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一．匯率長期行為理論

關(guān)于名義匯率和各國物價或成本水平比例關(guān)系的理論可以追溯到16世紀(jì)，與貨幣數(shù)量理論發(fā)展密切相關(guān)。20世紀(jì)初瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)家古斯塔負(fù)·卡塞爾推廣購買力平價理論（PPP），即一國的名義匯率會與各國物價或成本水平比率平等變化，使PPP假說成為匯率理論的核心部分。購買力平價理論背后的基本思想是一價定律，一價定律適用于單個商品（例如商品i）的情況，而購買力平價理論則適用于普遍的價格水平。在下面對日元匯率分析中，假定用表示美國價格水平，為日本國內(nèi)價格水平，為名義匯率為單位本幣的美元價值，為實際匯率，由名義匯率和價格水平來確定，它是對一國商品和勞務(wù)價格相對于另一國商品和勞務(wù)價格的一個概括性的度量，實際匯率的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

（1）

從購買力平價背后的一價定律來說，應(yīng)該不變，或是從長期趨勢來看，應(yīng)該波動不大。根據(jù)上式計算1983-2001年日元對美元實際匯率的變動。一般來說廣泛使用的實際匯率根據(jù)以下價格指數(shù)計算：國內(nèi)生產(chǎn)總值縮減指數(shù)、消費物價指數(shù)、批發(fā)物價指數(shù)、出口價格指數(shù)以及單位勞動成本。由于消費物價指數(shù)比較容易收集，本文選用該指數(shù)來計算實際匯率，同時為了觀察上的方便，對日元匯率采用直接標(biāo)價法。

注：以1990年消費物價指數(shù)為100計算

注：資料來自于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》

從上述圖表和數(shù)據(jù)顯示名義匯率和實際匯率在各年度之間發(fā)生的波動，1984到1986年期間，日元匯率發(fā)生劇烈波動，幣值出現(xiàn)大幅度的升值，此后起落相對平穩(wěn)。1989年到1994年期間日元再度升值，在1995年達(dá)到最高值，此后日元幣值有所貶值。1997年到1999年中日幣反彈，又出現(xiàn)20日元左右的升值。1999年之后受到東南亞金融危機(jī)的影響，日元小幅度貶值?？偟膩碚f，名義匯率和實際匯率走勢基本相同。購買力平價理論在解釋名義匯率短期行為時完全沒有效力，但是大量實證證明，工業(yè)國的實際匯率有向長期歷史平均水平回歸的趨勢，這表明購買力平價理論在長期有一定的效力。對于匯率長期趨勢偏離購買力平價的趨勢，有許多重要的修正和改進(jìn)理論。對于日元實際匯率變化，也就是日元長期處于升值可以采用巴拉薩和薩謬爾森（Balassa－Samuelson）的推測來解釋：收入水平較高的國家非貿(mào)易商品與貿(mào)易商品價格之比較高的原因是隨著實際收入的增長，貿(mào)易商品部門生產(chǎn)率的提高快于非貿(mào)易部門生產(chǎn)率的提高。由于國家內(nèi)存在競爭的壓力，貿(mào)易部門和非貿(mào)易部門中技能類似的工人工資必須大致相等。在其他條件不變的前提下，貿(mào)易商品部門較快的生產(chǎn)率增長提高了非貿(mào)易生產(chǎn)部門的相對成本，因而提高了非貿(mào)易商品的相對價格。在各個國家貿(mào)易商品的相對價格保持不變的條件下，非貿(mào)易商品相對價格的提高導(dǎo)致了幣值的實際升值。下面將一國的價格總水平定義為非貿(mào)易商品價格和貿(mào)易商品價格的算術(shù)平均。假設(shè)兩個國家的價格總水平分別為和，非貿(mào)易商品價格為和和貿(mào)易商品價格為和，帶號的變量表示外國。

（2）

（3）

當(dāng)以消費物價指數(shù)表示價格時，權(quán)重（和）為非貿(mào)易商品在消費總量重所占的比重?？蓪蓚€國家以同種貨幣表示的貿(mào)易商品的相對價格定義為：

（4）

定義下列方程：

（5）

（6）

根據(jù)（5）和（6）式可以得出：

（7）

（7）式給出實際匯率（）、兩個國家各自非貿(mào)易商品的相對價格（和）、非貿(mào)易商品在國內(nèi)和國外價格指數(shù)中的權(quán)重（和）以及所有國家貿(mào)易商品的相對價格（）之間的關(guān)系。從等式可以得出這樣的結(jié)論：在其他條件不變的情況下，非貿(mào)易商品國內(nèi)相對價格（）上升會導(dǎo)致實際匯率的升值。

結(jié)合上述的等式來看看日本經(jīng)濟(jì)發(fā)展種的實際情況：如果日本生產(chǎn)率在貿(mào)易品部門和非貿(mào)易品部門平衡增長或是在各行業(yè)中得到整體提高，則各部門都獲益并將導(dǎo)致日元的貶值。但事實上，日本貿(mào)易品和非貿(mào)易品部門的生產(chǎn)率不是同步提高的，導(dǎo)致對實際匯率完全不同的影響。貿(mào)易品部門生產(chǎn)率的增長迅速，而非貿(mào)易品部門的生產(chǎn)率增長相對較慢。貿(mào)易品部門生產(chǎn)率的上升有助于提高整個國家的工資水平，因而非貿(mào)易品的生產(chǎn)商被迫以提高價格的方式來對付工資成本上升的壓力。在日本以貿(mào)易品來衡量的非貿(mào)易品的相對價格一直趨于上升。相對來說，美國的貿(mào)易品部門與非貿(mào)易品部門的生產(chǎn)率差異較小，所以日本的非貿(mào)易商品的價格要比美國上升得更快。根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家理查德·馬斯頓對1973-1983年美國和日本行業(yè)數(shù)據(jù)的研究，美國貿(mào)易品生產(chǎn)率的提高比非貿(mào)易品生產(chǎn)率多出13.2％，日本貿(mào)易品生產(chǎn)率的提高是非貿(mào)易品生產(chǎn)率的73.2％，美國非貿(mào)易品的相對價格上漲了12.4％，而日本上漲了56.9％。在1983年以后，這種情況仍然持續(xù)。與美國的貿(mào)易品相比，日本貿(mào)易品的價格下降許多，但是貿(mào)易品價格的下降不足以抵消日本非貿(mào)易品價格急劇上升對匯率的影響?？傊?，日本非貿(mào)易品價格的快速上升是導(dǎo)致實際匯率升值的基本原因。

二．研究背景

從1997年以來，人民幣匯率基本保持在1美元＝8.27人民幣水平上。近期人民幣匯率面臨越來越大的升值壓力。很多學(xué)者強(qiáng)調(diào)人民幣不能升值，因為在貨幣匯率問題上，日本有過前車之鑒。日元匯率從1973年開始隨市場變化自由浮動，當(dāng)時1美元＝308日元。1985年日本簽下了“廣場協(xié)議”，日元被迫升值，1995年4月19日出現(xiàn)歷史上最高值，即1美元＝79.75日元。之后雖然有所起落，但總的來說70年代以來，日元整體處于升值狀態(tài)。不少學(xué)者認(rèn)為正是日元的升值導(dǎo)致了日本經(jīng)濟(jì)長期蕭條。本文主要研究1983年到2001年以來日元名義匯率和實際匯率的變化，匯率變化和國內(nèi)生產(chǎn)總值、進(jìn)出口貿(mào)易額、消費物價指數(shù)之間的相互關(guān)系，探索日元匯率變化的規(guī)律，分析產(chǎn)出的增加是否必然導(dǎo)致實際匯率的上升。希望通過對日元匯率市場化后變化的分析，能夠?qū)ξ覈膮R率制度建設(shè)有所借鑒和啟示。

三．日元實際匯率和幾個經(jīng)濟(jì)變量的數(shù)量關(guān)系

（一）日元實際匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值（）之間的數(shù)量關(guān)系

產(chǎn)出的增加是否會導(dǎo)致實際匯率的上升，一直以來是匯率長期行為的實證研究的重要課題。利用EVIEW軟件對1983以來的數(shù)據(jù)用做出簡單的回歸分析，表示日元的實際匯率，采用直接標(biāo)價法，表示國內(nèi)生產(chǎn)總值，結(jié)果說明20年以來日本的實際匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在如下的線性關(guān)系為：（8）

DependentVariable:LOG(E)Method:LeastSquaresSample:19832001

CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C(1)12.635320.39707731.820880.0000

C(2)-0.7509590.038354-19.579750.0000

R-squared0.957539Meandependentvar4.868300

AdjustedR-squared0.955041S.D.dependentvar0.361649

S.E.ofregression0.076682F-statistic383.3665

Durbin-Watsonstat1.923346Prob(F-statistic)0.000000

模型說明在1983-2001年之間，GDP每增加1％，日元實際匯率數(shù)值就反向變動0.75％。說明產(chǎn)出增加1%，日元匯率會發(fā)生0.75％的升值。上述模型較好地驗證了產(chǎn)出的增加會導(dǎo)致實際匯率的升值。

（二）日元實際匯率和消費物價指數(shù)之間的數(shù)量關(guān)系

價格指數(shù)是市場供求關(guān)系的晴雨表，同時也反映了日元的國內(nèi)購買力。國內(nèi)價格水平對于匯率的影響很重要。下面是1983-2001日本消費物價指數(shù)和日元實際匯率之間的回歸研究，存在線性方程：（9）

DependentVariable:LOG(E)Method:LeastSquaresSample:1983-2001

CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C(1)26.717142.49914710.690500.0000

C(2)-4.7292980.540896-8.7434460.0000

R-squared0.818080Meandependentvar4.868300

AdjustedR-squared0.807379S.D.dependentvar0.361649

S.E.ofregression0.158723F-statistic76.44785

Durbin-Watsonstat0.824394Prob(F-statistic)0.000000

雙對數(shù)方程的系數(shù)說明，在1983-2001年這段時間內(nèi)，消費物價指數(shù)變動與日元的實際匯率呈現(xiàn)反向變動。日本國內(nèi)的普遍物價上漲1％，日元實際匯率數(shù)值下降，日元升值4.7％左右。

（三）日元實際匯率與對外貿(mào)易之間的數(shù)量關(guān)系

眾所周知，本幣貶值可以促進(jìn)出口抑止進(jìn)口，從而改善貿(mào)易收支的情況。按照如此的經(jīng)濟(jì)邏輯，日本貿(mào)易應(yīng)該出現(xiàn)這樣的情況：日元升值出口下降順差減少外匯盈余減少，但是現(xiàn)實情況卻出現(xiàn)日元升值出口數(shù)量減少出口質(zhì)量提高、產(chǎn)品附加值增加產(chǎn)品價格上升貿(mào)易順差居高不下。從1983年到2001年日本長期處于順差狀態(tài)。

1．日元實際匯率與出口額之間的數(shù)量關(guān)系

國際貿(mào)易理論一般認(rèn)為，一國的出口額是外國國民收入和實際匯率的函數(shù)，鑒于考查日元對于美元實際匯率的變化，以及美國是日本的主要貿(mào)易伙伴，因此將美國的國民生產(chǎn)總值作為考查對象。（10）

DependentVariable:LOG(X)Method:LeastSquaresSample:19832001

CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C(1)0.8215630.02108538.963800.0000

C(2)-0.2145120.047617-4.5049200.0003

R-squared0.923484Meandependentvar8.007967

AdjustedR-squared0.918983S.D.dependentvar0.353902

S.E.ofregression0.100733F-statistic205.1766

Durbin-Watsonstat1.958383Prob(F-statistic)0.000000

（11）

從模型的各項檢驗指標(biāo)來看，在1983-2001年時段內(nèi)，日本的出口符合國際貿(mào)易理論的描述，匯率與外國國民收入都是促進(jìn)出口的變量，美國國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加和日元貶值可以增加日本出口額。

2．日元實際匯率與進(jìn)口額之間的數(shù)量關(guān)系

對于進(jìn)口來說，國際貿(mào)易理論認(rèn)為，一國的進(jìn)口是本國國民收入和實際匯率的函數(shù)，

（13）

從模型的各項檢驗指標(biāo)來說，日本的進(jìn)口模型符合國際貿(mào)易理論的描述：日本的國內(nèi)生產(chǎn)總值是促進(jìn)進(jìn)口的變量，直接標(biāo)價法的日元實際匯率與進(jìn)口量呈負(fù)相關(guān)。但是模型說明主要影響進(jìn)口量的變量是國內(nèi)生產(chǎn)總值。

3．日元匯率與貿(mào)易差額之間的數(shù)量關(guān)系

從國際貿(mào)易角度來說，貿(mào)易差額是匯率的函數(shù)；而從國際金融角度來說，貿(mào)易差額影響一國的外匯儲備，也反映了一個外匯市場上的外匯的供求關(guān)系，會影響匯率的變動。長期的出口順差，會使得實際匯率數(shù)值下降，導(dǎo)致本幣升值。根據(jù)1983年到2001年的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析：

DependentVariable:LOG(X-M)Method:LeastSquaresSample:19832001

CoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C(1)11.333010.91358112.405040.0000

C(2)-0.9773890.187171-5.2219190.0001

R-squared0.615979Meandependentvar6.574787

AdjustedR-squared0.593390S.D.dependentvar0.450372

S.E.ofregression0.287184F-statistic27.26843

Durbin-Watsonstat1.391723Prob(F-statistic)0.000069

從模型的各項檢驗指標(biāo)來看，在1983-2001年期間，日元匯率和貿(mào)易差額之間是這樣的關(guān)系：（14）

說明外匯市場上實際匯率和貿(mào)易順差反向變動。直接標(biāo)價法下，實際匯率數(shù)值上升，幣值貶值，貿(mào)易順差會增大。實際匯率每發(fā)生1%的變動，貿(mào)易差額就會反向發(fā)生1％左右的變動。

四．結(jié)論

本文根據(jù)巴拉薩和薩謬爾森（Balassa－Samuelson）假說解釋了日元實際匯率升值的基本原因，并將日元的實際匯率和幾個相關(guān)的經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行回歸分析，日元的實際匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費物價指數(shù)、進(jìn)出口額之間存在以下幾個數(shù)量關(guān)系：

1．日本的國內(nèi)生產(chǎn)總值每增加1％，日元實際匯率升值0.75％。

2．日本消費物價指數(shù)上漲1％，日元實際匯率升值4.7％左右。

3．日本主要貿(mào)易國的國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加和日元貶值可以增加日本出口額，之間的數(shù)量關(guān)系是：如果美國的國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.8％，日元實際匯率貶值0.2％，日本的出口額將上升1％。

4．日本的國內(nèi)生產(chǎn)總值促進(jìn)進(jìn)口增加，日元實際匯率與進(jìn)口量呈負(fù)相關(guān)，但是影響進(jìn)口量的變量主要是國內(nèi)生產(chǎn)總值，日本國內(nèi)生產(chǎn)總值增加0.73％，日元匯率升值0.03％，日本的進(jìn)口額上升1％。

5．日元實際匯率每發(fā)生1%的變動，貿(mào)易差額就會反向發(fā)生1％左右的變動

【參考文獻(xiàn)】

[1]劉巍.對日元匯率與其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間數(shù)量關(guān)系的分析.[J].金融與投資2002（1）15-17

[2]伊藤隆敏.彼德·伊薩德等.匯率變化及其對亞太經(jīng)合組織地區(qū)貿(mào)易合投資的影響..[M].中國金融出版社1996年12月

[3]保羅·克魯格曼.國際經(jīng)濟(jì)學(xué).[M].中國人民大學(xué)出版社2002年2月

[4]劉巍.對人民幣變動軌跡的實證分析.[J].哈爾濱商業(yè)大學(xué)學(xué)報2003（2）26-30

【摘要】：本文主要利用匯率長期行為理論研究從1983年到2001年以來日元匯率的變化。筆者認(rèn)為日元的實際升值的基本原因在于是日本非貿(mào)易品相對價格的快速上升。文章同時通過對日元實際匯率和國內(nèi)生產(chǎn)總值、消費物價指數(shù)以及貿(mào)易差額等相關(guān)經(jīng)濟(jì)變量之間進(jìn)行回歸分析，得出各變量之間的數(shù)學(xué)規(guī)律。

【關(guān)鍵詞】：匯率；實際匯率；國內(nèi)生產(chǎn)總值；數(shù)量關(guān)系