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摘 要：本文分析了日元汇率变动与经常项目国际收支之间的影响关系。研究发现日元汇率的变动会对日本经常项目国际收支产生非常显著的影响关系，当日元贬值时会带动经常项目国际收支的正顺差，但是这种影响关系并不是立竿见影的，而是通过滞后一期反映出来。
关键词：日元汇率 经常项目 国际收支 回归分析
一、引言
传统的国家贸易理论认为，当一国货币贬值时，会由于相对价格优势刺激净出口，进而带动其经常项目的国际收支顺差。本文使用1996年1月至2017年2月的月度时间序列数据，实证分析了日元汇率变动与经常项目国际收支之间的影响关系，可以为国内涉日企业开展生产经营活动提供有益的参考借鉴。
二、日元汇率与经常项目国际收支单位根检验
在运用时间序列数据进行模型构建之前，首先需要检验数据的平稳性特征。本文选用PP检验方法。
1.对日元汇率进行PP单位根检验结果如表1所示。由于PP单位根检验的原假设是有单位根，而检验结果MacKinnon approximate p-value for Z（t） = 0.2881远远大于5%显著性水平，显著的接受了有单位根的原假设，所以日元汇率时间序列是存在单位根的，是不平稳时间序列。
2.由于日元汇率时间序列是存在单位根的，所以对其进行差分后，针对差分后的时间序列数据继续进行检验。对日元汇率差分时间序列进行PP单位根检验结果如表2所示。由于PP单位根检验的原假设是有单位根，而检验结果MacKinnon approximate p-value for Z（t） = 0.0000远远小于5%显著性水平，显著的拒绝了有单位根的原假设，所以日元汇率差分时间序列是平稳时间序列。
3.对日本经常项目国际收支进行PP单位根检验结果如表3所示。由于PP单位根检验的原假设是有单位根，而检验结果MacKinnon approximate p-value for Z（t） = 0.0000远远小于5%显著性水平，显著的拒绝了有单位根的原假设，所以日本经常项目国际收支时间序列是平稳时间序列。
综上所述，PP单位根检验的结果是日元汇率时间序列数据存在单位根、非平稳，一阶差分后的日元汇率时间序列数据不存在单位根、平稳，日本经常项目国际收支时间序列数据不存在单位根、平稳。
三、日元汇率与经常项目国际收支格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验的目的是检验日元汇率与经常项目国际收支之间的因果关系。
1.验证日元汇率是否是日本经常项目国际收支的格兰杰因。
本文建立如下的回归模型：
其中export表示日本经常项目国际收支，l.export表示日本经常项目国际收支的滞后一阶变量，l.exchange表示日元汇率的滞后一阶变量。结果如表4所示。
从表4中可以看出，l.exchange的系数项非常显著（显著性P值为0.019远小于0.05），说明日元汇率是日本经常项目国际收支的格兰杰因。
2.验证日本经常项目国际收支是否是日元汇率的格兰杰因。
本文建立如下的回归模型：
其中exchange表示日元汇率，l.export表示日本经常项目国际收支的滞后一阶变量，l.exchange表示日元汇率的滞后一阶变量。结果如表5所示。
从表5中可以看出，l.export的系数项不够显著（显著性P值为0.127远大于0.05），说明日本经常项目国际收支不是日元汇率的格兰杰因。
综上所述，日元汇率是日本经常项目国际收支的格兰杰因，同时日本经常项目国际收支不是日元汇率的格兰杰因，在建立模型时应该以日本经常项目国际收支作为被解释变量，以日元汇率作为解释变量进行构建。
四、日元汇率与经常項目国际收支影响关系研究
前述单位根检验结果表明在构建回归模型时，日本经常项目国际收支时间序列数据可以直接使用，而日元汇率应该使用一阶差分后的时间序列数据，而格兰杰因果关系检验表明应该以日本经常项目国际收支作为被解释变量，以日元汇率作为解释变量。基于以上分析，本文建立如下的全因子回归分析模型来分析日元汇率对日本经常项目国际收支的影响关系。
其中export表示日本经常项目国际收支，l.export、l2.export、l3.export表示日本经常项目国际收支的滞后一阶变量、滞后二阶变量、滞后三阶变量，d.exchange、dl.exchange、dl2.exchange、dl3.exchange分别表示日元汇率差分时间序列的即期变量、滞后一阶变量、滞后二阶变量、滞后三阶变量。回归分析的结果如表6所示。
从表6中可以看出，l3.export（显著性P值为0.125远大于0.05）、d.exchange（显著性P值为0.815远大于0.05）、dl2.exchange（显著性P值为0.269远大于0.05）的系数显著性较差。剔除不显著变量之后的模型回归分析结果如表7所示。
从表7中可以看出，最终模型的拟合效果是很不错的。其中模型的整体显著性非常高（Prob > F = 0.0000）；可决系数（R-squared）达到了0.9654，修正后可决系数（Adj R-squared）达到了0.9550，模型的解释能力非常强；包括常数项在内的模型中各个自变量的系数显著性也都非常高（显著性P值均远小于0.01）。dl.exchange的系数显著为正，说明滞后一期的汇率贬值会显著的促进国际收支顺差。
五、结语
日元汇率的变动会对日本经常项目国际收支产生非常显著的影响关系，当日元贬值时会带动经常项目国际收支的正顺差，但是这种影响关系并不是立竿见影的，而是通过滞后一期反映出来。或者说当日元较上期贬值时，当期的经常项目国际收支并不受显著影响，而是在下一期会显著的反映为经常项目国际收支的正顺差。
参考文献：
[1]尹牧；日元汇率变动与日本政府的经济政策选择[J].时代金融，2016，（33）：216-217+219.
[2]朱孟楠；闫帅；外汇储备规模、汇率与货币国际化——基于日元的实证研究[J].西南民族大学学报（人文社科版），2017，（03）：140-145.
[3]郭一帆；日元汇率对日本进口价格的汇率价格传递分析[J].时代金融，2016，（05）：145-146+153.
作者简介：胡婧（1988.08—）女。硕士。讲师。研究方向：日本社会文化。
关键词：日元汇率 经常项目 国际收支 回归分析
一、引言
传统的国家贸易理论认为，当一国货币贬值时，会由于相对价格优势刺激净出口，进而带动其经常项目的国际收支顺差。本文使用1996年1月至2017年2月的月度时间序列数据，实证分析了日元汇率变动与经常项目国际收支之间的影响关系，可以为国内涉日企业开展生产经营活动提供有益的参考借鉴。
二、日元汇率与经常项目国际收支单位根检验
在运用时间序列数据进行模型构建之前，首先需要检验数据的平稳性特征。本文选用PP检验方法。
1.对日元汇率进行PP单位根检验结果如表1所示。由于PP单位根检验的原假设是有单位根，而检验结果MacKinnon approximate p-value for Z（t） = 0.2881远远大于5%显著性水平，显著的接受了有单位根的原假设，所以日元汇率时间序列是存在单位根的，是不平稳时间序列。
2.由于日元汇率时间序列是存在单位根的，所以对其进行差分后，针对差分后的时间序列数据继续进行检验。对日元汇率差分时间序列进行PP单位根检验结果如表2所示。由于PP单位根检验的原假设是有单位根，而检验结果MacKinnon approximate p-value for Z（t） = 0.0000远远小于5%显著性水平，显著的拒绝了有单位根的原假设，所以日元汇率差分时间序列是平稳时间序列。
3.对日本经常项目国际收支进行PP单位根检验结果如表3所示。由于PP单位根检验的原假设是有单位根，而检验结果MacKinnon approximate p-value for Z（t） = 0.0000远远小于5%显著性水平，显著的拒绝了有单位根的原假设，所以日本经常项目国际收支时间序列是平稳时间序列。
综上所述，PP单位根检验的结果是日元汇率时间序列数据存在单位根、非平稳，一阶差分后的日元汇率时间序列数据不存在单位根、平稳，日本经常项目国际收支时间序列数据不存在单位根、平稳。
三、日元汇率与经常项目国际收支格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验的目的是检验日元汇率与经常项目国际收支之间的因果关系。
1.验证日元汇率是否是日本经常项目国际收支的格兰杰因。
本文建立如下的回归模型：
其中export表示日本经常项目国际收支，l.export表示日本经常项目国际收支的滞后一阶变量，l.exchange表示日元汇率的滞后一阶变量。结果如表4所示。
从表4中可以看出，l.exchange的系数项非常显著（显著性P值为0.019远小于0.05），说明日元汇率是日本经常项目国际收支的格兰杰因。
2.验证日本经常项目国际收支是否是日元汇率的格兰杰因。
本文建立如下的回归模型：
其中exchange表示日元汇率，l.export表示日本经常项目国际收支的滞后一阶变量，l.exchange表示日元汇率的滞后一阶变量。结果如表5所示。
从表5中可以看出，l.export的系数项不够显著（显著性P值为0.127远大于0.05），说明日本经常项目国际收支不是日元汇率的格兰杰因。
综上所述，日元汇率是日本经常项目国际收支的格兰杰因，同时日本经常项目国际收支不是日元汇率的格兰杰因，在建立模型时应该以日本经常项目国际收支作为被解释变量，以日元汇率作为解释变量进行构建。
四、日元汇率与经常項目国际收支影响关系研究
前述单位根检验结果表明在构建回归模型时，日本经常项目国际收支时间序列数据可以直接使用，而日元汇率应该使用一阶差分后的时间序列数据，而格兰杰因果关系检验表明应该以日本经常项目国际收支作为被解释变量，以日元汇率作为解释变量。基于以上分析，本文建立如下的全因子回归分析模型来分析日元汇率对日本经常项目国际收支的影响关系。
其中export表示日本经常项目国际收支，l.export、l2.export、l3.export表示日本经常项目国际收支的滞后一阶变量、滞后二阶变量、滞后三阶变量，d.exchange、dl.exchange、dl2.exchange、dl3.exchange分别表示日元汇率差分时间序列的即期变量、滞后一阶变量、滞后二阶变量、滞后三阶变量。回归分析的结果如表6所示。
从表6中可以看出，l3.export（显著性P值为0.125远大于0.05）、d.exchange（显著性P值为0.815远大于0.05）、dl2.exchange（显著性P值为0.269远大于0.05）的系数显著性较差。剔除不显著变量之后的模型回归分析结果如表7所示。
从表7中可以看出，最终模型的拟合效果是很不错的。其中模型的整体显著性非常高（Prob > F = 0.0000）；可决系数（R-squared）达到了0.9654，修正后可决系数（Adj R-squared）达到了0.9550，模型的解释能力非常强；包括常数项在内的模型中各个自变量的系数显著性也都非常高（显著性P值均远小于0.01）。dl.exchange的系数显著为正，说明滞后一期的汇率贬值会显著的促进国际收支顺差。
五、结语
日元汇率的变动会对日本经常项目国际收支产生非常显著的影响关系，当日元贬值时会带动经常项目国际收支的正顺差，但是这种影响关系并不是立竿见影的，而是通过滞后一期反映出来。或者说当日元较上期贬值时，当期的经常项目国际收支并不受显著影响，而是在下一期会显著的反映为经常项目国际收支的正顺差。
参考文献：
[1]尹牧；日元汇率变动与日本政府的经济政策选择[J].时代金融，2016，（33）：216-217+219.
[2]朱孟楠；闫帅；外汇储备规模、汇率与货币国际化——基于日元的实证研究[J].西南民族大学学报（人文社科版），2017，（03）：140-145.
[3]郭一帆；日元汇率对日本进口价格的汇率价格传递分析[J].时代金融，2016，（05）：145-146+153.
作者简介：胡婧（1988.08—）女。硕士。讲师。研究方向：日本社会文化。