巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響分析

1、巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的影響分析摘 要：本文結(jié)合我國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的特殊國(guó)情，在對(duì)標(biāo)準(zhǔn)的巴拉薩薩繆爾森模型拓展的基礎(chǔ)上，通過對(duì)有關(guān)實(shí)際匯率的比較選擇,運(yùn)用我國(guó)與美國(guó)的數(shù)據(jù)對(duì)人民幣實(shí)際匯率的效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。導(dǎo)致人民幣實(shí)際匯率的偏離主要原因?yàn)椋褐忻纼蓢?guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的不同；可貿(mào)易部門和不可貿(mào)易部門相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率的區(qū)別；中國(guó)工資上漲幅度低于可貿(mào)易部門勞動(dòng)生產(chǎn)率漲幅，而美國(guó)工資漲幅大于可貿(mào)易部門勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)率。結(jié)果表明，目前的人民幣匯率在一定程度上體現(xiàn)了巴拉薩-薩繆爾森假說(shuō)，符合我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。 關(guān)鍵詞：人民幣匯率 購(gòu)買力平價(jià) 巴拉薩-薩繆爾森假說(shuō) 實(shí)際匯率 Currency PPP B

2、alassa - Samuelson Hypothesis The real exchange rate一、問題的提出實(shí)際匯率是國(guó)際金融領(lǐng)域的一個(gè)關(guān)鍵變量，對(duì)一國(guó)的國(guó)際收支狀況、產(chǎn)品的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力和宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行具有實(shí)質(zhì)性影響。目前對(duì)長(zhǎng)期實(shí)際匯率的變動(dòng)有兩種理論解釋。其一為購(gòu)買力平價(jià)理論（PPP），在PPP成立的前提下實(shí)際匯率應(yīng)是一個(gè)常數(shù)，然而這一命題幷沒有得到經(jīng)驗(yàn)研究的廣泛支持。另一理論為巴拉薩-薩繆爾森假說(shuō)(Balassa-Samuelson Hypothesis)，此理論解釋了實(shí)際匯率的永久性變動(dòng)。這一假說(shuō)認(rèn)為貿(mào)易品部門和非貿(mào)易品部門之間勞動(dòng)生產(chǎn)力之差將導(dǎo)致實(shí)際匯率變動(dòng)，強(qiáng)調(diào)了生產(chǎn)力增長(zhǎng)在實(shí)

3、際匯率決定中的作用。2、 文獻(xiàn)回顧（一）人民幣購(gòu)買力平價(jià)和實(shí)際匯率 自卡塞爾（1918年）提出購(gòu)買力平價(jià)理論以來(lái)，購(gòu)買力平價(jià)一直是國(guó)際金融理論和政策研究的熱點(diǎn)和核心問題。由于絕對(duì)購(gòu)買力平價(jià)必須以一價(jià)定律成立為基礎(chǔ)，本文主要從相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)角度進(jìn)行研究。 相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)可分為一般和擴(kuò)展兩種形式。相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)的一般形式可表達(dá)為： Erp = E0(I / I*)， （1） 這里，E0為基期匯率，I 和I*為本國(guó)和外國(guó)的價(jià)格指數(shù)，一般以消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)或GDP縮減指數(shù)表示，而相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)的擴(kuò)展形式為： Erep = E0 = E0(I / I*)1+n*(I*N/ IT * -1 ) / 1+n(

4、IN/ IT -1 )， （2） 這里，n和n* 分別為本國(guó)和外國(guó)物價(jià)指數(shù)中可貿(mào)易品的權(quán)重，IN和I*N，IT和IT *分別為本國(guó)和外國(guó)不可貿(mào)易品和貿(mào)易品的物價(jià)指數(shù)。 參見泰米姆貝佑米等，1996擴(kuò)展形式實(shí)際上是根據(jù)可貿(mào)易平價(jià)對(duì)一般形式的修正，表明匯率的長(zhǎng)期變化從邏輯上講可能是各國(guó)可貿(mào)易商品相對(duì)價(jià)格的變化、構(gòu)成國(guó)內(nèi)和國(guó)外價(jià)格指數(shù)的權(quán)重的變化、國(guó)內(nèi)和國(guó)外不可貿(mào)易商品相對(duì)價(jià)格的變化等因素共同作用的結(jié)果。而且，各國(guó)國(guó)內(nèi)相對(duì)價(jià)格、價(jià)格指數(shù)權(quán)重以及各國(guó)可貿(mào)易商品相對(duì)價(jià)格的變化可能有更深層次的原因，例如勞動(dòng)生產(chǎn)率的變化或工資率的變化、總需求結(jié)構(gòu)的變化等。 因?yàn)槊x匯率的變化會(huì)造成貿(mào)易商品價(jià)格的調(diào)整，進(jìn)而引

5、起不可貿(mào)易商品相對(duì)價(jià)格的變化。因此，不可貿(mào)易商品相對(duì)價(jià)格的年度變化，可能是由于名義匯率的變化，以及需求結(jié)構(gòu)或勞動(dòng)生產(chǎn)率及其他供給因素長(zhǎng)期趨勢(shì)的變化造成的。鑒于此，我們可以認(rèn)為在其他條件不變的情況下，對(duì)本控制相對(duì)較嚴(yán)的經(jīng)濟(jì)體的不可貿(mào)易商品相對(duì)價(jià)格的年度變化可能比較小。根據(jù)實(shí)際匯率的公式， Ert = Et（I* / I ） (3) 可得擴(kuò)展形式的實(shí)際匯率為， Erte = Et（I*T / IT ）(1-n*)+n*(I*N/ IT * ) / (1-n)+n(IN/ IT ) （4） 這里，Et為當(dāng)期名義匯率。一般而言，若相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)成立，實(shí)際匯率不變。若相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)低于（高于）名義匯率，

6、則實(shí)際匯率貶值（升值） 參見俞喬，2000年。（二）巴拉薩-薩繆爾森假說(shuō)（BSH）對(duì)于匯率長(zhǎng)期趨勢(shì)系統(tǒng)性地偏離購(gòu)買力平價(jià)值的趨勢(shì)，巴拉薩（1964年）和薩繆爾森（1964年）試圖以勞動(dòng)生產(chǎn)率差異來(lái)解釋 哈羅德（Harrod，1939年）曾論述過巴拉薩和薩繆爾森的一些論證，而對(duì)此最早的論證可追溯到1821年的李嘉圖（Ricardo,1951年）, 試圖從經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)差異解釋實(shí)際匯率偏離的被稱作”結(jié)構(gòu)學(xué)派”。巴拉薩薩繆爾森假說(shuō)認(rèn)為：隨著實(shí)際收入的增長(zhǎng)，可貿(mào)易部門勞動(dòng)生率的提高快于不可貿(mào)易部門勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高。由于每個(gè)國(guó)家內(nèi)存在競(jìng)爭(zhēng)壓力，即兩個(gè)部門中技能類似的工人工資水平必須大致相等，在其他條件不變的前

7、提下，可貿(mào)易部門較快的勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)提高了不可貿(mào)易部門的相對(duì)成本，因而提高了不可貿(mào)易商品的相對(duì)價(jià)格。在各個(gè)國(guó)家可貿(mào)易商品的相對(duì)價(jià)格保持不變的條件下，不可貿(mào)易商品相對(duì)價(jià)格的提高就造成了總物價(jià)水平的提高，如果一國(guó)總物價(jià)水平提高快于貿(mào)易國(guó)（即一國(guó)可貿(mào)易部門勞動(dòng)生產(chǎn)率相對(duì)不可貿(mào)易勞動(dòng)生產(chǎn)率的提高程度大于貿(mào)易國(guó)）,于是實(shí)際匯率升值，但這并不影響可貿(mào)易品的競(jìng)爭(zhēng)力。BSH基礎(chǔ)模型是由Balassa于1964年提出的。他假定存在兩國(guó)經(jīng)濟(jì)、兩種商品、一種稀缺品（勞動(dòng)力）和固定投入系數(shù)技術(shù)?；緝?nèi)容可概括為以下模型（Asea，1994）。在一個(gè)開放經(jīng)濟(jì)中，勞動(dòng)力(L)可在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)自由流動(dòng)、資本(K)在國(guó)內(nèi)國(guó)際均可

8、自由流動(dòng)；貿(mào)易品(T)價(jià)格由國(guó)際市場(chǎng)決定，而非貿(mào)易品(N)價(jià)格在國(guó)內(nèi)市場(chǎng)決定；充分就業(yè)，即L=LT+LN，其中LT是貿(mào)易部門的勞動(dòng)力，LN是非貿(mào)易部門的勞動(dòng)力；生產(chǎn)投入為貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門的資本投入(KT，KN)和勞動(dòng)力投入(LT，LN)。每一部門的生產(chǎn)技術(shù)用下面的線性齊次生產(chǎn)函數(shù)表示: YT=TKLTLTf(kT) (1-1) YN=NKLNLNf(kN) (1-2)其中YT和YN分別代表國(guó)內(nèi)貿(mào)易和非貿(mào)易部門產(chǎn)出；幷且，kTKT/LT，kNKN/LN；T和N是隨機(jī)生產(chǎn)力參數(shù)同時(shí)世界利率i給定，在完全競(jìng)爭(zhēng)條件下i等于每一部門資本邊際產(chǎn)品價(jià)值: i=TTk (1-3) i=sNNk (1-4)

9、其中s=PN/PT是非貿(mào)易品相對(duì)價(jià)格（即實(shí)際匯率）。(1-3)式確定出貿(mào)易部門的資本勞動(dòng)比(kT)。在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)假定下由廠商利潤(rùn)最大化(Y-wL-ik)可求出要素(L)需求函數(shù)，在給定i的條件下可得出貿(mào)易品部門的工資率為：w=T(1-T)k (1-5)從(1-3)中解出kT代入(1-5)可得工資率決定公式：w =T(1-T)(TT/i) (1-6)由此得到BSH的第一個(gè)核心命題。公式(1-6)表明，在一個(gè)小型開放經(jīng)濟(jì)中，工資(w)完全由貿(mào)易品部門決定。由(1-4)得到非貿(mào)易部門的資本勞動(dòng)比：kN=(sNN/i) (1-7)在完全競(jìng)爭(zhēng)條件下，非貿(mào)易部門的收入應(yīng)與貿(mào)易部門的一致，即有以下等式：s

10、Nf(kN)=ikN+w (1-8)結(jié)合(1-2)、(1-7)可得實(shí)際匯率變動(dòng)公式：以上公式代表了BSH的經(jīng)典命題：實(shí)際匯率的變化(=ds/s)由非貿(mào)易部門與貿(mào)易部門的生產(chǎn)力差異決定。由于經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)國(guó)家的貿(mào)易部門生產(chǎn)力的增長(zhǎng)往往高于非貿(mào)易部門，因此根據(jù)這一假設(shè)，這些國(guó)家的實(shí)際匯率應(yīng)是上升的。（三）經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)國(guó)外對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與實(shí)際匯率的關(guān)系進(jìn)行了多項(xiàng)經(jīng)驗(yàn)研究。BSH的一個(gè)強(qiáng)有力的證據(jù)來(lái)自Marston(1987)對(duì)1973-1983年日元與美元升值的研究。他計(jì)算OECD國(guó)家貿(mào)易與非貿(mào)易生產(chǎn)力差距，并將經(jīng)濟(jì)分解為10個(gè)部門。運(yùn)用部門就業(yè)數(shù)據(jù)，他計(jì)算了貿(mào)易部門與非貿(mào)易部門之間的勞動(dòng)生產(chǎn)力差異，發(fā)現(xiàn)這些

11、變量構(gòu)成了日元對(duì)美元長(zhǎng)期升值趨勢(shì)的強(qiáng)有力解釋。但其他一些研究結(jié)果卻有分歧。如日本學(xué)者伊藤等人(Ito，1997)利用APEC國(guó)家的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與實(shí)際匯率之間是否存在穩(wěn)定的關(guān)系。該研究將機(jī)器制造業(yè)作為代表性的貿(mào)易產(chǎn)品（相對(duì)于全部出口價(jià)值的比率），檢驗(yàn)各國(guó)生產(chǎn)率不同所導(dǎo)致的相對(duì)價(jià)格的變化。該研究發(fā)現(xiàn)對(duì)日本的檢驗(yàn)支持BSH；對(duì)韓國(guó)、中國(guó)臺(tái)灣、香港和新加坡的檢驗(yàn)也在一定程度上支持BSH，香港和新加坡由于服務(wù)業(yè)勞動(dòng)生產(chǎn)率提高較快，在經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)期貨幣只有稍微升值；對(duì)泰國(guó)和馬來(lái)西亞的檢驗(yàn)表明BSH不能解釋實(shí)際匯率行為，因?yàn)檫@些國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同時(shí)沒有經(jīng)歷貨幣升值。在分析中國(guó)經(jīng)歷經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)而人民幣的實(shí)

12、際匯率卻沒有升值時(shí)，該研究沒有做出令人信服的解釋，只是把人民幣作為“局外人”，原因是中國(guó)處于經(jīng)濟(jì)體制變更時(shí)期，巴薩效應(yīng)不適用于那些原本是計(jì)劃經(jīng)濟(jì)的國(guó)家。另外，有些研究顯示實(shí)際匯率與生產(chǎn)力差異之間幷無(wú)顯著的關(guān)系(如Drine，2003)。三、本文研究框架實(shí)際匯率是兩國(guó)商品與服務(wù)之間的相對(duì)價(jià)格，名義匯率為兩國(guó)貨幣之間的相對(duì)價(jià)格。國(guó)內(nèi)較普遍運(yùn)用的實(shí)際匯率計(jì)算公式為：q=ep*/p其中q為實(shí)際匯率，e為名義匯率（單位外幣兌換本幣），p*和p分別為外國(guó)和本國(guó)的物價(jià)指數(shù)。實(shí)際中一般選用CPI或GDP平減指數(shù)。在使用這一指標(biāo)進(jìn)行計(jì)算時(shí)，涉及到匯率基期和物價(jià)指標(biāo)基期的選擇問題。表1和圖1為計(jì)算的1994-20

13、02人民幣實(shí)際匯率。表1 人民幣實(shí)際匯率年份199419951996199719981999200020012002q8.61877.34476.94796.89597.05347.31007.53797.71397.8965資料來(lái)源：根據(jù)IMF，International Finance Statistic數(shù)據(jù)計(jì)算。物價(jià)指數(shù)采用CPI，1994年為基期(CPI=100)圖1 人民幣實(shí)際匯率也有一些研究者將實(shí)際匯率定義為本國(guó)可貿(mào)易產(chǎn)品與非貿(mào)易產(chǎn)品之間的相對(duì)價(jià)格：q=pt/pnpt與pn分別為本國(guó)可貿(mào)易產(chǎn)品和非貿(mào)易產(chǎn)品的價(jià)格指數(shù)。這種定義的一個(gè)明顯優(yōu)點(diǎn)是，它可以很好地反映一國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的變化：q

14、上升，表明貿(mào)易品價(jià)格相對(duì)非貿(mào)易品上升，將促使國(guó)內(nèi)資源流向貿(mào)易品部門，本國(guó)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力將改善，反之則惡化。在研究發(fā)展中國(guó)家均衡匯率時(shí)往往使用這種定義。但是這種實(shí)際匯率在現(xiàn)實(shí)中很難測(cè)算，在實(shí)證研究中，通常以國(guó)內(nèi)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（p）代表非貿(mào)易產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)，而以本幣表示的外國(guó)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（ep）代表可貿(mào)易產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)。前兩種方法計(jì)算出的實(shí)際匯率仍然是一種雙邊匯率，雙邊匯率最明顯的缺點(diǎn)是不能準(zhǔn)確描述一國(guó)貨幣幣值是升還是降，為了科學(xué)衡量一國(guó)貨幣相對(duì)于其它貨幣匯率的平均變化，引入實(shí)際有效匯率（Real Effective Exchange Rate），這一指標(biāo)更具科學(xué)性（張曉樸，2000）。第i個(gè)國(guó)家實(shí)際有效

15、匯率的計(jì)算公式是：REERi = ji其中，j表示第i個(gè)國(guó)家的主要貿(mào)易伙伴國(guó)，Pi和Pj分別代表i國(guó)和j國(guó)的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，Ri和Rj分別代表i國(guó)和j國(guó)的匯率，Wij代表j國(guó)的競(jìng)爭(zhēng)力權(quán)重。目前國(guó)際貨幣基金組織的大多數(shù)成員國(guó)都開始公布以消費(fèi)物價(jià)指數(shù)為基礎(chǔ)測(cè)算的實(shí)際有效匯率，24個(gè)工業(yè)化國(guó)家還同時(shí)公布以單位勞動(dòng)力成本為基礎(chǔ)測(cè)算的實(shí)際有效匯率。中國(guó)的實(shí)際有效匯率由IMF測(cè)算幷公布，共包含了16個(gè)伙伴國(guó)，它們分別是香港特別行政區(qū)(0.)、日本(0.)、美國(guó)(0.)、德國(guó)(0.)、臺(tái)灣省(0.)、法國(guó)(0.)、意大利(0.)、英國(guó)(0.)、加拿大(0.)、韓國(guó)(0.)、荷蘭(0.)、比利時(shí)(0.)、新加坡

16、(0.)、澳大利亞(0.)、瑞士(0.)和西班牙(0.)。表2和圖2為IMF計(jì)算的人民幣實(shí)際有效匯率（指數(shù)形式，1995=100，上升代表升值）。表2 人民幣REER年份199419951996199719981999200020012002REER89.746100109.678116.867119.205115.297118.244123.352121.366資料來(lái)源：IMF，International Finance Statistic。圖2 人民幣實(shí)際有效匯率從人民幣實(shí)際匯率（圖1）和REER（圖2）的比較來(lái)看，它們之間存在明顯區(qū)別。由于人民幣名義匯率事實(shí)上是盯住美元的，因此幷不能反應(yīng)

17、經(jīng)濟(jì)的真實(shí)變動(dòng)，基于此計(jì)算實(shí)際匯率雖然剔除了通貨膨脹的影響，但由于名義匯率的原因，幷不能反應(yīng)我國(guó)真實(shí)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力。有鑒于此，本文認(rèn)為應(yīng)選用REER作為實(shí)際匯率指標(biāo)。設(shè)REER為Q，k年的平均變化為dQt+k由下式確定：Qt+k=(1+dQt+k)kQt其中Qt、Qt+k分別為t和t+k年的REER。同時(shí)，以每單位勞動(dòng)力GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量。假定Yt、Yt+k為t和t+k年的單位勞動(dòng)力GDP，則k年的平均勞動(dòng)力GDP增長(zhǎng)率dGt+k為：Yt+k=(1+dGt+k)kYt表3為按定義計(jì)算的REER和單位勞動(dòng)力(千人)GDP的年均增長(zhǎng)率。表3 REER、單位勞動(dòng)力GDP年均增長(zhǎng)率年份1995

18、1996199719981999200020012002dQ0.11430.10550.09200.07350.05140.04700.04650.0384dG0.09510.08850.08380.07920.07530.07430.07240.0721資料來(lái)源：IMF， International Finance Statistic；各年統(tǒng)計(jì)年鑒在以上假設(shè)下，本文試圖通過分析實(shí)際有效匯率平均變化與經(jīng)濟(jì)平均增長(zhǎng)的關(guān)系來(lái)驗(yàn)證巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)對(duì)人民幣匯率的影響。四、人民幣的BSH檢驗(yàn)為克服時(shí)間序列的“僞回歸”現(xiàn)象，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷各變量平穩(wěn)性質(zhì)。本文采用EViews軟件進(jìn)行DF檢

19、驗(yàn)，結(jié)論如表4。表4 DF檢驗(yàn)結(jié)果變量名DF檢驗(yàn)值Mackinnon臨界值(5顯著性)dQ-4.-1.9962dG-4.-1.9962DF檢驗(yàn)結(jié)果表明數(shù)據(jù)為平穩(wěn)時(shí)間序列。利用OLS將dQ對(duì)dG進(jìn)行回歸，結(jié)果如下：dQ =0.2064+ 3.4640dG se = (0.0237) (0.2947) r2= 0.9584 t = (-8.7021) (11.7551) d=1.4632 p= (0.0001) (0.0000)結(jié)果表明，REER變化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在很強(qiáng)的相關(guān)性。5、 結(jié)論與分析 本文的研究證明1900-2000年間，人民幣實(shí)際匯率是貶值的，2000年貶值幅度在12%左右，這一結(jié)

20、論既可得到實(shí)證的支持，也與實(shí)際經(jīng)濟(jì)走勢(shì)相符。從這一結(jié)論看，中國(guó)的匯率政策是成功的，匯率穩(wěn)定具有現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)。同時(shí)，中國(guó)的實(shí)際匯率相對(duì)貶值幅度是較小的，是與發(fā)展中國(guó)家進(jìn)出口商品彈性較低，外匯市場(chǎng)穩(wěn)定性差的狀況相適應(yīng)的，中國(guó)的持續(xù)貿(mào)易順差既有實(shí)際匯率貶值，也有外匯管制的原因。因而，適度放松外匯管制亦是應(yīng)對(duì)國(guó)際壓力的重要政策。通過對(duì)巴拉薩薩繆爾森假說(shuō)的驗(yàn)證，我們認(rèn)為該假說(shuō)適宜以制造業(yè)為主的發(fā)展中國(guó)家的分析，而不適宜以服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)的發(fā)達(dá)國(guó)家的分析，因而在發(fā)達(dá)國(guó)家和發(fā)展中國(guó)家的匯率分析中不具解釋力。實(shí)證結(jié)果還表明，中國(guó)實(shí)際匯率貶值，可貿(mào)易品的競(jìng)爭(zhēng)力上升，很大程度上是由于中國(guó)工資漲幅低于可貿(mào)易部門勞動(dòng)生產(chǎn)率的

21、漲幅，美國(guó)工資漲幅高于可貿(mào)易部門勞動(dòng)生產(chǎn)率的漲幅，這充分說(shuō)明，通過體制改革，國(guó)有體制下的工資上漲動(dòng)因已受到有效遏止，市場(chǎng)機(jī)制使發(fā)展中國(guó)家無(wú)限供應(yīng)的勞動(dòng)力優(yōu)勢(shì)得到了體現(xiàn)，勞動(dòng)力成本差異是支持人民幣匯率穩(wěn)定的基礎(chǔ)，有效控制勞動(dòng)力相對(duì)成本依然是一項(xiàng)長(zhǎng)期的政策。當(dāng)前，對(duì)人民幣匯率穩(wěn)定形成不利影響的是我國(guó)不可貿(mào)易品價(jià)格的大幅上漲。盡管就短期看，由于其權(quán)重較低，影響較小，但從長(zhǎng)期看，不可貿(mào)易品價(jià)格的上漲既會(huì)帶動(dòng)工資和可貿(mào)易品價(jià)格的上漲，也將因其權(quán)重的提高增大對(duì)價(jià)格總水平的影響。因而，通過體制改革，消除壟斷，控制不可貿(mào)易品價(jià)格上漲，對(duì)匯率穩(wěn)定具有重要意義。BSH對(duì)高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)國(guó)家的實(shí)際匯率變化做出了預(yù)測(cè)，但并

22、未解釋導(dǎo)致高增長(zhǎng)的原始機(jī)制。戰(zhàn)后，日本和其他一些東亞國(guó)家經(jīng)歷了從農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)向出口導(dǎo)向型經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變。許多國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展完成了從低附加值部門如初級(jí)產(chǎn)品向高附加值部門，如制造和機(jī)器部門的轉(zhuǎn)變。而且，每一部門都從凈進(jìn)口轉(zhuǎn)為自給自足、最后成為凈出口部門。亞洲的這種經(jīng)濟(jì)發(fā)展建立在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的持續(xù)升級(jí)之上。有時(shí)這種經(jīng)濟(jì)發(fā)展被稱為“領(lǐng)頭雁模式”。其原本意思為某一特定生產(chǎn)部門，如日本的鋼鐵工業(yè)，從進(jìn)口部門變?yōu)閲?guó)內(nèi)生產(chǎn)部門直至成為出口；然后在更高級(jí)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（如汽車工業(yè)）上重復(fù)這一發(fā)展模式。其他亞洲國(guó)家在隨后的時(shí)間內(nèi)也經(jīng)歷這一發(fā)展模式。在巴薩模型中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是外生給定的，也未解釋貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門生產(chǎn)力增長(zhǎng)差異的原

23、因。許多研究，強(qiáng)調(diào)了出口在可持續(xù)增長(zhǎng)中的重要性。隨著經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，單一產(chǎn)品（如紡織品）的出口會(huì)受到數(shù)量上的限制。這一產(chǎn)業(yè)的比較優(yōu)勢(shì)遲早會(huì)受到削弱，其原因在于進(jìn)口國(guó)由于大量進(jìn)口導(dǎo)致的政治上的抵制或國(guó)內(nèi)工資的增長(zhǎng)。隨著技術(shù)的提高，高一級(jí)的工業(yè)（如機(jī)器制造）會(huì)代替原有的出口工業(yè)。為維持經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展，一個(gè)重要方面就是出口結(jié)構(gòu)的不斷升級(jí)變化，由此貿(mào)易部門的生產(chǎn)力增速高于非貿(mào)易部門。在中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中也體現(xiàn)出這一特點(diǎn)。這一趨勢(shì)可從我國(guó)出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)中看出，我國(guó)工業(yè)制成品出口占出口總額的比例由1994年的83.7，上升到2002年的91.3。因此，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)是符合BSH假設(shè)的，實(shí)際有效匯率的變動(dòng)趨勢(shì)

24、也體現(xiàn)出了巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)。與人民幣官方名義匯率相比，人民幣實(shí)際有效匯率能更客觀、更充分地反映我國(guó)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的變化。實(shí)際有效匯率增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)關(guān)系決定了我國(guó)在選用匯率政策時(shí)，要符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展的趨勢(shì)，人為地提高或降低名義匯率都會(huì)破壞外匯市場(chǎng)的穩(wěn)定，對(duì)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展產(chǎn)生不利的影響，從目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r來(lái)看，人民幣保持穩(wěn)定是符合巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)要求的。參考文獻(xiàn)：1. Asea Patrick K., W. Max Corden. The Balassa-Samuelson Model: An Overview, Review of International Economics,

25、1994, Vol.2(30): 191-2002. Balassa B., 1964:“The purchasing power parity doctrine: a reappraisal”, Journal of Political Economy 72(6),December, P584-963. Dornbusch&Rudiger, 1988:“Purchasing Power Parity”, The New Palgrave: A Dictionary of Economics, New York: Stockton Press, P1149-11584. Edwards S., 1989, “Real Exchange Rate Devaluation and Adjustment-Exchange Rate Policy in Developing Countries”, MIT Press 5.Ito Takatoshi, Peter Isard, Steven Symansky. Economic Growth and Real Exchange Rate: An Overview of the Balassa-samuelson Hypothesis in Asia, NBE