1、經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理2008年第4期東亞貨幣競爭性均衡與人民幣貨幣錨效應陳志昂(浙江工商大學金融學院,杭州310018)摘要人民幣的升值空間,取決于東亞貨幣的集體競爭性均衡。東亞貨幣的集體升值,有助于緩解全球國際收支失衡,提高東亞經(jīng)濟的福利水平。帶動東亞區(qū)域整體升值的基礎,人民幣升值并不必然導致出口競爭力的下降,福利水平,緩解全球國際收支失衡的作用。關鍵詞東亞;貨幣錨;最優(yōu)貨幣區(qū);中圖分類號F82116文獻標識碼(2008)04000506大量研究表明,減緩產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的速率,也將給中國帶來巨大的福利效應。但是,現(xiàn)實的國際分工是傳統(tǒng)二元經(jīng)濟的國際化,發(fā)展中國家相當于勞動力無限供應的傳統(tǒng)部門,在中

2、低端產(chǎn)品市場進行激烈競爭。同時,金融全球化充分暴露了發(fā)展中國家的金融脆弱性,使其不得不采取低匯率、高儲備政策,以提供金融穩(wěn)定的擔保。顯然,人民幣升值幅度和全球國際收支調(diào)節(jié)效應在很大程度上取決于發(fā)展中國家,特別是中國和東亞國家和地區(qū)間的競爭性均衡,取決于人民幣升值是否能帶動東亞貨幣的集體升值。區(qū)域性貨幣的集體升值,在很大程度上取決于區(qū)域內(nèi)部是否存在著匯率合作機制,或在區(qū)域內(nèi)存在一種“貨幣錨”,能作為區(qū)域貨幣穩(wěn)定器發(fā)揮作用。傳統(tǒng)的貨幣一體化理論強調(diào)貨幣合作的微觀和宏觀條件,側(cè)重于從發(fā)達國家角度,從兩國模型出發(fā),探討貨幣合作和“貨幣錨”功能,與當前全球競爭的事實和東亞經(jīng)濟一體化的程度相去甚遠。本文試

3、從東亞發(fā)展中國家和地區(qū)在與發(fā)達國家進行替代性競爭的事實出發(fā),建立一個競爭博弈模型,描述東亞貨幣競爭均衡機制和人民幣作為“貨幣錨”的可能性,并在實證基礎上,判斷人民幣在事實上是否具有“貨幣錨”功能,提出加強貨幣合作的路徑和策略。一、“貨幣錨”理論文獻與東亞經(jīng)濟特點“貨幣錨”可分為外部錨和內(nèi)部錨,其分別對應于釘住(非意愿性)和聯(lián)合浮動(協(xié)議性)匯率制度?！柏泿佩^”理論在傳統(tǒng)上是以“最優(yōu)貨幣區(qū)”理論為基礎的,并經(jīng)麥金農(nóng)和弗萊明等人的補充完善,形成了從微觀到宏觀,從經(jīng)濟到政治,從單一到綜合的分析框架。但是,區(qū)域內(nèi)部是否存在“貨幣錨”,首先取收稿日期2007-10-03基金項目國家自然科學基金資助項目(

4、70773104),男,浙江寧波人,浙江工商大學金融學院院長,教授。作者簡介陳志昂(1953感謝匿名評審人提出的意見,筆者已作了相應的修改,本文文責自負。5經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理2008年第4期決于國際經(jīng)濟的競爭環(huán)境,而不是政府合作。麥金農(nóng)強調(diào),最優(yōu)貨幣區(qū)理論不涉及政府間合作,以及哪一國政府負責確定匯率等問題。選擇一國貨幣作為主導性核心貨幣,是經(jīng)濟理性選擇,很大程度上可以解決匯率決定中潛在的政府間沖突問題。最優(yōu)貨幣區(qū)中的其他國家將本幣釘住核心貨幣,或以之為基準確定匯率,就無需直接調(diào)整其他的雙邊匯率。麥金農(nóng)根據(jù)20世紀7090年代歐洲匯率機制以馬克為“內(nèi)部錨”的經(jīng)驗,認為要成為核心貨幣,需要滿足三個

5、條件:首先,經(jīng)濟規(guī)模巨大,發(fā)展強勁,能容忍其他國家慎重地、常常是不經(jīng)意地將本幣釘住馬克,而不采取報復行動。其次,德國政府不設定匯率目標,可以實行獨立的國內(nèi)貨幣政策,穩(wěn)定馬克對實際商品和服務的購買力。這樣,其他歐洲國家可以把馬克作為穩(wěn)定價格水平的名義錨。最后,到20世紀70年代初,德國取消了資本管制,而其他大多數(shù)歐洲國家直到2080末還做不到。1件伯格斯滕(Bergsten)認為,一種貨幣扮演國際貨幣的角色需要具備五個關鍵因素:潛在的經(jīng)濟和國際貿(mào)易規(guī)模;不受外部限制的經(jīng)濟獨立性;沒有外匯管制;該國資本市場的條件的。而從歷史的經(jīng)驗看,也確實不存在一種發(fā)展中國家貨幣充當區(qū)域“貨幣錨”的事實。因而,以

6、傳統(tǒng)理論模型和經(jīng)驗分析人民幣是否能充當區(qū)域“貨幣錨”,必然會得到否定的回答。但是,在經(jīng)濟和金融全球化不斷拓展和深化的條件下,在發(fā)展中國家的大國全面卷入全球化過程,美國與東亞國家和地區(qū)之間的國際收支出現(xiàn)嚴重不平衡,金融全球化沖擊發(fā)展中國家,“東亞金融危機”正從反面提高區(qū)域經(jīng)濟和區(qū)域貨幣合作意愿時,我們有必要重新審視人民幣作為區(qū)域“貨幣錨”的條件和可能性。二、東亞貨幣競爭性均衡的博弈分析,“貨幣錨”,。,很大程度上取決于發(fā)展中。在當前,新興國家的貿(mào)易份額僅為38%,在發(fā)達國家的進口市場中,面臨的是一條需求彈性較低的需求曲線,和由“國際勞動力無限供應”決定的高彈性供應曲線(見圖1)。按經(jīng)典的微觀經(jīng)濟

7、理論,這樣的市場結(jié)構將導致“囚徒困境”式的博弈結(jié)果。爭相貶值,匯率低估,就是這一競爭均衡的表現(xiàn)方式。價格的下降(貶值,從P1到P2),雖然可以增加出口數(shù)量,但卻導致出口金額下降,導致供應方總體福利損失?！案偁幮再H值”是以新興國家的福利損失和對發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)替代加快(數(shù)量效應)為結(jié)果的。廣度、深度和流動性;該國的經(jīng)濟實力、穩(wěn)定性和2國際地位。李曉、丁一兵則從區(qū)域貨幣角度出發(fā),結(jié)合東亞區(qū)域的實際情況,提出一種貨幣成為區(qū)域性關鍵貨幣至少應具備的五個條件:一是經(jīng)濟規(guī)模、經(jīng)濟增長穩(wěn)定性及為周邊地區(qū)提供出口市場的能力;二是一國的經(jīng)濟開放程度;三是一國貨幣在區(qū)域內(nèi)被接受的程度,即區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟體在國內(nèi)、國際交流中

8、使用該國貨幣的程度與范圍;四是一國政府貨幣金融政策的國際公信力及同本地區(qū)其他成員的政策協(xié)調(diào)能力;五是一國貨幣所面臨的內(nèi)外制度環(huán)境。并從這些標準出發(fā)對東亞區(qū)域的各國貨幣進行考3察,認為東亞區(qū)域缺乏一個行之有效的貨幣錨?？疾煲陨侠碚撐墨I可以發(fā)現(xiàn),雖然這些理論建立了貨幣一體化的分析框架,提出了一國貨幣成為貨幣錨的基本條件,但其研究均是以發(fā)達經(jīng)濟為標準,以一般兩國經(jīng)濟為模本,以國家間完全競爭為6發(fā)展中國家貨幣競爭均衡的第二種形式可稱為供應方的寡頭競爭均衡。當發(fā)展中國家的大國卷入經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理2008年第4期全球競爭,在區(qū)域內(nèi)既存在一定的大國競爭優(yōu)勢,又具有互補性的內(nèi)部經(jīng)濟聯(lián)系時,只要這一貨幣幣值穩(wěn)

9、定,其他區(qū)內(nèi)貨幣就有可能將其作為“貨幣錨”,避免競爭性貶值。具有競爭優(yōu)勢的大國是供應方的領導者或定價者,而其他發(fā)展中國家則是跟隨者,或數(shù)量適應者。這種供應方寡頭市場結(jié)構的形成,有助于平衡供求之間的力量對比,減少發(fā)展中國家競爭性貶值的福利損失。這時,雖然出口量減少,但金額反而增加,福利提高。如果存在這樣的機制,即使東亞國家和地區(qū)間還難以形成官方的匯率合作安排,人民幣依然有可能成為東亞國家和地區(qū)貨幣的“內(nèi)部駐錨”,人民幣升值就能在不損害本國競爭力的前提下,提高東亞經(jīng)濟的總體福利水平,減緩發(fā)達國家產(chǎn)業(yè)結(jié)構調(diào)整的速率,調(diào)節(jié)全球國際收支不平衡。我們認為,人民幣充當“貨幣錨”的條件:易加深。李曉、強度指數(shù)

10、作了測算,體,、甚至還高于。而且,中國作為一個大國,起到了產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)換的作用,形成對區(qū)內(nèi)貿(mào)易逆差,對區(qū)外貿(mào)易順差的貿(mào)易格局,有利于推動區(qū)域3經(jīng)濟的發(fā)展。二是東亞地區(qū)形成了以FDI驅(qū)動的區(qū)域產(chǎn)業(yè)循環(huán)機制和自日本進口機械設備、向美國出口制造品的“三角貿(mào)易”模式4,而日美匯率的劇烈波動影響到東亞經(jīng)濟體的出口和FDI流入,加劇了該地區(qū)經(jīng)濟部門的不穩(wěn)定,成為阻礙經(jīng)濟長期穩(wěn)定發(fā)展的重要因素,迫切需要匯率的相對穩(wěn)定。三是東亞的小國經(jīng)濟面臨匯率制度選擇的困境,釘住美元的匯率制度實際上使各經(jīng)濟體的貨幣政策喪失了自主權與獨立性,成為投機沖擊的目標,而選擇浮動匯率制度又會形成實際匯率的波動,偏離區(qū)域的競爭均衡。四是中國

11、作為發(fā)展中國家的大國,既為東亞其他國家提供了市場,也形成了不對稱的競爭壓力,表現(xiàn)為中國勞動生產(chǎn)率提高速度快,受匯率等外部沖擊相對較小,區(qū)域內(nèi)競爭壓力系數(shù)較其他東亞國家和地區(qū)低。五是筆者的研究已經(jīng)證明,東南亞金融危機后,按相對購買力平價,東亞貨幣對美元的低估程度趨向一致,已出現(xiàn)5在匯率上保持競爭性均衡的傾向。六是美國持續(xù)的國際收支逆差和貶值趨勢已使持有美元的風險增大,而鑒于“東南亞金融危機”的經(jīng)驗和中國的負責任的表現(xiàn),人民幣已獲得信任。這相當于在斯坦克爾伯格均衡中,市場領導者的行為信息是確定的,跟隨者可根據(jù)自己的情況選擇對策,人民幣就可以成為隱性“內(nèi)部錨”。三、關于人民幣匯率貨幣錨效應的實證研究

12、根據(jù)上述理論模型,筆者試圖通過實證檢驗,關系。),可以使用回,運用弗蘭克爾與魏尚進的模型6。該模型為:DSFYSFMSFetEASF=+ut(1)1+2et3et4et式中,單位瑞士法郎(SF)作為測算除日本外其他東亞國家和地區(qū)匯率變動的計價標準,這些波動可以從主要貨幣對瑞士法郎的匯率變動中體現(xiàn)出來,等式右邊選取了美元、日元與德國馬克3種主要貨幣作為回歸變量。由于考察的是匯率的變動狀況,因此使用名義匯率對數(shù)的一階差分序列來構造變動率模型,可建立如下回歸方程:DSFJSFStESF=+1+2St3StUSFRSF+ut4St5St(2)式中,SF為瑞士法郎;E指東亞某國貨幣;D指美元;J為日元;

13、U為歐元;R是人民幣。這樣,回歸的結(jié)果將測算東亞國家和地區(qū)貨幣針對美元、日元、歐元與人民幣的釘住情況。2,3,4,5分別代表對4種貨幣的釘住權重。(二)數(shù)據(jù)和變量人民幣自2005年7月21日開始采用更靈活的匯率形成制度,因而考察東亞國家和地區(qū)在名義匯率上對人民幣的釘住狀況要從2005年開始。筆者選取了港元(HKD)、菲律賓比索(PHP)、新加坡7經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理2008年第4期元(SGD)、泰銖(THB)、吉林特(MYR)、印尼盧比(IDR)六種貨幣作為估計對象,美元(USD)、日元(JPY)、歐元(EUR)和人民幣(RMB)作為回歸自變量,瑞士法郎(CHF)作為期內(nèi)的匯率變動情況,筆者搜集

14、了2005年7月21日2007年3月6日的數(shù)據(jù),并對日匯率波動進行了平均處理。人民幣、港元(HKD)、菲律賓比索(PHP)、新加坡元(SGD)、泰銖(THB)數(shù)據(jù)采外部計價貨幣。各貨幣轉(zhuǎn)換為單位本幣對瑞士法郎匯率值后,構造對數(shù)的一階差分序列。由于匯率變動本身就是連續(xù)的過程,高頻度的數(shù)據(jù)更能體現(xiàn)短表1變量EURD(EUR)JPYD(JPY)RMBD(RMB)USDD(USD)HKDD(HKD)PHPD(PHP)THBD(THB)SGDD(SGD)IDRD(IDR)INRD(INR)MYRD(MYR)集自中國銀行網(wǎng)站,其他從路透信息系統(tǒng)獲得。(三)ADF檢驗協(xié)整分析表1為ADF檢驗結(jié)果。10%臨界

15、值-31980599-21570727-31980710-21570642-31445928-2573-31-321570573-21570573-21570573-31981284-21570785-31980489-21570587-31446044-21570713-31446083-21570614-31449164-215719255%臨界值-31420821-11941613-31420875-11941602-2868-1941592-31420715-11941592-11941592-11941592-31421154-11941621-31420768-11941594-2

16、1868353-11941611-21868370-11941598-21869726-119417781%臨界值-31133129-11616171-31133161-11616178-21570437-11616185-31133066-11616185-31133066-11616185-11616185-11616185-3113326-11616165-31133098-11616183-21570464-11616172-21570474-11616181-21571200-116161062各變量及其一階差分的ADF檢驗結(jié)果檢驗模型(C,T,K)(c,t,4)(0,0,11)(c

17、,t,6)(0,0,5)(c,0,0)(0,0,0)(c,t,0)(0,0,0)(c,t,0)(0,0,0)(0,)0,0,16)(,0,0)(c,t,2)(0,0,1)(c,0,3)(0,0,10)(c,0,1)(0,0,0)(c,0,0)(0,0,0)ADF值-3156618433-71971570333-3185282133-10123906333-216314763-20161599333-21766672-20167993333-2121036333-2418602333-21525172-41822527333-21591947-16113303333-71980164333-10

18、107728333-11937783-2218307633391320778333注:檢驗模型形式C表示是否帶常數(shù)項,用0表示不帶常數(shù)項,c表示帶常數(shù)項,T表示是否帶趨勢項,用0表示不帶趨勢項,t表示帶趨勢項,K表示滯后階數(shù),由AIC準則判別最優(yōu)滯后階數(shù)。333表示在1%顯著水平下變量平穩(wěn),33表示在5%顯著水平下變量平穩(wěn),3表示在10%顯著水平下變量平穩(wěn)。由于EG兩步法要求同階平穩(wěn),而上述單位根檢驗中,有變量原始序列平穩(wěn),因而對上述變量的一階差分進行回歸。將各國的名義匯率的一階差分數(shù)據(jù)用EG兩步檢驗法來判別變量之間的協(xié)整關系,先對全部變量做最小二乘回歸,回歸方程為:

19、rmb=-01991908c+01411776usd(01004228333)(01118226)+01000917eur+01026211jpy(01013944333)(0102621133)8-01048725inr-6149E-05idr(01015946333)(01000289333)+01222585sgd-01000590thb(01222595)(01001236333)+01006958php+01408363hkd(01010088333)(01120411)R2=01969749DW=11381394F值=14311844ARCH值=01969071式中,括號內(nèi)為誤差值

20、,333表示1%水平下通過經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理2008年第4期檢驗。回歸方程共10個變量,4150個數(shù)據(jù),查表可知,各統(tǒng)計量均通過檢驗。表2變量Resid再對模型估計殘差序列進行ADF檢驗,檢驗結(jié)果見表2。10%臨界值-319805995%臨界值-314208211%臨界值-31133129殘差序列ADF檢驗結(jié)果檢驗模型(C,T,K)(c,t,0)ADF值-29156682333由于統(tǒng)計計量值-29156682小于顯著性水平0101時的臨界量-319880599,因此可認為估計形序列,可以進行協(xié)整分析。(四)東亞匯率釘住情況回歸方程估計經(jīng)過前面的檢驗,各變量的序列之間存在著協(xié)整關系,解釋變量能解

21、釋被解釋變量。下面將以USD,JPY,EUR,RMB,MYR作為解釋變量分別對HKD,PHP,THB,SGD做回歸,為了控制異方差性,本文用WLS進行估計,并用White表4(R)01897606(0102461433)殘差序列e為平穩(wěn)序列,表明變量之間存在著協(xié)整關系,因而其線形組合表示了一種長期的均衡關系。經(jīng)過一階差分,筆者對每個變量的數(shù)據(jù)序列進行水平形式的檢驗,其中檢驗過程中的滯后期的確定采用AIC最小準則,以保證殘差值非自相關性。檢驗結(jié)果表明兩個頻度的一階差分數(shù)據(jù)都是一階整表3變量THBHKDPHPSGDINRIDRMYR東亞各國匯率釘住主要貨幣的回歸結(jié)果213月6日)1(c)-3147

22、5312(010743323)2(USD)-013J-1014494333)5(RMB)11187183(01017997333)R2squared01833348019983940181568501744096018577800106886001002512-(01)0841003549333)-01012041(01000549333)-01066113(01002159333)-01083279(01003728333)-41400(01211604)01063314(010587953)-01067869(0102769133)01585996(010580233)11282665(0

23、10597813)-11614680(010546923)01387134(01017089333)-01259555(01006185333)01896669(01008043333)01161046(01013939333)61207620()-11506905()11031986()-01240784()21524146()-21175967(01262592)31476377(010854333)-11314969(01017305333)21239102(01017506333)-21754218(010849043)-0178223(01509087)01598324(011872

24、17)01100588(0102157533)01671475(010833923)01153029(01200405)注:括號內(nèi)為誤差值,333表示1%顯著水平下通過檢驗,33表示5%顯著水平下通過檢驗,3表示10%顯著水平下通過檢驗。從檢驗的結(jié)果看,除IDR,MYR方程總體擬合度較差外,其他貨幣與解釋變量均具有較高的相關性。從人民幣的影響看,人民幣對發(fā)達經(jīng)濟體的港元與新元盡管存在線性關系,但與美元等國際關鍵貨幣相比,影響系數(shù)較低。但從東亞發(fā)展中國家看,泰銖、菲律賓比索對人民幣的釘住權重均超過了美元等關鍵貨幣。令人驚異的是,人民幣對印度盧比的影響也超過美元。四、總結(jié)與政策建議盡管,以上的實證

25、結(jié)果還難以證實人民幣已成為區(qū)域內(nèi)的貨幣錨,但周邊新興國家和地區(qū)貨幣與人民幣之間已顯現(xiàn)了較穩(wěn)定的聯(lián)系,在一定程度上說明人民幣在區(qū)域內(nèi)已經(jīng)具有一定的影響力。人民幣對區(qū)域內(nèi)發(fā)展中國家和地區(qū)貨幣的影響已高于美元,遠強于日元。這也說明,東亞國家和地區(qū)出于9經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理2008年第4期保持競爭力,維護出口市場的需要,必然要使貨幣保持相對于人民幣的穩(wěn)定。從東亞經(jīng)濟的現(xiàn)狀看,2005年7月21日人民幣采取新的匯率形成機制后,馬來西亞等東南亞國家立即宣布對美元升值;2007年5月,泰銖在游資沖擊下,1美元突破35泰銖時,泰國中央銀行立即進行政策性干預。這些情況也說明,東亞區(qū)域內(nèi)已經(jīng)形成了一種基于自發(fā)性的非

26、正式匯率形成機制,人民幣有可能成為區(qū)域內(nèi)的隱性錨。根據(jù)以上研究,筆者認為,即使不存在政府間匯率政策合作,人民幣在東亞經(jīng)濟中依然可以,也正成為東亞貨幣的隱性內(nèi)部錨。這一內(nèi)生機制說明,東亞區(qū)域已經(jīng)存在通過人民幣的升值帶動東亞參考文獻1RonaldI1McKinnon1TheEastAsianDollarStandardNotes,2000,(29)12C1FredBergsten1TheDollarandtheJ(4)13李曉,丁一兵1亞洲的超越1:,200614關世雄1:M1北京:中國財政經(jīng)濟出版社,200315陳志昂1J1管理世界,2005,(5)16JeffreyA,2JinWei1YenB

27、lockorDollarBlock?ExchangeRatePoliciesoftheEastAsianEconomiesA1TakatoshiIto,AnneKrueger1MacroeconomicLinkages:Savings,ExchangeRateandCapitalFlowsC1TheUniversityofChicagoPress,19941區(qū)域的整體升值的基礎,人民幣升值并不必然導致出口競爭力的下降,卻能起到提高區(qū)域福利水平,緩解全球國際收支失衡的作用。為加強人民幣作為區(qū)域貨幣錨的功能,當前最主要的問題是改變中國經(jīng)濟“強實體,弱虛擬”的不對稱格局。顯然,沒有人民幣的國際化,貨幣錨只能是隱性