部門勞動(dòng)消費(fèi)率相對(duì)于不可貿(mào)易部門快速增長(zhǎng)時(shí)，會(huì)帶來(lái)人民幣實(shí)際匯率的升值。美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率進(jìn)步，即美國(guó)可貿(mào)易部門勞動(dòng)消費(fèi)率相對(duì)于不可貿(mào)易部門快速增長(zhǎng)時(shí)，人民幣實(shí)際匯率貶值。三格蘭杰因果檢驗(yàn)協(xié)整檢驗(yàn)只能檢驗(yàn)人民幣實(shí)際匯率與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是否存在長(zhǎng)期平衡關(guān)系，但并不能確定兩者是否具備統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系，這就需要通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)展分析確定。格蘭杰因果檢驗(yàn)要求變量必須是平穩(wěn)的，因此需要對(duì) 、 、 三個(gè)變量的一階差分 、 、 進(jìn)展格蘭杰因果檢驗(yàn)

17、。根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)那么，選取滯后期為2見表3。表3：格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果原假設(shè) F統(tǒng)計(jì)量 顯著性程度 結(jié)論 不是 的Granger原因0.9068 0.4178 承受 不是 的Granger原因5.4424 0.0116 回絕 不是 的Granger原因0.0809 0.9225 承受 不是 的Granger原因5.1213 0.0145 回絕 不是的 Granger原因0.6916 0.5113 承受從表3可以看出：存在中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率、美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率到人民幣實(shí)際匯率的單向格蘭杰因果關(guān)系，即中國(guó)兩部門的相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率、美國(guó)兩部門的相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率是人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)的格

18、蘭杰原因。反之，人民幣實(shí)際匯率變動(dòng)不是中國(guó)和美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率變動(dòng)的格蘭杰原因。格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)一步驗(yàn)證了巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)在中國(guó)是成立的。四脈沖響應(yīng)函數(shù)基于VAR3模型，對(duì)中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率 、美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率 和人民幣實(shí)際匯率 三個(gè)變量進(jìn)展脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。本文主要采用廣義脈沖響應(yīng)分析法，以克制Cholesky脈沖響應(yīng)分析法中由于變量的次序不同而導(dǎo)致脈沖響應(yīng)分析結(jié)果不同的弊端。從圖1可以看出：中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的沖擊為正值，在第1期到達(dá)最低點(diǎn)，之后快速上升，從第4期開場(chǎng)緩慢下降，從8期開場(chǎng)趨于平穩(wěn)。這說(shuō)明中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率對(duì)人民幣實(shí)際匯

19、率的沖擊作用是正向的，隨著中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率的上升，人民幣實(shí)際匯率升值。圖1：人民幣實(shí)際匯率對(duì)中國(guó)消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)從圖2可以看出：美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的沖擊從第1期到第2.5期為正值，之后為負(fù)值，并在第4期和第5期到達(dá)最低點(diǎn)，然后開場(chǎng)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但仍然維持負(fù)值。這說(shuō)明從長(zhǎng)期來(lái)看，美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率對(duì)人民幣實(shí)際匯率的沖擊作用是負(fù)向的，即隨著美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率的上升，人民幣實(shí)際匯率貶值。 圖2：人民幣實(shí)際匯率對(duì)美國(guó)消費(fèi)率的脈沖響應(yīng) 五方差分解以下基于 、 、 三個(gè)變量的VAR 3模型，對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤差S.E.進(jìn)展方差分解表4?？梢姡褐袊?guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率

20、變動(dòng)對(duì)人民幣實(shí)際匯率 變動(dòng)的奉獻(xiàn)比重呈現(xiàn)快速上升的趨勢(shì)，在第4期為29.83%，到第10期為33.29%，到第15期已到達(dá)35.27%。這說(shuō)明中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率沖擊對(duì)人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的奉獻(xiàn)率較大，而且隨著時(shí)間推移，其奉獻(xiàn)率呈現(xiàn)不斷增大趨勢(shì)。美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率 變動(dòng)對(duì) 變動(dòng)的奉獻(xiàn)比重，第4期為5.63%，到第10期為11.95%，到第15期為12.56%。從 方差分解結(jié)果可知：影響人民幣實(shí)際匯率波動(dòng)的主要因素是中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率，美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響較弱。表3：格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果時(shí)期 標(biāo)準(zhǔn)差1 0.104 100.00 0.000 0.0004 0.

21、162 65.21 3.93 30.866 0.186 50.08 12.78 37.139 0.199 43.33 13.41 43.2610 0.203 42.04 13.01 44.9512 0.208 40.08 12.39 47.5214 0.213 38.70 12.52 48.7915 0.215 38.13 12.92 48.95四、巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)的國(guó)別驗(yàn)證巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假設(shè)可貿(mào)易部門勞動(dòng)消費(fèi)率的相對(duì)增長(zhǎng)影響實(shí)際匯率，然而在多國(guó)樣本研究情況下，由于獲得可貿(mào)易部門勞動(dòng)消費(fèi)率數(shù)據(jù)往往存在較多困難，因此可以用人均收入指標(biāo)作為勞動(dòng)消費(fèi)率替代指標(biāo)。在早期研究巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)文獻(xiàn)

22、中，多數(shù)文獻(xiàn)用人均收入作為可貿(mào)易品部門和不可貿(mào)易品部門勞動(dòng)消費(fèi)率比率的代理變量，如巴拉薩1964、克萊格和坦齊Clague和Tanzi，1972、羅戈夫Rogoff，1996、伯金等Bergin等，2022、弗倫施和施馬倫Frensch和Schmillen，2022。本文挑選較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)經(jīng)濟(jì)相對(duì)增長(zhǎng)率較高的10個(gè)國(guó)家和地區(qū)，整理估測(cè)它們二十世紀(jì)60年代以來(lái)相對(duì)美國(guó)人均收入與實(shí)際匯率的數(shù)據(jù)，并做出相應(yīng)趨勢(shì)圖，觀察其實(shí)際匯率的詳細(xì)表現(xiàn)來(lái)檢驗(yàn)巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)是否成立。實(shí)證分析結(jié)果可以分為三種情況：一是高度符合巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)。在日本見圖3、德國(guó)見圖4、意大利見圖5、比利時(shí)見圖6、澳大利亞見圖7

23、等國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快且明顯伴隨著實(shí)際匯率升值，而且經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)和實(shí)際匯率上升趨勢(shì)高度一致，高度符合巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)的理論假說(shuō)。二是根本上符合巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)。在中國(guó)香港見圖8、法國(guó)見圖9和馬來(lái)西亞見圖10，實(shí)際匯率的上升趨勢(shì)緩慢，然而實(shí)際匯率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)趨勢(shì)根本一致，根本上符合巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)理論假說(shuō)。三是不符合巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)假說(shuō)。在加拿大見圖11和英國(guó)見圖12經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)和實(shí)際匯率走勢(shì)相關(guān)度不高，甚至出現(xiàn)相反的趨勢(shì)，說(shuō)明巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)在這兩個(gè)國(guó)家并不成立。圖3 日本的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸) 圖4 德國(guó)的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖3 日本的實(shí)際匯率(左軸

24、)和相對(duì)收入(右軸) 圖4 德國(guó)的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖5 意大利的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖6 比利時(shí)的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖7 澳大利亞的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖8 香港的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖9法國(guó)的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖10馬來(lái)西亞的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖11加拿大的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)圖12英國(guó)的實(shí)際匯率(左軸)和相對(duì)收入(右軸)五、結(jié)論“巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)可以通俗的表達(dá)為：經(jīng)歷高速經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的國(guó)家，其可貿(mào)易品部門的消費(fèi)率進(jìn)步較快，這將導(dǎo)致其實(shí)際匯率升值。本文利用19782022年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)檢驗(yàn)巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)在中國(guó)是否成立。主要結(jié)論如下：第一，巴拉薩薩繆爾森效應(yīng)在中國(guó)是顯著成立的。中國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率進(jìn)步，即可貿(mào)易商品部門制造業(yè)的勞動(dòng)消費(fèi)率相對(duì)于不可貿(mào)易商品部門效勞業(yè)快速增長(zhǎng)時(shí)，會(huì)帶來(lái)人民幣實(shí)際匯率的升值。美國(guó)兩部門相對(duì)勞動(dòng)消費(fèi)率進(jìn)步，即美國(guó)可貿(mào)易商品部門勞動(dòng)消費(fèi)率相對(duì)于不可貿(mào)易商品部門增長(zhǎng)時(shí)，人民幣實(shí)際匯率貶值。第二，在中國(guó)逐漸成為世界制造業(yè)中心的過(guò)程中，相對(duì)中國(guó)不可貿(mào)易商品部門和外國(guó)可貿(mào)易商品部門來(lái)說(shuō)，中國(guó)可貿(mào)易商品部門的勞動(dòng)消費(fèi)率增長(zhǎng)速度較快，而且可貿(mào)易商品部門勞動(dòng)消費(fèi)率的高速增長(zhǎng)也是中國(guó)長(zhǎng)期保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要原因。所以根