摘要:本文試圖回答以下三個(gè)問題:人民幣升值是否會(huì)影響我國的工資增長速度?目前的工資增長率是否對匯率升值構(gòu)成壓力?二者之間有怎樣的關(guān)系?為了回答這三個(gè)問題，本文建立向量自回歸(VAR)模型，并使用脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解的方法，結(jié)果發(fā)現(xiàn):一方面人民幣升值在短期內(nèi)對工資增長有促進(jìn)作用，而在長期(2年之后)，則會(huì)抑制工資的增長速度；另一方面相對于人民幣匯率波動(dòng)對工資增長影響的顯著性，工資增長對人民幣匯率升值雖有影響，但很微弱，可以近似認(rèn)為匯率波動(dòng)與工資增長之間的關(guān)系是單向的。

關(guān)鍵詞:工資增長；人民幣升值；VAR模型；脈沖相應(yīng)函數(shù)；方差分解

中圖分類號:F830文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A文章編號:1006-1428(2007)11-0009-05

一#65380;引言

對于匯率與工資之間的關(guān)系，國內(nèi)外學(xué)者多有研究。Samuelson(1964)和Balasa(1964)認(rèn)為相對勞動(dòng)生產(chǎn)率和相對工資對匯率起決定作用，匯率取決于兩國的相對價(jià)格，而相對價(jià)格則取決于兩國的相對勞動(dòng)生產(chǎn)率和相對工資。在此理論下，當(dāng)一國工資相對增加或勞動(dòng)生產(chǎn)率相對下降時(shí)，本幣將貶值，反之，則本幣升值。葛開明(2005)從我國勞動(dòng)力相對成本優(yōu)勢入手，認(rèn)為正是工資增長與勞動(dòng)生產(chǎn)率增長之間的脫節(jié)構(gòu)成了我國外貿(mào)長期順差的內(nèi)在原因，進(jìn)而對人民幣升值產(chǎn)生巨大壓力。陳享光(2005)則認(rèn)為人民幣匯率升值壓力的形成根源于我國相對勞動(dòng)力價(jià)值或價(jià)格低以及由此產(chǎn)生的直接和間接效應(yīng)。

在人民幣升值對工資增長的影響方面，McKinnoll(2006)有著獨(dú)到的見解。通過Scandinavian模型，McKinnon得出結(jié)論:經(jīng)濟(jì)增長很快的國家無需浮動(dòng)匯率來調(diào)節(jié)國際競爭力，相反可以通過固定匯率運(yùn)用工資水平來調(diào)整，倘若工資的上漲速度能與勞動(dòng)生產(chǎn)率提高的速度相匹配，該國產(chǎn)品的國際競爭力就會(huì)得到調(diào)節(jié)；當(dāng)匯率轉(zhuǎn)成浮動(dòng)匯率制后，由于對未來匯率升值幅度的預(yù)期的不確定性，勞資雙方在工資談判過程中無所適從，無形中對工資增長產(chǎn)生了向下的壓力，這種由于浮動(dòng)所帶來的不確定性影響即為“負(fù)風(fēng)險(xiǎn)酬金”。McKinnon以日元升值前后日本的工資增長率變化為例進(jìn)行說明，指出在1971年日元升值之前日本一直保持著相對于美國很高的工資增長率，而當(dāng)日元美元間的固定匯率被打破后日美兩國間工資增長率的差距急劇縮小，甚至大多數(shù)時(shí)間日本的工資增長率低于美國?；谌毡竟べY增長進(jìn)程被日元浮動(dòng)嚴(yán)重?cái)_亂的事實(shí)，McKinnon認(rèn)為當(dāng)前的人民幣升值有可能會(huì)重蹈日本的覆轍。

以上兩種理論似乎給我們帶來了一種邏輯上的困惑:是低的工資水平(從而勞動(dòng)力相對成本的較低)引發(fā)升值壓力，還是人民幣升值會(huì)壓低工資的自然增長速度?工資增長與人民幣升值的關(guān)系究竟是單向的還是雙向的?本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法對這些問題做一解答。

二#65380;工資增長與匯率關(guān)系的初步判斷

我們首先以1990以來的數(shù)據(jù)研究現(xiàn)實(shí)中人民幣升值與中國工資增長是否具有上述特性。圖1展現(xiàn)了中國實(shí)際工資增長率與匯率波動(dòng)之間的關(guān)系。與人民幣名義匯率長期保持相對穩(wěn)定相比，人民幣實(shí)質(zhì)有效匯率(Real Effective Exchange Rate，簡稱人民幣實(shí)質(zhì)匯率，縮寫為REER)一直處于波動(dòng)之中，可以更好地反映出真實(shí)匯率的變化，因此我們在此選用人民幣實(shí)質(zhì)有效匯率進(jìn)行研究。1人民幣實(shí)質(zhì)有效匯率使用的是國際貨幣基金組織國際金融統(tǒng)計(jì)的數(shù)據(jù)，為指數(shù)形式(2000年為基期)，由于是間接標(biāo)價(jià)法，所以指數(shù)上升意味著人民幣升值。為了減少數(shù)據(jù)處理中的誤差，尤其是異方差，我們對人民幣實(shí)質(zhì)匯率REER數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。中國工資增長率數(shù)據(jù)(取的是實(shí)際工資，WAGE)為根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2006》計(jì)算所得。樣本區(qū)間取1990年至2005年，為年度數(shù)據(jù)。從圖1中我們直觀地發(fā)現(xiàn)工資增長對人民幣實(shí)質(zhì)匯率升值有著滯后性，這種情況在1996年之后更為明顯，二者的變動(dòng)趨勢吻合非常一致，而且從圖中可以判斷有著1年的滯后期。

僅僅依靠圖表我們還不能判斷人民幣實(shí)質(zhì)匯率與工資增長之間的關(guān)系，我們進(jìn)一步對人民幣實(shí)質(zhì)匯率與工資增長率之間的關(guān)系進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。表1給出了檢驗(yàn)結(jié)果。在進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果對滯后期長度的選擇具有敏感性，由于樣本容量的限制，滯后期長度僅能選取1#65380;2#65380;3#65380;4。檢驗(yàn)結(jié)果表明，不論滯后期取幾期，在10%的顯著性水平下都無法拒絕“WAGE不是REER的Granger原因”；而當(dāng)滯后期取3或4時(shí)，分別在10%和1%的顯著性水平下拒絕“REER不是WAGE的Granger原因”的原假設(shè)。這種結(jié)果的出現(xiàn)與我們從圖1中得到的直觀結(jié)論具有一致性。

為進(jìn)一步研究人民幣實(shí)質(zhì)匯率與工資增長之間的相互作用和動(dòng)態(tài)聯(lián)系，我們使用VAR模型進(jìn)行實(shí)證研究，并用脈沖相應(yīng)函數(shù)與方差分解進(jìn)行分析。

三#65380;模型與數(shù)據(jù)

(一)模型與數(shù)據(jù)說明

向量自回歸(VAR)是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，VAR模型把系統(tǒng)中的每一個(gè)內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時(shí)間序列變量組成的“向量”自回歸模型。相較于其他方法，VAR模型無須區(qū)分內(nèi)生變量與外生變量，所有變量都是內(nèi)生的，而且估計(jì)方法簡單，常用的0LS方法就可以逐一估計(jì)方程。

在我們的VAR模型中，除了人民幣實(shí)質(zhì)匯率(REER)和工資增長率(WAGE)這兩個(gè)變量外，我們還增加了勞動(dòng)生產(chǎn)率(PROD)和通貨膨脹率(1NFL)這兩個(gè)可能對REER與WAGE產(chǎn)生影響的變量。根據(jù)經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，PROD的上升會(huì)帶來工資的增長，而且在開放環(huán)境下如果外部的PROD的不變，本國的PROD上升則意味著相對勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長。通貨膨脹率則是介于REER與WAGE的中間變量，用以代理貨幣政策與國內(nèi)需求對REER與WAGE的影響。具體模型形式為:

由于模型數(shù)據(jù)區(qū)間長度的限制，以及參考AIC準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，該VAR模型的滯后階數(shù)取2，即k=2。

WAGE與REER的數(shù)據(jù)選取如前所述，勞動(dòng)生產(chǎn)率(PROD)由(國內(nèi)生產(chǎn)總值/就業(yè)人員數(shù))計(jì)算得出，并取自然對數(shù)形式；通貨膨脹率(INFL)由每年的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)減去100得出。以上數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1990年至2005年。勞動(dòng)生產(chǎn)率(PROD)與通貨膨脹率(INFIL)根據(jù)《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2006》中相關(guān)數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

(二)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特性

宏觀經(jīng)濟(jì)變量往往具有非平穩(wěn)的特性，而VAR模型要求其中變量具有平穩(wěn)性，因此我們首先需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果這些變量是非平穩(wěn)的，我們還希望了解這些變量之間是否存在長期穩(wěn)定的關(guān)系，以判斷VAR模型是否仍然適用。為此，下面分別對所研究變量的時(shí)間序列做單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，為后面進(jìn)行VAR模型分析做必要的準(zhǔn)備。

1.單位根檢驗(yàn)。表2給出了所有變量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。對于WAGE與REER，在10%顯著性水平下ADF檢驗(yàn)和Phillips-Perron檢驗(yàn)(P-P檢驗(yàn))都不能拒絕水平值數(shù)據(jù)存在單位根的原假設(shè)，表明這兩個(gè)變量是非平穩(wěn)的；另一方面，對于WAGE和REER的一階差分序列，2項(xiàng)檢驗(yàn)分別在1%和5%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假?zèng)]，說明這兩個(gè)變量都是1階單整變量，即I(1)變量。對于PROD的水平值序列，盡管ADF檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，即認(rèn)為是平穩(wěn)的，但我們從PROD的圖形中顯然可以發(fā)現(xiàn)該時(shí)間序列具有明顯的截距項(xiàng)與時(shí)間趨勢，應(yīng)該是非平穩(wěn)的，且P-P檢驗(yàn)的結(jié)果也恰恰驗(yàn)證了我們的判斷；對于PROD的一階差分序列，ADF檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，P-P檢驗(yàn)值雖然在10%的顯著性水平下沒有拒絕原假設(shè)，但此時(shí)的P值僅為10.5%，所以我們?nèi)哉J(rèn)為PROD是一階單整的?；谕瑯拥牡览恚覀冋J(rèn)為INFL也是一階單整變量。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。由于這4個(gè)變量均為I(1)變量，單從變量的平穩(wěn)性看并不能滿足VAR模型的要求，需要進(jìn)一步對這些變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，也就是要進(jìn)行Johanson協(xié)整檢驗(yàn)。在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)，對基本數(shù)據(jù)的趨勢假設(shè)有5種，分別是:(1)序列Y1沒有確定的趨勢，協(xié)整方程沒有截距；(2)序列Y1沒有確定趨勢，協(xié)整方程有截距項(xiàng)；(3)序列Yt有確定的線性趨勢，但協(xié)整方程只有截距；(4)序列Yt和協(xié)整方程都有線性趨勢；(5)序列Yt有二次趨勢，協(xié)整方程僅有線性趨勢。在不確定序列Yt與協(xié)整方程的具體趨勢情況下，我們對五種情況一一進(jìn)行了分析，分別得出在特征根檢驗(yàn)(Trace)和最大特征值檢驗(yàn)(Max-Eig)下協(xié)整向量的個(gè)數(shù)，具體結(jié)果如表3。

表3的結(jié)果表明:無論基于何種基本數(shù)據(jù)的趨勢假設(shè)，特征根檢驗(yàn)與最大特征值檢驗(yàn)均表明VAR模型中至少存在一個(gè)協(xié)整變量。理論表明，當(dāng)一組變量是協(xié)整的時(shí)候，按水平變量建立的VAR模型并不是錯(cuò)誤識別的，并且最小二乘數(shù)在這種情況下是一致估計(jì)，因此我們模型中變量的非平穩(wěn)性不再是一個(gè)特別需要關(guān)注的問題。

四#65380;計(jì)量分析

由于本項(xiàng)研究的重點(diǎn)不是所有4個(gè)變量之間錯(cuò)綜復(fù)雜的多期動(dòng)態(tài)聯(lián)系，而是WAGE與REER之間的關(guān)系以及模型中一個(gè)變量變化對于特定變量產(chǎn)生的沖擊，所以在進(jìn)行計(jì)量分析時(shí)，我們將忽略VAR模型的具體估計(jì)結(jié)果分析，轉(zhuǎn)而將注意力集中在脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解上。

(一)脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)描繪了特定變量對各種沖擊的反應(yīng)軌跡。圖2和圖3分別給出了WAGE與REER的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形。在我們的研究中，我們設(shè)置脈沖為殘差的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，并將沖擊的滯后期間數(shù)設(shè)置為10(年)。

注:實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表WAGE對相應(yīng)的變量沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶；橫軸表示滯后的期間數(shù)(單位:年)，縱軸表示W(wǎng)AGE(單位:元)。

圖2中Response of WAGE to REER顯示，給REER一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊(升值)，WAGE在第1年內(nèi)沒有反應(yīng)，在第2年會(huì)帶來約1個(gè)百分點(diǎn)的上升，可見人民幣升值在短期內(nèi)對國內(nèi)工資的增長有著促進(jìn)作用，但2年后如McKinnon(2006)所描述的人民幣升值的“負(fù)風(fēng)險(xiǎn)酬金”效應(yīng)開始凸顯——人民幣升值在一定程度上阻礙著工資增長，盡管這種影響比較小(對工資增長率的影響不到1個(gè)百分點(diǎn))；而第1年內(nèi)沒有影響則可能是由于工資剛性的原因。影響WAGE的另一個(gè)要素PROD的表現(xiàn)也合乎著此前的理論，從圖ResDonse 0f WAGEto PROD中我們看到PROD的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正沖擊對WAGE幾乎沒有什么影響，恰恰從側(cè)面印證了葛開明(2005)關(guān)于中國工資增長同勞動(dòng)生產(chǎn)率增長速度產(chǎn)生脫節(jié)的論斷。令我們感到驚異的是在Response of WAGE to INFL圖中INFL的沖擊效果，按照經(jīng)典的理論，通貨膨脹往往與工資增長構(gòu)成雙螺旋，也就是說通貨膨脹率的增長應(yīng)該帶來更高的工資增長幅度，但圖中表明當(dāng)INFL上升一個(gè)百分點(diǎn)時(shí)，在前5年內(nèi)WAGE的響應(yīng)函數(shù)為負(fù)，也就是在阻礙工資增長率的提高。這種局面的出現(xiàn)可能是由于在我們的樣本區(qū)間中有相當(dāng)多的年份保持著很低的通貨膨脹率，甚至是負(fù)通脹(如1998，1999，2002)，而工資卻仍然保持較高速度的增長，由此產(chǎn)生了通脹與工資增長背離的現(xiàn)象。

注:實(shí)線為脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表REIR對相應(yīng)的變量沖擊的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的偏離帶；橫軸表示滯后的期間數(shù)(單位:年)，縱軸表示REER(單位:元)。

圖3是REER的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。其中Response ofREER to WAGE圖中顯示，WAGE的增長在短期內(nèi)對REER沒有明顯的影響，但1年之后會(huì)導(dǎo)致REER呈現(xiàn)小幅貶值；這一結(jié)果也符合經(jīng)濟(jì)學(xué)的論斷:工資的增長會(huì)削弱產(chǎn)品的國際競爭力，會(huì)對貿(mào)易差額產(chǎn)生順差減少甚至產(chǎn)生逆差的壓力，進(jìn)入產(chǎn)生貶值壓力。圖Response of REER to INFI，中所展示的INFL對REER的沖擊結(jié)果也符合我們的經(jīng)濟(jì)直覺:通貨膨脹上升導(dǎo)致REER升值。而在Respollse o fREER to PROD圖中，PROD的上升對REER的影響幾乎為0。在此，我們需要說明的是REER的平均值為4.576，而圖中顯示REER脈沖響應(yīng)函數(shù)的最大值不超過0.08。因此，由這3個(gè)變量變化所引發(fā)REER脈沖變化的幅度相對于匯率的水平是很微小的，甚至可以忽略不計(jì)，我們將在方差分解中對該問題展開進(jìn)一步的討論。

(二)方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是VAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他內(nèi)生變量所帶來的影響，而方差分解是通過分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化(通常用方差度量)的貢獻(xiàn)度，進(jìn)一步評價(jià)不同結(jié)構(gòu)沖擊的重要性。因此，方差分解給出對VAR模型中的變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)的相對重要性的信息。WAGE與REER的方差分解圖如表4所示。

注:每個(gè)變量下面的兩列數(shù)字分別給出WAGE和REER不同期限的預(yù)測誤差方差中該變量的貢獻(xiàn)份額，左列數(shù)字給出的是對WAGE的貢獻(xiàn)份額。

考察WAGE預(yù)測誤差方差來源。WAGE自身沖擊毫無疑問是第一位的方差來源，但從表中可以看到WAGE自身沖擊的貢獻(xiàn)度有逐年遞減的趨勢。不考慮WAGE自身，REER對WAGE的貢獻(xiàn)度最大，從第1年的0#65380;第2年的9%，逐步上升到第3年到第6年的14%左右，而后進(jìn)一步增加。INFL的貢獻(xiàn)度從第3年開始保持相對穩(wěn)定，在13%～3 14%左右。而PROD對WAGE的貢獻(xiàn)度則幾乎可以忽略不計(jì)。此種情況說明匯率波動(dòng)對工資增長率變化有著重要影響，已經(jīng)超過了通貨膨脹率和勞動(dòng)生產(chǎn)率變化的影響，成為一個(gè)重要但卻被我們所忽視因素；而勞動(dòng)生產(chǎn)率卻對工資增長貢獻(xiàn)寥寥，暗示著工資并沒有伴隨著勞動(dòng)生產(chǎn)率提高的幅度而增長。

REER的方差來源中，REER自身的貢獻(xiàn)度占據(jù)著支配地位，10年的平均值為96%；而WAGE#65380;INFL#65380;PROD這三個(gè)變量在很長的時(shí)間內(nèi)對REER的貢獻(xiàn)度總和還不到5%，說明這三個(gè)變量與PEER的變化相對無關(guān)，表現(xiàn)出與REER脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果的一致性。鑒于這3個(gè)變量對REER的微小影響，可以認(rèn)為REER具有相對獨(dú)立性。事實(shí)上也正是如此，盡管WAGE#65380;INFL#65380;PROD一直浮動(dòng)，我國的匯率長期以來一直受著管制，特別是1998年以來對美元名義匯率長期穩(wěn)定在8.27水平上，雖然通貨膨脹等因素變化也導(dǎo)致實(shí)際匯率上下浮動(dòng)，但影響效果甚微，也就有了表4所示的結(jié)果。

五#65380;總結(jié)及政策含義

本文綜合運(yùn)用了圖表法#65380;Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)#65380;脈沖響應(yīng)函數(shù)#65380;方差分解的方法，對人民幣實(shí)質(zhì)匯率與工資增長之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，獲得了若干有意義的發(fā)現(xiàn)。首先，上述四種方法均指向同一個(gè)結(jié)論:人民幣實(shí)質(zhì)匯率的變化對工資增長幅度有著一定程度的影響，而工資增長對人民幣實(shí)質(zhì)匯率的變動(dòng)影響很小，可以近似忽略從而認(rèn)為二者之間僅有單向聯(lián)系。其次，通過VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形我們發(fā)現(xiàn)，由于剛性工資的作用人民幣升值在短期內(nèi)對工資增長無影響，在第2年有一定的促進(jìn)作用，但從第3年開始就出現(xiàn)了McKinnon所描述的升值給自然的工資增長所帶來的阻擾，使工資增長率有小于1個(gè)百分點(diǎn)的降低。第三，在引入通貨膨脹率與勞動(dòng)生產(chǎn)率這兩個(gè)與人民幣實(shí)質(zhì)匯率與工資增長密切相關(guān)因素的條件下，我們發(fā)現(xiàn)勞動(dòng)生產(chǎn)率在我國工資增長中所起的作用很小，也就是說在我國的經(jīng)濟(jì)總量和勞動(dòng)生產(chǎn)率大幅提高的今天，工資的增長幅度還沒有相應(yīng)跟上，產(chǎn)生了很大的脫節(jié)，這就客觀上要求我們提高工資(特別是制造業(yè)的工資)的增長速度。最后，鑒于匯率波動(dòng)在工資增長中所占的地位，我們應(yīng)該對匯率波動(dòng)在長期對工資增長的負(fù)作用給予關(guān)注。

盡管我們通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)匯率升值確實(shí)有可能產(chǎn)生McKinnon所擔(dān)心的對工資自然增長的抑制，但這不應(yīng)該成為我們拒絕匯改或者認(rèn)為匯改不合理的理由。鑒于我國經(jīng)濟(jì)近年來比較明顯的外部失衡和內(nèi)部失衡，人民幣被低估已是理論界的共識，匯改以來人民幣匯率的平穩(wěn)升值也反映了實(shí)際的狀況，至于本文實(shí)證證明的工資增長的負(fù)面作用可以看作是匯率浮動(dòng)所帶來的代價(jià).而且在工資變動(dòng)的諸要素中，勞動(dòng)生產(chǎn)率要素對工資變動(dòng)的影響還沒有起到應(yīng)有的作用，如果工資的增幅能跟上勞動(dòng)生產(chǎn)率提高的步伐，升值對工資增長的影響有可能會(huì)減小。

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(責(zé)任編輯:姜天鷹)

收稿日期:2007-08-08

作者簡介:王茂林，男，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院金融系研究生；

趙昕，女，中國海洋大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授。

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