一、文獻(xiàn)述評

J曲線吸引了大量學(xué)者的研究興趣。但對是否存在J曲線效應(yīng)的國際比較研究結(jié)論往往不同。Rosensweig 和Koch(1989)[2]、Wassink和Carbaugh(1989)[3]發(fā)現(xiàn)因為美元貶值對美國進(jìn)口價格弱的進(jìn)口傳遞效應(yīng)產(chǎn)生了延遲的J曲線(delayed J-Curve)。Demirden 和Pastine(1995)[4]利用西蒙向量自回歸分析方法證實在浮動匯率制度下存在J曲線，在固定匯率下使用OLS方法則可能不適當(dāng)。Bahmani-Oskooee(1989)[5]研究了希臘、印度、韓國和泰國4個發(fā)展中國家1973—1980年的資料，發(fā)現(xiàn)長期來看只有泰國貨幣貶值改善了其國際收支。Bahmani-Oskooee(1989)[6]利用美國1973—1985年季度資料發(fā)現(xiàn)美國經(jīng)常賬戶出現(xiàn)W曲線，即貶值后2個季度內(nèi)經(jīng)常賬戶惡化，第5個季度改善，隨后再次出現(xiàn)惡化，最后改善。Bahmani-Oskooee和Kutan(2006)[7]利用有界協(xié)整和誤差修正模型對東歐進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)11國中僅俄羅斯、克羅地亞和保加利亞三國存在J曲線效應(yīng)，而發(fā)展中國家的J曲線存在弱化現(xiàn)象。

現(xiàn)有研究我國匯率和凈出口關(guān)系的文獻(xiàn)中專門針對中日之間的研究比較少。Noland(1989)[8]從日本角度研究發(fā)現(xiàn)，如果當(dāng)局想改善國際收支，影響國內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動的政策比影響匯率的政策有效。Backus(1993)[9]利用VAR和脈沖響應(yīng)函數(shù)，發(fā)現(xiàn)日本存在J曲線。Zhang(1996)[10]利用月度數(shù)據(jù)采用協(xié)整技術(shù)發(fā)現(xiàn)中國不存在J曲線。Gupta-Kapoor和Ramakrishnan(1989)[11]利用VECM分析日本與7個主要貿(mào)易伙伴，脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示存在J曲線效應(yīng)。Jungh和Doroodian(1998)[12]使用一階滯后模型發(fā)現(xiàn)日本也存在J曲線。朱小梅等(2006)[13]研究中日農(nóng)產(chǎn)品貿(mào)易，認(rèn)為不存在J曲線效應(yīng)。葉永剛等(2006)[14]發(fā)現(xiàn)中日貿(mào)易收支與人民幣匯率互為因果關(guān)系，不存在J曲線。陳六傅和錢學(xué)鋒(2007)[15]使用1990年1季度到2005年4季度資料發(fā)現(xiàn)在短期人民幣貶值不但不能刺激對日出口，反而對日本貿(mào)易賬戶惡化持續(xù)3個季度，但長期貶值效應(yīng)顯著。

關(guān)于匯率變化對國際收支的影響，不同學(xué)者往往得出不同的結(jié)論。國內(nèi)一些研究往往對匯率變化的統(tǒng)計特征沒有掌握清楚就使用國外計量模型來分析中國問題；同時，很多對J曲線的研究沒有對比貶值前和貶值后的國際收支水平。J曲線效應(yīng)產(chǎn)生很大程度取決于貶值持續(xù)的長度以及貶值的程度，如果貶值區(qū)間短且貶值程度過低，進(jìn)出口商根本沒有時間也沒有必要做數(shù)量調(diào)整，Magee(1973)所講的第二階段就不存在。陳六傅、錢學(xué)鋒(2007)沒有考慮數(shù)據(jù)的統(tǒng)計特點，忽視匯率貶值區(qū)間和升值區(qū)間的不同，也沒有考慮樣本區(qū)間G7國家與人民幣匯率是否都有較大的波動，且樣本大部分時間都是我國實行盯住匯率時期，采用季度數(shù)據(jù)套用pesaran等(2001)[16]有界協(xié)整檢驗做滯后9期左右的中國與G7國家的誤差分析；李占國、江心英(2008)[17]甚至使用較短的28期數(shù)據(jù)進(jìn)行有界協(xié)整檢驗(pesaran等(2001)原創(chuàng)文章認(rèn)為雖然該方法優(yōu)點是可以處理小樣本數(shù)據(jù)，但是也使用了104期數(shù)據(jù))。

本文研究了1993年1季度到2010年4季度共68期數(shù)據(jù)，參照Paresh Kumar Narayan(2006)[18]研究中美貿(mào)易收支與匯率，采用pesaran等(2001)提出的有界協(xié)整檢驗真實匯率沖擊對中日貿(mào)易收支的影響。鑒于國內(nèi)研究的不足，本研究的最大特點是做了統(tǒng)計分析，具體細(xì)化了人民幣對日元4次貶值區(qū)間，首先直觀地研究J曲線效應(yīng)是否存在。在統(tǒng)計分析基礎(chǔ)上再進(jìn)行計量分析，而且模型中只考慮匯率對進(jìn)出口比的影響，克服了以往模型為了提高擬合度增加變量而可能導(dǎo)致解釋變量線性相關(guān)度較高的缺陷。

文章其余結(jié)構(gòu)安排如下：第二節(jié)對匯率影響凈出口進(jìn)行描述性統(tǒng)計，第三節(jié)對中日貿(mào)易收支與J曲線效應(yīng)進(jìn)行實證分析，第四節(jié)給出簡要結(jié)論。

二、匯率影響凈出口的描述性分析

為了體現(xiàn)匯率的變化，描述性分析采用月度數(shù)據(jù)。1993年1月到2010年12月人民幣對日元有4個貶值區(qū)間(見圖1和表1)：第一個貶值區(qū)間是1993年1月—1995年4月。人民幣對日元名義匯率貶值117.3%，實際匯率貶值42.9%，歷時28個月，9個多個季度。經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為貶值增加出口，其間出口增加了16.97億，出口增加383.6%；但是進(jìn)口不符合經(jīng)濟(jì)理論，也顯著增加了15.31億美元，增加238%。由于進(jìn)口增加幅度小于出口增加幅度，因此凈出口逆差從2億美元下降到0.3億美元，下降了1.66億美元，下降82.7%。第一個貶值區(qū)間逆差減少是出口增加大于進(jìn)口增加造成的。第二個貶值區(qū)間名義貶值和實際貶值很接近，分別為27.7%和28.3%，歷時19個月，6個多季度。貶值使得出口增加了2.379億美元，出口增加10.6%。但是該階段貶值反而讓進(jìn)口增加更多，進(jìn)口增加了13.195億美元，增加59.1%。凈出口從3.2億美元順差下降到0.94億美元，順差下降了2.273億美元，下降70.7%。第三個貶值區(qū)間歷時34個月，11個季度多。貶值使得出口增加的同時進(jìn)口增加得更多，出口增加48.6%，而進(jìn)口增加71.3%，凈出口從逆差0.19億美元擴(kuò)大到9.38億美元，因此凈出口下降了9.196億美元。第四次貶值出口增加也不如進(jìn)口增加得多，因此使得凈出口下降了89.5%，逆差擴(kuò)大。與經(jīng)濟(jì)理論不符的是在所有4個貶值區(qū)間，進(jìn)口都增加了，而且后三個區(qū)間進(jìn)口增加超過出口增加，因此凈出口下降。

圖1 1993年1月—2010年12月人民幣對日元名義、實際匯率波動區(qū)間

表1 人民幣貶值區(qū)間我國對日本進(jìn)、出口變化情況

為了對人民幣對日元匯率貶值J曲線有一個直觀了解，我們分別研究4個貶值區(qū)間，見圖2。可見在第一個貶值區(qū)間的J曲線很明顯。貶值最初中國對日本的貿(mào)易逆差反而增加，直到1993年11月，10個月后，即3個多季度之后逆差開始下降，1994年11月逆差才超過貶值前水平。線性趨勢線表示凈出口有所增加。第二個貶值區(qū)間由于貶值區(qū)間較短，J曲線效應(yīng)不很明顯。貶值3個月之后逆差開始改善，之后又?jǐn)U大。線性趨勢線表示凈出口有所下降。第三個貶值區(qū)間中國對日本的凈出口開始上升，在2004年2月，經(jīng)過了2年，即8個多季度之后開始出現(xiàn)真正意義的J曲線。線性趨勢線表示凈出口嚴(yán)重下降，逆差擴(kuò)大。第四個貶值區(qū)間到數(shù)據(jù)截至2010年12月似乎還在繼續(xù)，情況比較特殊，即貶值最初凈出口擴(kuò)大，持續(xù)5個月之久，之后逆差不斷擴(kuò)大，匯率貶值的J曲線效應(yīng)沒有出現(xiàn)，即使在經(jīng)歷了27個月，即9個季度后J曲線仍然沒有出現(xiàn)。線性趨勢線表示凈出口嚴(yán)重下降。

圖2 人民幣對日元4個貶值區(qū)間凈出口變化

1993年1月到2010年12月人民幣對日元存在3個升值區(qū)間，見表2。與貶值區(qū)間不同的是3個區(qū)間實際升值大于名義升值4個百分點以上。第一個人民幣對日元升值區(qū)間歷時39個月，名義升值41.4%，實際升值更多達(dá)到45.2%。與經(jīng)濟(jì)理論相反，升值使得進(jìn)口下降了2.91億美元，下降幅度12.1%；出口增加了1.66億美元，增加10.6%。出口增加幅度小于進(jìn)口減少幅度，升值卻使得凈出口增加5.287億美元，增加343.9%。第二個升值區(qū)間歷時19個月，名義升值較實際升值少4個百分點，同樣奇怪的是升值使得進(jìn)口下降，進(jìn)出口下降程度相當(dāng)，分別是4.7%和4.5%，凈出口有所增加為2.3%。第三次人民幣對日元升值42個月，名義升值20.8%，這次升值使得進(jìn)口增加113.8%，超過了出口增加的80%，由于進(jìn)口增加更多，因此凈出口下降了304.7%?？傮w看三次升值只是在第二個區(qū)間使得出口下降，升值也只是在第三個區(qū)間使得進(jìn)口增加。

表2 人民幣升值區(qū)間我國對日本進(jìn)、出口變化情況

圖3是人民幣對日元3個升值區(qū)間中國對日本凈出口圖?？梢娫诘谝粋€升值區(qū)間和第二升值區(qū)間凈出口波動很大，線性趨勢線表明升值使凈出口反而增加了。但是在第三個升值區(qū)間逆差不斷擴(kuò)大。

三、實證檢驗

描述性統(tǒng)計提供了中日貿(mào)易凈出口與匯率的關(guān)系，為了深入研究匯率變化對貿(mào)易收支的影響，我們需要進(jìn)一步做計量分析。出于分析J曲線的需要，為了減少變量之間的相關(guān)性，只建立出口與匯率之間的方程。模型如下：

EI=f(RER)

(1)

lnEIt=α0+α1t+α2lnRERt+εt

(2)

圖3 人民幣對日元3個貶值區(qū)間凈出口變化

來源于高校財經(jīng)數(shù)據(jù)庫，季度出口和進(jìn)口值通過計算所得，單位為百萬美元。日本通貨膨脹率來自《日本統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫》，中國通貨膨脹率來自《高校財經(jīng)數(shù)據(jù)庫》，中日名義匯率來自國家外匯管理局網(wǎng)站，1994年之前數(shù)據(jù)來自香港政府統(tǒng)計處(通過港幣匯率套算)。進(jìn)出口數(shù)據(jù)都做了季節(jié)調(diào)整。由圖4可知，lnRERt和lnEIt都有一定向下的趨勢，因此方程加入常數(shù)項和趨勢項。

為了防止出現(xiàn)偽回歸，對lnEIt和lnRERt做平穩(wěn)性檢驗。序列l(wèi)nEIt存在明顯趨勢，而且含有截距，采用ADF對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗?？梢妉nEIt序列在各置信度下是非平穩(wěn)序列，但一階差分后序列明顯平穩(wěn)(見表3)。序列l(wèi)nRERt也有明顯的截距和趨勢，單位根檢驗即使在1%的置信度水平都是平穩(wěn)序列。兩變量非同階單整序列，長期關(guān)系不能直接使用LS回歸來分析。

圖4 中日匯率與進(jìn)出口

表3 變量的單位根檢驗

為此我們進(jìn)行有界協(xié)整檢驗(the bound test)，利用(2)式中各水平變量一階滯后線性關(guān)系式建立條件誤差修正模型，優(yōu)點在于不要求所有變量是平穩(wěn)或者同階單整。有界檢驗就是對(3)式滯后變量的系數(shù)原假設(shè)β3=β2=0進(jìn)行WALD的F檢驗，再給出對應(yīng)不同形式方程WALD檢驗的F統(tǒng)計值的臨界值，比較方程是否存在協(xié)整關(guān)系。

(3)

根據(jù)上文描述性統(tǒng)計分析，人民幣對日元貶值改善凈出口最長周期為24個月，第一個貶值區(qū)間為9個月。因此我們選擇最長滯后期為10期，即30個月，包括了圖示觀察的范圍，克服了以往研究選擇滯后期的隨意性。在對滯后階數(shù)進(jìn)行估計時需要考慮的因素包括AIC信息準(zhǔn)則、SC準(zhǔn)則和序列相關(guān)性檢驗，因為滯后期越長序列相關(guān)越嚴(yán)重。我們對方程(3)進(jìn)行LS回歸。由表4可見在含有確定性趨勢的模型中，從AIC、SC標(biāo)準(zhǔn)看滯后期5、6和7期都是最佳。滯后期5、6和7期的Jarque-Bera統(tǒng)計值為分別為 0.72、0.91、0.923，殘差服從正態(tài)分布的概率為69.7%、63.6%、63%，均在90%置信度不存在ARCH效應(yīng)。在不含有確定性趨勢的模型中，從AIC、SC標(biāo)準(zhǔn)看滯后9、10和7期都是最佳。尤其是9期AIC最小，而且在90%置信度認(rèn)為不存在自相關(guān)。滯后9、10和7期的Jarque-Bera統(tǒng)計值為分別為 0.33、0.71、0.03，殘差服從正態(tài)分布的概率為84.6%、70.3%、98.3%，但是9期、10期和7期都存在ARCH效應(yīng)。因此我們最終放棄無確定性趨勢的模型。

表4 滯后期選擇

表5 存在水平關(guān)系的F和T統(tǒng)計量

為了確定水平變量之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系，我們利用Pesaran等(2001)構(gòu)造的檢驗(3)式中一階水平滯后變量間協(xié)整關(guān)系的上下兩組漸進(jìn)分布臨界值(見表5)，在滯后5期時的值7.87，大于三種置信度的上臨界值，可以拒絕原假設(shè)水平變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，F(xiàn)V值9.02也拒絕原假設(shè)水平變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。滯后6期值3.93在95%置信度拒絕原假設(shè)水平變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，F(xiàn)V值4.98也拒絕原假設(shè)水平變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。但是滯后7期不能拒絕原假設(shè)水平變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。

lnEIt=-1.32-0.008t-0.56lnRERt+εt

(4)

(0.24) (0.001) (0.11)

考慮到描述性統(tǒng)計中關(guān)于滯后期的觀察，我們最后確定滯后期為6，回歸結(jié)果見表6。雖然擬合程度不高R2=0.46，這是因為匯率調(diào)整對逆差作用有限，還要受其他變量影響。在短期真實匯率水平提高1%導(dǎo)致出口進(jìn)口比下降0.46%。滯后3期，即9個月之后真實匯率水平提高1%，導(dǎo)致出口進(jìn)口比提高0.285%，與陳六傅和錢學(xué)鋒(2007)研究一致；但是滯后5期，即15個月，真實匯率水平提高1%導(dǎo)致出口進(jìn)口比提高0.25%，雖然仍然存在貶值效果，但貶值效果下降。誤差修正項ECM(-1)在99%水平顯著，符號為負(fù)。

表6 方程回歸結(jié)果

(5)

四、簡要結(jié)論

統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)人民幣對日元的四個貶值區(qū)間，雖然出口增加，但是進(jìn)口也增加，而且后三個貶值區(qū)間進(jìn)口增加超過出口增加，結(jié)果凈出口下降。傳統(tǒng)意義的J曲線效應(yīng)只出現(xiàn)在第一個貶值區(qū)間。第一個貶值區(qū)間人民幣對日元貶值10個月之后凈出口開始增加，第三個貶值區(qū)間24個月之后才出現(xiàn)凈出口增加。而在三個升值區(qū)間，前2次升值都使得進(jìn)口下降，第三個升值區(qū)間進(jìn)口增加顯著超過出口增加。計量分析發(fā)現(xiàn)中日之間不存在傳統(tǒng)的J曲線效應(yīng)，即貶值沒有使得凈出口超過貶值前的水平。與很多研究不同，本研究發(fā)現(xiàn)長期中人民幣對日元貶值反而使得出口進(jìn)口之比下降。動態(tài)研究發(fā)現(xiàn)匯率貶值反而使得當(dāng)期出口進(jìn)口比下降，在滯后3期即9個月之后人民幣對日元貶值可以有效地改善貿(mào)易賬戶，但是改善程度在5期就比3期下降較多。基于以上研究，我們認(rèn)為中日貿(mào)易收支關(guān)系中匯率的作用有限，因此人民幣對日元的浮動匯率區(qū)間可以適度擴(kuò)大。

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