人口结构、供给冲击与巴拉萨—萨缪尔森效应

内容摘要：本文在传统巴拉萨-萨缪尔森效应（以下简称BS效应）研究的基础上，充分考虑中国二元经济结构与隐性失业的现实背景，加入了人口因素对传统BS模型进行拓展，并利用1994年人民币汇率制度改革之后的时间序列数据对其进行了检验。结果显示，在加入了人口因素后，BS效应在中国是存在的。而生产率差异所引起的人民币实际汇率变动比较小，农村人口比率变动的影响要大得多，这也证实了中国转型期间剩余劳动力在转移过程中，由于工资效应变小的间接影响，使得BS效应也变小的推论。

关键词：人口结构 供给冲击 巴拉萨-萨缪尔森效应 实际汇率

引言

随着世界上开放经济体的逐步增加，实际汇率作为一国产品和劳务的国际价格越来越受到经济学者们的重视。实际汇率的变动会受不同冲击因素的影响，不同的冲击源其传导机制也不尽相同。考虑到长期中，货币是中性的，故而在分析实际汇率的长期趋势时，主要考察实际冲击对实际汇率的影响。生产率冲击正是其中的主要影响因素。巴拉萨-萨缪尔森效应（后简称BS效应）为研究生产率冲击对一国实际汇率的影响提供了一个分析框架。BS效应的传导机制为：假设贸易品满足一价定理，则两国贸易品价格会趋同，两国的可贸易部门生产率水平差异会决定其工资率差异，生产率增长越快的国家，工资水平越高。若劳动力在国内是自由流动的，则经济体中两部门的工资率会趋同，但不可贸易部门的生产率是小于可贸易部门的，由于价格水平主要由工资水平决定，故而不可贸易品价格水平会高于贸易品价格水平。此时该国实际汇率会升值。

国内外经济学者对BS效应是否成立做过大量的实证检验，其对象主要以出口导向的外向型经济体为标的。一部分文献的结论是BS效应是存在的（chinn， l997；Ito et al.，1997；Cheung et al.，2005），一部分研究结论却截然相反（Egert et al.，2003；Garcia et al.，2007）。随着计量经济学方法在中国的逐渐传播与运用，2000年以后，以中国为样本的国内相关研究逐渐丰富起来，统计结论也是不尽相同。早期的研究只是简单地对传统的BS效应进行统计分析，俞萌（2001）；王维（2003）；王苍峰、岳咬兴（2006）；唐旭、钱士春（2007）分别采用不同的计量方法、时间区间与相关指标进行了检验，结果BS效应是成立的。鄂永健、丁剑平（2007）；卢峰、刘鎏（2007）；王泽填、姚洋（2009）等稍晚些的文献则从消费者偏好与劳动力供给等方面对BS基准模型进行拓展后再进行检验，发现BS效应在中国是存在的。某些文献结合中国剩余劳动力过剩的基本国情（杨长江，2002；林毅夫，2007；），从逻辑推理的方法，说明了BS效应在中国不成立。

改革开放以来，我国经济持续快速增长。从1978年到2011年，年均增长率为9.64%，成为世界大型经济体经济追赶的一个重要案例。进入上世纪90年代以来，中国出口导向型经济特征渐趋明显，农村剩余劳动力从农业部门向制造业部门不断转移，1994年的汇率制度改革使得人民币汇率的形成机制逐步向有管理的浮动汇率制度转变。这些变化为我们对汇率制度改革后BS效应在中国的适用性研究提供了有力的基础条件。

本文接下来介绍研究所用到的计量模型、变量选择和数据来源；然后对拓展的BS模型进行经验分析；最后进行结论总结。

计量模型、变量选择和数据来源

将经济社会中的产品分为贸易品与不可贸易品，进而将经济划分为可贸易部门与不可贸易部门的传统由来已久，在区分是否为可贸易部门时，主要考察其可贸易性，即参与国际贸易的程度。这一指标通常采De Gregorio、 Giovannini and Wolf（1994）的划分标准，即如果出口总额与总产值之比大于10%，则该部门为可贸易部门。在第二产业中，制造业部门是典型的可贸易部门，但建筑业的可贸易程度则比较低，服务业通常被看作典型的不可贸易部门。上世纪90年代之后，我国的建筑业伴随国民经济快速发展，但其可贸易性不高，且生产率水平上升也不快，为了匹配BS效应的传导机制，本文将制造业和服务业分别作为可贸易部门与不可贸易部门来进行研究。

由于非贸易品价格的差异是引起购买力平价产生系统偏差的重要原因，而非贸易品价格的差异来自于可贸易部门生产率增长差异而引发的工资率差异。工资率差异引起的一般价格水平差异最后会传导给实际汇率，使得实际汇率发生变化。若工资率的变化没有充分反映生产率的变化，则非贸易品在价格上的差异会受到冲击，进而影响实际汇率的变动。对于中国的实际情况而言，BS效应中的劳动力有限供给，充分就业的经典假设与中国的状况颇有出入。由于中国经济中存在着城乡二元结构，农村中存在隐性失业，故而劳动力并非是充分就业的，同时由于结构转型的因素，在这个进程中会使得在一定的时间之内劳动力几乎相当于无限供给。这些因素会在一定程度上抑制工资率的提高。只有当剩余劳动力从农村充分释放，隐性失业降低到一定程度，劳动力不再是无限供给的情形时，BS效应中关键的工资传导机制才会发生应有作用。故而下文将考虑中国劳动力供给的特殊情况，对传统BS模型进行拓展。

由于中国的剩余劳动力主要来自农村，当制造业劳动生产率上升时，在劳动力有限供给的情况下工资率有上涨的压力，而由于我国农村存在大量剩余劳动力，故而在相当于劳动力无限供给的情形时，制造业部门工资率的上涨会受到遏制。而农村人口比率越大，剩余劳动力供给情况就越严重，农业部门边际产出就越低，从农业部门向制造业部门转移相同数量劳动力所引起的工资上涨幅度就越小。故而在检验BS效应时我们将加入农村人口比率这个变量，以rural表示。基准检验方程如下：

（1）

其中lreer与lcp分别表示人民币实际有效汇率和中美两国“相对增长率”（借用卢锋（2006a）的称呼，即中国可贸易部门劳动生产率相对不可贸易部门劳动生产率相对美国该比率的增长率）的自然对数。生产率指标采用我国人力资源与社会保障部的定义，即劳动生产率是劳动者在单位时间内的生产效率，用劳动者的劳动成果与相应劳动消耗量之间的比率表示。由于美国是中国最大的贸易伙伴国，而且贸易产品之间的互补性也比较强，有一定的典型意义，而在汇率考察时，通常美元是作为基准货币，因此本文选取美国作为参考对象，考察中国的BS效应。虽然美国经济分析署和美国劳工署公布了美国制造业和服务业增加值数据以及相对应的就业人数的季度数据；我国的服务业季度增加值数据也能在中经网数据库中得到，但最重要的我国制造业季度增加值数据却没有获取的渠道。虽然增加样本量，提高数据频率有助于提高检验效力，但由于建筑业的不可贸易因素，我们放弃唐旭 、钱士春（2007）使用第二产业作为可贸易部门的做法，依然采用年度频率的制造业增加值指标。对于制造业增加值数据，虽然我国国家统计局也公布了该行业的数据，但该部门在2004年之前只公布了分行业的增加值，且其统计口径也经历了几次调整，这无疑会增加数据的不一致性。为了保证数据的一致性与可比较性，本文将采用《世界发展指数2012》中给出的中美两国制造业与服务业实际增加值数据（以2000年不变美元计算）。数据来源于世界银行网站。中国制造业与服务业就业人数来自中国国家统计局公布的《中国统计年鉴》各期；美国的制造业与服务业就业人数数据来自美国劳工署网站。人民币兑美元名义汇率、中国CPI指数（2005年为100）、美国CPI指数（2005年为100）出自中经网统计数据库。

本文数据期限为1994-2011年，这样选择主要有以下方面的考虑：第一，改革开放前，中国实行高度集中的计划经济体制，对外贸易完全由国家垄断经营，人民币汇率是政府制定的单一固定汇率；改革开放后直到1994年，我国一直是双重汇率制，汇率调剂价格的剧烈波动对外贸的正常发展和宏观金融稳定带来了一定程度的负面影响。1994年1月1日和2005年7月21日进行的两次汇率制度改革使得人民币汇率形成了以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动汇率制度，在实际中大大增加了人民币汇率的波动弹性。同时，由于1994年作为重大制度性变革的时点，故而如果选择改革开放的1978年为时间起点，在时间序列分析中会遇到结构变化的问题，不利于所得结论的稳健性；第二，BS效应的逻辑传导主要来源于一国贸易品生产率相对另一国的增长，它的分析机理对于外向型经济体比较适合。我国的出口贸易的大幅增长主要开始于上世纪90年代以后，故而选择1978年的改革开放起始年作为时间序列的起点在检验BS效应时就显得不那么恰当。

拓展BS模型的经验分析

（一）图表分析

为了比较中美两国两部门劳动生产率变化与人民币实际有效汇率的关系，本文用年度部门实际增长率来进行对比。图1给出了中美两国贸易品与不可贸易部门年度劳动生产率增长率。从图1中可见，在汇率制度改革以来的大部分年份里，中国制造业与服务业劳动生产率的年度增长率都要高于美国的同期数值，同时作为BS效应的核心传导机制，中国制造业生产率年度增长率要远高于美国同期该产业的增长率。

图2显示的是中美两国相对生产率（cpzs）与人民币实际有效汇率（REER）的走势情况。cpzs为中美相对生产率指数（以1994年为100）。由图2可见，当cpzs上升时，REER也上升，反之亦然。这些特征满足BS效应的阐述。

BS效应的传导机制中最重要的一点是可贸易部门劳动生产率相对不可贸易部门劳动生产率增长时，其工资率也相应增长。若可贸易部门工资率与生产率增长幅度存在差异时，说明有其他因素阻碍了其间的传导。图3给出了中国制造业生产率与其工资率累计增长指数。由图3中可看出，在汇率制度改革之后，我国制造业劳动生产率累计增长了743%，而该部门工资率只累计增长了456%。

（二）统计分析

为了揭示相关变量的统计学关系，下文将中国制造业工资率（gz）对国内制造业部门生产率（mp）与农村人口比率（rural）做回归。回归方程如下：

（2）

lgz，lmp，lrural表示各变量的自然对数值。

首先我们检验相关变量的平稳性，ADF检验结果见表1。

结果显示，lgz，lmp，lrural为非平稳序列，其一阶差分平稳，都为I（1）序列。考虑到样本量的因素，这里设最大滞后期数为2。由SC准则，我们以滞后2期为VAR模型的最优滞后期。经检验，VAR（2）差分方程的特征根都小于1，位于单位圆内，说明VAR（2）模型是稳定的。下文用Johansen极大似然法进行协整检验。表2是估计结果。

迹检验统计量和最大特征值统计量都显示在5%的显著性水平下，只存在一个协整方程。标准化方程见表3。

以上Johansen协整检验分析结果表明，在5%的显著性水平下，对我国制造业工资率，制造业劳动生产率和农村人口比率而言存在一个协整方程：

（3）

方程（3）说明长期中平均而言，中国制造业部门劳动生产率每上升1个百分点，制造业工资率上升0.38%；农村人口比率每下降1%，制造业工资率上升10.07%。

由于协整检验只确定了变量之间的稳定关系，但并没有给出统计意义上的因果关系，表4给出了三变量的联合Grange检验结果。

Grange因果检验的结果显示，在5%的显著性水平下，中国制造业劳动生产率与农村人口比率不是制造业工资率的Grange原因的原假设被拒绝。可见，制造业劳动生产率和农村人口比率一起作为引起制造业工资率的Grange原因。

下面，本文将对拓展的BS效应，即方程（1）进行检验，

首先对变量cp进行平稳性检验，见表5。

其余变量的平稳性前面给出过检验结果，这里不再赘述。基于同样的原因我们选择VAR（2）模型作为检验标的，用Johansen极大似然法进行协整检验。表6是估计结果。

迹检验统计量和最大特征值统计量在5%和10%的显著性水平下，显示有一个协整方程。协整方程的符号符合预期以及相应系数的t值都是显著的。下面给出协整方程：

（4）

方程（4）说明长期中平均而言，中国制造业相对服务业部门劳动生产率相对美国该比率每上升1个百分点，人民币外部实际汇率（实际有效汇率）上升0.21%；农村人口比率每下降1%，人民币外部实际汇率（实际有效汇率）上升5.98%。在拓展的BS模型检验中，我们可以发现，中美两国相对生产率差异所引起的人民币实际汇率变动比较小，只有0.21%的相对变化（针对生产率差异变动1%而言），而农村人口比率的影响要大得多，这也证实了中国转型期间剩余劳动力在转移过程中，由于工资效应变小的间接影响，使得BS效应也变小。

为了验证是否是中美两国两部门相对劳动生产率和农村人口比率引起了人民币实际有效汇率的变化，表7给出了国际版BS效应的联合Grange检验结果。

Grange联合检验的结果显示，中美两国两部门相对相对劳动生产率和农村人口比率一起作为引起人民币实际有效汇率的Grange原因。

从严格的计量经济学角度而言，Johansen检验在样本空间较小情况下可能存在的非一致性估计的缺陷（Johansen，1988），而E-G两步法对数据的要求相对较低，且可以得到一致性估计，下面本文将用E-G两步法对国际版BS效应做一个验证。为了给出更多的变量信息，我们的检验方程如下：

（5）

其中lreer，lrp，lrp*，lrural分别表示人民币实际有效汇率的自然对数值、我国两部门相对劳动生产率的自然对数值、美国两部门相对劳动生产率的自然对数值、我国的农村人口比率。各变量的ADF平稳性检验如表8所示（前面已检验过的这里省略）。

ADF结果显示，检验所用变量水平值均为非平稳序列，一阶差分平稳（5%的显著性水平），为I（1）序列。接着我们对其用最小二乘法（OLS）进行检验，并查看其残差的平稳性。的趋势如图4所示。

对t进行单位根检验，含有截距项，滞后阶数由SC准则确定，结果见表9。

ADF统计量的P值显示，残差是平稳序列。变量之间的协整关系存在，即国际版BS效应成立。协整方程中各变量系数以及相关统计量如表10所示。

如表10所示，协整方程中各变量系数与预期的符号相同。从显著性水平而言，除了我国相对劳动生产率系数在10%的显著性水平上显著之外，其余变量系数都是高度显著的，方程的F统计量高度显著说明我国相对劳动生产率，美国相对劳动生产率与我国农村人口比率都是人民币实际有效汇率的关键解释变量。较高的拟合优度R2（或校正的R2）说明协整方程包含了足够且重要的解释变量。残差的正态性检验（JB检验）说明满足残差的正态性假设；序列相关的LM检验说明方程残差不存在序列相关；异方差的White检验表明不存在异方差。故而协整方程的结果具有较高的稳定性，检验结果是有效的。下文给出拓展BS效应的协整方程：

（6）

方程（6）说明长期中平均而言，中国制造业相对服务业部门劳动生产率每上升1个百分点，人民币外部实际汇率（实际有效汇率）上升0.09%（人民币实际汇率升值）；美国制造业相对服务业部门劳动生产率每上升1个百分点，人民币外部实际汇率（实际有效汇率）下降2.38%（人民币实际汇率贬值）；农村人口比率每下降1个百分点，人民币外部实际汇率（实际有效汇率）升值5.98%。基于E-G两步法的检验结果同时证实了由于中国经济转型期间剩余劳动力转移对制造业部门工资率的影响，使得BS效应变小。这和方程（4）所得到的结论是一致的。

结论

基于中国进入20世纪90年代以来的外向型经济体特征，本文着重研究了供给冲击（生产率冲击）对人民币实际汇率的影响。考虑到BS效应中的劳动力有限供给，充分就业的经典假设与中国实际情况颇有出入，由于中国经济中存在着城乡二元结构，农村中存在隐性失业，加上结构转型等因素，使得BS效应中关键的工资传导机制会受到很大影响，故而从劳动力市场的角度对BS模型进行了拓展。

在加入了反映劳动力市场变化状况的农村人口比率（rural）变量后，在分析中国制造业生产率与农村人口比率对中国制造业工资率的影响部门后发现，制造业生产率和农村人口比率与中国制造业工资率存在协整关系，且存在单向的Grange因果关系，即制造业生产率和农村人口比率是制造业部门工资率的决定因素。

在分析拓展的BS模型部分，考虑到本文所用样本空间较小，可能存在检验效力较低与非一致性估计问题，同时使用了Johansen协整检验与E-G两步法对拓展的BS效应进行了验证。结果发现，拓展的BS效应在中国是成立的。基于两种协整方法得出的结果说明，在拓展的BS模型中，中美两国相对生产率差异所引起的人民币实际汇率变动比较小，而农村人口比率变动的影响要大得多，这也证实了中国转型期间剩余劳动力在转移过程中，由于工资效应变小的间接影响，使得BS效应也变小的推论。