货币区的动态最优决策：兼谈东亚货币合作问题，本文主要内容关键词为：货币论文,东亚论文,最优论文,动态论文，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。
传统的最优货币区理论，是以宏观经济内外均衡为目标的汇率制度选择理论。它强调汇率作为经济调节工具的作用，在进行货币区成本—收益分析时，往往强调经济基础因素对汇率制度选择和货币合作问题的单向影响，而忽略经济基础因素（区域一体化与区域对称性）内生于汇率制度选择，影响货币区决策的各种因素之间也是相互作用，相互影响的。Frankel与Rose(1998)提出了货币区标准的内生性假定，开辟了从动态角度研究货币区决策的研究方向。本文将沿着这一思路，发展一个关于货币区动态决策的模型，指出货币合作的决策依赖于现实基础和动态约束条件，并对东亚地区是否满足货币合作的动态约束条件进行检验。
一 货币区的“内生性假定”
最优货币区理论是研究加入货币区决策的主要理论依据。该理论由Mundell(1961)首先提出，Ingram(1962)、McKinnon(1963)和Kenen(1969)等发展了要素流动性、经济开放度以及贸易多元化等标准。Ishiyama(1975)和Tower与Willett(1976)进一步提出从成本—收益综合考虑货币区决策，完善了理论分析架构；Krugman(1990)强调从经济一体化的角度综合度量货币区收益与成本，指出了适合进行货币合作的一体化临界状态条件。
在最优货币区理论中，加入货币区的收益主要体现在减少微观交易成本、降低风险和不确定性上，宏观角度的收益主要体现在提高政府信誉，降低通货膨胀预期，从而降低经济的通货膨胀方面等（克鲁格曼和奥伯斯特法尔德，1998）。很长一段时间内，围绕货币区成本—收益的讨论基本上是在静态的框架下进行的，侧重于宏观稳定和内外均衡目标，基本逻辑是各种经济基础因素，包括区域经济联系和区域成员间的对称性（包括经济结构和政策偏好等的对称性）影响汇率合作的成本和收益，而忽略汇率合作安排对区域经济联系和区域成员间的对称性的作用。
事实上，“影响货币区决策的相关因素，因受国家的政策选择和其他外生变量影响而变动”(Frankel,1999)，影响货币区决策的相关因素之间，也相互作用，相互影响。随着经济一体化的发展，在欧盟统一货币的实践中，人们开始逐步强调稳定的汇率对于经济稳定、产品和要素市场一体化以及贸易促进方面的长期作用，强调一体化问题对于其他决定汇率制度选择因素的影响。
理论界通常认为，加入货币区的主要收益是固定汇率（单一货币）能促进区域一体化，但对于影响货币区成本收益的因素之间（特别是一体化和区域对称性之间）的相互影响则存在不同的争论。Bertola(1989)、Branson(1989)指出，加入固定汇率区会影响劳动力市场的流动性，从而进一步降低或增加货币区的内在稳定性。Krugman与Venabies(1993)指出贸易一体化进程可能增大区域内的基础差异和冲击不对称性，从而降低货币区的内在稳定性。从最优货币区的两个重要标准——贸易一体化和经济相关性的相互作用出发，Frankel与Rose(1998)指出最优货币区标准随着时间而演变，提出货币区可能自我强化的“内生性假设”(endogeneity hypothesis)：如果国家间的贸易一体化和经济相关性之间同向发展，那么“一国事先不满足最优货币区的标准，加入货币区可使其事后满足标准”(Frankel,1999)。
最优货币区“内生性假设”的提出，实际上指出一国加入货币区的成本收益，不仅取决于该国当前的经济基础状况，也取决于货币区标准之间的相互影响与动态发展关系，从而扩展了最优货币区理论对于货币合作标准的研究视角。
二 货币区决策——扩展的分析框架
影响加入货币区决策的因素很多，Frankel(1999)的内生性分析，可结合最优货币区理论，在一体化和趋同两个维度上展开，并扩展到更一般的多时段情况。此时，货币区决策将包括当期决策和长期决策两方面，并取决于现实经济基础和动态约束条件。而货币区的内生性，不仅体现在加入货币区将促进一体化发展，且“一体化”与“趋同”之间存在相互作用，还体现在一体化和趋同的现状与长期发展影响着货币区的决策。此处的一体化(integration)，系指贸易、投资联系的增强和要素市场的融合程度提高；而趋同(convergence)指对称性的演变趋势，不仅包括区域内经济体之间的宏观经济结构和特征、经济周期趋于一致，遭受的冲击对称性上升，也包含区域宏观经济偏好（如通货膨胀倾向）和制度逐步一致，具有政治和经济上的双重含义。这两方面，是最优货币区理论中影响货币区成本收益各因素的概括性总结。
（一）分析框架
假设成员加入货币区的效用W可表示为各期净收益
的贴现值之和，即：
其中，单期净收益：
不加入货币区的当期效用为零，加入的单期效用取决于该时期成员同潜在货币区的经济一体化程度
和经济趋同程度
。前者主要决定区域采用共同货币政策的收益，一体化联系越高，加入货币区的净收益越高，即
；而后者主要反映由区域差异引起的共同货币的调整成本，区域趋同性越高，加入货币区的净收益越高，即
。
在“区域趋同”和“一体化”之间存在某种联系，例如要素流动增强将对国际产业结沟、商品价格以及供给需求产生影响，从而使区域内经济周期的同步性发生变化；而促进要素流动的制度变化，可能使各国的贸易和金融开放制度趋同。因此，区域趋同程度可表示为区域一体化程度的函数，
。当期加入货币区的净效用可表示为一体化的复合函数
，由该函数可解出实现
的临界一体化程度
。
贴现率β反映一国对未来收益的重视程度或耐心程度。短期内该变量不变，而中长期可随国家偏好、国家政治格局和利益集团的相互关系变化，从而可以反映货币区决策的政治经济因素。
此处假定加入货币区具有一体化促进效应，即未加入货币区时一体化的发展速度为dI=λ；而加入货币区后一体化的发展速度为dI=μ，μ＞λ；并且暂不考虑加入货币区是否会改变一体化和区域趋同之间的关系，即
的构造形式不随加入货币区与否而改变。
对Frankel(1999)的分析框架进行简单扩展得到图1。横轴代表区域一体化程度，纵轴则代表区域趋同程度（对称性的高低），OCA线(optimal currency areas line)是使加入货币区的净收益为零的一体化和趋同性的组合，具有向右下倾斜的特征。一体化和趋同关系由RR曲线给出，其斜率反映了一体化与趋同之间的作用方向。由OCA线和RR线的交点，能确定使货币区单期效用为零的一体化临界程度，决策初始点为图中的
。
图1 货币区决策与经济基础
（二）加入货币区的决策
一国加入货币区的决策包括单期决策和长期决策，取决于其面临的现实基础和动态约束。
1.单期决策与货币合作的现实基础
很明显，t期一国是否加入货币区的单期最优决策依赖于决策点的位置，它表明由当前一体化程度和区域对称程度决定的经济的现实状态。如果位于OCA线的右上方，加入货币区具有正的短期收益；如果该点位于OCA线的下方，货币区的现实基础还不具备，如果经济处于OCA线上，那么加入货币区与否将无差异。
2.政府的长期决策和货币合作的动态约束
然而，如果政府考虑的是特定时段内的长期效用最大化问题，则其是否加入货币区的决策，将取决于决策点效用、“区域一体化”和“趋同”两者动态关系以及主观贴现率。一体化和趋同的作用关系构成了政府加入货币区的动态约束条件。
假设政府决策初始点在OCA下方，即
＜0，政府面临两种决策：
(1)现不加入货币区，等第s期一体化程度达到临界状态时再加入，此时预期总效用为：
其中，s可以根据由初期的一体化程度和临界状态的一体化程度之差距解出，即
后，加入货币区所获得的所有未来收益总和。
(2)当前加入货币区，促进一体化和区域趋同发展。由于加入货币区具有促进一体化的效用，此时达到临界一体化状态所需要的时间为
，根据假设s′＜s，此时预期总效用为：
从图1直观来看，有以下几个结论：
(1)其他条件不变，决策初始时期的现实基础状况越好，越接近OCA线，当前越可能加入货币区。越小，不仅使当前加入货币区面临的损失越小，同时要达到临界一体化状态的调整时间也相应较短。
(2)其他条件不变，一体化和趋同之间的动态关系作用方向和调整力度影响着加入货币区的决策，两者的内生关系构成了动态约束条件。
当函数
的f′≥0时，加入货币区的决策可能是长期最优的。f′值越大，越有利于加入货币区的决策。因为它决定当前加入货币区动态收益的大小。在一体化和趋同之间相互促进关系越高，必要的一体化临界值越低（当两者关系为
，从而可以更快地使单期净收益由负变正，降低加入货币区的调整成本和调整时间，减少货币区的机会成本；而调整时间的下降，也将增加加入货币区的机会收益，从而满足不等式。当f′=0时，货币合作进程将是缓慢的，但加入货币区至少不会带来负面的长期收益。
若f′＜0，则一体化上升对货币区收益的提高，将被相应的趋同性下降部分或全部抵消，此时，使加入货币区能够获得正的单期效应的一体化临界值（见图中的
）将非常高。当前加入货币区将面临很大的调整成本和时间，同观望等待相比较，很可能是不利的选择。
(3)其他条件不变，主观贴现率β越高，政府越具有政治远见和耐心，越可能提前加入货币区。
β越小，政府的决策越类似于单期效用权衡，货币区的机会成本越高，未来收益越小。此时加入货币区的决策主要取决于经济现实基础条件，如果一体化程度和区域趋同程度均不理想，那么政府决策A无疑是风险最小的选择，相比之下，在货币区外观望不会对当前的福利造成损害。
当经济满足“内生性假定”(f′＞0)时，较大的β值（对未来具有耐心）将进一步推动政府做出加入货币区的决策，当期基础条件的约束对货币区决策的影响得以放松。某些核心国家出于政治和国际战略角度而对一体化进程产生强烈的渴求，可以视作拥有很高的贴现率（对未来的耐心很强），从而可以部分解释政治上的合作愿望对于货币一体化的推动作用。
最后，如果政府决策初始点在OCA上方，必须有f′≥F′，即RR曲线斜率大于OCA线斜率，才能保证政府加入货币区的决策是长期最优的。因为如果一体化进程降低了区域趋同性，当经济面临不对称冲击时，该国同区域需要不对称的政策调整方式，保留在货币区将招致净损失，从当期效用出发，政府将有退出货币区的主观动力，当前加入货币区将不是动态最优的。
3.动态最优决策的理论和政策意义
从上述分析可知，货币区的最优决策依赖于货币合作的现实基础、动态约束条件以及政治意愿，其中货币一体化的动态收益取决于区域一体化和区域趋同的相互影响和作用方向。
在以往的最优货币区理论和实际检验中，侧重于对现实基础的研究，而较少体现货币合作的动态约束。考虑到一体化和区域趋同之间存在动态关系，而货币合作的决策包含对两者发展的长期考虑，将使关于最优货币区标准的探讨不再是静态的。从长期效用最大化角度出发决定是否加入货币区，将使货币合作问题研究从探讨某些区域当前是否满足某些标准，转移到对区域一体化和经济趋同的关系的研究，以及货币一体化和实体经济一体化关系的研究上。这种分析，更加面向未来，更能够将货币一体化的决策同区域实体经济一体化和区域趋同问题联系起来，反映货币合作的广泛的现实意义。
动态约束条件（内生性假定）的提出，无疑有助于降低加入货币区的门槛条件。事实上，如果在一体化和区域趋同之间存在良性发展循环，那么某些即使当前不满足最优货币区标准的国家，如果政府具有较高的政治远见和耐心，将积极加入货币区行动中，促进区域一体化最终实现。但这种动态约束条件的影响不能被夸大，它仅是促成货币区决策的必要条件，货币区的成功建立还需满足一定的经济现实基础要求，并伴随着较大的政治意愿。
三 对东亚地区是否满足内生性约束条件的检验
正如本文所指出的，加入货币区的决策取决于现实基础和动态约束。现实基础一定，长期看货币合作能否获得收益，主要取决于区域一体化和趋同之间的动态发展关系。对东亚地区是否具备货币合作条件的国内外文献已经很多，如Williamson(1999),Kwan(1998、2001)，熊长江和国世平(2000)等，对货币合作的现实基础已做了比较充分的分析，但从区域一体化和区域趋同的互动关系角度，还比较缺乏对东亚地区是否具备进行货币合作的动态条件的经验分析。以此为着眼点，作者通过对贸易联系和产出增长率相关性（趋同性）的截面数据和时间序列分析，力图揭示东亚地区是否具备货币合作的动态条件。
碍于统计资料的可获得性限制，论文所指的东亚地区，仅包括中国、香港特别行政区、中国台湾、日本、韩国、新加坡、马来西亚、泰国和菲律宾。文中的实际GDP数据来自IMF《国际金融统计年鉴(2001)》以及中国台湾的《自由中国之工业》2002年各期；贸易数据来源于IMF的《贸易趋向统计年鉴》相关各期。
1.东亚地区产出相关性与贸易联系——截面数据分析
Frankel与Rose(1998)对21个工业国家之间的贸易联系和产出相关度进行了截面数据回归，以验证内生性假定。衡量经济对称性（或趋同）的指标包括两国在产出、就业或工业生产指标（趋势分解后的数据）之间的相关系数，衡量国家间贸易联系的指标包括双边进口贸易比重、出口贸易比重和总贸易比重。无论是使用简单回归的结果，还是使用决定贸易的“引力模型”进行两阶段最小二乘回归的结果，均证实上述国家间贸易一体化程度的加深，同产出对称性增强具有一致方向，从而满足货币合作的内生性假定。
作者采用了与之相同的方法对东亚问题进行研究。碍于数据限制，作者计算了实际GDP增长率的相关系数(G1)；为剔除趋势，运用Hodrick-Prescott滤子技术，计算产出增长周期性指数的相关系数(G2)（万志宏，2003），以此两指标反映产出相关度。作者使用对数值的双边贸易比重T（双边贸易值与两国对世界总贸易值之和的比值）反映国家间的贸易联系。
对东亚1983-1990年，1991-2000年两阶段10个国家（地区）双边交叉共90个数据回归结果见表1。
从表1中可以看出，尽管东亚地区国家间经济发展相关度和贸易联系之间存在正向的关系，但该回归系数缺乏显著性，意味着两者之间几乎不相关。作者使用了工具变量法及引力模型，将一些可能影响双边贸易比重的因素纳入模型，包括虚拟变量“语言”(La)、“接壤”(Ad)和“是否存在区域贸易安排”(Un)，以及“距离”（Di，以两国首都航线距离衡量）和经济规模（Si，以国际购买力计算的GDP，世界银行2000年数据）等指标加入模型，结果仍表明，在东亚地区，以相关度来衡量的经济对称性与贸易联系之间不存在统计意义上的显著关系。使用东亚地区供给和需求冲击的相关系数来反映国家间的对称性，也不能得出在贸易联系和冲击对称性之间存在任何显著性关系的结论（万志宏，2003）。
表1 产出相关度与贸易联系回归结果
说明：括号内为t值，*、**和***分别表示可以在10%、5%和1%水平上通过显著性检验。表2同。
因此，如果以经济相关度来衡量双边经济的对称性，那么一个关于东亚地区合作前景的初步结论是，东亚目前还不满足内生性假定。（注：作者注意到，这种回归结果可能受到数据限制。在Frankel和Rose(1998)的研究中，选择的是季度产出或就业数据，而作者目前仅能以年度数据为基础进行分忻。）但两者间也没有呈现出显著负相关，这至少表明东亚地区贸易联系的增强，不会降低国家间的产出关联度，即对货币合作不会造成负面影响，这意味着实体经济的一体化至少不会增加货币合作的成本，Krugman(1993)的担忧是不成立的。
这种截面数据分析的一个缺点在于只能从双边角度，揭示出贸易联系与产出相关度之间是否存在某种正向关系，而不能对时间动态表现进行说明，也无助于了解区域作为一个整体，满足动态性约束条件的情况。因此，作者拟从区域整体角度，以时间序列分析区域贸易一体化和区域内产出增长趋同之间的动态关系.验证东亚地区作为一个整体是否满足货币合作的动态约束条件。
2.区域贸易联系与产出增长率趋同
在前面的分析中，“一体化”实际包含区域内贸易、投资和金融的综合情况，而“趋同”亦包括经济增长、偏好和制度性因素等。但从当前可获得的资料出发，作者仅以区域内部贸易比重反映区域一体化程度，使用实际产出增长率计算区域趋同的特征，更深入的工作，有待于进一步进行。
本文计算了1983-2000年，东亚区域相互出口比重占整个区域各地对世界出口总和的比重(TR)及区域各经济体实际GDP增长率的标准差(Y)，同列于图2。
图2 东亚区域贸易比重同宏观增长率趋同的关系
1993年以来区域贸易联系上升伴随着区域内产出趋同性的上升，而1996-1998年危机前后，区域贸易联系下降，产出的偏离也明显加大。两者的相关系数为-0.581665，可在5%的水平上通过Person显著性检验。意味着区域内贸易比重上升，同区域内实际产出增长率趋同具有同向性。
对两者之间的关系进行最小二乘法回归。使用ADF方法判断两个时间序列的单整性，指标Y为平稳过程，而TR则为I(1)过程，对其取对数后进行一阶差分，得到平稳序列DLTR，回归结果见表2中的(1)式。
表2 贸易联系和产出增长——时间序列回归
该式表明，东亚区域贸易增长与区域产出增长率的发散性之间具有负向的关系，当区域贸易增长率上升时，区域内产出增长率趋同性增加，从这一个角度来看，贸易一体化的加强，是同区域内产出增长趋同相一致的。
东亚区域内发展程度不一，作者根据国家发展的水平将区域内划分为两个子集团，发达地区（包括日本和NICs）和发展中地区（包括中国、印尼、泰国、马来西亚和菲律宾），分别计算了各自的内部贸易联系（发展中成员显示为TR2，发达成员显示为TR3）和产出趋同性指标（发展中成员显示为Y2，发达成员显示为Y3）以及相互关系，但不能得到子集团内部满足动态约束条件的结论。
最后，为探讨一体化和趋同之间的作用方向，作者尝试使用Granger因果法，具体步骤是先使用VAR模型判断Granger因果检验的最优时滞，根据Akaikai标准，确定滞后期为1，并据此运行Granger因果检验程序，考察贸易一体化和区域产出趋同之间的联系。但没有发现在区域或子集团内部两指标间存在Granger因果关系，一体化和区域趋同之间的相互作用方向不能确定，结果见表3。
总体说来，从区域整体的时间动态发展看，有微弱的证据表明，东亚地区表现出贸易和宏观对称性之间的同步发展关系，但在区域内按照发展水平划分的子集团之间，没有观察到这种同向发展的关系，且双边国家（地区）间也没有表现出明显的贸易联系同产出相关度的正向关联。
表3 Granger因果检验输出结果
样本：1983 2000
滞后期：1
零假设： 观测数
F统计量
概率
Y1不是TR1的Granger原因
170.39610
0.53925
TR1不是Y1的Granger原因0.29945
0.59285
Y2不是TR2的Granger原因0.36993
0.55278
TR2不是Y2的Granger原因
170.74439
0.40280
Y3不是TR3的Granger原因0.74482
0.40266
TR3不是Y3的Granger原因
171.76376
0.20540
数据来源：作者使用EVIEWS3.1运算的输出结果。
这一结论的政策含义是，东亚地区整体一体化和宏观对称性之间的关系，支持当前推动东亚地区的汇率合作努力，东亚区域的货币和贸易一体化进程应在区域整体层次上发展。如果货币合作能够推动区域内的贸易联系增强，那么这种货币合作将具有自我强化的作用；而其他能够推动区域内贸易联系增强的政策合作，也将有助于推动货币合作的进程。但是，从货币区的最优决策看，满足动态性条件只是加入货币区的一个必要条件，对国家个体而言，货币合作的决策仍很大程度上受到现实条件的约束。
最后，本文进行的单一回归分析和Granger因果检验法分析是相当初步的，分析的结论同衡量经济一体化联系以及对称性程度的具体指标设置、数据和样本空间密切有关，确定更全面反映一体化和趋同的指标，扩充数据空间，进行更细致的计量工作（例如使用协整分析）还有待逆一步完善。
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