侯天宇 申童童

内容提要：均衡实际汇率的测算对探究实际汇率偏离对经济增长的影响非常重要。“巴拉-萨缪尔森效应”（巴萨效应）通过采用相对生产率测算均衡实际汇率，本文将ICP数据支出项目进行可贸易品和不可贸易品的划分并构建内部实际汇率，通过“巴萨效应”测算出均衡内部实际汇率并探究内部实际汇率偏离对经济发展水平的影响。研究结果表明：“宾大效应”替代“巴萨效应”会放大对实际汇率的影响;经“宾大效应”调整的实际汇率偏离对经济发展水平不具有解释力。进一步研究表明，内部实际汇率升值能够促进发达国家的经济发展水平，贬值能够促进发展中国家的经济发展水平。

关键词：巴萨效应;宾大效应;内部实际汇率;实际汇率偏离

中图分类号：F832.6 文献标识码：A 文章编号：1001-148X（2022）01-0034-09

作者简介：侯天宇（1992-），男，陕西渭南人，东北财经大学统计学院博士研究生，研究方向：国民经济核算、宏观经济统计分析;申童童（1992-），女，河南焦作人，东北财经大学统计学院博士研究生，研究方向：经济测度分析。

基金项目：国家社会科学基金重大项目“全球生产核算的理论、方法和中国实践研究”，项目编号：20&ZD134;国家社会科学基金重点项目“2017年全球ICP方法和数据问题研究”，项目编号：20ATJ001。

一、引言

“巴拉萨—萨缪尔森效应”（Balassa-Samuelson Effect，简称“巴萨效应”）[1]是研究内部实际汇率变化问题的经典理论。利用“巴萨效应”测算均衡实际汇率，进而探究实际汇率偏离对经济增长的影响是目前研究实际汇率偏离效应的主要方法之一①。然而，“巴萨效应”在实际运用时存在界定被放大的现象，即用“宾大效应”（Penn Effect）[2]替代“巴萨效应”来验证相对生产率与实际汇率的关系。根本原因在于可贸易品和不可贸易品及产业部门的划分存在困难进而影响了生产率和内部实际汇率的构建。事实上，采用“宾大效应”会使测算出的实际汇率偏离度缺乏相对精确性，这是因为测算出的均衡实际汇率会包含消费偏好和储蓄倾向等其他影响因素，而“巴萨效应”是从生产率角度来测算均衡实际汇率。可见，“宾大效应”放大了“巴萨效应”的界定，其合理性和可行性值得商榷。此外，由于绝对价格水平数据难以获得，多数研究在构建实际汇率的时候采用相对价格指数作为替代，这种方法缺乏一定精确性。

因此，鉴于ICP数据是目前较为精确测算实际汇率绝对水平的数据，本文首先尝试将ICP数据支出项目进行可贸易品和不可贸易品的划分，构建内部实际汇率;其次通過“巴萨效应”测算出均衡内部实际汇率;最后探究内部实际汇率偏离对经济发展水平的影响。

二、文献回顾

名义汇率与PPP揭示的两国物价水平之比的倒数应当等于1或像相对购买力平价所解释的那样为常数。这是购买力平价理论作为衡量均衡汇率的重要依据。早期研究结果表明实际汇率与购买力平价存在系统性偏差，即在忽略交易成本的条件下实际汇率应与购买力平价相同[3]。该系统偏差被归结为交易成本和贸易壁垒。此后，Balassa（1964）[1]和Samuelson（1964）[4]从部门生产率差异解释了系统性偏差的原因。经多年发展，“巴萨效应”的核心观点分为静态和动态两视角：（1）在静态上，越富（穷）的国家不可贸易品相对价格水平越高（低）;（2）动态上，高（低）增长的国家实际汇率会升（贬）值。

然而，正如之前所述，“巴萨效应”在相对生产率和实际汇率的构造上缺乏统一的标准，数据及方法的局限使得多数研究“另辟蹊径”，选择了替代指标来验证相对生产率与实际汇率的关系。

Balassa（1964）[1]用人均GNP和外部实际汇率检验了1955年9个国家的“巴萨效应”。之后，David（1972，1973）和Balassa（1973）用经购买力平价调整后的人均GDP和用名义汇率表示的人均GDP分别作为内部实际汇率和相对生产率的代理变量。Officer（1976）首先采用两种新的相对生产率代理变量（劳均产出和两国相对生产率）从截面角度检验“巴萨效应”②;其次，采用相对价格指数作为内部实际汇率的代理变量（CPI/WPI;CPI/EPI;PGDP/EPI;PGDP/EPI等）检验“巴萨效应”。Officer（1976）的文章并没有证明出“巴萨效应”的存在③。Hsieh（1982）通过时间序列来验证“巴萨效应”，他所确立的相对实际汇率和Officer（1976）的两国相对生产率被确立为时间序列模型的标准。此后，Marston（1990）在Hsieh的基础上将相对实际汇率修改为部门价格水平比率，并用劳动平均产量作为相对生产率指标。至此，“巴萨效应”的时间序列模型基本确立。

可见，相对生产率和内部实际汇率指标的构造在“巴萨效应”研究中没有统一标准。原因在于涉及可贸易品和不可贸易品的划分问题，两者的划分在理论上容易定义，但是将其运用到实践中却存在一定困难。

De Gregorio等（1994）将各部门的“贸易性”定义为该部门出口额占出口总额的比重超过10%。他认为农业、制造业、采矿业及运输业为可贸易部门，服务业为不可贸易部门。尽管该方法在阈值选择上存在主观，但优点是具有一定稳健性。然而，这种划分方法在后续研究中并没有作为指导方针，致使对部门“贸易性”的划分仍充满不确定性。如农业的划分问题，许多国家农产品的价格不由市场决定;而农业大国其农产品占其出口比重的大部分。没有统一划分标准的原因是数据的局限。一般认为，工业部门中制造业的可贸易性最强，其次是采掘业，农业的可贸易性紧随其后。

如上所述，“巴萨效应”从生产率的角度探究了其与实际汇率的关系，围绕该理论的相关研究已硕果累累，但实际汇率如何影响经济增长的相关研究在早期较为罕见。正如Eichengreen（2007）所言：“实际汇率在经济增长研究中不具有中心位置，甚至在早期的经济发展理论如第一代新古典经济增长模型与政策的讨论中完全没有出现”。在相当长时期内，尽管关于实际汇率对经济增长影响的研究成果陆续显现，但其结论较为统一，即实际汇率偏离对经济增长产生不利影响。Williamson（1990）将该观点归纳为华盛顿共识（Washington Consensus）中的重要结论，即发展中国家实际汇率必须保证足够竞争性才能促进出口增长率，高估和低估均有损于经济增长。此后，Eichengreen（2007）、Rodrik（2008）[5]和Gala（2009）等几乎同时提出货币低估对经济增长有促进作用，该观点被称为“罗德里克新论”（Rodrik View）。至此，“贬值促增长”的观点占主导地位（仅对发展中国家适用）。但是，纵观先前实际汇率偏离与经济增长的研究成果，用经“巴萨效应”调整后的内部实际汇率偏离度探究与经济增长的关系较为罕见，往往寻找替代指标来近似表述“巴萨效应”。

综上，现有研究中鲜有研究在测算实际汇率时对可贸易品和不可贸易品进行划分，以至于仅寻找两者的“代理部门”或者寻求其他代理变量，最典型的就是外部实际汇率，而“巴萨效应”是从生产率角度测算内部实际汇率，多数研究往往用“宾大效应”来代替“巴萨效应”，或者将两者混用，这其实是放大了“巴萨效应”的界定。因为“宾大效应”是刻画了一种统计规律，而“巴萨效应”也不是对它的唯一解释④，用“宾大效应”的系数来解释“巴萨效应”的系数具有一定的夸大性。此外，严格意义上的实际汇率，需要选取同一篮子商品，并采用这些商品的绝对水平加总测算。然而，这种测算要求各经济体拥有较为统一的商品数据，并且测算方法相对复杂，这使得大多数分析选择采用各国的物价水平指数作为“替代指标”进行分析。这种测算方法只能间接反映实际汇率的走势，很难准确反映实际汇率的绝对水平。

因此，基于ICP数据是目前比较系统的能够从静态角度较为精确的测算实际汇率绝对水平的数据。本文在借鉴Kravis等（1982）[6]的划分基础上尝试将2017年ICP支出项目进行可贸易品和不可贸易品的划分，并构建内部实际汇率指标。在相对生产率的构造上，本文将农业和工业部门归为可贸易品部门，将服务业部门归为不可贸易品部门，并参照卢峰和刘鎏（2007）[7]、王雪珂和姚洋（2013）[8]的方法，尝试用两国相对生产率指標来衡量相对生产率，贸易品与不可贸易品生产率的测算用部门增加值与部门就业人数的比值表示。最后采用测算出的内部实际汇率偏离度来探究对经济发展水平的影响。

三、内部实际汇率的构建

（一）内部实际汇率

价格水平指数是货币购买力平价与名义汇率的比率，两者均与基准货币相关（如，美元）。而实际汇率最常见定义是经给定国i与基准国j价格的相对变动修正后的名义汇率的跨时期变动。可见，只要价格水平指数相同，两者互为倒数：

然而，如果名义汇率的变化受到外界因素的影响脱离真实水平，则价格水平指数也会脱离真实水平，进而实际汇率偏离了均衡水平。这种反映不同国家货物和服务之间的价格竞争力情况的实际汇率被称为外部贸易条件实际汇率（External-Terms-of-Trade Real Exchange Rate，简称“外部实际汇率”）。

内部实际汇率（Internal-Terms-of-Trade Real Exchange Rate，简称“内部实际汇率”）是不可贸易品与可贸易品价格的比率，忽略了名义汇率变化对实际汇率的影响。Pigou（1922）认为把每个国家的价格水平分为可贸易品和不可贸易品价格水平，在一价定律成立的条件下，两国的价格水平差异就体现为两国不可贸易品价格的差异，这潜在的认为国家间生产率具有一定差异，即绝对购买力平价理论能够被内部价格比率的国家间生产率差异进行修正，这是内部实际汇率的由来。而外部实际汇率没有将可贸易品与不可贸易品进行区分，因此会受到各国价格水平差异、货币投机及利率等因素的影响。

事实上，如果可贸易品“一价定律”成立，则外部实际汇率可以表示出内部实际汇率。令一国价格水平等于可贸易品和不可贸易品价格的几何平均：

假设可贸易品符合“一价定律”，则名义汇率就等于两国可贸易品价格水平的比率，即：

如果令两国可贸易品及不可贸易品比重相同β=β*，则价格水平指数就由内部实际汇率和两国不可贸易品与可贸易品价格水平比重共同决定。即：

式中，间接标价法表示的内部实际汇率为：

可见，在一定假定条件下，外部实际汇率可以表示出内部实际汇率。由于现实中各国间可贸易品与不可贸易品的比重并非相同，这导致外部实际汇率同时受到内部实际汇率和各国内部不可贸易品与可贸易品之间比重的影响。显然，用价格水平指数代替内部实际汇率往往会因两国内部可贸易品和不可贸易品的比重无法准确测算而被动性的忽略，这影响了内部实际汇率的准确性。

因此，用内部实际汇率测算均衡实际汇率理论上比用外部均衡汇率测算均衡实际汇率更为精确。换言之，在用实际汇率偏离度对经济发展水平的解释中，用经“巴萨效应”调整后得到的实际偏离度可能更具有解释力。

为了剔除空间价格水平差异，使各经济体之间内部实际汇率比较成为可能，本文在式（7）的基础上将两国可贸易品与不可贸易品价格水平用比较精确的价格水平指数表示。首先，分别测算出各经济体可贸易品和不可贸易品价格水平指数。其次，构建可贸易品与不可贸易品价格水平指数的比率，以此作为该经济体剔除空间价格水平差异的内部实际汇率。最后，构建该经济体相对于基准经济体的内部实际汇率。具体调整见式（8）：

（二）可贸易品与不可贸易品的划分

要构建i国相对于j国的内部实际汇率，首先要解决的是可贸易品与不可贸易品的划分问题。不可贸易品主要是服务，如出租车、理发店提供的服务、公用事业服务等。另外，某些产品受其高昂的运输成本或不宜储藏等因素制约，使得其也可成为不可贸易品。当然，可贸易品和不可贸易品的划分不是一成不变的，互联网技术可使得过去的本地服务通过服务外包方式成为可贸易品。ICP基于GDP的支出法框架构建，根据支出法国际比较的需要将GDP划分为155个基本分类，并将“一篮子商品”界定为可供最终使用的最终货物和服务。实际上，从生产方角度来测算贸易品与不可贸易品的价格更为可取，但是该方法在估算PPP时需要同时考虑产出价格及生产价格，而且用产出部门的净增加值来比较各国经济水平则需要各国完整且可比较的投入产出表，这是生产法测算可贸易品和不可贸易品价格的难点。因此，本文尝试从支出的角度出发，将可贸易品定义为货物，不可贸易品定义为服务，对2017年ICP数据进行划分⑤，具体分类情况见表1。

如表1所示，对可贸易品的划分。首先，“住户个人消费支出”主要类别中，“食品和非酒精饮料”“酒精饮料和烟草”“服装和鞋类”三大类均划分为可贸易品;“家具、家庭设备和日常家庭维修费”大类中，除了“家用电器维修”“家政服务和家庭服务”种类为不可贸易品外，其余均属于可贸易品，故将该大类划分为可贸易品;“运输”大类中，将“交通工具的购买”种类划分为可贸易品。其次，将“资本形成总额”主要类别划分为可贸易品。最后，将“净出口”主要类别划分为可贸易品。

对不可贸易品的划分。首先，“住户个人消费支出”主要类别中，“住房、水、电、煤气和其他”大类包含大部分服务项目（如住房服务，供水、供电服务等），故将其归为不可贸易品;“医疗卫生”大类中，除了“医药产品、用具和设备”群组为可贸易品外其余均为不可贸易品，故将该大类划分为不可贸易品;“运输”大类中，“个人交通工具的运作”群组中除了“个人交通工具的燃料和润滑剂”这一种类为可贸易品外，其余种类均为不可贸易品，故将该群组划分为不可贸易品，而“运输服务”群组显然也划分为不可贸易品;“通讯”大类中，除了“电话和传真设备”群组为可贸易品外，其余群组均为不可贸易品，故将该大类划分为不可贸易品;“文化娱乐”大类中，除了娱乐设备及文化用品（报纸、书籍和文具）外，其余均属于服务，故将该大类划分为不可贸易品;“教育”与“餐饮、旅馆业”两大类属于服务，故将其划分为不可贸易品;“其他货物和服务”大类中，除了个人护理用品以及个人财产外，其余均属于服务，故将该大类划分为不可贸易品;“居民境外净购买”大类中包含了货物和服务，本文基于Kravis等（1982）[6]的划分结果将该大类划分为不可贸易品。其次，将“为居民服务的非营利机构消费支出”及“为居民服务的政府消费支出”两个主要类别划分为不可贸易品⑥。接着，“政府公共消费支出”主要类别中均属于公共服务，故将其划分为不可贸易品。最后，“净出口”主要类别则根据Kravis等（1982）[6]的划分，将其归为不可贸易品。具体测算结果见第五章。

四、计量模型、变量选择及数据来源

首先，本文构建经“宾大效应”和“巴萨效应”调整的均衡实际汇率模型。其次，测算经两种效应调整得到的实际汇率偏离度。最后，在此基础上构建实证模型分析实际汇率偏离度对经济发展水平的影响。

（一）计量模型

1.经“宾大效应”调整的均衡实际汇率模型

由“宾大效应”可知，相对人均GDP较高的国家物价水平相对较高，从而名义汇率经物价调整后的实际汇率也较髙，即相对人均GDP与实际汇率是正向关系。为了验证相对人均GDP对实际汇率的影响，构建如下实际汇率模型：

其中，PLIi，j是i国相对于j国价格水平指数，倒数即为外部实际汇率，PGDPi，j是经购买力平价调整的i国相对于j国的人均物量GDP。显然，如果“宾大效应”成立，则PGDPi，j的系数显著为正，即一国经济水平越发达，其价格水平指数越高，外部实际汇率就越低（升值）。

2.经“巴萨效应”调整的均衡实际汇率模型

由“巴萨效应”可知，劳动生产率提高更快的国家其内部实际汇率相对升值。显然，相对生产率与内部实际汇率应是正向关系。为了验证相对生产率对实际汇率的影响，构建如下实际汇率模型：

其中，IERi，j是i国相对于j国的内部实际汇率，Prodi，j是i国相对于j国的相对生产率（两国相对生产率）。显然，如果“巴萨效应”成立，则Prodi，j的系数显著为正，即一国相对生产率越高，内部实际汇率就越高（升值）。

两国相对生产率指标表达式为：

其中，ProdTi与ProdNTi分别为i国的可贸易品和不可贸易品生产率，j为基准国，i国相对生产率与j国相对生产率的比值即为两国相对生产率;角标A和I分别代表第一产业和第二产业;EMP、ARM分别为就业人数和现役军人数⑦。

3.实际汇率偏离度的测算

本文把经“宾大效應”和“巴萨效应”调整后得到的预测值作为测算出的均衡实际汇率，再将其与实际汇率进行差异比较，以此便得到实际汇率偏离均衡实际汇率的程度。具体见式（14）和（15）：

4.实际汇率偏离对经济发展水平的影响

为便于区分，本文将经“宾大效应”调整得到的均衡实际汇率称“外部均衡实际汇率”，将经“巴萨效应”调整得到的均衡实际汇率称“内部均衡实际汇率”。并基于Rodrik（2008）[5]、Wong（2013）、Vaz等（2014）研究人员对实际汇率偏离与经济增长的关系研究，构建截面数据模型：

其中，RPGDPi是经购买力平价调整后的i国人均物量GDP，Underi，j是外部均衡实际汇率和内部均衡实际汇率的偏离度，Zi是控制变量向量。

（二）控制变量

控制变量的选择是否适合会影响回归结果，考虑到数据的可得性及各国国情，本文将可能影响一国经济总量的经济基本面因素归为4类，并在此基础上引入相应控制变量：（1）财政政策：政府支出（GOV）;（2）投资与消费：投资率（Rate of Investment，RoI）;（3）经济自由化政策：贸易开放程度（OPEN）;（4）人口储蓄结构：抚养比（Dependency Ratio，DepR）。

政府支出用一般政府消费支出占GDP的比值衡量。Rogoff（1992）[9]、Gregorio和Wolf（1994）[10]通过研究表明，政府支出的增加使得国内不可贸易品的价格升高，进而使得实际汇率升值。由“巴萨效应”可知，实际汇率升值与物价水平成正比，且该国的经济发展水平相对较高。因此，本文预期政府支出与经济发展水平呈现正向关系。

投资率用固定资本投资总额占GDP的比值衡量。投资率与消费率存在此消彼长的关系，投资率上升，消费率就相对降低。一般而言，发展中国家经济保持较快增长，就要维持较高的投资率水平，而发达国家的经济增长主要以消费拉动为主。因此，本文预期投资率与经济发展水平呈现负向关系。

贸易开放度用进出口总额占GDP的比值衡量。一般而言，开放经济条件下，小国的贸易开放度大于大国，发展中国家的贸易开放度大于发达国家，汇率低估国家的贸易开放度高。本文认为，贸易一体化和开放度逐渐增强，已经成为新自由主义时代全球贸易的突出特征，随着全球化进程的不断深入，各国之间的贸易关系进一步加深，贸易条件将会得到改善，致使发达国家的贸易开放度处于较高水平。因此，本文预期贸易开放度与经济发展水平呈现正向关系。

抚养比用15岁以下及64岁以上的非劳动人口与15-64岁的劳动人口的比率衡量。一般而言，一国人口抚养比下降，则认为该国处于人口红利期，并且整个国家呈现高储蓄、高投资和高增长的局面。因此，本文预期抚养比与经济发展水平呈现负向关系。

（三）数据来源

本文数据主要源于2017年ICP截面数据，包括购买力平价数据、名义汇率数据、固定资本形成数据、政府支出数据和GDP数据等。此外，进出口总额数据来自世界贸易组织数据库，各国就业人口、劳动力人口及各部门生产总值来自世界银行数据库。

五、偏离度测算及结果分析

首先，本文通过将ICP数据进行可贸易品与不可贸易品的划分，测算各经济体的可贸易品和不可贸易品价格指数，在此基础上构建出内部实际汇率。其次，分别采用经“宾大效应”和“巴萨效应”调整的实际汇率模型进行回归，测算出两者的均衡实际汇率。此外，为验证两国相对生产率比相对人均GDP更适合解释实际汇率，本文将两国相对生产率作为对外部实际汇率的解释变量进行回归。最后，测算出经两者调整后得到的均衡实际汇率的偏离度，在此基础上分析其对经济发展水平的影响。

（一）实际汇率偏离度的测算

由式（8）可知，本文构建的内部实际汇率为一经济体不可贸易品相对于可贸易品的价格指数。“巴萨效应”在静态上表现出发达国家不可贸易品相对价格指数（内部实际汇率）比发展中国家要高，即发展中国家的服务类的相对价格比发达国家要低廉。

因此，本文将测算出相对于美国的各经济体内部实际汇率进行降序排列，便于进一步分析。在依据内部实际汇率排名的前二十大经济体中，十三个经济体来自欧洲，四个经济体来自北美洲，三个经济体来自亚洲。从相对人均物量GDP排名来看，有十五个经济体位列世界前二十，所有二十个经济体均超过世界平均水平（0.277）。可见，采用世界银行依据人均GNI的划分标准，排名前二十的经济体均属于高收入经济体;采用经购买力平价调整的人均物量GDP划分标准，排名前二十的经济体均属于发达经济体。反之，发展中经济体的不可贸易品价格指数比发达经济体要低廉。这一结论由图1反映的更清楚。

图1是2017年ICP中175个不同经济发展水平的经济体内部实际汇率比较。显然，图中反映出经济发展水平较高的经济体其内部实际汇率较高，整体呈现出正相关的趋势。可见，经济越不发达，不可贸易品的相对价格水平越低。这一结论从静态意义上支持了“巴萨效应”。

对构建的均衡实际汇率模型——式（9）和式（10）进行回归分析，测算出经两种效应调整后的均衡实际汇率。回归结果如表2所示。

如表2所示，模型（1）是经“宾大效应”调整后的均衡实际汇率模型;模型（2）是将两国生产率作为代理变量的经“宾大效应”调整后的实际汇率模型;模型（3）是经“巴萨效应”调整后的实际汇率模型。

结果显示，各模型解释变量的系数符号与预期一致。根据模型（1）和（2）的估计，外部实际汇率对相对人均物量GDP的弹性系数为0.218，即当一国人均物量GDP相对美国每提高10%，实际汇率升值2.18%;对两国相对生产率的弹性系数为0.156，即当一国可贸易品相对不可贸易品生产率的比相对美国每提高10%，实际汇率升值1.56%。

值得注意的是，用相对人均物量GDP来解释实际汇率，其系数明显大于两国相对生产率的系数，这是因为相对人均物量GDP指标还可能涵盖了其他影响实际汇率的因素，如消费偏好和储蓄倾向，这就是本文所说的用“宾大效应”来解释实际汇率具有一定的放大作用。这种现象还可以从模型拟合优度中看到，模型（1）与（2）、（3）的拟合优度差距很大，原因有二：第一，相对人均物量GDP作为解释变量可能包含很多其他影响因素，没有“纯粹”反映出相对生产率对实际汇率的影响;第二，抛开因数据缺失导致模型（2）、（3）的拟合优度偏小外，遗漏的控制变量也会导致模型拟合优度偏小。

根据模型（3）的估计，内部实际汇率对两国相对生产率的弹性系数为0.163，即当一国可贸易品相对不可贸易品生产率的比相对美国提高每10%，内部实际汇率升值1.63%。

将模型（1）和（3）估计的预测值分别作为经“宾大效应”和“巴萨效应”调整后的均衡实际汇率lnERERi，j，在此基础上测算出实际汇率偏离度lnUnderi，j，并将其用密度直方图表示，具体如图2所示。

如图2所示，两种方法得到的实际汇率偏离程度直方图均呈现正态分布。两者均值均在0附近，前者标准差为0.308，后者标准差为0.374。在经“宾大效应”调整后得到的实际汇率偏离度中，实际汇率被低估的经济体有83个，被高估的经济体有92个;在经“巴萨效应”调整后得到的实际汇率偏离度中，实际汇率被低估的经济体有103个，被高估的经济体有47个。可见，两种方法得出的实际汇率偏离情况差异较大，实际汇率被低估的经济体与被高估的经济体数量具有显著不同，因此两种实际汇率偏离度对经济发展水平的影响也会有较大差异。

（二）实际汇率偏离对经济发展水平的影响研究

根据式（16），本文将经两种效应测算出的均衡实际汇率偏离度对经济发展水平进行回归以探究两者间的关系。具体结果如表3所示。

如表3列（Ⅰ）（Ⅱ）所示，在经“宾大效应”调整的模型中，外部实际汇率偏离度对数值系数在10%显著性水平下没有通过检验;引入的控制变量中，政府支出、贸易开放度和抚养比的系数符号与预期一致。在经“巴萨效应”调整的模型中，人均物量GDP对内部实际汇率偏离度对数值的弹性为0.668，即内部实际汇率相对内部均衡实际汇率每升值1%，人均物量GDP提升0.668%。換句话说，经济发展水平较高的国家其内部实际汇率相对较高;引入的控制变量中，投资率和抚养比的系数显著为负，符合理论预期。然而，没有证据证明政府支出与贸易开放度对一国人均物量GDP具有一定影响。从模型整体上看，经“巴萨效应”调整的模型拟合优度为0.580，优于经“宾大效应”调整的模型拟合优度。

为进一步检验经“巴萨效应”调整后的实际汇率偏离对不同经济体发展水平的影响程度，本文采用世界银行依据人均GNI的收入划分标准将2017年ICP中173⑧个经济体进行划分并与2011年ICP进行比较。其中，高收入组、中等收入组和低收入组的经济体数量分别为63个、87个和23个，相比上一轮，高收入经济体数量有所增加，低收入经济体数量有所减少。另外，中等收入经济体GDP占全球总量的比重及人口比重有所增大，高收入经济体和低收入经济体GDP占全球总量的比重及人口比重有所减少。

基于此，本文用经“巴萨效应”调整后的实际汇率偏离分别对高收入经济体和中等收入经济体的经济发展水平进行研究，回归结果见表3后两列。未将低收入经济体列入研究样本中基于以下两点：第一，对于贫困国家来说，“巴萨效应”会因贫困国家存在特有的或异于发达国家的因素而使其传导机制受阻，可能的因素有：（1）物流部门;（2）市场制度;（3）劳动力市场规律;（4）人口红利;（5）人力资本，将其与中等收入经济体合并分析会使实际汇率偏离对经济发展水平的影响出现结论上的误判。而中等收入经济体正处于向发达经济转型的末期或者经济高速增长时期，可贸易品部门相对于不可贸易品部门的生产率提高明显，即“巴萨效应”得到很好的体现。第二，本文仅对2017年ICP数据进行截面分析，单独将低收入经济体分为一组会使模型中样本量过低（23个样本）。

如表3列（Ⅲ）、（Ⅳ）所示，高收入经济体的内部实际汇率偏离对数值系数显著为正，即内部实际汇率每升值1%，人均物量GDP提升0.949%。政府支出、贸易开放度及抚养比系数符号与预期一致。投资率的符号与预期不符，这可能是因为发达国家的资本劳动比和劳动力工资水平很高使得实际汇率升值，进而促进经济增长。中等收入经济体的内部实际汇率偏离对数值系数显著为负，即内部实际汇率相对内部均衡实际汇率每贬值1%，人均物量GDP提升0.399%。这种与高收入经济体汇率升值促增长的现象完全相反，是“罗德里克新论”中“发展中国家汇率贬值促增长”观点的体现。投资率与抚养比的系数符号与预期一致。然而，没有证据表明政府支出与贸易开放度会对中等收入经济体经济发展水平产生影响，这可能是因为中等收入经济体之间的经济制度及发展方式等因素存在差异。

综上，从外部均衡实际汇率与内部均衡实际汇率偏离度的直方图中就可看出，经两种方法测算出的偏离度具有一定差异，前者实际汇率被高估的国家占多数，后者实际汇率被低估的国家占多数。再将两种方法测算出的偏离度应用到对经济发展水平的影响研究中可见，经“宾大效应”调整后的外部实际汇率无论偏离与否，对一国经济发展水平不具有影响。而经“巴萨效应”调整后的内部实际汇率偏离度会对经济发展水平产生正向影响。

事实上，经“宾大效应”调整的得到的实际汇率偏离度中已包含相对人均物量GDP指标，用已由该指标测算出的外部均衡实际汇率偏离度再去解释经济发展水平，这就造成了“用经济发展水平解释经济发展水平”的现象（Dani Rodrik，2008）⑨，同时也是犯了解释变量存在内生性的错误。可见，经“宾大效应”调整后测算出的外部实际汇率对经济发展水平的解释具有一定偏误甚至不具有解释力。

六、结论

本文从“巴萨效应”的角度对实际汇率进行测算及分析，其结果对以下事实提供有力依据：内部实际汇率升值能够促进发达国家的经济发展水平;贬值能够促进发展中国家的经济发展水平;内部实际汇率越高的国家其经济发展水平越高。

本文的结论有助于重新审视“巴萨效应”。在测度均衡实际汇率时，用“宾大效应”替代“巴萨效应”事实上会放大“巴萨效应”对实际汇率的影响，根本原因在于没有采用内部实际汇率，而且在相对生产率指标的选择上缺乏统一。此外，用经“巴萨效应”调整测算出的实际汇率偏离度分析对经济发展水平的影响很好的解决了“宾大效应”带来的“用经济发展水平解释经济发展水平”的问题。

注释：

① 另一种方法为基于宏观经济平衡角度的均衡汇率分析法，如基本均衡汇率法（FEER）、行为均衡汇率法（BEER）等。本文研究重点为基于修正购买力平价的“巴萨效应”理论，不涉及均衡汇率法。

② 首次采用可贸易品部门与不可贸易品部门的比率也意味着可贸易品和不可贸易品的划分问题初步显现。

③ Kravis等（1983）指出Officer文章的主要不足：（1）实证数据存在局限;（2）样本中未包含发展中国家;（3）样本中未确定基准国。

④ Bhagwati（1984）、Clague（1985）和Bergstrand（1991）從要素禀赋、要素流动等角度对“宾大效应”进行了解释。

⑤ 本文划分过程借鉴了Kravis（1982）和De Gregorio等（1994）的部分观点。

⑥ 两个主要类别中的大类划分相同，各群组包含住房、医疗、娱乐及教育等支出项目，而且各群组中服务支出占比较大。

⑦ 考虑到国防作为政府提供非市场服务产出的一部分，本文将现役军人归为不可贸易品部门就业人数。

⑧ 世界银行未对安圭拉岛、博内尔岛和蒙特色拉特岛进行收入划分。

⑨ Dani Rodrik（2008）中Henry 和 Woodford的论文述评。

参考文献：

[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] 盧锋， 刘鎏. 我国两部门劳动生产率增长及国际比较 （1978-2005）——巴拉萨-萨缪尔森效应与人民币实际汇率关系的重新考察[J].经济学， 2007，6（2）： 357-380.

[8] 王雪珂， 姚洋. 两国相对生产率与巴拉萨-萨缪尔森效应： 一个经验检验[J].世界经济， 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.

（责任编辑：赵春江）