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摘 要：近年来亚洲金融合作的步伐正在加快.尽管亚洲各国各地区已经就开展货币金融合作达成共识,但是由于亚洲国家内部的政治、经济、文化等各方面存在巨大的差异和复杂的历史问题,使得人们对亚洲地区货币金融合作的可行性提出诸多疑问.文章在理论分析基础上构建对亚洲地区区域货币金融合作的可行性进行考察.通过进一步研究亚洲各经济体面临冲击的对称性以及对冲击的不同反应,分析亚洲开展区域性货币合作的经济基础.
关 键 词：亚洲；货币合作；冲击
自1970年代初期日本成为经济大国以来,亚洲的经济增长及其现代化进程一直令世界瞩目,亚洲成为世界经济中最具活力的地区.但是进入20世纪90年代以后,亚洲经济在高速增长过程中的问题日益暴漏,尤其是面临全球化和金融自由化的浪潮中,亚洲各国迫于经济赶超与资本不足的压力,不得不加快了金融开放和自由化的过程,导致大量资本流入的同时,传统经济体制、货币银行体系和汇率制度等和金融开放及自由化之间发生冲突.亚洲内部的金融体制和制度安排上的固有缺陷,使得亚洲地区容易成为金融危机爆发和传染的对象.而亚洲地区日益密切的贸易、金融关系要求更为一体化的货币金融合作.
一、理论与综述
区域一体化程度越高,表明影响区域内各经济体的宏观经济波动的冲击来源越相似,也就意味着货币金融合作的成本较低,各经济体倾向于合作.区域一体化程度可以从区域内经济体宏观经济基本面走势是否一致、要素流动一体化程度、贸易一体化程度等方面进行分析.无论是针对宏观经济基本面的总体趋势,还是一体化程度的研究,都只能获知地区经济体之间各经济指标是否存在同方向性或者一致性,无法解释经济结构性问题,包括经济体面临的冲击类型、来源和大小.产出和价格的波动本身并不足以代表经济冲击.而且尽管经济冲击是经济波动的根源,但它与经济波动本身并非一一对应.所以研究产出和价格波动的相关性,不能有效分析政策协调的基础条件,只有把产出和价格扰动分解为需求和供给冲击,直接研究冲击的相关性,才能对区域内各经济体所受冲击的对称性有更加深入的把握.因此本文从经济冲击相关性的角度来分析亚洲区域内经济体是否具备货币金融一体化的条件.
从经济冲击对称性角度来研究一体化程度最早由Bayoumi和Eichengreen（1993）完成,他们使用结构VAR模型
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现有文献将冲击来源主要分为需求冲击和供给冲击两种,分解为世界性冲击和国家性冲击,全球产出水平代表世界性冲击,本国产出代表国家性冲击,本国价格变动代表需求冲击.分析随着亚洲一体化的过程下亚洲各国宏观变量和经济冲击的相关性和货币金融合作的可行性.
二、模型构建
本文采用三变量的SVAR,首先建立一个全球产出、本国产出和本国价格变动的结构VAR模型.将全球产出引入模型,是由于亚洲经济体外向型战略导致亚洲国家产出易于受到全球产出变动的冲击.各变量可以表示为冲击的无限加总形式：
简化为：Xt等于A（L）着t,其中A（L）为滞后算子L的三阶参数矩阵.
着t分别表示为全球实际GDP增长率、本国实际GDP增长率和本国通货膨胀率的序列,均为平稳的随机过程.着wt,着yt,着pt均为白噪声序列,分别表示世界供给冲击,本国供给冲击和本国需求冲击.SVAR模型引入了变量间相互作用,而SVAR模型中的冲击向量无法直接得到,需要转化为简化式.即B（L）Xt等于滋t,其中E（滋t滋′t）等于Ik.如果B（L）可逆,即Xt等于D（L）滋t,其中D（L）等于B（L）-1.由于外生变量的结构冲击着t不可能直接观测到,因此结构冲击和简约冲击式模型残差关系为：
滋t等于A0着t
要求得结构冲击序列,首先对简约式VAR模型进行最小二乘估计,得到滋t的估计值,再求得A0的逆矩阵后,就可以计算出结构冲击序列着t.根据SVAR模型的识别条件,引入如下约束条件：（1）长期内,全球产出不受某一国影响.（2）本国需求冲击对本国产出不存在长期效应.由此A（L）为下三角矩阵.通过求出A0的逆矩阵,最终得到结构式着t,在通过计算冲击序列的相关系数考察各经济体对各种冲击的相关系,相关性越强越显著,表明经济体之间一体化程度越高,货币金融一体化的收益越高.
三、实证分析
1.数据来源和单位根检验.根据数据的完整性和可获得性,本文选取的亚洲经济体共有30个,包括孟加拉国、不丹、中国、斐济、印度、印尼、老挝人民民主共和国、马来西亚、马尔代夫、缅甸、尼泊尔、巴基斯坦、巴布亚新几内亚、菲律宾、萨摩亚、所罗门群岛、斯里兰卡、泰国、汤加、瓦努阿图、越南、香港特区、韩国、新加坡、中国台湾省、日本、哈萨克斯坦、吉尔吉斯共和国、蒙古、塔吉克斯坦、土库曼斯坦.时间段为1980年~2011年.本文的数据来源于IMF的IFS数据库.
在设定SVAR模型之前,首先对原序列进行平稳性检验,结果显示所有原时序序列均不平稳,存在单位根.一阶差分后皆为平稳序列.ADF检验时,滞后项的选择依据AIC信息准则和SC准则.通过建立SVAR模型得到简化形式的残差序列滋t和系数矩阵A0的估计值,最终求出结构式冲击着t的估计值.该值代表各经济体所面临的外部供给冲击、国内供给冲击、国内需求冲击的估计值.如果一个地区内部,不同经济体对同一种经济冲击的影响程度相似,则适合开展货币合作.因此要研究各经济体对同一经济冲击的反应是否相似,可以通过计算Pearson相关系数进行检验.如果系数为正并且显著,说明经济体对同一经济冲击的反应是对称的.
2.实证结果.
（1）内部产出冲击的Pearson相关系数检验结果.内部供给冲击的相关性越高,即当区域内部一国遭受供给冲击时,另一国宏观经济的变化与冲击国较为一致,意味着两国采取货币政策和金融合作有利于两国的宏观经济稳定.就内部产出冲击相关系数的估计结果来看,亚洲国家内部经济体之间供给冲击相关系数差异较大.其中,东亚和东南亚地区,主要为中国、中国香港、印度尼西亚、日本、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国及中国台湾地区之间的供给冲击相关系数较高并且大部分为显著,而印度同其他亚洲国家之间供给冲击的相关系数较低或者为负.缅甸、孟加拉国、老挝人民民主共和国和哈萨克斯坦等国之间的供给冲击相关系数显著正相关并且程度较高.其他亚洲国家的内部供给冲击相互之间影响并不显著.其中,最为显著的东亚地区国家如新加坡、台湾、香港等经济体的相关性达到0.6以上,甚至高于Bayoumi和Eichengreen（1993）所计算的欧盟国家的相关性.
产出冲击的一致性一定程度上取决于各国之间增长模式和经济结构的相似性.供给相关性弱,表明区域内国家与其他经济体之间存在一定差距,即影响产出的因素不同.在东亚地区和东南亚地区,出口对于拉动其经济增长具有重要的作用.这些国家的制造业出口在总出口中的比重很高,尤其是韩国和中国台湾.由于采取了外向型的经济发
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