【文章內(nèi)容簡介】 Economic Outlook Database, October ://imforg/ external/pubs/ (2010 年 3 月)三、“俄羅斯病”的功過——原油價格和經(jīng)濟增長　　研究當代俄羅斯經(jīng)濟不可或缺的重要因素是匯率和原油價格問題。資金的主動流動是市場經(jīng)濟的特征，因此貨幣供給和外匯市場的動向，以及美元化和去美元化等現(xiàn)象對于理解經(jīng)濟主體的行為模式非常重要。俄羅斯外匯市場起基礎(chǔ)作用的是石油天然氣的出口和原油價格，因此必須密切關(guān)注國際原油市場價格。表 4 為近 20 年間俄羅斯的匯率和原油價格的變動。表 4 俄羅斯的匯率和原油價格匯率 烏拉爾原油價格盧布∕美元盧布∕美元（變化率，%）美元∕盧布（變化率，%）美元∕桶美元∕桶（變化率，%）1990199119921993199419951996199719981999200020012002200320042005200620072008200931Г　　資料來源：聯(lián)合國主頁、俄羅斯國家統(tǒng)計局、IFS。備注：參照表 3　　自 1992 年匯率自由化以來，直到 1996 年，都是反復(fù)大幅下跌。隨著惡性通貨膨脹逐漸穩(wěn)定下來，終于在 1997 年迎來了好轉(zhuǎn)。然而這種狀態(tài)沒有保持多久，匯率又因為 1998 年的財政和金融危機而再次大跌。即使進入景氣期的 21 世紀，盧布價格還是持續(xù)小幅下跌。2003 年以后，匯率開始上升，直到 2008 年雷曼兄弟破產(chǎn)。實際匯率從 2000 年起就以超過名義匯率的態(tài)勢 55 上升?！袄茁C”之后，匯率再次降低，但不像 1998 年危機時那樣大幅下跌，只下跌了 22%。值得特別提到的是，實際匯率僅僅下降了 7%。這其間，是油價的恢復(fù)產(chǎn)生了影響?！　≡蛢r格在 19911994 年持續(xù)走軟，使得俄羅斯體制變遷的基礎(chǔ)更為不穩(wěn)。1995 年到次年，原油價格上升對俄羅斯的財政穩(wěn)定作出了貢獻，而 1997年到翌年的大幅下落，最終構(gòu)成了財政和金融危機的背景。然而，油價從1999 年至 2000 年開始強力攀升，俄羅斯的經(jīng)濟隨之一轉(zhuǎn)，呈現(xiàn)出繁榮的景象。雖然 2001 年是14%，但其后持續(xù)增長至 2008 年 7 月。原油價格的反復(fù)拉升，可以說是經(jīng)濟持續(xù)增長與匯率上升的原動力。2008 年上半年的暴漲是前所未有的，俄羅斯的經(jīng)濟已出現(xiàn)石油泡沫。到了第 4 季度，原油市場行情大跌。盡管如此，油價尚未跌到 2004 年以下的水平。進入 2009 年，油價再度恢復(fù)，2009 年的平均價格穩(wěn)定在 2006 年 61 美元/桶的水平?！　D 4 描述的是近 20 年俄羅斯原油價格的變動與 GDP 增長率的動向。圖中需要關(guān)注的是，俄羅斯 1998 年危機（%）、2000 年的快速增長局面（同上 10%）和 2009 年的急速下跌局面（同上，%），均是受到原油價格變動的影響?？梢哉f，油價對于增長有很大的關(guān)系?！　　　∪绻覀儾粏螁我杂蛢r來說明增長，而是將構(gòu)成基礎(chǔ)的供給和支出等外生因素納入外部變量來說明，也會收到良好的效果?！　　　D5為有關(guān)油價和GDP增長的各季度動態(tài)。[油價按照烏拉爾原油價格，采用 Bloomberg 和美國能源部 EIA 的數(shù)據(jù)。設(shè) Y(t)=Aexp( t)P(t)a。Y：實際 GDP，P：油價，A：定數(shù)， ：油價的增長貢獻系數(shù)， ：外在增長趨勢助變量。與 TFP 有別，這里的 簡稱為“替代生產(chǎn)（surrogate productivity）”。利用 19952009 年的年度數(shù)據(jù)對公式進行對數(shù)變換，可得出以下的長期均衡條件公式（補正 R2=.，括弧內(nèi)為 t 值）。GDP 增長率=（ ）油價增加率＋%（外在因素 ）（） （）任何系數(shù)按照 1%的水準都有效。可以看出，油價增加 10%可帶來 GDP 增長 %。外在趨勢變數(shù) 的值為 %，表示對俄羅斯經(jīng)濟的長期趨勢增長率以及外在代理生產(chǎn)增長的貢獻。與 TFP 同樣，可以認為是現(xiàn)代化、技術(shù)進步和努力追趕的綜合表現(xiàn)。[11]2010 年第 2 季度的季節(jié)未調(diào)整價格數(shù)據(jù)（2003 年價格），根據(jù) 2010 年第 2 季度 GDP相對上一年同期增長率 %（俄羅斯國家統(tǒng)計局主頁，2010 年 8 月 11 日）計算得出。 57 1995 年第 4 季度—2009 年第 4 季度，通過對公式進行對數(shù)變換可得出以下的長期均衡條件公式（補正 R2=，括弧內(nèi)為 t 值）。GDP 增長率=（ ）油價增加率＋%（外在因素 ）（） （）任何系數(shù)按照 1%的水準都有效。趨勢變量 的每季度值為 %，表示俄羅斯經(jīng)濟長期趨勢增長率年增長率在 %以上。使用 1995 年第 1 季度—2010 年第 2 季度的數(shù)據(jù)可得出以下結(jié)果（補正R2=，括弧內(nèi)為 t 值）：[12]　　GDP 增長率=（ ）油價增加率＋%（外在因素 ）（） （）任何系數(shù)按照 1%的水準都有效。外在趨勢變量 的每季度值為 %，表示俄羅斯經(jīng)濟長期趨勢增長率年增長率在 %以上。長期均衡條件公式根據(jù)時期與數(shù)據(jù)的取得方式會出現(xiàn)些許不同，但還是表示出油價增加 10%可帶來 GDP 大概 2%的增加。實際匯率與長期增長沒有關(guān)系。長期趨勢增長率貢獻率（替代生產(chǎn)）以年增長率計算大概是 3%。[13]　　如上所述，油價在俄羅斯對 GDP 的增長影響很大。問題是，除非油價有相當程度的增長，否則就不能預(yù)見 GDP 的高增長。油價急跌與 GDP 增長下跌直接相關(guān)。當然，根據(jù)長期均衡條件公式不能立即預(yù)測每季度的增長率。即使油價沒有變動，長期趨勢所示的 3%的增長也是可能的?？墒牵蛢r對于 GDP 增長的影響，成為最值得優(yōu)先考慮的首要因素已是確信無疑的了。油價對于GDP的影響是否為俄羅斯所特有的呢？根據(jù)1996—2009年度本文中采用的季度數(shù)據(jù)和月數(shù)據(jù)是根據(jù)單位根檢驗（利用 ADF 檢驗），在所有值不穩(wěn)定的情況下，可以算出度數(shù) 1 的總和。另外，回歸數(shù)據(jù)也是根據(jù)單位根檢驗，在任何系數(shù) 1%水準有效下可以得出共和分，即非表面的關(guān)系式。詳細參見 , “Diagnosing the ‘Russian Disease’: Growth andStructure of the Russian Economy Then and Now,” RRC Working Paper, , Institute ofEconomic Research, Hitotsubashi University, 58 增長率數(shù)據(jù)（聯(lián)合國和 IMF）以及布倫特油價（Bloomberg），該方程式同樣適用于沙特（補正 R2=，括弧內(nèi)為 t 值）。GDP 增長率=（ ）油價增加率＋%（外在因素 ）（） （）油價增加率系數(shù)按照 5%的水準有效，趨勢項按照 1%的水準有效。趨勢增長率為 %，比俄羅斯略低。油價增加 10%，帶來 %的增長，這只是俄羅斯的一半以下。亦即，俄羅斯的 GDP 增長要比沙特更受油價變動的強烈影響（也使用挪威的年度數(shù)據(jù)進行了計算，但是趨勢項的設(shè)定在統(tǒng)計上無效）?？傊砹_斯的經(jīng)濟明顯依賴油價的變動?！　　　￡P(guān)于俄羅斯季度調(diào)整后的 GDP 數(shù)據(jù)，有幾點需要注意。筆者根據(jù)未改正調(diào)整系列數(shù)據(jù)推算的季度調(diào)整系列增長率和國家統(tǒng)計局公布的數(shù)字，其比較結(jié)果如圖 6 所示。不過，這里的推算季度調(diào)整系列數(shù)據(jù)是根據(jù) 1995 年第1 季度—2009 年第 4 季度未調(diào)整的數(shù)據(jù)得出。筆者的推算值與國家統(tǒng)計局的數(shù)字有很大不同，在 2009 年的增長恢復(fù)趨勢判斷上也有差異。但是，筆者的數(shù)據(jù)與未公布的國家統(tǒng)計局修正季度調(diào)整數(shù)字（2010 年 4 月該局提供）和經(jīng)濟發(fā)展部數(shù)字（2010 年 4 月主頁登載）接近。 使用季度調(diào)整數(shù)據(jù)的麻煩在于，每當采用新的未調(diào)整數(shù)據(jù)（原數(shù)據(jù)）之 59 際，即使以往的未調(diào)整數(shù)據(jù)沒有變更，過去（尤其是最近）的季度調(diào)整相對于前期的增長率都會不同。　　　圖 7 為截至 2010 年第 2 季度為止的季度調(diào)整后相對于前期增長率的實際數(shù)值，以及按照上面回歸方程計算的預(yù)測值和油價變動一并標注的曲線圖。新的季度調(diào)整實際增長率，與上圖略有不同，2009 年第 1 季度的增長減速一度放緩，同年第 3 季度的增長有所恢復(fù)。同年第 4 季度相對前期增長率下降 %，2010 年第 1 季度的增長率停在 %，但是同年第 2 季度的增長率為 %，高于預(yù)測 1%，出現(xiàn)了油價上升帶來的經(jīng)濟恢復(fù)現(xiàn)象。四、“俄羅斯病”的癥狀——進口和 GDP油價匯率人們普遍認為，實際匯率的升值與降低進口產(chǎn)品價格、增加進口關(guān)系緊密。我們來看一下 1995 年第 4 季度—2009 年第 4 季度期間的 GDP、進口、匯率和油價的關(guān)系。使用的 GDP 數(shù)據(jù)和前面一樣，是筆者制作的季度調(diào)整后 GDP 系列數(shù)據(jù)。匯率是 IFS 的 CPI 基礎(chǔ)實際實效匯率。實際 GDP 與進口系列和實際匯率系列的動向如圖 8 所示。對變量的對數(shù)值進行線性回歸可得出以下長期進口均衡條件公式，（各系數(shù)按照 1%的水準有效，補正 R2=， 60 括弧內(nèi)為 t 值）。進口增長率=GDP 增長率＋實際匯率增加率（） （）　　　從長期進口方程式可以算出，GDP 每增加 1%，就會帶來 %的實際進口的增加。匯率升值 10%，可增加近 8%的進口。油價的直接影響較小。[13]這里重要的是進口增長與整個 GDP 的增長協(xié)調(diào)進行。進口是 GDP 的直接扣除項目，進口增加會對 GDP 增長產(chǎn)生負面影響。而且，俄羅斯的經(jīng)濟低迷局面為匯率下跌導(dǎo)致進口降低所支撐。換言之，減少進口有時會提高增長率。 然而，從整體來看，增加進口與 GDP 增長相關(guān)，GDP 的增長是進口增長的前提。反之，GDP 的減少又與進口減少相關(guān)聯(lián)。而且，正如長期均衡條件公式所示，匯率和進口的聯(lián)系很大。油價對于進口的影響與其相比要小很多。如前所述，油價對于 GDP 整體有很大的影響力，如果以油價→GDP→進口這條路徑來思考，進口增長率是由油價規(guī)定的，結(jié)構(gòu)是匹配的。五、實際匯率與油價　　實際匯率與原油價格的關(guān)系，在診斷俄羅斯經(jīng)濟是否患有“荷蘭病”的征兆方面相當重要。奧梅斯（N. Oomes）和卡爾切娃（K. Kalcheva），利用1997 年 4 月—2005 年 12 月的每月數(shù)據(jù)，將匯率對油價的彈性定在 （標準誤差 ）。[14]而且，GDP 政府支出每增加 1%，匯率就會增加 %（標準誤差 ），意味著消減政府支出可以抵消油價暴漲造成的匯率升值的壓力。科霍寧（I. Korhonen）和尤里卡拉（T. Juurikkala）對 OPEC 各國 1975—2005 年的彈性推算為 。[15]此外，他們沒有明確表示實際人均 GDP與匯率的關(guān)系。不過，OPEC 核心成員國沙特阿拉伯由于采取固定匯率制度，這方面與俄羅斯在制度上有所不同。在科霍寧等人的論文當中，實際匯率不 是根據(jù) CPI 而是根據(jù) GDP 通貨緊縮因素制成的。可以看出，沙特阿拉伯的實際匯率，強烈地受到構(gòu)成 GDP 半數(shù)以上的原油出口價格所左右。他們的學(xué)術(shù)貢獻是，對于一目了然的事情，通過定量檢驗來凸顯其嚴密性。在浮動制下的匯率上升，一方面可提高對盧布、股票市場和俄羅斯經(jīng)濟的信任，但另一方面可能會由于進口增加而導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)萎縮。進口設(shè)備和生產(chǎn)原材料具有提高生產(chǎn)和產(chǎn)品質(zhì)量的作用，問題是消費產(chǎn)品的進口。消費產(chǎn)品的進口也能提高居民的福利，但存在著不可避免的競爭壓力。然而，對于培養(yǎng)競爭能力、促進國內(nèi)制造業(yè)擴大來說，匯率過度升值是有害的。實際匯率 REER，et、Pt、Pt*分別代表名義匯率（USD/本國貨幣）、國內(nèi)物價水平、美國物價水平，得出下列公式：　　此時，實際匯率指數(shù)上升，意味著本國貨幣價值上升（增價 appreciation）。一般來說，對于俄羅斯的經(jīng)濟分析，利用 CPI 測量物價水平的 IFS 的REER（CPI 基準）會被應(yīng)用，也可將物價水平納入 GDP 通貨緊縮因素之中。　　首先，來看看 IFS 數(shù)據(jù)。圖 9 是對 1995 年第 4 季度—2009 年第 4 季度，實際匯率和油價的長期均衡條件的考察。此間匯率對于油價的彈性為 （標準誤差 ，t 值 ，補正 R2=）。這比以往研究的結(jié)果數(shù)值要低。從油價開始上升的 1999 年第 1 季度到 2009 年第 4 季度來看，彈性上升為 （標準誤差是 ，t 值 ，補正 R2=）。如果油價上升1%，那么俄羅斯的實際匯率的升值空間在 %%之間。對產(chǎn)油國挪威 1995 年第 4 季度—2009 年第 4 季度，同樣利用 IFS 的REER（CPI 基準）來計算實際匯率對于油價的彈性。決定系數(shù)相對要低，但是按照 1%的水準有效，彈性值為 （標準誤差是 ，t 值 。 補正 R2=）。挪威的彈性值要小很多。對于采用固定名義匯率制的沙特阿拉伯來說，根據(jù) 19952009 年度的數(shù)據(jù)計算，按照 1%的水準有效，（標準誤差是 ，t 。補正 R2=）。挪威的彈性相當小，而沙特的彈性為負數(shù)，這是因為其 CPI 是由其他條件控制的。但是，在經(jīng)濟相當依賴于原油的這三個國家，實際匯率相對油價的彈性，都低于預(yù)想。挪威 IFS 的單位勞動成本 RNULC 基準的實際匯率對于油價的彈性，如果也按照季度系列計算，會比較準確。按照 1%的水準有效，彈性是 （標準誤差 ，t 值 ，補正 R2=），彈性相對較高。雖說如此，仍然偏低?！　∮谑?，我們嘗試著根據(jù)美國、俄羅斯、挪威、沙特的 GDP 通貨緊縮因素，在歷年數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上計算實際匯率相對于油價的彈性。關(guān)于各數(shù)據(jù)的動態(tài)，俄羅斯如圖 10 所示，沙特和挪威如圖 11 所示?！　《砹_斯、沙特、挪威的彈性在按照 1%水準有效的情況下，分別是 （標準誤差 ，t 值 ，補正 R2=）、（標準誤差 ，補正R2=）、（標準誤差 ，t 值 ，補正 R2=）?！　∵@與科霍寧等