巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)與實(shí)際匯率偏離：一個(gè)經(jīng)驗(yàn)研究

侯天宇 申童童

內(nèi)容提要：均衡實(shí)際匯率的測(cè)算對(duì)探究實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響非常重要。“巴拉-薩繆爾森效應(yīng)”（巴薩效應(yīng)）通過(guò)采用相對(duì)生產(chǎn)率測(cè)算均衡實(shí)際匯率，本文將ICP數(shù)據(jù)支出項(xiàng)目進(jìn)行可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品的劃分并構(gòu)建內(nèi)部實(shí)際匯率，通過(guò)“巴薩效應(yīng)”測(cè)算出均衡內(nèi)部實(shí)際匯率并探究?jī)?nèi)部實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。研究結(jié)果表明：“賓大效應(yīng)”替代“巴薩效應(yīng)”會(huì)放大對(duì)實(shí)際匯率的影響;經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整的實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不具有解釋力。進(jìn)一步研究表明，內(nèi)部實(shí)際匯率升值能夠促進(jìn)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，貶值能夠促進(jìn)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

關(guān)鍵詞：巴薩效應(yīng);賓大效應(yīng);內(nèi)部實(shí)際匯率;實(shí)際匯率偏離

中圖分類號(hào)：F832.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-148X（2022）01-0034-09

作者簡(jiǎn)介：侯天宇（1992-），男，陜西渭南人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算、宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)分析;申童童（1992-），女，河南焦作人，東北財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院博士研究生，研究方向：經(jīng)濟(jì)測(cè)度分析。

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“全球生產(chǎn)核算的理論、方法和中國(guó)實(shí)踐研究”，項(xiàng)目編號(hào)：20&ZD134;國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“2017年全球ICP方法和數(shù)據(jù)問(wèn)題研究”，項(xiàng)目編號(hào)：20ATJ001。

一、引言

“巴拉薩—薩繆爾森效應(yīng)”（Balassa-Samuelson Effect，簡(jiǎn)稱“巴薩效應(yīng)”）[1]是研究?jī)?nèi)部實(shí)際匯率變化問(wèn)題的經(jīng)典理論。利用“巴薩效應(yīng)”測(cè)算均衡實(shí)際匯率，進(jìn)而探究實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響是目前研究實(shí)際匯率偏離效應(yīng)的主要方法之一①。然而，“巴薩效應(yīng)”在實(shí)際運(yùn)用時(shí)存在界定被放大的現(xiàn)象，即用“賓大效應(yīng)”（Penn Effect）[2]替代“巴薩效應(yīng)”來(lái)驗(yàn)證相對(duì)生產(chǎn)率與實(shí)際匯率的關(guān)系。根本原因在于可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品及產(chǎn)業(yè)部門(mén)的劃分存在困難進(jìn)而影響了生產(chǎn)率和內(nèi)部實(shí)際匯率的構(gòu)建。事實(shí)上，采用“賓大效應(yīng)”會(huì)使測(cè)算出的實(shí)際匯率偏離度缺乏相對(duì)精確性，這是因?yàn)闇y(cè)算出的均衡實(shí)際匯率會(huì)包含消費(fèi)偏好和儲(chǔ)蓄傾向等其他影響因素，而“巴薩效應(yīng)”是從生產(chǎn)率角度來(lái)測(cè)算均衡實(shí)際匯率?？梢?jiàn)，“賓大效應(yīng)”放大了“巴薩效應(yīng)”的界定，其合理性和可行性值得商榷。此外，由于絕對(duì)價(jià)格水平數(shù)據(jù)難以獲得，多數(shù)研究在構(gòu)建實(shí)際匯率的時(shí)候采用相對(duì)價(jià)格指數(shù)作為替代，這種方法缺乏一定精確性。

因此，鑒于ICP數(shù)據(jù)是目前較為精確測(cè)算實(shí)際匯率絕對(duì)水平的數(shù)據(jù)，本文首先嘗試將ICP數(shù)據(jù)支出項(xiàng)目進(jìn)行可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品的劃分，構(gòu)建內(nèi)部實(shí)際匯率;其次通過(guò)“巴薩效應(yīng)”測(cè)算出均衡內(nèi)部實(shí)際匯率;最后探究?jī)?nèi)部實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。

二、文獻(xiàn)回顧

名義匯率與PPP揭示的兩國(guó)物價(jià)水平之比的倒數(shù)應(yīng)當(dāng)?shù)扔?或像相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)所解釋的那樣為常數(shù)。這是購(gòu)買力平價(jià)理論作為衡量均衡匯率的重要依據(jù)。早期研究結(jié)果表明實(shí)際匯率與購(gòu)買力平價(jià)存在系統(tǒng)性偏差，即在忽略交易成本的條件下實(shí)際匯率應(yīng)與購(gòu)買力平價(jià)相同[3]。該系統(tǒng)偏差被歸結(jié)為交易成本和貿(mào)易壁壘。此后，Balassa（1964）[1]和Samuelson（1964）[4]從部門(mén)生產(chǎn)率差異解釋了系統(tǒng)性偏差的原因。經(jīng)多年發(fā)展，“巴薩效應(yīng)”的核心觀點(diǎn)分為靜態(tài)和動(dòng)態(tài)兩視角：（1）在靜態(tài)上，越富（窮）的國(guó)家不可貿(mào)易品相對(duì)價(jià)格水平越高（低）;（2）動(dòng)態(tài)上，高（低）增長(zhǎng)的國(guó)家實(shí)際匯率會(huì)升（貶）值。

然而，正如之前所述，“巴薩效應(yīng)”在相對(duì)生產(chǎn)率和實(shí)際匯率的構(gòu)造上缺乏統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，數(shù)據(jù)及方法的局限使得多數(shù)研究“另辟蹊徑”，選擇了替代指標(biāo)來(lái)驗(yàn)證相對(duì)生產(chǎn)率與實(shí)際匯率的關(guān)系。

Balassa（1964）[1]用人均GNP和外部實(shí)際匯率檢驗(yàn)了1955年9個(gè)國(guó)家的“巴薩效應(yīng)”。之后，David（1972，1973）和Balassa（1973）用經(jīng)購(gòu)買力平價(jià)調(diào)整后的人均GDP和用名義匯率表示的人均GDP分別作為內(nèi)部實(shí)際匯率和相對(duì)生產(chǎn)率的代理變量。Officer（1976）首先采用兩種新的相對(duì)生產(chǎn)率代理變量（勞均產(chǎn)出和兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率）從截面角度檢驗(yàn)“巴薩效應(yīng)”②;其次，采用相對(duì)價(jià)格指數(shù)作為內(nèi)部實(shí)際匯率的代理變量（CPI/WPI;CPI/EPI;PGDP/EPI;PGDP/EPI等）檢驗(yàn)“巴薩效應(yīng)”。Officer（1976）的文章并沒(méi)有證明出“巴薩效應(yīng)”的存在③。Hsieh（1982）通過(guò)時(shí)間序列來(lái)驗(yàn)證“巴薩效應(yīng)”，他所確立的相對(duì)實(shí)際匯率和Officer（1976）的兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率被確立為時(shí)間序列模型的標(biāo)準(zhǔn)。此后，Marston（1990）在Hsieh的基礎(chǔ)上將相對(duì)實(shí)際匯率修改為部門(mén)價(jià)格水平比率，并用勞動(dòng)平均產(chǎn)量作為相對(duì)生產(chǎn)率指標(biāo)。至此，“巴薩效應(yīng)”的時(shí)間序列模型基本確立。

可見(jiàn)，相對(duì)生產(chǎn)率和內(nèi)部實(shí)際匯率指標(biāo)的構(gòu)造在“巴薩效應(yīng)”研究中沒(méi)有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)。原因在于涉及可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品的劃分問(wèn)題，兩者的劃分在理論上容易定義，但是將其運(yùn)用到實(shí)踐中卻存在一定困難。

De Gregorio等（1994）將各部門(mén)的“貿(mào)易性”定義為該部門(mén)出口額占出口總額的比重超過(guò)10%。他認(rèn)為農(nóng)業(yè)、制造業(yè)、采礦業(yè)及運(yùn)輸業(yè)為可貿(mào)易部門(mén)，服務(wù)業(yè)為不可貿(mào)易部門(mén)。盡管該方法在閾值選擇上存在主觀，但優(yōu)點(diǎn)是具有一定穩(wěn)健性。然而，這種劃分方法在后續(xù)研究中并沒(méi)有作為指導(dǎo)方針，致使對(duì)部門(mén)“貿(mào)易性”的劃分仍充滿不確定性。如農(nóng)業(yè)的劃分問(wèn)題，許多國(guó)家農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格不由市場(chǎng)決定;而農(nóng)業(yè)大國(guó)其農(nóng)產(chǎn)品占其出口比重的大部分。沒(méi)有統(tǒng)一劃分標(biāo)準(zhǔn)的原因是數(shù)據(jù)的局限。一般認(rèn)為，工業(yè)部門(mén)中制造業(yè)的可貿(mào)易性最強(qiáng)，其次是采掘業(yè)，農(nóng)業(yè)的可貿(mào)易性緊隨其后。

如上所述，“巴薩效應(yīng)”從生產(chǎn)率的角度探究了其與實(shí)際匯率的關(guān)系，圍繞該理論的相關(guān)研究已碩果累累，但實(shí)際匯率如何影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)研究在早期較為罕見(jiàn)。正如Eichengreen（2007）所言：“實(shí)際匯率在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究中不具有中心位置，甚至在早期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展理論如第一代新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模型與政策的討論中完全沒(méi)有出現(xiàn)”。在相當(dāng)長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)，盡管關(guān)于實(shí)際匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究成果陸續(xù)顯現(xiàn)，但其結(jié)論較為統(tǒng)一，即實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生不利影響。Williamson（1990）將該觀點(diǎn)歸納為華盛頓共識(shí)（Washington Consensus）中的重要結(jié)論，即發(fā)展中國(guó)家實(shí)際匯率必須保證足夠競(jìng)爭(zhēng)性才能促進(jìn)出口增長(zhǎng)率，高估和低估均有損于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。此后，Eichengreen（2007）、Rodrik（2008）[5]和Gala（2009）等幾乎同時(shí)提出貨幣低估對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，該觀點(diǎn)被稱為“羅德里克新論”（Rodrik View）。至此，“貶值促增長(zhǎng)”的觀點(diǎn)占主導(dǎo)地位（僅對(duì)發(fā)展中國(guó)家適用）。但是，縱觀先前實(shí)際匯率偏離與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的研究成果，用經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后的內(nèi)部實(shí)際匯率偏離度探究與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系較為罕見(jiàn)，往往尋找替代指標(biāo)來(lái)近似表述“巴薩效應(yīng)”。

綜上，現(xiàn)有研究中鮮有研究在測(cè)算實(shí)際匯率時(shí)對(duì)可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品進(jìn)行劃分，以至于僅尋找兩者的“代理部門(mén)”或者尋求其他代理變量，最典型的就是外部實(shí)際匯率，而“巴薩效應(yīng)”是從生產(chǎn)率角度測(cè)算內(nèi)部實(shí)際匯率，多數(shù)研究往往用“賓大效應(yīng)”來(lái)代替“巴薩效應(yīng)”，或者將兩者混用，這其實(shí)是放大了“巴薩效應(yīng)”的界定。因?yàn)椤百e大效應(yīng)”是刻畫(huà)了一種統(tǒng)計(jì)規(guī)律，而“巴薩效應(yīng)”也不是對(duì)它的唯一解釋④，用“賓大效應(yīng)”的系數(shù)來(lái)解釋“巴薩效應(yīng)”的系數(shù)具有一定的夸大性。此外，嚴(yán)格意義上的實(shí)際匯率，需要選取同一籃子商品，并采用這些商品的絕對(duì)水平加總測(cè)算。然而，這種測(cè)算要求各經(jīng)濟(jì)體擁有較為統(tǒng)一的商品數(shù)據(jù)，并且測(cè)算方法相對(duì)復(fù)雜，這使得大多數(shù)分析選擇采用各國(guó)的物價(jià)水平指數(shù)作為“替代指標(biāo)”進(jìn)行分析。這種測(cè)算方法只能間接反映實(shí)際匯率的走勢(shì)，很難準(zhǔn)確反映實(shí)際匯率的絕對(duì)水平。

因此，基于ICP數(shù)據(jù)是目前比較系統(tǒng)的能夠從靜態(tài)角度較為精確的測(cè)算實(shí)際匯率絕對(duì)水平的數(shù)據(jù)。本文在借鑒Kravis等（1982）[6]的劃分基礎(chǔ)上嘗試將2017年ICP支出項(xiàng)目進(jìn)行可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品的劃分，并構(gòu)建內(nèi)部實(shí)際匯率指標(biāo)。在相對(duì)生產(chǎn)率的構(gòu)造上，本文將農(nóng)業(yè)和工業(yè)部門(mén)歸為可貿(mào)易品部門(mén)，將服務(wù)業(yè)部門(mén)歸為不可貿(mào)易品部門(mén)，并參照盧峰和劉鎏（2007）[7]、王雪珂和姚洋（2013）[8]的方法，嘗試用兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率指標(biāo)來(lái)衡量相對(duì)生產(chǎn)率，貿(mào)易品與不可貿(mào)易品生產(chǎn)率的測(cè)算用部門(mén)增加值與部門(mén)就業(yè)人數(shù)的比值表示。最后采用測(cè)算出的內(nèi)部實(shí)際匯率偏離度來(lái)探究對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。

三、內(nèi)部實(shí)際匯率的構(gòu)建

（一）內(nèi)部實(shí)際匯率

價(jià)格水平指數(shù)是貨幣購(gòu)買力平價(jià)與名義匯率的比率，兩者均與基準(zhǔn)貨幣相關(guān)（如，美元）。而實(shí)際匯率最常見(jiàn)定義是經(jīng)給定國(guó)i與基準(zhǔn)國(guó)j價(jià)格的相對(duì)變動(dòng)修正后的名義匯率的跨時(shí)期變動(dòng)。可見(jiàn)，只要價(jià)格水平指數(shù)相同，兩者互為倒數(shù)：

然而，如果名義匯率的變化受到外界因素的影響脫離真實(shí)水平，則價(jià)格水平指數(shù)也會(huì)脫離真實(shí)水平，進(jìn)而實(shí)際匯率偏離了均衡水平。這種反映不同國(guó)家貨物和服務(wù)之間的價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)力情況的實(shí)際匯率被稱為外部貿(mào)易條件實(shí)際匯率（External-Terms-of-Trade Real Exchange Rate，簡(jiǎn)稱“外部實(shí)際匯率”）。

內(nèi)部實(shí)際匯率（Internal-Terms-of-Trade Real Exchange Rate，簡(jiǎn)稱“內(nèi)部實(shí)際匯率”）是不可貿(mào)易品與可貿(mào)易品價(jià)格的比率，忽略了名義匯率變化對(duì)實(shí)際匯率的影響。Pigou（1922）認(rèn)為把每個(gè)國(guó)家的價(jià)格水平分為可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品價(jià)格水平，在一價(jià)定律成立的條件下，兩國(guó)的價(jià)格水平差異就體現(xiàn)為兩國(guó)不可貿(mào)易品價(jià)格的差異，這潛在的認(rèn)為國(guó)家間生產(chǎn)率具有一定差異，即絕對(duì)購(gòu)買力平價(jià)理論能夠被內(nèi)部?jī)r(jià)格比率的國(guó)家間生產(chǎn)率差異進(jìn)行修正，這是內(nèi)部實(shí)際匯率的由來(lái)。而外部實(shí)際匯率沒(méi)有將可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品進(jìn)行區(qū)分，因此會(huì)受到各國(guó)價(jià)格水平差異、貨幣投機(jī)及利率等因素的影響。

事實(shí)上，如果可貿(mào)易品“一價(jià)定律”成立，則外部實(shí)際匯率可以表示出內(nèi)部實(shí)際匯率。令一國(guó)價(jià)格水平等于可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品價(jià)格的幾何平均：

假設(shè)可貿(mào)易品符合“一價(jià)定律”，則名義匯率就等于兩國(guó)可貿(mào)易品價(jià)格水平的比率，即：

如果令兩國(guó)可貿(mào)易品及不可貿(mào)易品比重相同β=β*，則價(jià)格水平指數(shù)就由內(nèi)部實(shí)際匯率和兩國(guó)不可貿(mào)易品與可貿(mào)易品價(jià)格水平比重共同決定。即：

式中，間接標(biāo)價(jià)法表示的內(nèi)部實(shí)際匯率為：

可見(jiàn)，在一定假定條件下，外部實(shí)際匯率可以表示出內(nèi)部實(shí)際匯率。由于現(xiàn)實(shí)中各國(guó)間可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品的比重并非相同，這導(dǎo)致外部實(shí)際匯率同時(shí)受到內(nèi)部實(shí)際匯率和各國(guó)內(nèi)部不可貿(mào)易品與可貿(mào)易品之間比重的影響。顯然，用價(jià)格水平指數(shù)代替內(nèi)部實(shí)際匯率往往會(huì)因兩國(guó)內(nèi)部可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品的比重?zé)o法準(zhǔn)確測(cè)算而被動(dòng)性的忽略，這影響了內(nèi)部實(shí)際匯率的準(zhǔn)確性。

因此，用內(nèi)部實(shí)際匯率測(cè)算均衡實(shí)際匯率理論上比用外部均衡匯率測(cè)算均衡實(shí)際匯率更為精確。換言之，在用實(shí)際匯率偏離度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的解釋中，用經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后得到的實(shí)際偏離度可能更具有解釋力。

為了剔除空間價(jià)格水平差異，使各經(jīng)濟(jì)體之間內(nèi)部實(shí)際匯率比較成為可能，本文在式（7）的基礎(chǔ)上將兩國(guó)可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品價(jià)格水平用比較精確的價(jià)格水平指數(shù)表示。首先，分別測(cè)算出各經(jīng)濟(jì)體可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品價(jià)格水平指數(shù)。其次，構(gòu)建可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品價(jià)格水平指數(shù)的比率，以此作為該經(jīng)濟(jì)體剔除空間價(jià)格水平差異的內(nèi)部實(shí)際匯率。最后，構(gòu)建該經(jīng)濟(jì)體相對(duì)于基準(zhǔn)經(jīng)濟(jì)體的內(nèi)部實(shí)際匯率。具體調(diào)整見(jiàn)式（8）：

（二）可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品的劃分

要構(gòu)建i國(guó)相對(duì)于j國(guó)的內(nèi)部實(shí)際匯率，首先要解決的是可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品的劃分問(wèn)題。不可貿(mào)易品主要是服務(wù)，如出租車、理發(fā)店提供的服務(wù)、公用事業(yè)服務(wù)等。另外，某些產(chǎn)品受其高昂的運(yùn)輸成本或不宜儲(chǔ)藏等因素制約，使得其也可成為不可貿(mào)易品。當(dāng)然，可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品的劃分不是一成不變的，互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)可使得過(guò)去的本地服務(wù)通過(guò)服務(wù)外包方式成為可貿(mào)易品。ICP基于GDP的支出法框架構(gòu)建，根據(jù)支出法國(guó)際比較的需要將GDP劃分為155個(gè)基本分類，并將“一籃子商品”界定為可供最終使用的最終貨物和服務(wù)。實(shí)際上，從生產(chǎn)方角度來(lái)測(cè)算貿(mào)易品與不可貿(mào)易品的價(jià)格更為可取，但是該方法在估算PPP時(shí)需要同時(shí)考慮產(chǎn)出價(jià)格及生產(chǎn)價(jià)格，而且用產(chǎn)出部門(mén)的凈增加值來(lái)比較各國(guó)經(jīng)濟(jì)水平則需要各國(guó)完整且可比較的投入產(chǎn)出表，這是生產(chǎn)法測(cè)算可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品價(jià)格的難點(diǎn)。因此，本文嘗試從支出的角度出發(fā)，將可貿(mào)易品定義為貨物，不可貿(mào)易品定義為服務(wù)，對(duì)2017年ICP數(shù)據(jù)進(jìn)行劃分⑤，具體分類情況見(jiàn)表1。

如表1所示，對(duì)可貿(mào)易品的劃分。首先，“住戶個(gè)人消費(fèi)支出”主要類別中，“食品和非酒精飲料”“酒精飲料和煙草”“服裝和鞋類”三大類均劃分為可貿(mào)易品;“家具、家庭設(shè)備和日常家庭維修費(fèi)”大類中，除了“家用電器維修”“家政服務(wù)和家庭服務(wù)”種類為不可貿(mào)易品外，其余均屬于可貿(mào)易品，故將該大類劃分為可貿(mào)易品;“運(yùn)輸”大類中，將“交通工具的購(gòu)買”種類劃分為可貿(mào)易品。其次，將“資本形成總額”主要類別劃分為可貿(mào)易品。最后，將“凈出口”主要類別劃分為可貿(mào)易品。

對(duì)不可貿(mào)易品的劃分。首先，“住戶個(gè)人消費(fèi)支出”主要類別中，“住房、水、電、煤氣和其他”大類包含大部分服務(wù)項(xiàng)目（如住房服務(wù)，供水、供電服務(wù)等），故將其歸為不可貿(mào)易品;“醫(yī)療衛(wèi)生”大類中，除了“醫(yī)藥產(chǎn)品、用具和設(shè)備”群組為可貿(mào)易品外其余均為不可貿(mào)易品，故將該大類劃分為不可貿(mào)易品;“運(yùn)輸”大類中，“個(gè)人交通工具的運(yùn)作”群組中除了“個(gè)人交通工具的燃料和潤(rùn)滑劑”這一種類為可貿(mào)易品外，其余種類均為不可貿(mào)易品，故將該群組劃分為不可貿(mào)易品，而“運(yùn)輸服務(wù)”群組顯然也劃分為不可貿(mào)易品;“通訊”大類中，除了“電話和傳真設(shè)備”群組為可貿(mào)易品外，其余群組均為不可貿(mào)易品，故將該大類劃分為不可貿(mào)易品;“文化娛樂(lè)”大類中，除了娛樂(lè)設(shè)備及文化用品（報(bào)紙、書(shū)籍和文具）外，其余均屬于服務(wù)，故將該大類劃分為不可貿(mào)易品;“教育”與“餐飲、旅館業(yè)”兩大類屬于服務(wù)，故將其劃分為不可貿(mào)易品;“其他貨物和服務(wù)”大類中，除了個(gè)人護(hù)理用品以及個(gè)人財(cái)產(chǎn)外，其余均屬于服務(wù)，故將該大類劃分為不可貿(mào)易品;“居民境外凈購(gòu)買”大類中包含了貨物和服務(wù)，本文基于Kravis等（1982）[6]的劃分結(jié)果將該大類劃分為不可貿(mào)易品。其次，將“為居民服務(wù)的非營(yíng)利機(jī)構(gòu)消費(fèi)支出”及“為居民服務(wù)的政府消費(fèi)支出”兩個(gè)主要類別劃分為不可貿(mào)易品⑥。接著，“政府公共消費(fèi)支出”主要類別中均屬于公共服務(wù)，故將其劃分為不可貿(mào)易品。最后，“凈出口”主要類別則根據(jù)Kravis等（1982）[6]的劃分，將其歸為不可貿(mào)易品。具體測(cè)算結(jié)果見(jiàn)第五章。

四、計(jì)量模型、變量選擇及數(shù)據(jù)來(lái)源

首先，本文構(gòu)建經(jīng)“賓大效應(yīng)”和“巴薩效應(yīng)”調(diào)整的均衡實(shí)際匯率模型。其次，測(cè)算經(jīng)兩種效應(yīng)調(diào)整得到的實(shí)際匯率偏離度。最后，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建實(shí)證模型分析實(shí)際匯率偏離度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。

（一）計(jì)量模型

1.經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整的均衡實(shí)際匯率模型

由“賓大效應(yīng)”可知，相對(duì)人均GDP較高的國(guó)家物價(jià)水平相對(duì)較高，從而名義匯率經(jīng)物價(jià)調(diào)整后的實(shí)際匯率也較髙，即相對(duì)人均GDP與實(shí)際匯率是正向關(guān)系。為了驗(yàn)證相對(duì)人均GDP對(duì)實(shí)際匯率的影響，構(gòu)建如下實(shí)際匯率模型：

其中，PLIi，j是i國(guó)相對(duì)于j國(guó)價(jià)格水平指數(shù)，倒數(shù)即為外部實(shí)際匯率，PGDPi，j是經(jīng)購(gòu)買力平價(jià)調(diào)整的i國(guó)相對(duì)于j國(guó)的人均物量GDP。顯然，如果“賓大效應(yīng)”成立，則PGDPi，j的系數(shù)顯著為正，即一國(guó)經(jīng)濟(jì)水平越發(fā)達(dá)，其價(jià)格水平指數(shù)越高，外部實(shí)際匯率就越低（升值）。

2.經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整的均衡實(shí)際匯率模型

由“巴薩效應(yīng)”可知，勞動(dòng)生產(chǎn)率提高更快的國(guó)家其內(nèi)部實(shí)際匯率相對(duì)升值。顯然，相對(duì)生產(chǎn)率與內(nèi)部實(shí)際匯率應(yīng)是正向關(guān)系。為了驗(yàn)證相對(duì)生產(chǎn)率對(duì)實(shí)際匯率的影響，構(gòu)建如下實(shí)際匯率模型：

其中，IERi，j是i國(guó)相對(duì)于j國(guó)的內(nèi)部實(shí)際匯率，Prodi，j是i國(guó)相對(duì)于j國(guó)的相對(duì)生產(chǎn)率（兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率）。顯然，如果“巴薩效應(yīng)”成立，則Prodi，j的系數(shù)顯著為正，即一國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率越高，內(nèi)部實(shí)際匯率就越高（升值）。

兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率指標(biāo)表達(dá)式為：

其中，ProdTi與ProdNTi分別為i國(guó)的可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品生產(chǎn)率，j為基準(zhǔn)國(guó)，i國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率與j國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率的比值即為兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率;角標(biāo)A和I分別代表第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè);EMP、ARM分別為就業(yè)人數(shù)和現(xiàn)役軍人數(shù)⑦。

3.實(shí)際匯率偏離度的測(cè)算

本文把經(jīng)“賓大效應(yīng)”和“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后得到的預(yù)測(cè)值作為測(cè)算出的均衡實(shí)際匯率，再將其與實(shí)際匯率進(jìn)行差異比較，以此便得到實(shí)際匯率偏離均衡實(shí)際匯率的程度。具體見(jiàn)式（14）和（15）：

4.實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響

為便于區(qū)分，本文將經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整得到的均衡實(shí)際匯率稱“外部均衡實(shí)際匯率”，將經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整得到的均衡實(shí)際匯率稱“內(nèi)部均衡實(shí)際匯率”。并基于Rodrik（2008）[5]、Wong（2013）、Vaz等（2014）研究人員對(duì)實(shí)際匯率偏離與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究，構(gòu)建截面數(shù)據(jù)模型：

其中，RPGDPi是經(jīng)購(gòu)買力平價(jià)調(diào)整后的i國(guó)人均物量GDP，Underi，j是外部均衡實(shí)際匯率和內(nèi)部均衡實(shí)際匯率的偏離度，Zi是控制變量向量。

（二）控制變量

控制變量的選擇是否適合會(huì)影響回歸結(jié)果，考慮到數(shù)據(jù)的可得性及各國(guó)國(guó)情，本文將可能影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)總量的經(jīng)濟(jì)基本面因素歸為4類，并在此基礎(chǔ)上引入相應(yīng)控制變量：（1）財(cái)政政策：政府支出（GOV）;（2）投資與消費(fèi)：投資率（Rate of Investment，RoI）;（3）經(jīng)濟(jì)自由化政策：貿(mào)易開(kāi)放程度（OPEN）;（4）人口儲(chǔ)蓄結(jié)構(gòu)：撫養(yǎng)比（Dependency Ratio，DepR）。

政府支出用一般政府消費(fèi)支出占GDP的比值衡量。Rogoff（1992）[9]、Gregorio和Wolf（1994）[10]通過(guò)研究表明，政府支出的增加使得國(guó)內(nèi)不可貿(mào)易品的價(jià)格升高，進(jìn)而使得實(shí)際匯率升值。由“巴薩效應(yīng)”可知，實(shí)際匯率升值與物價(jià)水平成正比，且該國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)較高。因此，本文預(yù)期政府支出與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)正向關(guān)系。

投資率用固定資本投資總額占GDP的比值衡量。投資率與消費(fèi)率存在此消彼長(zhǎng)的關(guān)系，投資率上升，消費(fèi)率就相對(duì)降低。一般而言，發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)保持較快增長(zhǎng)，就要維持較高的投資率水平，而發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要以消費(fèi)拉動(dòng)為主。因此，本文預(yù)期投資率與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系。

貿(mào)易開(kāi)放度用進(jìn)出口總額占GDP的比值衡量。一般而言，開(kāi)放經(jīng)濟(jì)條件下，小國(guó)的貿(mào)易開(kāi)放度大于大國(guó)，發(fā)展中國(guó)家的貿(mào)易開(kāi)放度大于發(fā)達(dá)國(guó)家，匯率低估國(guó)家的貿(mào)易開(kāi)放度高。本文認(rèn)為，貿(mào)易一體化和開(kāi)放度逐漸增強(qiáng)，已經(jīng)成為新自由主義時(shí)代全球貿(mào)易的突出特征，隨著全球化進(jìn)程的不斷深入，各國(guó)之間的貿(mào)易關(guān)系進(jìn)一步加深，貿(mào)易條件將會(huì)得到改善，致使發(fā)達(dá)國(guó)家的貿(mào)易開(kāi)放度處于較高水平。因此，本文預(yù)期貿(mào)易開(kāi)放度與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)正向關(guān)系。

撫養(yǎng)比用15歲以下及64歲以上的非勞動(dòng)人口與15-64歲的勞動(dòng)人口的比率衡量。一般而言，一國(guó)人口撫養(yǎng)比下降，則認(rèn)為該國(guó)處于人口紅利期，并且整個(gè)國(guó)家呈現(xiàn)高儲(chǔ)蓄、高投資和高增長(zhǎng)的局面。因此，本文預(yù)期撫養(yǎng)比與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平呈現(xiàn)負(fù)向關(guān)系。

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)主要源于2017年ICP截面數(shù)據(jù)，包括購(gòu)買力平價(jià)數(shù)據(jù)、名義匯率數(shù)據(jù)、固定資本形成數(shù)據(jù)、政府支出數(shù)據(jù)和GDP數(shù)據(jù)等。此外，進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)來(lái)自世界貿(mào)易組織數(shù)據(jù)庫(kù)，各國(guó)就業(yè)人口、勞動(dòng)力人口及各部門(mén)生產(chǎn)總值來(lái)自世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。

五、偏離度測(cè)算及結(jié)果分析

首先，本文通過(guò)將ICP數(shù)據(jù)進(jìn)行可貿(mào)易品與不可貿(mào)易品的劃分，測(cè)算各經(jīng)濟(jì)體的可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品價(jià)格指數(shù)，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建出內(nèi)部實(shí)際匯率。其次，分別采用經(jīng)“賓大效應(yīng)”和“巴薩效應(yīng)”調(diào)整的實(shí)際匯率模型進(jìn)行回歸，測(cè)算出兩者的均衡實(shí)際匯率。此外，為驗(yàn)證兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率比相對(duì)人均GDP更適合解釋實(shí)際匯率，本文將兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率作為對(duì)外部實(shí)際匯率的解釋變量進(jìn)行回歸。最后，測(cè)算出經(jīng)兩者調(diào)整后得到的均衡實(shí)際匯率的偏離度，在此基礎(chǔ)上分析其對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。

（一）實(shí)際匯率偏離度的測(cè)算

由式（8）可知，本文構(gòu)建的內(nèi)部實(shí)際匯率為一經(jīng)濟(jì)體不可貿(mào)易品相對(duì)于可貿(mào)易品的價(jià)格指數(shù)?！鞍退_效應(yīng)”在靜態(tài)上表現(xiàn)出發(fā)達(dá)國(guó)家不可貿(mào)易品相對(duì)價(jià)格指數(shù)（內(nèi)部實(shí)際匯率）比發(fā)展中國(guó)家要高，即發(fā)展中國(guó)家的服務(wù)類的相對(duì)價(jià)格比發(fā)達(dá)國(guó)家要低廉。

因此，本文將測(cè)算出相對(duì)于美國(guó)的各經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部實(shí)際匯率進(jìn)行降序排列，便于進(jìn)一步分析。在依據(jù)內(nèi)部實(shí)際匯率排名的前二十大經(jīng)濟(jì)體中，十三個(gè)經(jīng)濟(jì)體來(lái)自歐洲，四個(gè)經(jīng)濟(jì)體來(lái)自北美洲，三個(gè)經(jīng)濟(jì)體來(lái)自亞洲。從相對(duì)人均物量GDP排名來(lái)看，有十五個(gè)經(jīng)濟(jì)體位列世界前二十，所有二十個(gè)經(jīng)濟(jì)體均超過(guò)世界平均水平（0.277）?？梢?jiàn)，采用世界銀行依據(jù)人均GNI的劃分標(biāo)準(zhǔn)，排名前二十的經(jīng)濟(jì)體均屬于高收入經(jīng)濟(jì)體;采用經(jīng)購(gòu)買力平價(jià)調(diào)整的人均物量GDP劃分標(biāo)準(zhǔn)，排名前二十的經(jīng)濟(jì)體均屬于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體。反之，發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體的不可貿(mào)易品價(jià)格指數(shù)比發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體要低廉。這一結(jié)論由圖1反映的更清楚。

圖1是2017年ICP中175個(gè)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的經(jīng)濟(jì)體內(nèi)部實(shí)際匯率比較。顯然，圖中反映出經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的經(jīng)濟(jì)體其內(nèi)部實(shí)際匯率較高，整體呈現(xiàn)出正相關(guān)的趨勢(shì)?？梢?jiàn)，經(jīng)濟(jì)越不發(fā)達(dá)，不可貿(mào)易品的相對(duì)價(jià)格水平越低。這一結(jié)論從靜態(tài)意義上支持了“巴薩效應(yīng)”。

對(duì)構(gòu)建的均衡實(shí)際匯率模型——式（9）和式（10）進(jìn)行回歸分析，測(cè)算出經(jīng)兩種效應(yīng)調(diào)整后的均衡實(shí)際匯率?；貧w結(jié)果如表2所示。

如表2所示，模型（1）是經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整后的均衡實(shí)際匯率模型;模型（2）是將兩國(guó)生產(chǎn)率作為代理變量的經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整后的實(shí)際匯率模型;模型（3）是經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后的實(shí)際匯率模型。

結(jié)果顯示，各模型解釋變量的系數(shù)符號(hào)與預(yù)期一致。根據(jù)模型（1）和（2）的估計(jì)，外部實(shí)際匯率對(duì)相對(duì)人均物量GDP的彈性系數(shù)為0.218，即當(dāng)一國(guó)人均物量GDP相對(duì)美國(guó)每提高10%，實(shí)際匯率升值2.18%;對(duì)兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率的彈性系數(shù)為0.156，即當(dāng)一國(guó)可貿(mào)易品相對(duì)不可貿(mào)易品生產(chǎn)率的比相對(duì)美國(guó)每提高10%，實(shí)際匯率升值1.56%。

值得注意的是，用相對(duì)人均物量GDP來(lái)解釋實(shí)際匯率，其系數(shù)明顯大于兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率的系數(shù)，這是因?yàn)橄鄬?duì)人均物量GDP指標(biāo)還可能涵蓋了其他影響實(shí)際匯率的因素，如消費(fèi)偏好和儲(chǔ)蓄傾向，這就是本文所說(shuō)的用“賓大效應(yīng)”來(lái)解釋實(shí)際匯率具有一定的放大作用。這種現(xiàn)象還可以從模型擬合優(yōu)度中看到，模型（1）與（2）、（3）的擬合優(yōu)度差距很大，原因有二：第一，相對(duì)人均物量GDP作為解釋變量可能包含很多其他影響因素，沒(méi)有“純粹”反映出相對(duì)生產(chǎn)率對(duì)實(shí)際匯率的影響;第二，拋開(kāi)因數(shù)據(jù)缺失導(dǎo)致模型（2）、（3）的擬合優(yōu)度偏小外，遺漏的控制變量也會(huì)導(dǎo)致模型擬合優(yōu)度偏小。

根據(jù)模型（3）的估計(jì)，內(nèi)部實(shí)際匯率對(duì)兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率的彈性系數(shù)為0.163，即當(dāng)一國(guó)可貿(mào)易品相對(duì)不可貿(mào)易品生產(chǎn)率的比相對(duì)美國(guó)提高每10%，內(nèi)部實(shí)際匯率升值1.63%。

將模型（1）和（3）估計(jì)的預(yù)測(cè)值分別作為經(jīng)“賓大效應(yīng)”和“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后的均衡實(shí)際匯率lnERERi，j，在此基礎(chǔ)上測(cè)算出實(shí)際匯率偏離度lnUnderi，j，并將其用密度直方圖表示，具體如圖2所示。

如圖2所示，兩種方法得到的實(shí)際匯率偏離程度直方圖均呈現(xiàn)正態(tài)分布。兩者均值均在0附近，前者標(biāo)準(zhǔn)差為0.308，后者標(biāo)準(zhǔn)差為0.374。在經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整后得到的實(shí)際匯率偏離度中，實(shí)際匯率被低估的經(jīng)濟(jì)體有83個(gè)，被高估的經(jīng)濟(jì)體有92個(gè);在經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后得到的實(shí)際匯率偏離度中，實(shí)際匯率被低估的經(jīng)濟(jì)體有103個(gè)，被高估的經(jīng)濟(jì)體有47個(gè)?？梢?jiàn)，兩種方法得出的實(shí)際匯率偏離情況差異較大，實(shí)際匯率被低估的經(jīng)濟(jì)體與被高估的經(jīng)濟(jì)體數(shù)量具有顯著不同，因此兩種實(shí)際匯率偏離度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響也會(huì)有較大差異。

（二）實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響研究

根據(jù)式（16），本文將經(jīng)兩種效應(yīng)測(cè)算出的均衡實(shí)際匯率偏離度對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行回歸以探究?jī)烧唛g的關(guān)系。具體結(jié)果如表3所示。

如表3列（Ⅰ）（Ⅱ）所示，在經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整的模型中，外部實(shí)際匯率偏離度對(duì)數(shù)值系數(shù)在10%顯著性水平下沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn);引入的控制變量中，政府支出、貿(mào)易開(kāi)放度和撫養(yǎng)比的系數(shù)符號(hào)與預(yù)期一致。在經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整的模型中，人均物量GDP對(duì)內(nèi)部實(shí)際匯率偏離度對(duì)數(shù)值的彈性為0.668，即內(nèi)部實(shí)際匯率相對(duì)內(nèi)部均衡實(shí)際匯率每升值1%，人均物量GDP提升0.668%。換句話說(shuō)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的國(guó)家其內(nèi)部實(shí)際匯率相對(duì)較高;引入的控制變量中，投資率和撫養(yǎng)比的系數(shù)顯著為負(fù)，符合理論預(yù)期。然而，沒(méi)有證據(jù)證明政府支出與貿(mào)易開(kāi)放度對(duì)一國(guó)人均物量GDP具有一定影響。從模型整體上看，經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整的模型擬合優(yōu)度為0.580，優(yōu)于經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整的模型擬合優(yōu)度。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后的實(shí)際匯率偏離對(duì)不同經(jīng)濟(jì)體發(fā)展水平的影響程度，本文采用世界銀行依據(jù)人均GNI的收入劃分標(biāo)準(zhǔn)將2017年ICP中173⑧個(gè)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行劃分并與2011年ICP進(jìn)行比較。其中，高收入組、中等收入組和低收入組的經(jīng)濟(jì)體數(shù)量分別為63個(gè)、87個(gè)和23個(gè)，相比上一輪，高收入經(jīng)濟(jì)體數(shù)量有所增加，低收入經(jīng)濟(jì)體數(shù)量有所減少。另外，中等收入經(jīng)濟(jì)體GDP占全球總量的比重及人口比重有所增大，高收入經(jīng)濟(jì)體和低收入經(jīng)濟(jì)體GDP占全球總量的比重及人口比重有所減少。

基于此，本文用經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后的實(shí)際匯率偏離分別對(duì)高收入經(jīng)濟(jì)體和中等收入經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平進(jìn)行研究，回歸結(jié)果見(jiàn)表3后兩列。未將低收入經(jīng)濟(jì)體列入研究樣本中基于以下兩點(diǎn)：第一，對(duì)于貧困國(guó)家來(lái)說(shuō)，“巴薩效應(yīng)”會(huì)因貧困國(guó)家存在特有的或異于發(fā)達(dá)國(guó)家的因素而使其傳導(dǎo)機(jī)制受阻，可能的因素有：（1）物流部門(mén);（2）市場(chǎng)制度;（3）勞動(dòng)力市場(chǎng)規(guī)律;（4）人口紅利;（5）人力資本，將其與中等收入經(jīng)濟(jì)體合并分析會(huì)使實(shí)際匯率偏離對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響出現(xiàn)結(jié)論上的誤判。而中等收入經(jīng)濟(jì)體正處于向發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的末期或者經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)時(shí)期，可貿(mào)易品部門(mén)相對(duì)于不可貿(mào)易品部門(mén)的生產(chǎn)率提高明顯，即“巴薩效應(yīng)”得到很好的體現(xiàn)。第二，本文僅對(duì)2017年ICP數(shù)據(jù)進(jìn)行截面分析，單獨(dú)將低收入經(jīng)濟(jì)體分為一組會(huì)使模型中樣本量過(guò)低（23個(gè)樣本）。

如表3列（Ⅲ）、（Ⅳ）所示，高收入經(jīng)濟(jì)體的內(nèi)部實(shí)際匯率偏離對(duì)數(shù)值系數(shù)顯著為正，即內(nèi)部實(shí)際匯率每升值1%，人均物量GDP提升0.949%。政府支出、貿(mào)易開(kāi)放度及撫養(yǎng)比系數(shù)符號(hào)與預(yù)期一致。投資率的符號(hào)與預(yù)期不符，這可能是因?yàn)榘l(fā)達(dá)國(guó)家的資本勞動(dòng)比和勞動(dòng)力工資水平很高使得實(shí)際匯率升值，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。中等收入經(jīng)濟(jì)體的內(nèi)部實(shí)際匯率偏離對(duì)數(shù)值系數(shù)顯著為負(fù)，即內(nèi)部實(shí)際匯率相對(duì)內(nèi)部均衡實(shí)際匯率每貶值1%，人均物量GDP提升0.399%。這種與高收入經(jīng)濟(jì)體匯率升值促增長(zhǎng)的現(xiàn)象完全相反，是“羅德里克新論”中“發(fā)展中國(guó)家匯率貶值促增長(zhǎng)”觀點(diǎn)的體現(xiàn)。投資率與撫養(yǎng)比的系數(shù)符號(hào)與預(yù)期一致。然而，沒(méi)有證據(jù)表明政府支出與貿(mào)易開(kāi)放度會(huì)對(duì)中等收入經(jīng)濟(jì)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平產(chǎn)生影響，這可能是因?yàn)橹械仁杖虢?jīng)濟(jì)體之間的經(jīng)濟(jì)制度及發(fā)展方式等因素存在差異。

綜上，從外部均衡實(shí)際匯率與內(nèi)部均衡實(shí)際匯率偏離度的直方圖中就可看出，經(jīng)兩種方法測(cè)算出的偏離度具有一定差異，前者實(shí)際匯率被高估的國(guó)家占多數(shù)，后者實(shí)際匯率被低估的國(guó)家占多數(shù)。再將兩種方法測(cè)算出的偏離度應(yīng)用到對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響研究中可見(jiàn)，經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整后的外部實(shí)際匯率無(wú)論偏離與否，對(duì)一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不具有影響。而經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整后的內(nèi)部實(shí)際匯率偏離度會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平產(chǎn)生正向影響。

事實(shí)上，經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整的得到的實(shí)際匯率偏離度中已包含相對(duì)人均物量GDP指標(biāo)，用已由該指標(biāo)測(cè)算出的外部均衡實(shí)際匯率偏離度再去解釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，這就造成了“用經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平解釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平”的現(xiàn)象（Dani Rodrik，2008）⑨，同時(shí)也是犯了解釋變量存在內(nèi)生性的錯(cuò)誤?？梢?jiàn)，經(jīng)“賓大效應(yīng)”調(diào)整后測(cè)算出的外部實(shí)際匯率對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的解釋具有一定偏誤甚至不具有解釋力。

六、結(jié)論

本文從“巴薩效應(yīng)”的角度對(duì)實(shí)際匯率進(jìn)行測(cè)算及分析，其結(jié)果對(duì)以下事實(shí)提供有力依據(jù)：內(nèi)部實(shí)際匯率升值能夠促進(jìn)發(fā)達(dá)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平;貶值能夠促進(jìn)發(fā)展中國(guó)家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平;內(nèi)部實(shí)際匯率越高的國(guó)家其經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高。

本文的結(jié)論有助于重新審視“巴薩效應(yīng)”。在測(cè)度均衡實(shí)際匯率時(shí)，用“賓大效應(yīng)”替代“巴薩效應(yīng)”事實(shí)上會(huì)放大“巴薩效應(yīng)”對(duì)實(shí)際匯率的影響，根本原因在于沒(méi)有采用內(nèi)部實(shí)際匯率，而且在相對(duì)生產(chǎn)率指標(biāo)的選擇上缺乏統(tǒng)一。此外，用經(jīng)“巴薩效應(yīng)”調(diào)整測(cè)算出的實(shí)際匯率偏離度分析對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響很好的解決了“賓大效應(yīng)”帶來(lái)的“用經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平解釋經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平”的問(wèn)題。

注釋：

① 另一種方法為基于宏觀經(jīng)濟(jì)平衡角度的均衡匯率分析法，如基本均衡匯率法（FEER）、行為均衡匯率法（BEER）等。本文研究重點(diǎn)為基于修正購(gòu)買力平價(jià)的“巴薩效應(yīng)”理論，不涉及均衡匯率法。

② 首次采用可貿(mào)易品部門(mén)與不可貿(mào)易品部門(mén)的比率也意味著可貿(mào)易品和不可貿(mào)易品的劃分問(wèn)題初步顯現(xiàn)。

③ Kravis等（1983）指出Officer文章的主要不足：（1）實(shí)證數(shù)據(jù)存在局限;（2）樣本中未包含發(fā)展中國(guó)家;（3）樣本中未確定基準(zhǔn)國(guó)。

④ Bhagwati（1984）、Clague（1985）和Bergstrand（1991）從要素稟賦、要素流動(dòng)等角度對(duì)“賓大效應(yīng)”進(jìn)行了解釋。

⑤ 本文劃分過(guò)程借鑒了Kravis（1982）和De Gregorio等（1994）的部分觀點(diǎn)。

⑥ 兩個(gè)主要類別中的大類劃分相同，各群組包含住房、醫(yī)療、娛樂(lè)及教育等支出項(xiàng)目，而且各群組中服務(wù)支出占比較大。

⑦ 考慮到國(guó)防作為政府提供非市場(chǎng)服務(wù)產(chǎn)出的一部分，本文將現(xiàn)役軍人歸為不可貿(mào)易品部門(mén)就業(yè)人數(shù)。

⑧ 世界銀行未對(duì)安圭拉島、博內(nèi)爾島和蒙特色拉特島進(jìn)行收入劃分。

⑨ Dani Rodrik（2008）中Henry 和 Woodford的論文述評(píng)。

參考文獻(xiàn)：

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

[2] Samuelson P A. Facets of Balassa-Samuelson Thirty Years Later[J].Review of International Economics， 1994， 2（3）： 201-226.

[3] Cassel G. Abnormal Deviations in International Exchanges[J].The Economic Journal， 1918， 28（112）： 413-415.

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

[5] Dani Rodrik. The Real Exchange Rate and Economic Growth[J].Brookings Papers on Economic Activity， 2008， 2008（2）： 365-412.

[6] Kravis I B， Heston A， Summers R. World Product and Income： International Comparisons of Real Gross Product[M].The World Bank， 1982.

[7] 盧鋒， 劉鎏. 我國(guó)兩部門(mén)勞動(dòng)生產(chǎn)率增長(zhǎng)及國(guó)際比較 （1978-2005）——巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)與人民幣實(shí)際匯率關(guān)系的重新考察[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)， 2007，6（2）： 357-380.

[8] 王雪珂， 姚洋. 兩國(guó)相對(duì)生產(chǎn)率與巴拉薩-薩繆爾森效應(yīng)： 一個(gè)經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)[J].世界經(jīng)濟(jì)， 2013（6）： 18-35.

[9] Rogoff K. Traded Goods Consumption Smoothing and the Random Walk Behavior of the Real Exchange Rate[R].National Bureau of Economic Research， 1992.

[10]De Gregorio J， Wolf H C. Terms of Trade， Productivity， and the Real Exchange Rate[R].National Bureau of Economic Research， 1994.

（責(zé)任編輯：趙春江）