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从宏观经济对称性看东亚地区汇率合作的基础
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广告招租，e-mail:yesize@hotmail.com 【内容提要】东亚地区进行汇率货币合作的可能性高度依赖于区域内国家参加合作的成本和收益。根据最优货币区理论，参与国之间的经济对称性，特别是宏观经济周期和所遭受冲击的对称性是决定汇率合作的主要因素之一。本文分析了东亚各国（地区）的对称性、周期性波动因素，以及影响周期性波动的深层因素——供给和需求冲击的对称性，从而确定潜在的汇率合作成员伙伴区域，指出汇率合作的阶段性。 同前面的研究结论相近，就产出而言，中国同区内其他研究对象仍维持相对独立性，中国同菲律宾和印尼分别在产出和物价增长的周期性波上表现出明显的负相关，表明中国同上述两国的差异是比较大的，进行汇率合作所需要的政策协调难度也加大。然而，短期经济波动的相关性分析揭示出前面所无法发现的一个重要特征，即中国大陆与中国香港在短期经济波动上具有明显的对称性，并且相关程度超过了中国香港同日本、美国的关联程度，这意味着两地在应对短期经济波动的宏观政策协调上的难度降低；另一方面，中国近年来与区域内NIEs在物价周期性波动上呈现出明显的正向关系，表明影响这些经济体物价波动的内部因素和外部冲击具有很大程度的相似性。 总体来看，日本在产出的短期波动方面同区内经济的联系更密切些，美国同泰国、新加坡、马来西亚和印尼这几个东南亚国家的产出呈现出短期内的逆向波动，同其他经济没有明显的相关，从而增加了上述各国同美国进行汇率合作的潜在成本。 1986年以来的数据表明，中国、印尼、菲律宾、泰国同美国及中国、中国香港、新加坡同日本在物价和产出的短期波动上均不对称，意味着上述国家以美国或日本为核心货币进行合作的难度加大。而中国与中国香港、日本和韩国在产出和物价的短期波动因素上均保持对称性，使其成为潜在的适合进行汇率合作的成员。 二、宏观经济冲击的对称性 值得注意的是，对于宏观经济变量进行的相关系数分析，只能揭示经济表现是否具有同方向性，从而揭示政策目标和政策运行潜在的一致性，而分析经济面临的冲击的对称性则能够进一步提供关于汇率合作中实施相同宏观经济政策的成本分析。为进一步揭示东亚地区所面临的冲击的对称性，作者按照Eichengreen(1997)的方法，假设经济面临的供给和需求冲击是正交化的，根据宏观经济模型假定设定约束条件，从原始数据的拟合残差中分解识别出冲击的大小，并以此分析东亚地区冲击的对称性。 1.方法和数据说明 在宏观经济总供给—总需求分析框架下，产出和物价同面临的供给和需求冲击相联系，经济系统的动态反应过程是：正向的需求冲击将使产出在短期内高于其长期水平，随后向长期水平复归，使物价水平发生永久性的提高。另一方面，正向的供给冲击则使产出发生永久性的提高，而物价水平永久性下降（注：参见Eichengreen(1997)，第四章，第73～83页.）。 产出和物价的变动可以用供给冲击和需求冲击的无限加总过程来描述，即 附图 其中L[i]是滞后算子，ε[,dt],ε[,st]分别代表需求冲击和供给冲击。将产出和物价的n期滞后向量自回归VAR过程写成残差项的无限移动平均过程： 附图 是VAR过程的回归残差，该残差同结构式扰动（供给和需求冲击）之间的关系是e[,t]=Cε[,t]，因此只需要知道矩阵C，就可以得出ε[,dt],ε[,st]序列来。在2×2矩阵中，求解矩阵C需要4个约束条件。由供给冲击与需求冲击满足正交化条件，并将其标准化，可以得到C′C=Cor，其中Cor是VAR过程生成的残差相关系数矩阵，而由需求冲击对于产出不具有长期影响则提供了方程的另一个约束条件，即 附图 因此系数矩阵C是唯一的，可以由此识别供给和需求两类冲击。 附图 作者在对东亚进行实证时，根据数据的可获得性选择1971～2000年区间段，用不变价格的GDP指数来描述产出，以1995年为基期；用同样基期的GDP Deflator描述经济总体物价的表现。由于中国台湾地区的GDP Deflator难以获得，最后采用CPI数据描述物价。 所有数据均取对数并进行一阶差分处理。在VAR过程判断滞后阶数时，使用赤池标准和LR统计量来进行衡量，对于多数 对象，VAR(2)能够很好的描述数据的动态，因此，为了使生成的结论具有可比性，统一选择VAR(2)（注：作者要感谢南开大学国际经济研究所的张晓峒教授对该部分计量方法的指点和帮助。）。 2.冲击的波动性 图1提供了以各国（地区）供给和需求冲击的标准差来反映的冲击的波动性。整体而言，除中国台湾外，东亚地区需求冲击的波动性远远高于供给冲击的波动性。经济发达国家美国、日本和新加坡的经济冲击波动性最小，而中国也表现出比较低的冲击波动性，这可能与中国产业和贸易结构相对分散，从而能较好吸收和平缓冲击有关，印度尼西亚的供给和需求冲击均波动性很高。如果按区域内波动的均值来衡量，具有高需求冲击波动性的国家包括菲律宾、印度尼西亚和韩国；中国台湾、泰国、中国香港和印度尼西亚则拥有高的供给冲击波动性。 以上分析的政策含义在于，其他条件不变，如果经济系统面临的冲击具有历史延续性，则高的波动性将使经济政策同其他国家相比更具有波动性，而该国放弃浮动汇率的成本就会大大上升，从而使包括该国家或地区（例如印度尼西亚）在内的潜在的货币联盟的共同政策面临更多的挑战。 表5 供给冲击相关性 附图 *表示相关系数显著性为10%，*表示显著性为5%，**表示1%的显著性水平。 资料来源：根据IMF International Financial Statiscics各期和世界银行2000 WDI数据光盘计算。 表6 需求冲击相关性 附图 *表示相关系数显著性为10%，*表示显著性为5%，**表示1%的显著性水平。 资料来源：根据IMF International Financial Statiscics各期和世界银行2000 WDI数据光盘计算。 3.冲击的对称性 附图 图1 冲击波动性 为反映经济遭受冲击的对称性与否，表5和表6列出了各国（地区）遭受两类冲击的相关系数。相关系数的符号可以揭示经济体之间冲击的作用方向，而相关系数的大小则可以揭示经济体之间面临冲击的力度差异。同样，使用Person显著性指标衡量这些相关系数是否具有显著性。 就总体情况而言，东亚地区的供给冲击的对称程度要高于需求冲击。表5和表6再次证实了中国经济的独特性，表现为无论就供给还是需求冲击而言，同区内其他经济体均不具有显著的对称性。菲律宾的情况与中国类似，同样是在冲击方面同其他各经济体表现出非相关，呈现出异质性特点。美国同其他经济体的冲击对称性也不是很明显，仅同中国台湾具有比较对称的需求冲击，而同中国香港保持正向的供给冲击关联。如果按照冲击对称性标准来衡量，则在东亚地区恢复美元本位制的主张缺乏现实基础。日本同韩国具有对称的供给冲击，而和中国台湾则具有对称的需求冲击。 区域内，供给和需求冲击对称性更多体现在小型开放经济之间，部分原因可能在于它们具有比较接近的经济结构和相似的贸易构成。例如，泰国和马来西亚、菲律宾和印度尼西亚之间，以及同相对较发达的日本、韩国和中国香港之间存在比较对称的供给冲击。此外，存在一个跨越东北亚和东南亚国家的子集团，即韩国、中国香港、马来西亚、印尼与泰国彼此之间存在供给冲击的两两相关的正向关系；就需求冲击而言，日本，印尼，泰国以日本、泰国和中国台湾彼此间具有正相关的需求冲击。 供给和需求冲击均相关的国家或地区组包括：（中国香港，马来西亚）、（印尼，泰国）和（日本，泰国），暗示着上述国家进行双边汇率合作，自身负担的调整成本可能会低于同区内其他国家（地区）之间的合作。 考虑到需求冲击长期不影响经济产出，供给冲击是区内产出波动的主要来源，则可以根据供给冲击对称性来衡量加入汇率合作的成本。具有相互对称性的子集团：韩国、中国香港和马来西亚、印尼与泰国可能会面临比较小的调整成本。 三、结论 本文提供了东亚各国宏观经济表现的对称性分析，不仅分析了总体经济表现，而且进一步剔除了趋势性因素，分析了周期性波动，以及造成周期性波动的深层次因素——供给冲击和需求冲击的对称性。当然，笔者 认识到，这种相关分析法，只能揭示经济的总体表现、短期波动因素和影响因素是否具有一定的同方向性，却不能说明因果关系，也不能揭示实质经济联系的内涵，例如东亚地区贸易和投资联系和产业结构等，这是笔者需要进一步研究的地方。 分析表明，中国经济总体表现相对独特，同区内经济的正向关联程度比较低，这意味着如果从经济对称性角度衡量，若中国不能获得未来区域货币合作的主导权，则可能面临很大的调整成本；而异质性反过来则加大了中国获得区域货币合作的主导权的阻力。当然，以上结论是基于历史数据的分析，仅能说明决策阶段面临的约束，伴随着区域经济内联系的加强，如果商品和要素一体化深化，则可能会促进中国经济和区内其他国家宏观经济表现的趋同，从而减少未来进行货币合作的成本。 结合经济周期性波动的联动性和供给需求冲击的对称性分析，本文指出在（中国香港，马来西亚）、（印尼，泰国）和（日本，泰国）之间如果进行双边汇率合作，当出现外部冲击和短期经济波动时，内部调整成本可能会低于同区内其他国家（地区）之间合作的成本。而具有供给冲击对称性的子集团：韩国、中国香港、马来西亚、印尼与泰国也是潜在的汇率合作成员国，这意味着从对称性角度出发，一个连接东盟国家和东北亚国家的汇率合作集团是可能会出现。 但是，整个东亚地区之间宏观经济波动和冲击的对称性比较低，则意味着东亚整体的汇率合作从经济基础看是代价较高的，更不论政治因素和外交因素的影响了。因此，东亚整个区域的汇率合作，可能会遵循欧洲的道路，即先促进经济融合，再进行汇率合作；而对于区域内对称性高的国家，可以先进行小集团范围内的合作，从而使东亚的汇率合作呈现出阶段性分步进行的特点。
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