经济周期同步性与东亚金融合作的可行性研究，本文主要内容关键词为：东亚论文,可行性研究论文,经济周期论文,金融论文，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。
一、引言
最近20年间，东亚地区在经济迅速增长的同时，相互之间的经济依赖关系逐步增强，东亚国家（地区）的经济合作变得越来越重要。1997年的亚洲金融危机使东亚各国（地区）对区域内的金融合作重要性的认识更是得到迅速增强，认为有必要与其他国家（地区）加强在宏观经济政策领域的合作，以防范新的金融风险并维持地区经济稳定增长。
本文的目的是探讨在东亚地区建立区域金融合作机制的可能性。① 区域金融合作的范围很广，包括从松散的信息交流到最正式的共同货币区等不同的层次。笔者认为东亚金融合作可以大致分为四个层次：政策对话、区域性最后贷款人机制、汇率政策合作和共同货币区。共同货币区是区域金融合作的最高层次，也将是东亚金融合作的最终目标。有关共同货币区的讨论可以溯源到蒙代尔（1961）和麦金农（1963）的最优货币区理论。最优货币区理论实质上是探讨单一货币的收益与成本。实行单一货币，有哪些经济收益和成本？收益主要来自单一货币区可以极大地减少贸易交易成本和汇率风险。高经济开放度和高经济融合的合作参加国将从单一货币区享受到巨大的经济利益。成本主要来自丧失可以调整国内经济应对外来冲击的独立货币政策权。在一定程度上，如果合作成员国的经济周期具有同步性，那么丧失独立货币政策的负面影响也将下降到最低程度。区域经济周期同步性因此成为建立共同货币区的最重要的前提条件。② 本文着重分析经济周期同步性，简单介绍区域内贸易的融合度和贸易结构的相似性，劳动力市场的流动性和区域经济开放度留待以后进一步研究。
通常的实证研究通过对宏观经济变量的波动来考察经济周期（Bayoumi and Eichengreen,1994; Baek and Song,2002等）。现代的计量经济学提供了几种合适的思路探讨长期的动态的经济波动。一种是通过各组国家（地区）之间宏观经济变量的相关系数来考察经济周期同步性的相关分析方法。如Bayoumi and Eichengreen（1994，1999）使用Blanchard and Quch（1989）的结构VAR模型分析亚洲和欧盟国家（地区）在受到外来冲击（需求冲击和供给冲击）时的相关性。他们指出存在具有相似经济波动的三大区域：欧洲区域（奥地利、比利时、丹麦、法国、德国、荷兰和瑞士），东北亚区域（韩国、日本和中国台湾）、东南亚区域（中国香港、印度尼西亚、马来西亚、新加坡和泰国）。之后，Baek and Song（2002）、Ng（2002）和Crosby（2003）对东亚是否具备建立共同货币区的条件进行了实证研究，得出结论：东亚共同货币区应从小范围的子通货区开始，随着地区经济联系的日益加强，再逐渐过渡到更大范围的共同货币区。国内关于东亚共同货币区的讨论多为定性分析。何帆、覃东海（2005）综合国外学者的实证研究结果，分析了东亚货币联盟的可行性以及各国政府对待货币联盟的不同立场和政策选择。李晓洁（2004）考察了东亚九个经济体总供给和总需求冲击的相关性，通过与欧洲数据的比较，认为东亚不具备建立区域货币联盟的可行性。丁一兵、李晓（2006）的研究发现，尽管东亚目前不具备开展高层次经济合作的条件，但在现有基础上有足够的条件进一步推动政策协调和货币一体化的进程。
相关分析方法着重于两个国家之间经济周期的相关性分析，Engle的共同趋势与共同周期理论（common trend and common cycles theory）则是研究国际间经济周期同步性的最新的有效手段，③ 它既可以分析两个国家间的经济周期同步性，也可以从整体角度考察区域内全体国家的经济周期是否同步。本文中的经济周期同步性就定义为各国之间的某些重要的宏观经济指标变量在短期内有共同周期，在长期内拥有共同趋势。共同趋势理论应用协整方法同时研究宏观经济变量的长期持续性变动趋势。如果一组宏观经济变量是协整的，那意味着它们在长期里发展趋势近似，也称它们拥有共同随机趋势。Engle和Granger（1987）发明了检验协整存在和估计协整个数的统计方法。共同周期理论主张应用共同特征检验（common feature test）方法检验宏观经济变量之间是否有共同线性相关关系（common serial correlation），并把这种线性相关解释为共同经济周期。Vahid and Engle（1993）发明了检验共同周期和估计共同周期个数的统计方法。他们认为如果一组被考察国家的国民产出水平之间存在协整，那么它们的经济周期在长期里拥有共同趋势；如果它们的一阶差分存在共同线性相关关系，那么它们的经济周期在短期里也拥有共同周期，于是这组国家的经济周期具有同步性。Selover（2004）应用这个理论，利用1960年1月—2002年1月的月度数据，建立结构VAR模型，发现日本和韩国虽然产出水平不存在协整关系，但是两国经济周期有趋同的趋势。Chueng and Yuen（2004）使用1993年第4季度—2001年第4季度的季度数据，得出中日韩三国在样本期间有共同经济周期，能够建立共同货币区。
在前述文献研究的基础上，本文以下部分运用共同趋势和共同周期理论检验东亚国家（地区）之间是否存在共同经济周期，考察东亚建立区域货币合作的可行性。
二、东亚经济金融合作的经济基础
1.东亚经济发展综合水平的现实考察
东亚国家虽然在经济发展水平、社会政治制度方面存在着较大的差异，但是在过去将近30年里共同经历了长期的持续的经济发展和经济增长。日本是资金技术密集型的发达国家，在区域内是资金和技术的输出国；韩国和新加坡是新兴工业化国家，正在成为区域内主要的资金输出国；中国、马来西亚、泰国、印度尼西亚、菲律宾则是处于赶超阶段的转型经济国家，较低的生产成本刺激了区域内资金、技术的流入和产业的转移。东亚地区在过去30年里是世界上人口最多、经济发展最为活跃、经济增长最快（除日本之外）的地区（见图1）。作为一个整体，东亚地区的经济增长速度明显比其他地区要高很多。在1980—2004年里，世界平均经济增长率只有3.5％，东亚地区高达8.5％。即使在全世界经济发展态势都很好的2004年，东亚的经济增长速度也比世界平均水平高出2.8个百分点。人均GDP能够较好地反映一个国家的经济增长水平，八国过去24年的具体数据见表1。中国在样本期间人均GDP保持了9.10％的增长率。20世纪90年代上半期，印度尼西亚、韩国、马来西亚、新加坡和泰国也保持在6.41％的水平上。但是由于亚洲金融危机的影响，除中国以外的东亚国家在1997年出现负的经济增长，并在1998年掉入谷底。幸运的是，经过一系列调整，东亚经济很快从谷底走出，重新回到快速经济发展的轨道。
注：本图中日本归属于高收入国家群。
资料来源：WDI（2006）。
2.东亚国家的贸易增长非常迅速
东亚国家在过去30年里对外贸易经历了快速扩张时期。东亚国家普遍推行的包括降低关税和鼓励出口政策手段在内的对外改革开放政策促进了本地区的对外贸易快速增长。东亚国家的出口总额从1980年的2188.93亿美元增长到2005年的20200.38亿美元。2005年世界19.7％的出口、18.6％的进口来自东亚地区，分别比1980年提高了近8.48个和6.04个百分点，数据显示东亚地区对世界贸易的扩大做出了贡献。其中中国的进出口增长速度最快，2005年出口和进口占世界的份额为7.4％和6.3％，分别比1980年提高了近6.5个和5.3个百分点，并且中国从2003年开始超过日本成为区域内贸易份额最大的国家。
贸易依存度也快速增长。贸易依存度是进出口，总额占GDP的比例，既反映了对外贸易对经济增长的贡献力度，也是反映一个国家对外开放程度的重要指标。表2反映了近年来东亚八国的贸易依存度发展趋势。东亚国家的对外贸易增长较快，贸易依存度增长也比较快。东亚国家的经济开放程度较高，因为从1998年开始半数以上的国家贸易依存度超过100％，从2003年开始除日本以外的国家都超过了50％。具有高开放度和紧密贸易联系的国家之间更愿意加强彼此的金融合作，以获取更大的经济利益（Frankel and Rose,1998）。开放度是衡量区域金融合作的重要指标（McKinnon,1963）。因为诸如共同货币的使用将大幅降低合作成员国之间的贸易交易成本和外汇风险成本。
3.东亚国家间存在着密切的经贸关系
东亚国家的经济合作步伐在近年里是相当快的，随着中国加入WTO，这种合作的前景更加被看好。东亚国家密切的经贸关系对促进区域经济合作产生了重要的影响。首先，区域内贸易所占比重逐步扩大（见表3）。平均的区域内贸易比重从1980年的42.2％上升到2004年的53.9％。菲律宾的区域内贸易比重最高，达到59％；日本最低，只有46％。但是区域内贸易占日本总贸易的比重从1980年的23.8％上升到2004年的46.2％，这表明日本和区域内其他国家的经贸关系越来越密切。贸易联系越密切的国家和地区越希望维持稳定的双边或多边的汇率安排。区域内贸易份额越大，固定汇率或者共同货币的收益越大。虽然东亚目前的区域内贸易所占份额比欧盟要低，但是它们之间贸易联系是越来越紧密的，而且长期发展趋势明显。从2000年开始区域内贸易份额达到50％，大致与1970年欧洲共同体时代的水平相当。由于东亚地区的国家都在加强本地区内的贸易关系，积极致力于建立FTA，因此可以预期本地区的区域内贸易份额将稳步增长。
其次，东亚国家之间的直接投资作为区域间相互贸易的支柱和补充，也占有相当重要的位置。在东亚国家中，日本是全球重要的直接投资国，中国和其他发展中国家是全球主要的直接投资吸纳国。韩国和新加坡居于中间，既吸收来自日本的投资，又向中国和其他国家进行直接投资。比如中韩之间在1992年邦交正常化后，韩国企业对华投资迅速增加，投资地域逐渐由环渤海地区向其他东部沿海地区及中西部地区扩展。按照实际到位资本，从2004年起，韩国已成为中国的第三大外商直接投资来源地，韩国企业对华直接投资在同期外商对华投资中的比重已由1992年的1.1％上升至2004年第1季度的9.8％。
再次，最新研究表明，相似的贸易模式是区域内国家进行货币金融合作的重要基础。Loayza et al（2001）认为东亚地区明显的经济周期相似性正是建立在高度相似的贸易模式基础上。Branson和Healy（2005）的研究表明东亚地区的贸易模式从地理角度和商品结构角度看都非常相似，而且在此基础上本地区的货币政策，尤其是汇率政策存在事实上的不公开的合作趋势。表4-1和表4-2是主要东亚国家（地区）的进出口份额分布表。从表中我们可以看到：第一，各国（地区）区域内贸易占比非常大，向区域内出口的份额占各国（地区）出口总额的比重从中国的24.3％到印尼的53.7％，从区域内进口商品的份额占各国（地区）进口总额的比重从中国的39.1％到马来西亚的55.2％；第二，美国与欧盟是样本国家（地区）共同的重要的区域外贸易伙伴，我们可以推断美国与欧盟的经济波动对东亚国家（地区）的经济周期有重要且相似的影响；第三，中国近年来对区域内国家（地区）的出口贡献越来越大，从1990年开始从韩国进口商品，到2004年，中国的进口占韩国总出口的比例将近20％，中国成为韩国最大的出口贸易伙伴。中国同时是日本的第三大出口贸易伙伴、新加坡和泰国的第四大贸易伙伴；第四，日本是中国、韩国和泰国的最大进口市场，同时是印尼和马来西亚的第二大进口市场。大量的日本中间产品从日本出口到东亚其他国家（地区），加工之后向美国和欧盟等其他国家出口。这些标志着东亚区域内贸易越来越紧密，贸易模式越来越同化，有利于加强区域内的货币金融合作。
东亚国家密切的经贸关系对促进区域经济合作将产生重要的影响，为进一步进行经济金融合作和提高合作层次提供了良好的基础。虽然建立共同经济体和共同货币区在短期内看起来是不可能的，但长期的合作发展被普遍看好。东亚国家如果有加强区域经济合作的诚意，选择适合的方式逐步推进区域经济合作应有成功的可能。
三、东亚各国经济周期同步性的实证检验理论与模型
1.自回归模型及单位根检验
首先假设各国GDP时间序列满足下列p阶自回归模型：
未拒绝原假设意味着时间序列有单位根。滞后长度的选择由赤池信息准则筛选确定。临界值采用Mackinnon（1996）的标准。
2.向量自回归模型和协整检验
协整研究采用如下的p阶向量自回归模型：
（4）
其中，Y[，t]表示n×1个y[，t]的向量组；D[，t]是一组虚拟变量，反映1997年亚洲金融危机对各国产出水平的影响。由于滞后项的选择会对协整分析和共同周期分析产生至关重要的影响，因此我们有必要先决定好模型的滞后项。本研究中采用Vahid and Engle（1993）建议的方法——以多变量模型的赤池信息准则来确定向量自回归模型的阶数。
接下来采用Johnsen（1991，1995）和Johnsen and Juseliues（1990）的多变量协整检验方法对八国GDP时间序列进行协整检验。我们将向量自回归模型写成误差修正模型进行Johnsen协整检验：
（5）
其中β是n×r行列式。线性组合β′Y[，t][.]是平稳的，被称作协整向量。也就是说，n个GDP时间序列是非平稳的I（1），但它们的某种线性组合却是平稳的I（0），则这n个非平稳的GDP时间序列之间存在长期的均衡关系（协整关系）。这里赋予的经济学含义是，这n个国家的经济周期在长期里发展趋势相近似。如果衡量经济周期的宏观经济变量之间存在r个协整向量，这意味着经济周期存在n-r个共同趋势。
本文同时采用迹检验（trace test）和最大特征值检验（max-eigenvalues test）进行Johnsen协整检验。临界值采用Mackinnon et al（1999）的标准。
3.共同周期检验
在应用协整理论考察了八国经济周期长期里是否拥有共同发展趋势之后，我们开始考察它们在短期里是否拥有共同周期。Vahid and Engle（1993）把这种共同线性相关特征定义为共同周期。也就是说n个GDP时间序列的差分是自相关的，但它们的某种线性组合却是线性无关的，则称这n个GDP时间序列之间存在共同周期，即它们的经济周期在短期里波动趋势相同。
如果这八个国家GDP时间序列之间存在协整关系，它们之间的经济周期在长期里发展趋势相近，进一步，在这个基础上考察短期内经济周期是否也相似。
我们将式（5）改写成式（7）以检验Y[，t]是否存在共同周期：
4.共同趋势与共同周期理论
如果时间序列Y[，t]之间存在r个协整关系和s个共同特征向量，那么Y[，t]就可以被分解为随机游走的趋势部分和平稳的周期部分，定义为共同趋势和共同周期。模型写成：
如果一组I（1）变量之间存在r×1协整向量和s×1共同特征向量，那么它们之间共享n-r个共同趋势和n-s个共同周期。如果东亚国家的GDP时间序列之间存在r×1协整向量和s×1共同特征向量，那么这些国家的经济周期在短期里波动是同步的，在长期里发展趋势是相似的，也就是说它们的经济周期具有同步性，这提供了金融合作的最重要的前提条件。
四、实证研究及结果
1.数据说明
GDP是可以比较全面地反映一个国家的经济发展趋势的宏观经济指标，因此本文采用GDP来代表一国的总体产出水平用于分析国家之间的经济周期是否同步。本文采用的样本数据为季度数据，样本期为1994年第1季度—2005年第3季度。经过季度调整后的实际人均季度国民生产总值的自然对数，以下简称GDP或者产出水平。样本国家分别为中国、印度尼西亚、日本、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡和泰国。新加坡数据来自新加坡国家统计局（SDS），中国1999年之前的数据来自中国国家统计局（NBSC），其他数据均来源于国际货币基金组织的IFS网上数据库。图2反映了一阶差分后的GDP增长率情况，从经济增长波动的角度出发考察，除印度尼西亚以外，其他的东亚国家的经济周期具有明显的同步性。样本国家的经济增长在危机前后已近乎平行的方式运动，危机中的运动趋势也相似。
图2 东亚各国GDP增长比率
资料来源：IFS、SDS和NBSC。以下表5各分表同。
2.相关系数
在正式考察产出水平的协整关系前，我们利用传统的相关分析方法检验一下东亚国家的经济周期在多大程度上相关。表5-1到表5-4列出了八国的实际产出水平在整个样本期间、危机前、危机中以及危机后的相关系数。从数据我们知道：第一，整个样本期间除中国以外的其他亚洲国家GDP的相关系数均为正值且数值非常高。其中东盟国家GDP的相关系数处在0.60—0.93的高相关区间，说明东盟国家之间的经济关系更为密切和经济周期相似度更高；第二，表5-3中的数据很好地反映了图2中的经济增长的变化趋势，危机中的经济周期相关性很强，④ 从图中可以得出与表中相似的结论，几乎所有的东亚国家在此期间经济都处于下降过程，且多为负增长，中国虽然没有出现负增长现象，但经济发展也放缓，因此产出水平相关性很强；第三，日本的GDP与其他国家GDP的相关系数在危机前为负数，危机中为正数且数值非常高，危机后也绝大部分表现为正相关，这说明日本在近年来与其他亚洲国家的经济周期同步性越来越强；第四，虽然中国在整个样本期间与大部分亚洲国家呈现出弱负相关或负相关，但是危机后的相关系数（除日本以外）均为正值且数值非常高，这种高相关说明中国与其他六国的经济周期存在同步性。整个样本期间出现负值的原因可能是危机中其他七国经济增长均为负值，而中国只是稍有下降的缘故。总的来说，东亚国家之间的高相关系数在一定程度上说明它们的经济周期发展趋势是相似的。
3.单位根检验
本文单位根检验的结果见表6-1和表6-2。从表中的检验结果可知，对于所有序列，在5％的显著性水平上存在单位根的原假设无法拒绝；一阶差分后，所有变量在5％的显著水平上，可以拒绝非平稳的原假设。因此，所有变量序列都是I（1），即具有单位根。八个变量序列均为平稳序列，都是一阶单整变量。可以在此基础上进行协整检验。
4.协整检验
首先利用赤池信息准则确定VAR模型的最优滞后水平。原序列模型中最优滞后阶数为2，那么误差修正模型的滞后阶数为1，如果存在协整关系的话。以下的协整分析和共同周期分析都建立在这个选定的滞后阶数的基础上。应用多变量Johansen协整检验方法对东亚八国的产出水平进行协整检验。迹检验和最大特征值检验的结果如表7。虽然模型中导入了虚拟变量，临界值仍然采用不考虑虚拟变量的Mackinnon et al（1999）的标准。模型的线性相关性通过拉格朗日乘数法检验。
从表中我们看到迹检验表明8个变量之间存在5个协整关系，最大特征值检验表明8个变量之间存在4个协整关系。在此应用赤池信息准则，确定协整关系的个数为4。4个协整关系的存在说明了8个变量之间有4个共同趋势。标准化后的协整向量为：
其中，（）中是标准差，[]中是t统计量。
迹检验和最大特征值检验都表明八国GDP时间序列之间存在4个协整关系。协整关系的存在意味着虽然单个的GDP时间序列是非平稳随机漫游的，但它们以相同的概率趋势随机“移动”，因此具有长期相似的运动趋势。不考虑产出水平的绝对差异、社会政治基本制度差异等，Johansen协整检验的结果表明东亚八国的GDP时间序列有共同随机趋势，同步“移动”，在长期内不是发散的。协整检验的结果表明八国的产出水平在长期里具有同步性，支持这些国家的经济周期在长期内有共同趋势的结论。
5.共同周期检验
东亚国家的产出水平在长期里拥有共同趋势，那么它们在短期内是否也有共同周期。我们用共同周期理论来进行检验。首先对既包括误差修正项的长期影响，又反映解释变量滞后项的短期影响的向量误差修正模型进行估计。估计结果因为篇幅原因没有在这里列出，但是每个回归方程的调整样本可决系数（adjusted R[2]）为，中国：0.50，印度尼西亚：0.90，日本：0.51，韩国：0.88，马来西亚：0.87，菲律宾：0.85，新加坡：0.60和泰国：0.78。这在一定程度上说明估计的有效性。
然后我们检验是否存在共同周期。本研究中是求一阶差分后的序列ΔY[，t]与包含误差修正项和一阶滞后项的W[，t]之间的典型相关。有关典型相关的特征值和共同周期的检验统计量的结果见表8。
从表中我们看到8个变量之间存在3个共同特征向量关系，也就是表明8个变量之间存在5个共同周期。共同周期的个数既是短期合作的指标，也是短期内经济波动同步性的证明。如果共同周期的个数少于国家数，这说明这些国家之间经济合作密切。如果共同周期的个数为1，那么样本国家的经济以同一周期波动，这说明样本国家经济周期在样本期间完全同步，这样的情形是特例。本研究考察的样本国家的GDP时间序列存在共同趋势和共同周期说明东亚国家经济周期波动存在同步性。
五、结论
本文建立了VECM模型，利用季度数据，采用共同趋势和共同周期的计量经济学的研究方法，从经济周期同步性的角度考察了东亚地区国家之间建立共同货币区的可行性。结果表明东亚地区满足建立全面的共同货币区的条件，因为：
第一，从经济增长率的图表可以看出除印度尼西亚以外的东亚国家的经济周期波动具有同步性趋势。
第二，东亚国家产出水平之间的相关系数很高，这表明东亚国家的经济发展相关性很强。
第三，在长期里，东亚八国的GDP之间存在着协整关系。就是说，在长期里经济周期有共同的随机发展趋势。
第四，在短期里，东亚八国的GDP之间存在着共同特征向量关系。就是说，在短期里经济周期波动是同步的。
东亚八国经济周期在短期内波动是同步的，在长期内拥有共同的随机发展趋势，可以得出东亚国家的经济周期具有同步性的结论。这些国家经济周期具有同步性被认为是进行金融合作的最重要的前提条件。东亚国家的经济发展周期具有相似性，使它们在将来有可能采取相似的宏观经济政策应对经济波动，以较低的成本取得较好的政策效果。因此，东亚国家应当进一步强化彼此间的经贸交流和经济金融合作，真正发挥区域经济之间的相互带动作用，从而实现区域经济的共同繁荣，最终建立共同货币区。
虽然本研究通过协整方法，得出八国经济周期存在同步性的结论，但是未能说明引起经济周期波动的主要决定因素，应该进一步完善现有的经济周期波动模型，收集样本国家的信贷、利率、投资等其他宏观经济变量，并纳入实证模型中，完善现有模型，以求得到更为准确的研究结论。本研究的最终目的是要从中国的视角出发，对中国推动东亚金融合作的各阶段性战略目标和措施展开建设性的讨论，提出分阶段实现东亚货币金融合作的目标和实践策略。
注释：
①本文中的东亚地区包括东南亚和东北亚。实证分析中东南亚国家以印度尼西亚、马来西亚、菲律宾、新加坡和泰国为代表，东北亚则以中国、日本和韩国为代表。
②最优货币区理论给出了一系列建立共同货币区的标准，主要包括：区域内经济开放度、区域内贸易融合度、贸易结构相似度、经济周期同步性和劳动力市场流动性等等。
③参照Engle and Kozicki（1993）。
④由于数据的局限性，这里结果的可信度受到影响。
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