匯率傳導(dǎo)彈性一直是國際經(jīng)濟(jì)學(xué)的重要研究對象，國內(nèi)外對此方面有過大量的研究，研究內(nèi)容也非常廣泛，從匯率傳導(dǎo)彈性的不同國家、行業(yè)估計到匯率傳導(dǎo)彈性對政策制定的意義(如貨幣政策、匯率制度選擇和沖擊的國際間傳導(dǎo)等)，具體相關(guān)綜述可參見Menon(1995)等論述。［1］在眾多研究中，匯率傳導(dǎo)彈性的穩(wěn)定性和變化是許多學(xué)者關(guān)注的一個重要方面，如在最近的很多論述研究中，一些學(xué)者(Campa和Goldberg，2002;Bailliu和Fujii，2004等)指出工業(yè)化國家的匯率傳導(dǎo)彈性有下降的趨勢，進(jìn)口價格和消費者價格對匯率變動的反應(yīng)程度正在降低。［2］［3］但是Bouakez和Rebei(2008)則發(fā)現(xiàn)加拿大的進(jìn)口匯率傳導(dǎo)彈性比較穩(wěn)定。［4］Otanietal(2006)對日本進(jìn)口匯率傳導(dǎo)彈性估計后發(fā)現(xiàn)90年代以后大部分行業(yè)的匯率傳導(dǎo)彈性同80年代相比有明顯下降，其中下降幅度最大的是初級產(chǎn)品，不同行業(yè)之間有很大的差異。［5］

上述這些研究為我們理解匯率傳導(dǎo)彈性的變化提供了很多借鑒，但是這些研究一般把時間段都放在20世紀(jì)末，沒有及時反映最近的匯率傳導(dǎo)彈性的變化情況，尤其是在金融危機(jī)爆發(fā)以后匯率傳導(dǎo)彈性的變化狀況，本文利用日本最新的數(shù)據(jù)，希望對此做出一些探索。本文的研究具有兩方面的意義，一是填補目前學(xué)術(shù)界關(guān)于金融危機(jī)對匯率傳導(dǎo)彈性影響研究的空白，加深對匯率傳導(dǎo)彈性穩(wěn)定性的理解;二是有助于加深對金融危機(jī)期間貿(mào)易商定價和承擔(dān)匯率風(fēng)險行為的理解，尤其是不同行業(yè)之間的差異性。在論文結(jié)構(gòu)上，本文包括4個部分，第一部分回顧日本金融危機(jī)前后的進(jìn)口和匯率變化狀況;第二部分估計和觀察日本各行業(yè)進(jìn)口匯率傳導(dǎo)彈性的長期趨勢;第三部分檢驗金融危機(jī)對匯率傳導(dǎo)彈性的影響;第四部分對計量結(jié)果進(jìn)行解釋，并得到論文結(jié)論。

一、金融危機(jī)后的日本進(jìn)口狀況變化

金融危機(jī)被稱為是僅次于“大蕭條”的又一次需求沖擊，面對快速下滑的市場需求，生產(chǎn)商和出口商可能會調(diào)整在正常時期的定價行為，通過直接降價的方式來維持市場份額，另外一種方式可能是通過自己承擔(dān)更多匯率風(fēng)險的方式來維持價格的穩(wěn)定性，間接維持市場份額。因此，在金融危機(jī)期間企業(yè)對市場定價能力有可能同危機(jī)前相比會有所下降，出口商在面對匯率波動風(fēng)險時更多的采取自我承擔(dān)的方式，避免在需求不足情況下的價格波動行為，從而使得進(jìn)口商獲得更大的定價權(quán)，那么事實是否如此呢，是不是所有的行業(yè)表現(xiàn)都差不多呢?首先看一下日本進(jìn)口價格的變動，圖1反映了2008年8月前后日本主要進(jìn)口行業(yè)以日元標(biāo)價的進(jìn)口價格變化圖，從中可以看到各個行業(yè)價格在2008年8月后出現(xiàn)了明顯的分化，紡織、一般機(jī)械、運輸設(shè)備、精密儀器行業(yè)的實際出口價格基本上沒有下降，有些反而出現(xiàn)了上升;但是其他的行業(yè)，包括全部產(chǎn)品都出現(xiàn)了不同程度的下降，尤其是化學(xué)、石化煤炭和食品行業(yè)在金融危機(jī)爆發(fā)后出現(xiàn)了進(jìn)口價格劇烈的下滑，這表明日本進(jìn)口產(chǎn)品中不同行業(yè)面對金融危機(jī)時的價格調(diào)整方式是完全不同的，一些行業(yè)具有很強的維持價格的能力，但是很多行業(yè)則對價格進(jìn)行大幅調(diào)整。

二、日本的匯率傳導(dǎo)彈性的歷史估計和長期趨勢

在研究匯率傳導(dǎo)時一般的微觀理論基礎(chǔ)是Marston(1990)的對市場定價理論(pricingtomarket，PTM)，認(rèn)為具有市場實力的企業(yè)可以在分割的市場上實行價格歧視，由匯率變動引致的成本可以通過加成調(diào)整行為來影響企業(yè)出口價格，不過該理論假定出口商以購買者貨幣(當(dāng)?shù)刎泿?定價(Local－currencypricing，LCP)。［6］ObstfeldandRogoff(1995)通過Redux模型開創(chuàng)的“新開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)”雖然更加偏向宏觀方面因素的解釋，關(guān)注名義價格粘性［7］以及BettsandDevereux(2000)等的拓展，將工資粘性、非貿(mào)易品、不同貨幣定價、不完全金融市場等微觀理論融入模型，［8］但是Redux模型假定生產(chǎn)商貨幣定價(Producercurrencypricing，PCP)，BettsandDevereux(2000)等的拓展則是假定LCP，由于這些理論基礎(chǔ)都是基于LCP和PCP，所以在實證研究中學(xué)者一般使用雙邊匯率或名義加權(quán)匯率作為匯率的代理變量。但是從東亞的具體情況來看，無論是PCP還是LCP并不符合東亞貿(mào)易的事實，因為東亞國家貿(mào)易中存在著大量的美元定價，東亞國家對美國之外的國家貿(mào)易也大量使用美元，此時東亞和美國之外的國家之間的貿(mào)易既不是PCP，也不是LCP，而是VCP(Vehiclecurrencypricing)，日本也是如此，圖2反映了不同年份日本從全世界和亞洲進(jìn)口中貨幣標(biāo)價的組成狀況，充分說明了日本貿(mào)易中(尤其是與東亞貿(mào)易中)的美元充當(dāng)“工具貨幣”的現(xiàn)實。表1則反映了不同行業(yè)中計價貨幣組成狀況，不同行業(yè)中本幣計價的份額是不同的，即在貿(mào)易中進(jìn)口商實行PCP還是PTM方式在不同行業(yè)是不同的。Parsons和Sato(2008)研究表明日元對東南亞各國貨幣匯率的變動對日本向東南亞的出口價格沒有顯著影響，他們認(rèn)為導(dǎo)致這種結(jié)果的原因正是美元在日本與東南亞貿(mào)易計價中占絕對主導(dǎo)地位，此時貿(mào)易加權(quán)有效匯率或雙邊匯率并不能合理描述貿(mào)易中實際“起作用的”匯率的變動狀況，利用貿(mào)易加權(quán)有效匯率或雙邊匯率來進(jìn)行經(jīng)驗分析就無法得到真正合理的結(jié)論。［9］

因此本文不使用日元的貿(mào)易加權(quán)匯率作為匯率的代理變量，而使用日元計價進(jìn)口價格與合約貨幣計價進(jìn)口價格之比來表示，這樣就可以獲得本幣對實際進(jìn)口貨幣(生產(chǎn)商貨幣)的比率，使VCP可以轉(zhuǎn)化為PCP(我們可以將此理解為:世界上其他所有國家是一個整體，使用一籃子貨幣來標(biāo)價對日本出口，這個籃子中的貨幣比重就是日本進(jìn)口中的各種貨幣比重)，從而能夠利用“對市場定價理論”來進(jìn)行經(jīng)驗研究，事實上很多學(xué)者在研究日本出口匯率傳導(dǎo)時都采取這種方法，如Athukorala和Menon(1994)、Celglowski(2010)等，［10］［11］因此本文認(rèn)為也可以使用這種方法來研究日本進(jìn)口中的匯率傳導(dǎo)。此外這樣做還有個好處:可以獲得不同部門的不同有效匯率水平，從而避免出現(xiàn)不同部門的有效匯率水平相同的情況，也不需要再重新構(gòu)建每個行業(yè)的有效匯率。參考和利用Otanietal．(2006)［5］以及其他學(xué)者的方法，本文將回歸方程設(shè)定為:△impt=φ0+φ1△impt－1+φ2△et+φ3△fpt+φ4△ipt+εt，其中△為差分算子;impt為日元計價的進(jìn)口價格;et為匯率水平，使用日元計價進(jìn)口價格與合約貨幣計價進(jìn)口價格之比來表示，根據(jù)Otanietal．(2006)［5］和Bus-siere和Peltonen(2008)［12］的方法，本文對該變量使用國內(nèi)企業(yè)產(chǎn)品價格指數(shù)(DomesticCorporateGoodsPriceIndex，dct)進(jìn)行平減，可以獲得某個基期不變價格的名義影響匯率水平，從而包含了國內(nèi)價格作為競爭價格對進(jìn)口價格的影響;fpt根據(jù)Campa和Goldberg(2005)［2］等通行的方法，使用neer*dc/reer來構(gòu)造(neer為名義有效匯率，reer為實際有效匯率);ipt為日本工業(yè)增加，一般以此作為GDP的替代變量。數(shù)據(jù)中除了ipt來自IMF的國際金融統(tǒng)計外，其他數(shù)據(jù)均來源于日本銀行，時間從1990年1月到2010年6月。在實際的回歸過程中，由于ipt不顯著，Bussiere(2007)指出:在進(jìn)出口價格回歸中，需求項一般都不顯著，這是由于需求效應(yīng)已經(jīng)包括在其他變量之中。［13］因此，本文將最終的回歸方程定為:△impt=φ0+φ1△impt－1+φ2△et+φ3△fpt+εt，所有的變量取對數(shù)，φ2為短期匯率傳導(dǎo)彈性，λ=φ21－φ1為長期匯率傳導(dǎo)彈性，表示日元對進(jìn)口標(biāo)價貨幣升值1%，將導(dǎo)致以日元計價的進(jìn)口價格下降λ%。單位根檢驗表明所有數(shù)據(jù)都是I(1)的，即各個變量的一階差分是平穩(wěn)的，這樣可以防止出現(xiàn)“偽回歸現(xiàn)象”，回歸結(jié)果表明匯率項系數(shù)是高度顯著的(均在1%置信區(qū)間內(nèi))，限于篇幅不再列出。下面給出通過滾動回歸方法得出的長期傳導(dǎo)彈性系數(shù)的變化圖(使用SAS9．0軟件，以10年為一個窗口期)。從滾動回歸圖中可以看到2000年以后大部分行業(yè)的傳導(dǎo)彈性并沒有發(fā)生大的變化，很多行業(yè)(如紡織、食品、運輸機(jī)械等行業(yè))出現(xiàn)了比較穩(wěn)定的、緩慢的下降，這和很多學(xué)者指出的很多工業(yè)化國家進(jìn)口匯率傳導(dǎo)彈性有所下降的結(jié)論是一致的，但是化學(xué)、木材、電子電氣部門的傳導(dǎo)彈性在最近幾年出現(xiàn)了一定的上升，不過上升幅度并不是很明顯。但是2008年9月以后一些行業(yè)(如全部產(chǎn)品、化學(xué)、木材、食品、石油煤炭等行業(yè))的傳導(dǎo)彈性出現(xiàn)明顯的上升，而一般機(jī)械、運輸設(shè)備和精密儀器等出現(xiàn)了一定幅度的下降。