日元汇率升值与实质进口额的经验研究：1971～2003，本文主要内容关键词为：日元论文,汇率论文,实质论文,经验论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
20世纪30年代金本位制崩溃后，出现了国际收支的弹性分析法。该理论认为，汇率贬值可以影响一国出口产品的相对价格，从而使出口量增加，同时降低进口量，进而缩小国际收支赤字，使国际收支恢复到平衡（Robinson,1937）。马歇尔—勒纳条件认为，本币贬值改善贸易收支的充分必要条件为：出口商品的需求价格弹性与进口商品的需求价格弹性之和大于1 。而毕克迪克—罗宾逊—梅茨勒条件（Birkerdike-Robinson-Metzler Condition）认为， 本币贬值能否改善贸易收支以及能在多大程度上改善贸易收支，不仅取决于进出口商品的需求价格弹性，而且还取决于进出口商品的供给价格弹性。40年代中期以前的经验分析结果显示，由于进出口需求弹性极低，不能满足马歇尔—勒纳条件，一国汇率贬值不能有效改善贸易收支（Metzler,1948），① 从而出现了弹性悲观论（elasticity pessimism）。
20世纪80年代，美国巨额的预算赤字抬高了利率，吸引外国资本流入，从而使美元升值，导致美国出现大量的贸易赤字。许多学者认为，美元升值是产生贸易赤字的主要原因，因此需要通过美元贬值来增加净出口（Branson,1985; Bergsten,1986）。1985年以后，美元开始不断贬值，但是美国的经常收支赤字却不断增加，这和传统的弹性分析法的理论背道而驰。为此，研究者开始寻找不同的原因。一部分研究者从分析汇率波动对进出口价格的传导机制入手，来解释汇率波动对贸易收支影响的弱化问题，出现了沉淀成本（sunk cost）理论和当地通货价格设定（local currency pricing）理论等很多有关汇率的价格传导效应理论（Dornbusch,1987; Baldwin and Krugman,1989; Obstfeld and Rogoff,1995）；另外一部分研究者从汇率波动对贸易收支影响的时滞效应来研究二者的关系，指出汇率的贬值有利于改善一国的贸易收支，但需要较长的时滞。Meredith（1993）的研究认为日本出口价格弹性的平均估计值为－1.01，进口价格弹性的平均估计值为－0.61，并发现大约2年以后，贸易量才对价格信号做出反应。
本文拟研究1971～2003年日元长期升值期间，日本实质进口额的价格弹性和收入弹性。我们利用协整检验和误差修正模型，研究日元长期升值期间，实质进口额、进口价格与GDP之间是否存在长期均衡关系？进口价格、GDP对实质进口额的短期和长期动态影响如何？利用误差的方差分解，研究进口价格、GDP 对实质进口额贡献度的大小。
二、理论模型
三、经验分析
（一）检验模型
从上面的理论分析我们看到，汇率通过影响进口价格从而对进口额产生重要影响。同时，一国的GDP增长也是影响一国进口额的一个重要影响因素。因此，我们对日本进口建立如下模型：
rim＝c＋αGDP＋βimcp＋ε （7）
这里，rim表示日本实质进口额（即进口量）的对数值，为日本进口额除以进口价格指数后的对数值；GDP表示日本GDP的对数值；imcp表示进口价格（以日元标价）的对数值。② α表示日本实质进口额的收入弹性，α＞0表示一国GDP 的增长会导致日本实质进口额的增加，β表示日本实质进口额的价格弹性，β＜0表示进口价格高会导致日本实质进口额的相对减少。
（二）数据选择
因为在日本的进口产品中，大部分均用美元、日元结算，所以在分析中，日元汇率选择日元兑美元汇率作为变量。数据来自国际货币基金组织的统计资料International Financial Statistics（CD－ROM 2004年6月）中的季度平均名义汇率，并做了季节调整。
（三）研究方法
首先对实质进口额、进口价格和GDP进行单位根检验； 如果发现各变量均有单位根，且同次差分后变成了平稳系列，根据（7）式，进行协整检验，以确认两组变量之间是否有长期均衡关系；然后，通过误差修正模型分析各变量的短期影响关系及动态调整过程；最后，通过方差分解来分析进口价格、GDP 对日本实质进口额贡献度的大小及其动态过程。分析使用Eviews 3.1软件。
四、检验结果
（一）单位根检验
协整理论可以用来分析经济变量之间的长期关系。其基本思想是，尽管许多经济变量随时间呈现出很强的非平稳性，但一组变量在某段时间间隔内有保持线性关系的趋势，那么协整分析有助于去发现这种趋势。协整分析方法论可以用来检验经济理论的有效性。如果将经济变量集看成一个经济系统，则该系统产生协整过程的必要条件是系统中的所有经济变量是同阶的积分过程（马薇，2003）。因此，在进行协整检验之前，必须进行单位根检验，以判断各变量的非平稳性及是否具有同阶的积分。
本节采用的单位根检验方法是扩展的Dikey－Fuller检验法，从带截距项、带趋势和截距项、不带趋势和截距项三种模型逐步进行检验。（7）式3个变量的扩展Dikey－Fuller检验结果见表1。
表1 各变量ADF检验
变量带截距项
带趋势和截距项
不带趋势和截距项滞后期
ADF检验值 临界值(5%) ADF检验值 临界值(5%)ADF检验值 临界值(5%)
rim -0.145 -2.883 -1.813 -3.4443.431 -1.942
1
Δrim
-4.584 -2.883 -4.571 -3.444-3.964 -1.942
3
GDP -2.860 -2.883 -1.356 -3.4440.847 -1.942
9
ΔGDP
-5.542 -2.883 -10.15 -3.444-3.974 -1.942
0
imcp-2.402 -2.883 -2.711 -3.4440.135 -1.942
2
Δimcp -3.770 -2.883 -4.053 -3.444-3.778 -1.942
6
说明：Δ为一阶差分；滞后期根据Akaike、Schwarz准则来确定；样本数为132。
从表1我们可以看出，日本进口方程的实质进口额、GDP、进口价格均为非平稳系列，而其一阶差分序列都是平稳的时间序列。因此，所有变量序列都是一阶单整序列。
（二）协整检验
一般进行协整检验的方法是Engle和Granger提出的EG两步法。然而，当对两个以上变量做协整检验时，这种方法存在一个较大的缺陷：把不同的变量作为被解释变量时，可能检验得出不同的协整向量。而Johansen检验法不仅克服了EG两步法的缺陷，而且做多变量检验时，还可精确地检验出协整向量的数目（Johansen and Juselius,1990）。日本实质进口额、GDP和进口价格的Johansen协整检验结果见表2。
表2 日本实质进口额、GDP、进口价格的Johansen协整检验
特征值似然比5%临界值 1%临界值 CE(s)的假设数
0.283398 78.92162 29.68 35.65 无**
0.231384 36.60078 15.41 20.04 最多1个**
0.024721 3.178991 3.76 6.65 最多2个
说明：滞后阶数为3，样本数为132。
从检验结果可以看到，在1％的显著水平下，拒绝了原假设，而通过了新假设。似然比说明，在1％的显著水平下，日本实质进口额、GDP、进口价格之间存在协整向量，即三者之间存在长期的均衡关系。关于日本实质进口额的正规化长期方程如下（括号内为t值）：
rim＝0.004＋0.6283GDP－0.5504imcp （8）
（2.21）
（－4.21）
（8）式表明，在1971～2003年，日本实质进口额的收入弹性为0.628，日本GDP的增长导致日本实质进口额的增长；日本实质进口额的价格弹性为－0.55，如果日本进口价格（本币计价）高，则日本实质进口额减少。
（三）误差修正模型
如果经济变量间存在协整关系，则这些经济变量之间一定存在某种长期静态的稳定关系，但不能反映经济变量间的短期动态关系。这就需要建立误差修正模型来研究经济变量间的短期动态关系。根据Granger表示定理， 如果非平稳变量之间存在协整关系，则可以建立误差修正模型（马薇，2003）。
利用一般误差修正模型，对进口方程各变量进行回归分析，各变量选择的滞后阶数为3，则得到日本实质进口额的误差修正模型：
Δrim＝－0.483Δrim[,－1]＋0.721ΔGDP[,－2]＋0.296Δimcp[,－1] ＋0.229Δimcp[,－2]－0.7149CointEql （9）
（－4.38） （2.03） （3.61） （3.14） （－5.83）
调整后的R[2]＝0.605，S.E.＝0.033，F＝20.32
CointEql为误差修正项系数。从（9）式我们可以看到，日本实质进口额短期波动主要受日本国内GDP的影响，而对价格波动的影响方向相反， 其原因是由于进口商对汇率波动的反应存在时滞。通过对误差进行方差分解，我们看到，随着时间的推移，日本进口价格对实质进口额的贡献度不断增加（见表3）。
表3 日本实质进口额预期误差的Cholesky方差分解结果
rim的方差分解
时期 S.E.
rim GDP imcp
1 0.0319 100.0000 0.0000
0.0000
2 0.0330 94.5594 3.5481
1.8925
3 0.0358 91.8100 4.7000
3.4899
4 0.0374 85.7063 4.5927
9.7010
5 0.0407 77.3099 4.8464
17.8437
6 0.0431 69.3077 6.1381
24.5542
7 0.0458 63.8240 5.9070
30.2690
8 0.0482 59.0641 5.9782
34.9577
9 0.0503 55.9292 6.2029
37.8680
100.0521 53.1923 6.41167 40.3960
从表3我们可以看出，进口价格对实质进口额的影响在短期内不明显，但随着时间的推移日本进口价格对实质进口额的贡献度不断增加；日本国内GDP 的影响对实质进口额的影响相对稳定。
误差修正项系数为负，与调整机制相符合，其大小反映了朝向长期均衡的调整力度。从其参数估计值来看，调整的力度为71.49％。虽然从短期来看，进口的收入弹性较为明显，但进口的价格弹性方向相反，具有明显的滞后性。日本实质进口额、GDP和进口价格三者之间存在长期稳定的关系。
（四）贡献度分析
为了说明GDP、进口价格对实质进口额的影响程度，有必要进一步对模型（7）中的误差项做方差分解，即对脉冲反应函数中的各个冲击项同时对一个解释变量回归所得到的说明系数进行正交化“分解”，以测算出各个冲击项自身对被解释变量独立的“贡献度”（Blanchard and Quan,1989）。对日本实质进口额预期误差的Cholesky方差分解结果见表3。
（五）日元汇率升值对进口价格的影响
由于日本进口产品如石油等很多产品均由美元定价，所以，从汇率波动对日本进口价格的短期影响情况来看，日元每次升值期（即1971年1月至1973年6月、1976年3月至1978年10月、1985年2月至1988年11月、1990年4月至1995年4月），进口价格都大幅度下降，尤其是1985年广场协议后，进口价格下降幅度最大。③ 由于日本一向进口产品价格弹性很低的原材料和能源，1993年第一季度以前日本的进口价格一直高于国内产品批发价，之后，进口价格一度低于国内产品批发价。当然，这与价格指数的基准有关。另外，可能与90年代全球通货膨胀率持续处于低位、汇率的波动幅度降低以及原油价格相对稳定有关。
一些经验分析的结果显示，汇率波动对出口价格的传导并不完全（Knetter,1989; Goldberg and Knetter,1997）。根据罗忠洲（2004）的测算，1971至2003年，日元汇率的短期和长期进口价格传递率分别为0.6033和0.75；进入浮动汇率以来，日元汇率对进口价格的传递率呈现逐步下降的趋势；从细分行业来看，1971至2003年汇率变动对金属及制品、能源（包括石油、煤炭、天然气）、食品的转嫁率较大，对化学制品、纤维品的影响较小。因此，从长期来看，日元升值后，进口价格下降的幅度比理论上要小得多。
图1 1971～2003年日本的进口价格与批发物价
说明：1.impjp为日本的进口价格（日元标价）；wspjp为日本的批发物价；2.各价格指数以2000年为100。
数据来源：IMF,International Financial Statistics （CD－ROM 2004年6月）。
从上述分析我们可以看到，持续的汇率升值可能在短期内降低进口的价格，但从长期来看，这种价格降低的作用会减弱，这可能与当地通货价格设定行为有关，也取决于进口产品的价格弹性。另一方面，从收入的角度来说，国内经济增长也是影响进口额的重要因素，国内经济的高速增长势必降低进口额对进口价格的敏感度。
五、结论
通过对日本实质进口额、日本GDP、日本进口价格三者之间的协整检验、误差修正和方差分解，我们得到以下结论：
1.1971～2003年，日本的实质进口额、GDP和进口价格三者之间存在长期稳定的关系。实质进口额的价格弹性为－0.55，实质进口额的收入弹性为0.628，GDP比进口价格对实质进口额的影响大。
2.从短期来看，日本GDP的增长是影响实质进口额的主要因素，进口价格对实质进口额的短期影响不明显，存在明显的时滞效应。
3.从贡献度的角度来看，日本进口价格对实质进口额的影响在短期内不明显，但随着时间的推移其贡献度不断增加；日本国内GDP 的影响对实质进口额的影响相对稳定。
4.持续的汇率升值可能在短期内降低进口的价格，但从长期来看，这种价格降低的作用会减弱，这可能与当地通货价格设定行为有关，也取决于进口产品的价格弹性。另一方面，从收入的角度来说，国内经济增长也是影响进口额的重要因素，国内经济的高速增长势必降低进口额对进口价格的敏感度。
截稿：2006年2月
注释：
① 正如Orcutt（1950）指出，如果不是经验丰富的计量经济学者，由于参数选择的不确定性、模型的误差、时滞以及其他因素的存在，即使在进出口需求弹性很大的情况下，也会通过检验得出进出口需求弹性很小的结果。事实上，50年代以后，进出口需求弹性的检验结果比以前要大。
② 以本币计价的日本进口价格实际为以外币标价的出口方出口价格乘以日元汇率。
③ 当然我们这里没有考虑原油价格的波动对日本进口价格的影响，事实上1973～1974年第一次石油危机、1979～1980年第二次石油危机期间日本进口价格出现了很大的涨幅。