最优货币区：对东亚国家的经验研究，本文主要内容关键词为：东亚论文,最优论文,货币论文,经验论文,国家论文，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。
(截稿：2007年2月)
一 前言
20世纪90年代东亚货币危机爆发以来，加强亚洲货币合作一直是亚洲各国政策制定部门和理论界关注的焦点之一。1999年，当时的马来西亚总理马哈蒂尔提出了建立“东亚货币基金”的倡议，从而促成了2000年5月由东盟10国与中国、日本和韩国签署的《清迈倡议》，决定逐步扩大由东盟10国组成的双边互换协议参加国的范围。目前在东盟10国、中国、日本和韩国之间已经签署了一系列双边货币互换协议。这一合作形式(利用互换和回购方式对危机国家进行紧急援助)在事实上成为亚洲货币合作的基础。然而，这种互换协议只是货币合作的一种初级形式，能否在未来发展为货币联盟，取决于多种经济和政治的考虑。而在各种考虑之中，最优货币区理论为货币联盟问题提供了很好的分析框架。
Mundell(1961)对决定汇率稳定性的经济变量分析奠定了最优货币区的理论基础。随后的研究，如McKinnon(1963)和Kenen(1969)都采用Mundell提供的分析框架。多年来，由于宏观经济理论的发展，最优货币区理论也随之不断得到修正和扩展，研究的问题主要围绕两个方面：加入货币联盟的成本收益分析，如De Grauwe(1997)、Dupasquier和Jacob(1997)；以及参加货币联盟国家需要有哪些经济特征，如Ishiyama(1975)和Tavlas(1993)等。20世纪90年代以后，又出现最优货币区的内生性问题的研究，如Frankel和Rose(1996)、Eichengreen(1992)、Krugman(1993)和Kalemli-Ozcan等(2003、2004)。
在经验研究方面，现有的货币联盟，提供了丰富的数据来源。早期的经验研究文献主要集中于通过对长期汇率变动性和最优货币区各项理论指标的回归分析，检验各项指标的显著性，从而检验理论的适用性。随后，研究集中在对一个国家加入货币联盟成本收益的比较测量和加入货币联盟的标准检验，如Enders和Hurn(1994)、Tjirongo(1995)、Bergman(1999)、De Grauwe和Vanhaverbeke(1993)、Horvarth和Grabowski(1997)以及Jenkins和Thomas(1997)等。
Eichengreen和Bayoumi(1996)利用VAR模型检验东亚经济在冲击过后产出和价格调整的灵活性；Goto(2002)对经济结构相似性的研究表明，东亚国家的经济波动和日本经济在20世纪90年代出现了更多的趋同趋势；Kwan(2001)对政策目标的相似性进行研究，结果发现，从政策目标一致性上判断，东亚经济基本和欧盟国家在相同的水平上。
从已有的文献看，对东亚地区的研究仍处于摸索阶段。一个具有争议的问题是，目前的合作形式(一种非制度化的安排)是否低估了这些国家之间实际的经济联系。本文主要回答这一问题。
二 一般购买力平价理论模型
购买力平价(PPP)理论认为，以同一货币标值的实际汇率在任何时候都应该等于1。然而，对这一命题的经验研究结论却有很大的分歧。近期发表的大量文献发现，实际汇率的中值收敛速度相当缓慢。因此，许多研究开始对价格和实际汇率之间的关系进行重新解释。其中，Enders和Hurn(1994)的一般购买力平价理论，通过解释观测到的实际汇率具有非平稳性(non-stationarity)特征，说明为什么PPP无法解释价格和实际汇率之间的关系。他们的主要发现是，由于决定实际汇率的宏观经济变量存在非平稳性，使得双边实际汇率具有非平稳性。这一发现的重要意义是将宏观经济变量、实际汇率和PPP关系有机地结合起来，从而形成G-PPP的概念。
G-PPP模型的基础理论模型是由Edwards(1994)提出的。他的理论模型将实际汇率与一组外生的基本经济变量联系起来，用这组经济变量解释实际汇率行为。具体来看，假设存在n+1个国家，对于每一个国家i，它的实际汇率(基础国家为1)与基本经济变量之间的关系可以定义为：
尽管在矩阵x[，i，t]的每一个因素都可能是非平稳的，但系数β矩阵的秩能说明货币区宏观经济变量行为。如果系数β矩阵的秩为零，表明系数β矩阵中的每一个因素都是零，那么在货币区内的每一组实际汇率之间都存在PPP关系；如果系数β矩阵的秩为整秩，表明所考察的货币区内的所有n+1个国家之间不存在任何PPP关系；如果系数β矩阵的秩为单位1，表明n+1个国家的实际汇率具有共同的趋势(Liang,1999)。在Enders和Hurn(1994)看来，更一般讲，只要系数β矩阵的秩小于或等于n-1，就存在一组实际汇率的线性组合具有平稳性。当一组国家之间的实际汇率具有协整关系，就表明这些国家之间的宏观经济变量具有充分的相关性，这时，G-PPP成立，该组国家满足形成一个最优货币区的必要条件。
总之，G-PPP被赋予最优货币区的含义，主要是因为，在只考虑两个国家的情形下，如果这两个国家具备最优货币区的潜质，它们一定具有宏观经济变量对称性冲击的特征，它们的基本经济变量从平均水平看具有互动的特征。因此，根据G-PPP模型，如果两个国家构成最优货币区，这两个国家的实际汇率之间存在协整关系(Enders,1995)，或者说两个国家实际汇率存在平稳性关系。在考虑多个国家的情形下，如果这些国家的经济变量之间存在着足够的相关性，这些国家基本经济变量的变动会带动实际汇率的变动具有共同的随机趋势(stochastic trends)，那么这些国家的实际汇率就应该具有共同的变动趋势。这样，在对一个潜在的最优货币区分析时，期望在我们选择的这组国家的实际汇率之间，至少存在一组实际汇率的线性组合具有平稳性。换言之，至少一组实际汇率具有协整关系。
根据G-PPP，假设有n个国家组成一个潜在的最优货币区，那么在n个国家之间的n-1组双边汇率之间存在长期均衡关系(对数公式)：
三 对东盟、中、日、韩国的经验检验
(一)方法论
我们运用Johansen(1995)协整方法对G-PPP模型中实际汇率之间长期平稳关系进行检验。Johansen(1995)以最大似然法为基础。最大似然法理论对潜在求整的随机变量系统的基本假设是，随机变量求整于一阶，I(1)，或者数据生成过程是一个具有有限阶数p的高斯向量自回归模型，或VAR(p)。如果Xt代表有n个内生变量、有p个滞后期和为I(1)的纵向量，Xt的VAR模型为：
其中，α和β分别是整秩的(n×r)矩阵(matrices of full rank：有n=r个线性独立纵组合)，r为矩阵的秩(协整向量个数，或平稳线性组合的个数)；β代表协整参量(cointegrating parameters)矩阵；α代表每一个协整参量在VAR模型n个方程中的权数矩阵。我们也可以将α理解为参量调整速度矩阵。①
一旦确定了α和β，我们就可以直接检验对α和β的限制，因为只存在r个协整向量，只有这r个变量的线性组合是平稳的。我们的检验实际上是对协整项量个数的零假设的检验。对特征根数量的检验通过如下两个统计公式进行：
根据上述方法，我们对东盟+3国家的G-PPP进行检验，目的是检验这些国家的实际汇率之间是否存在协整关系，通过计算λ[，trace]和λ[，max]值，比较相应的统计临界值，看是否拒绝相应的零假设，从而判定“东盟+3”国家之间是否存在潜在的最优货币区。
(二)数据
我们所采用的数据是从1994到2003年的月度数据(来自IFS和Datastream)。样本包括12个国家：日本(JP)、缅甸(MY)、柬埔寨(CA)、印度尼西亚(IN)、韩国(KO)、老挝(LA)、马来西亚(MA)、菲律宾(PH)、新加坡(SI)、泰国(TH)、越南(VI)和中国(CH)。② 我们分别将美国(US)和日本作为基准国。将美元作为基准货币主要是由于美国在这一地区的特殊作用，一方面，美国与东盟国家、中、日、韩之间有紧密的贸易和投资关系；同时，美元实际上是东亚地区的主要载体货币(vehicle currency)；③ 另一方面，我们试图检验：有美国参与和没有美国参与情况下的东亚地区形成最优货币区的潜质。将日元作为基准货币是因为日元是东亚地区目前惟一的完全可兑换的货币。同时日本是东亚地区主要的贸易投资国，日元又是具有区域货币潜质的主要货币之一。
实际汇率是以居民消费价格指数(CPI)为基础，运用传统的购买力平价公式计算得出，运用CPI计算出的实际汇率更符合原始购买力平价观念。全部变量均转换为对数。我们选择4作为VECM中一阶差分变量的最优滞后期长度。④
(三)检验结果
1.单位根检验结果。单位根检验是Johansen检验的第一步。通过对单个实际汇率系列平稳性进行单位根检验。我们采用ADF(augmented dickey-fuller)检验：
从附表1中我们可以看到，全部实际汇率系列的ADF检验都无法拒绝单位根假设。换言之，每一个实际汇率系列在样本期都是非平稳的。同时，全部的ADF值的t统计绝对值都小于ADF临界值的绝对值；全部的滞后项系数β都接近零，β+1接近1。这正是我们所希望的结果。这一结果表明，无论以美国为基准国，还是以日本为基准国，东盟、中国、日本和韩国之间，各组双边实际汇率的观测值都具有非平稳性特征。这种非平稳性，可能是由于两国之间宏观经济变量的非平稳性决定的，这又进一步说明传统的PPP无法解释两个国家之间价格和实际汇率之间的关系。但是，双边实际汇率不存在协整关系并不等于在多个国家之间的实际汇率不存在协整关系。在这种情况下，在东盟、中国、日本和韩国之间组成多国样本组，检验它们的实际汇率是否存在协整关系，运用G-PPP模型就非常有效了。由于G-PPP模型将实际汇率与一组外生的基本经济变量联系起来，如果这组经济变量存在相关性，通过多重变量协整检验，我们将发现这些国家的实际汇率至少存在一组协整关系。
2.多重变量协整检验结果。运用Johansen的最大似然法对多重协整向量进行检验，要求计算λ[，trace]和λ[，max]值，比较相应的统计临界值，看是否拒绝相应的零假设。同时，在协整检验存在多重秩结果的情况下，我们要进行秩的识别，通过进行限制性协整检验，对α和β分别进行限制，看限制性检验对哪个协整向量的秩能够做出识别，从而确定协整向量的惟一性。我们对6组关系进行检验：
A.东盟、中国、日本和韩国之间实际汇率关系(美国为基准国)；
B.东盟、中国、日本和韩国之间实际汇率关系(日本为基准国)；
C.中国、日本和韩国之间实际汇率的关系(美国为基准国)；
D.中国、日本和韩国之间实际汇率的关系(日本为基准国)；
E.东盟、日本和韩国之间实际汇率的关系(美国为基准国)；
F.东盟、日本和韩国之间实际汇率的关系(日本为基准国)。
我们的检验结果和主要发现如下：
(1)在5组实际汇率中，平稳性关系最显著的是以美国为基准国情况下的东盟、中国、日本和韩国之间的实际汇率。从附表2可以看出，存在多个λ[，max]和λ[，trace]拒绝无协整关系的零假设，而且与临界值相比，大部分的λ[，max]和λ[，trace]都在99％的置信水平上拒绝零假设。这在一定程度上表明检验所判定的平稳关系具有较强的显著性。通过对α和β进行限制发现，只有当ρ=1被识别。这表明，东盟、中国、日本和韩国的实际汇率之间实际上存在一组，而非多组协整关系。即便如此，结论也足够支持这样一种判断：如果将美国考虑在内，东盟、中国、日本和韩国之间存在G-PPP关系，即存在形成最优货币区的潜力。这一点似乎在直觉上不难理解，因为东盟、中国、日本和韩国作为一个整体与美国在贸易、投资、金融市场等基本经济变量存在一定程度相关性，尽管相关性在这些国家之间分布并不均匀。
(2)更重要的是我们发现，在排除美国的情况下，东盟、中国、日本和韩国之间(日本为基准国)同样存在长期平稳关系。在以日本为基准国的情况下，对东盟、中国、日本和韩国的检验结果(附表3)同样存在多个可能的协整关系，进一步的限制性协整检验可以识别r=1。这一发现有两个含义：一是目前的“东盟+3”框架中成员国之间的经济联系程度，已经具备实现更高层次货币合作的可能性；二是就货币合作而言，在东亚地区存在理论经验结果与现实安排之间的巨大反差，因为目前存在的“东盟+3”框架，在制度安排上仅仅是举行财长和中央银行行长峰会、非制度性的政策对话和建立经济监控机制，以及《清迈倡议》下多个双边货币互换机制(BSAs)构成的危机救助机制，而不存在实质性的汇率合作。
(3)在6组国家中，惟一不存在实际汇率协整关系的是以美国为基准国情况下的中国、日本和韩国。附表4给出中国、日本和韩国(美国为基准国)之间实际汇率的关系检验结果。从表中我们可以看到任何一组实际汇率都不存在协整关系。全部的λ[，max]和λ[，trace]的计算值都小于95％置信水平上的临界值，使我们完全接受不存在协整关系的零假设。这表明，从统计学意义上讲，如果把美国考虑在内，在中国、日本和韩国之间不存在最优货币区。
(4)对中国、日本和韩国的检验发现，如果将日本作为基准国，中国、日本和韩国之间存在最优货币区。检验结果如附表5。从表中我们可以看到，当r=1时，λ[，max]和λ[，trace]值都在95％的置信水平上拒绝零假设，这表明有一组关系式存在协整关系。我们对α和β的限制性检验确定协整向量的惟一性。
(5)在排除中国的两组检验中我们发现，不论以美国为基准国，还是以日本为基准国，对包括东盟、日本和韩国在内的次区域检验结果都表明存在最优货币区。以美国为基准国的检验结果表明，多组关系式存在具有可能的协整关系，我们通过限制性检验发现r=1被识别(附表6)。以日本为基准国的检验发现相似的结果(附表7)。换言之，即便中国不加入，东盟与日本和韩国之间仍有形成最优货币区的潜力。这一发现带来的困惑是如何估计中国在东亚地区货币合作的作用。近年来中国不断加深与日本、韩国以及东盟的贸易和投资联系，但中国与这一地区的一体化程度似乎对本地区最优货币区条件的影响并不显著。
四 结论
在只考虑两个国家的情形下，如果这两个国家具备最优货币区的潜质，它们一定具有宏观经济变量对称性冲击的特征，它们的基本经济变量从平均水平看具有互动的特征。因此，在G-PPP看来，如果两个国家构成最优货币区，这两个国家实际汇率存在平稳性关系。在多个国家的情形下，如果这些国家的经济变量之间存在着足够的相关性，这些国家基本经济变量的变动会带动实际汇率的变动具有共同的随机趋势，那么这些国家的实际汇率就应该具有共同的变动趋势。因此，分析东盟、中国、日本和韩国之间是否存在潜在的最优货币区，我们期望在这组国家的实际汇率之间，至少存在一组实际汇率的线性组合具有长期平稳关系。我们采用1994到2003年的月度数据，分别对6组关系进行检验，检验的结果归纳为表1。
在我们的样本中，除了1组实际汇率关系不存在G-PPP外，其他5组关系之间的G-PPP都成立。这一发现相当乐观，从总体上我们认为，在东亚地区存在最优货币区的潜力。更重要的是，我们发现“东盟+3”本身具有形成最优货币区的潜力。这一结果表明，目前的“东盟+3”框架中成员国之间的经济联系程度已经具备实现更高层次货币合作的可能性。我们的结论是对近年来东亚地区不同次区域的最优货币区的主要经验研究结论的一项补充(表2)。
我们的研究引发这样的思考：一方面，理论和经验研究的发现是如此乐观，我们和其他多项经验研究都发现了在东亚地区存在多个次区域性的最优货币区；而另一方面，现实却是另一幅图景，东亚地区到目前为止还不存在真正意义上的货币合作制度性安排。现实中东亚地区惟一的具有准机构性的金融合作机制——《清迈倡议》，无论在合作内容和形式还是在制度安排上都远远滞后于成员国之间已经存在的经济联系紧密程度所提供的更高层次合作的可能性。从这个意义上讲，就货币合作而言，在成员国之间缺少政治意愿的情况下，即便经济上已经具备高层次货币合作的可能性，这种可能性也很可能在相当长的时间内仅仅是一种潜力。各种理论和经验的分析，也只不过是为货币一体化的实现提供一个理想化的菜单。因此，从相当程度上讲，与经济学家们的分析相比，要在实质上推动东亚地区货币合作，政治家们的决心更为关键。
注释：
①由于公式交叉的限制，运用最小二乘法(OLS)估计α和β是不可能的。然而，运用最大似然法，(1)可以估计上述VECM；(2)可以决定π的秩r；(3)运用r个最显著协整向量构造β′；(4)选择α，使得αβ′。
②由于数据可获性问题，我们忽略了东盟成员国文莱。我们认为这一忽略不会影响检验结果。
③载体货币是货币交易的中介，计值单位、储备货币和支付工具是金融市场上货币的货币。
④对最优滞后期的选择可以通过多种途径：用Schwarz Bayesian Criteria(SBC)、Akaike Information Criteria(AIC)，或LM方法检验残差项系列相关性。在这里我们采用的是月度数据，根据直觉我们可以选择12为最优滞后期长度，但这一长度受到特定的样本期和给定了样本数量及变量数量的限制。观察值数量所允许的最大滞后期长度为5。我们同时用AIC判断最优滞后期长度，发现AR(4)：AIC.T=-435.4520；AR(5)：AIC.T=-433.4972。显然AIC越小，增加滞后长度所带来的自由度损失越小。因此我们决定采用4作为最优滞后期长度。
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