东盟国家货币与人民币论文

一、人民币与东盟国家货币汇率动态关联性的实证分析

（一）变量与数据

本文分析对象为人民币（CNY）及东盟国家货币汇率包括新加坡元（SGD）、印尼盾（IDR）、马来西亚林吉特（MYR）、菲律宾比索（PHP）、泰铢（THB）。由于在东南亚和南美国家的一篮子货币中，日元的地位较为重要，这些国家的中央银行依据日元币值的波动对本币外汇汇率进行调整，希望通过这一调整来达到一种最优水平，以保证国内经济平稳发展的目的(Kearneyetal，2007)，为此，本文同时检验日元（JPY）汇率对东盟国家货币汇率影响，以更全面评估人民币对东盟国家货币的影响力程度。数据样本区间为2007年8月1日至2014年8月1日。除去因节假日缺失及各汇率序列交易日不匹配的数据，每一汇率序列得到1427个日数据。最后，2010年6月中国进行了人民币二次汇改，人民币重新开始升值，并接连创出历史新高，此后，东盟国家货币也呈现不同程度的升值态势。为此，本文将以人民币二次汇改为节点，分阶段考察人民币与东盟国家货币汇率动态关联性。

（二）数据的统计性描述与平稳性检验

从人民币、日元与东盟国家货币汇率收益率的主要统计量来看，泰铢、菲律宾比索、林吉特以及日元在样本区间1的收益均值为正，而在样本区间2的收益均值变为负，表明上述国家货币经历了由贬值到逐步升值过程；人民币、新加坡元及印尼盾收益均值均为负值，说明人民币、新加坡元及印尼盾保持了升值过程。标准差显示，相比于其他几种货币汇率来说人民币汇率的波动最小，虽然进行了二次汇改，但与人民币汇率依然实行有管理的自由浮动政策情况相符。从偏度和峰度来看，偏度系数都不等于0，但偏度不大；峰度均显著大于正态分布的3，具有明显的尖峰厚尾特征，显著偏离正态分布。从图1、2可以看出，样本区间1、2的人民币与东盟国家货币的汇率变动数据均在一定的水平线上波动，除个别特殊时间段波动幅度较大外，无明显的趋势，因此，可对各国货币的汇率序列进行不带趋势项的ADF检验。ADF检验值的检定结果表明，在1%的显著水平下，样本区间1、2各国货币汇率变动序列不存在单位根，均为平稳序列。

（三）人民币与东盟国家货币汇率之间报酬溢出效应检验

在1%显著水平上，第一，二次汇改前，除泰铢、人民币外，日元对东盟其他国家货币汇率均具有报酬溢出效应；二次汇改之后，除新加坡元外，日元与人民币、其他东盟国家货币汇率则转变为不存在报酬溢出效应，说明日元对大部分东盟国家货币汇率的影响力在减弱。第二，二次汇改前，人民币对日元及东盟国家货币汇率均不存在报酬溢出效应；二次汇改后，有所不同是，除泰铢及马来西亚林吉特外，人民币对日元及其他东盟国家货币汇率具有报酬溢出效应，说明二次汇改使得人民币汇率双向浮动弹性增强，人民币对东盟国家货币汇率的影响力得到了显著提升。第三，2007年以来，林吉特、菲律宾比索对人民币始终存在报酬溢出效应，2010年以后泰铢对人民币存在报酬溢出效应。由于各国货币的汇率均具有厚尾和波动集群性的特性，人民币与东盟国家货币汇率之间可能存在潜在动态关联性。

（四）人民币与东盟国家货币汇率之间波动溢出效应检验

本文尝试建立MGARCH-BEEK模型对人民币与东盟国家货币汇率之间的动态关联性进行实证分析。其中均值方差和方差方程如下：均值方程：Rt=D+εtt=1,2…,T(1)方差方程:ε=H1/2tνtHt=B'B+C'εtεt-1C+C'Ht-1G(2)其中，Rt是2×1的金融时间序列向量，D是2×1的金融时间序列均值向量，νt是2×1的均值为0的白噪声向量，Ht是2×2的方差协方差矩阵。B为2×2上三角矩阵，2×2的矩阵C表征波动的ARCH效应，即波动的聚集性，2×2的矩阵G表征波动的GARCH效应，即波动的持久性。以金融时间序列I和Ⅱ为例，h11,t表示序列I的条件方差，h22,t表示序列Ⅱ的条件方差，h12,t表示两序列的条件协方差。C211和g211分别表示序列I波动率自身存在的ARCH效应和GARCH效应的程度，C221和g221分别表示序列Ⅱ对序列I的波动率的冲击的ARCH效应和GARCH效应的程度。C12和g12分别表示序列Ⅱ波动率自身存在的ARCH效应和GARCH效应，C21和g21分别表示序列I对序列Ⅱ的波动率的冲击的ARCH效应和GARCH效应的程度。当和都等于0时，序列I对序列Ⅱ没有波动溢出效应，同理，当和都等于0时，序列Ⅱ对序列I没有波动溢出效应。最后，使用Ljung—BoxQ统计量检验估计的MGARCH模型残差νt的随机性。其中r(j)是T个样本的滞后j期残差项的自相关函数。Ljung—BoxQ统计量渐进服从自由度为P—k的卡方分布(k为解释变量个数)，Q统计量的原假设是标准化残差是白噪音随机过程，如果我们不能显著拒绝原假设，那么意味着我们设定的模型是正确的。模型估计的人民币、日元及东盟国家货币汇率波动溢出效应检验结果中残差序列及其平方项Ljung—BoxQ统计量不显著，说明其不存在自相关，且不存在ARCH效应，说明本文所建立的MGARCH-BEEK模型是合理的。从汇率市场之间的波动溢出关系来看，对各关系对BEKK模型得到的矩阵C中的参数、和矩阵B中的参数、的显著性检验结果表明，在5%的显著性水平下，一是2010年以前，人民币与菲律宾比索、泰铢之间存在双向波动溢出效应，日元、新加坡元对人民币存在单向波动溢出效应，人民币与林吉特、印尼盾不存在波动溢出效应。除泰铢外，日元对东盟其他国家货币均存在波动溢出效应。二是2010年之后，人民币与新加坡元、泰铢之间存在双向波动溢出效应，日元对人民币依然具有单向的波动溢出效应。有所不同的是，人民币对林吉特转变为存在单向波动溢出效应，与印尼盾依然不存在波动溢出效应。菲律宾比索对人民币存在单向波动溢出效应。总体来看，人民币与东盟国家货币汇率波动溢出效应有了明显提升，随着中国-东盟经贸关系日益密切，以及人民币贸易结算的推行都是人民币汇率对东盟国家货币汇率产生影响以及这种影响不断增大的重要原因。

二、结论与启示

就报酬溢出效应而言，二次汇改后，除泰铢及林吉特外，人民币对日元及其他东盟国家货币汇率均产生报酬溢出效应；除新加坡元外，日元对人民币及其他东盟国家货币汇率均不产生报酬溢出效应。表明相比二次汇改前，人民币在东盟区域影响力整体上有了明显的增强，而日元的影响力逐渐减弱。就波动溢出效应而言，各国货币汇率均呈现波动的聚集性和持续性。二次汇改后，人民币对泰铢、新加坡元存在双向波动溢出效应，对林吉特存在单向波动溢出效应，表明人民币与东盟国家货币汇率之间联动关系日益密切。除菲律宾比索、泰铢外，日元对人民币及东盟其他国家货币汇率存在波动溢出效应，菲律宾比索对人民币存在单向波动溢出效应，人民币与印尼盾不存在波动溢出效应，一方面说明人民币汇率市场相对于世界主要货币，如日元汇率市场来说，在东盟区域影响力还难以与其相抗衡；另一方面说明了人民币汇率易受到外部市场的影响，并且这种影响是单向的，表明人民币汇率市场还不成熟，仍处于发展阶段。

（一）提升人民币在东盟区域内的地位

通过本文的分析发现，二次汇改后至今人民币对东盟国家货币汇率的影响力在增强，人民币正在成为东盟国家隐形的“货币锚”。所谓“货币锚”，是指可作为货币汇率调整参照的基准。但是我们仍需看到，同美元、日元相比，人民币还远没有成为东盟国家货币稳定的名义“锚”。一是继续鼓励和支持人民币在与东盟国家，尤其对与我国有贸易逆差的柬埔寨、缅甸、老挝、越南等东盟国家贸易投资中的跨境使用，构建通畅的人民币跨境流动机制。二是加强与东盟国家间的磋商与协调，继续推进人民币和东盟国家币种的境内挂牌交易，扩大货币互换协议规模，鼓励人民币FDI回流，从而带动人民币作为东盟区域性投资货币及储备货币。三是在加快中国上海、香港人民币离岸金融中心建设的同时，尊重市场力量顺势推动新加坡、东京等人民币离岸中心的发展，以促进人民币在贸易结算中的定价能力。

（二）加快区域货币合作步伐

1997年亚洲金融危机、2008年国际金融危机、2010年中国-东盟自由贸易区如期建成等日益凸显出中国与东盟国家开展汇率合作的必要性。但东盟国家现实的政治、经济和文化环境决定了目前与东盟国家货币汇率合作的选择，只能是开展次区域汇率合作。如果人民币与次区域内其它货币之间存在双向的风险传递关系，则说明次区域汇率市场的融合度较深，具有较好的开展次区域汇率合作的市场基础。通过本文实证分析发现，在人民币和泰铢、新加坡元之间存在显著的双向波动溢出效应。考虑到新加坡、泰国与我国地域和经济上的联系，可以考虑首选新加坡、泰国作为我国与东盟开展汇率合作的伙伴，进而争取在东盟国家货币合作中起到主导作用。

（三）建立中国与东盟汇率协调机制

鉴于短期内中国与东盟各国无法摆脱对“美元体制”的依赖，各经济体应在保持现有汇率制度的基础上，逐步采取措施弱化本币对美元的实际盯住，扩大对美元的波动幅度。一方面可以考虑在10+1的合作框架下我国与东盟国家签订双边或多边汇率调整协议，进一步就汇率波动的幅度以及官方干预的程度、时机和方式等问题加强协商沟通，设置次区域对外货币稳定的汇率目标区，并保证适当的目标区边界，使次区域内汇率具有足够的灵活性；另一方面中国、马来西亚、印度尼西亚、泰国等经济发展水平相近的国家出于稳定双边汇率的要求，可以考虑采取共同盯住货币篮子制度，保持区域内汇率政策一致和汇率稳定，并逐渐构建次区域汇率合作机制。

作者：陈文慧 单位：中国人民银行南宁中心支行