|
匯率波動與亞洲的經(jīng)濟增長
匯率波動與亞洲的經(jīng)濟增長附圖
圖1 亞洲各經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長與衰退的同步現(xiàn)象（1990-2000年）
資料來源：The World Economic Outlook (WEO)Database April 1999；國際貨幣基金組織主頁，http://www.imf.org/external/pubs/ft/weo/1999/01/data/#2。
由出口帶動或是由外資流入引起的經(jīng)濟增長會產(chǎn)生本幣升值的壓力。亞洲新興市場經(jīng)濟由于本幣釘住美元，在經(jīng)濟增長的高峰期都出現(xiàn)了本幣升值的壓力。按照Balassa-Samuelson效應，這些經(jīng)濟體內(nèi)相對于世界平均水平的貿(mào)易品勞動生產(chǎn)率增長要快于非貿(mào)易品勞動生產(chǎn)率增長，但同時經(jīng)濟體內(nèi)的非貿(mào)易商品的物價水平也相應抬高。
與勞動生產(chǎn)力同步提高的工資水平是無可非議的，但與勞動生產(chǎn)力提高無關的工資上漲卻拖累了各經(jīng)濟體。最典型的是日本，貿(mào)易與非貿(mào)易部門的勞動生產(chǎn)率差異高達73.2%（美國是13.2%,Krugman and Obstfeld,2001)。除此之外，為了抑制經(jīng)濟發(fā)展過熱，當時泰國等一些國家提高了利率。利率的提高產(chǎn)生了兩種現(xiàn)象：短期外資的大量流入，本國企業(yè)籌措資金的“外債化”（因為境外利率低，企業(yè)不是向國內(nèi)銀行舉債，而是直接向境外籌措）。伴隨著1995年后較長時期的美元升值，亞洲一些經(jīng)濟體的名義匯率都有明顯的提高（見表1）。
表1 1970-2000年亞洲各經(jīng)濟體GDP增長與貨幣匯率的相關性
名義匯率 實際匯率 1999年人均國
民收入（美元）
新加坡 0.351076696 0.401379798 26300
香港特區(qū) 0.364264368 0.149986998 25100
日本 0.495270508 0.269414233 23100
中國臺灣 0.362602952 -0.104025631 16500
韓國 -0.433910518 0.038399868 12600
馬來西亞 -0.564034784 0.056595968 10300
泰國 -0.608576891 -0.009916242 6100
中國 0.187831613 -0.428633353 3600
菲律賓 -0.338179495 0.073377773 3500
印度尼西亞 -0.75387025 0.029684452 2830
印度 0.218499454 0.206986168 1720
資料來源：http://www.nso.go.kr/cgi-bin/SWS-1021.cgi;
http://intl.econ.cuhk.edu.hk/exchange_rate_regime/index;
http://www.jeico.co.kr/cnc_old.html;http://research.stlouisfed.org/fred2/series/EXBZUS/13.
從總體上看，雖然表1的相關系數(shù)很低，但是系數(shù)的正負符號可以表示出一種趨勢。負號（在直接標價法下）表明該經(jīng)濟體的貨幣有升值的趨勢。在名義匯率欄中有負號的經(jīng)濟體經(jīng)濟增長大都依賴于外資。在經(jīng)濟火熱的時候，外資大量涌入，在危機時則大批撤走。最典型的是泰國，該國開放了資本市場，給短期國際資本的進出打開了方便之門。因此經(jīng)濟增長與名義貨幣升值有一定的聯(lián)系。在實際匯率欄中，祖國大陸與臺灣為負號（泰國雖然是負號但系數(shù)太�。�，這表示隨著經(jīng)濟增長在實際匯率方面貨幣也有升值的壓力。國外學者認為，人民幣的估價只是其購買力平價的1/4(Ishida,2002)。近年來中國國內(nèi)物價水平持續(xù)下降也是構成人民幣實際升值的一個因素。中國的名義匯率釘住美元，經(jīng)常項目持續(xù)順差，資本項目尚未完全開放，經(jīng)濟增長與實際匯率的上揚存在著一定的聯(lián)系。而其他經(jīng)濟體的經(jīng)濟增長與匯率之間則沒有顯示出令人信服的相關關系或趨勢。
上述經(jīng)濟增長與匯率之間的關系是根據(jù)年度數(shù)據(jù)計算出來的，它只考察了經(jīng)濟增長與匯率的一種長期趨勢。為了進一步分析在經(jīng)濟發(fā)展的高漲期和低谷期的匯率波動狀態(tài)，本文運用每天匯率波動的數(shù)據(jù)，通過廣義自回歸條件異方差(GARCH)等模型進行檢驗。其目的是為了考察經(jīng)濟增長各階段中匯率波動與政府干預的特征。
三 模型與亞洲匯市的短期特征
亞洲金融危機為本模型提供了時間段。在危機之前各經(jīng)濟體的經(jīng)濟大都保持在7%以上的增長速度，而在危機后跌落為負增長或低速增長。為了比較這些經(jīng)濟體貨幣在這兩段期間的波動狀況，本節(jié)主要通過廣義自回歸條件異方差(GARCH)等模型進行估計。將觀察值分為兩段：危機前（1990年1月至1997年7月）以及危機爆發(fā)后（1997年8月至2002年6月），并以前期和后期內(nèi)每天的數(shù)據(jù)為樣本。Andersen和Bollerslev(1998)曾經(jīng)用一天內(nèi)的(intraday)高頻率數(shù)據(jù)進行匯市波動分析，認為這種分析給匯市的經(jīng)紀人提供了有利的分析工具。但他們也肯定了每天的匯市數(shù)據(jù)分析為資產(chǎn)定價模型提供依據(jù)。由于亞洲各經(jīng)濟體的節(jié)假日不同，本研究以各經(jīng)濟體為單位取樣。各經(jīng)濟體匯市的數(shù)據(jù)來源于美國聯(lián)邦儲備主頁(http://www.federalreserve.gov/releases/H10/)。
這里我們設名義匯率E[,t]的對數(shù)為lnE[,t]，則匯率波幅為V[,t]=lnE[,t]-lnE[t-1]。首先通過擴充的迪基－富勒單位根檢驗(Augmented Dickey-Fuller Test)，判斷所有V[,t]序列是否平穩(wěn)�；貧w方程為：
V[,i,t]=C[,i]+ε[,i,t] ε[,i,t]｜E[,t-1]～N(0,σ[2,t]) (1)
這里V[,i,t]代表i經(jīng)濟體在t時刻的匯率波動。C[,i]為i經(jīng)濟體的特定值，E[,t]表示在t時刻可獲得的信息。然后按照BJ方法即Box-Jenkins methodology識別數(shù)據(jù)和判斷模型。根據(jù)BJ的相關圖(ACF)和偏相關圖(PACF)判斷結果，再分別運用自回歸過程(AR(p)即pth order autoregressive process),ARCH (Autoregressive Conditional Heteroscedasticity)模型和上述的GARCH模型。AR(p)認為V[,i,t]依賴于它在先前t-1,t-2,…,t-p時期的值，ARCH則認定匯率波動的誤差項的方差不是某個自變量的函數(shù)，而是隨時間變化并且依賴于過去誤差的大小。常常有大的誤差與小的誤差成群出現(xiàn)的情況。時刻t的ε的方差(=σ[2,t])依賴于時刻(t-1)的平方誤差的大小，即依賴于ε[2,t-1]，說明過去意外信息會對預期方差產(chǎn)生影響。它們之間的關系應該是：
σ[2,t]=α[,0]+α[,1]ε[2,t-1] (2)
式(2)為ARCH模型，其中α[,0]＞0，α[,1]≥0，確保條件方差σ[2,t]＞0。同時要求α[,0]+α[,1]≤1，以防σ[2,t]無窮大。ARCH模型的缺點在于，當滯后階數(shù)過大和樣本有限時，參數(shù)估計方法的效率會降低。也就是說隨著階數(shù)的擴大，這種估計將會導致違反那些α[,i](i=1,2,…n)不為負的限定，這是確保條件方差σ[2,t]為正所必須的。為了彌補ARCH的不足，我們用一個或兩個σ[2,t]的滯后值代替許多ε[2,t]的滯后值，這就是廣義自回歸條件異方差模型(GARCH)。也就是用簡單的GARCH模型來代表一個高階ARCH模型，從而使得模型的識別和估計變得比較容易。表明t期的條件方差不僅依賴于過去的平方干擾，而且依賴于過去的條件方差。為了確保GARCH模型的定義完整，所有在ARCH模型中的相應系數(shù)σ[2,t]=α[,0]+α[,1]ε[2,t-1]必須為正數(shù)。最簡單的GARCH模型是GARCH(1,1)模型。
σ[2,t]=α[,0]+α[,1]ε[2,t-1]+β[,1]σ[2,t-1] (3)
由此誤差項的方差現(xiàn)在有三個組成部分：一個常數(shù)項，前一時刻的平方干擾（ARCH項），以及前一時刻的方差（GARCH項）。為了保證條件方差σ[2,t]＞0，又不趨向無窮大，要求α[,0]＞0，α[,1]≥1，且α[,1]+β[,1]小于1或接近1。α[,1]+β[,1]表示的是“波動的持續(xù)性”(Mills,1999)。下頁是各經(jīng)濟體的檢驗結果。
Mills(1999)認為，α[,1]+β[,1]可以作為判斷時間序列是否穩(wěn)定的條件，在金融市場上則可以解釋為“波動持續(xù)性”(volatility persistence)強弱的概念。如果α[,1]+β[,1]＜1，則表明波動對條件方差的影響是有限的，也就是受到?jīng)_擊后條件方差隨時間逐漸向其均值回歸，因此GARCH(1,1)模型收斂。如果α[,1]+β[,1]=1，則表明沖擊將對條件方差產(chǎn)生持久影響。在此將亞洲各經(jīng)濟體匯市方差和“波動持續(xù)性”進行歸納和排序。
在某時期內(nèi)當匯率劇烈波動時，這段時間內(nèi)的方差就增加；反之，在某段時期內(nèi)匯率波動平緩。從匯率波幅的方差變化來看，在亞洲金融危機后，方差明顯擴大的國家有韓國和泰國。馬來西亞作為例外（馬來西亞在亞洲金融危機中匯市波動非常劇烈，但是到1998年下半年該國采取了固定匯率制度，所以可以另當別論）。方差比過去稍有擴大的有新加坡和中國臺灣，新加坡和中國臺灣在亞洲金融危機中受到的沖擊相對較小�？傮w上來說，亞洲各經(jīng)濟體的匯市在金融危機后擴大了方差。然而，方差的擴大是否伴隨著匯市對內(nèi)外沖擊(shocks)承受能力的提高？從計算結果來看，除了中國臺灣、新加坡和韓國的匯市消化沖擊的時間比以前略微縮短之外，其他國家和地區(qū)消化匯市沖擊的時間都有所延長。從總體上看，匯市在“低增長期”較“高增長期”需要更長的時間來消除沖擊的影響。
隨著方差在經(jīng)濟低增長時期的擴大，波動的影響延續(xù)時間也拉長了。例如，在經(jīng)濟高增長時期，外來沖擊6天后對亞洲匯市波動造成的影響尚存有(0.640026443)[6]=0.068736514。而在低增長期則需要11天，沖擊殘留的影響為(0.779602961)[11]=0.064655917。
附圖
表2(3) 低增長時期各經(jīng)濟體匯市的波動狀況
附圖
說明：括號內(nèi)是t值。以上多數(shù)國家的匯市估計使用了AR(p)和GARCH(1,1)模型，但后期的泰國使用的是ARCH模型。
表3(1) 亞洲各經(jīng)濟體匯市在金融危機前后的方差排序
高增長 高增長 低增長 低增長
的方差 期排序 的方差 期排序
中國臺灣 9.62115E-07 2 3.57976E-06 1
新加坡 1.16453E-06 3 4.35283E-06 2
馬來西亞 1.19670E-06 4 0.000015255 3
泰國 2.60826E-06 5 0.000023654 4
韓國 6.69605E-07 1 0.000034658 5
（平均方差） 1.32024E-06 1.63E-05
表3(2) 亞洲各經(jīng)濟體匯市在金融危機前后“波動持續(xù)性”強弱的排序
前期波動 高增長 后期波動 低增長
持續(xù)性 期排序 持續(xù)性 期排序
中國臺灣 0.750043482 4 0.750003516 1
新加坡 0.750005182 3 0.750004177 2
韓國 0.750074700 5 0.750004680 3
馬來西亞 0.200003679 1 0.760582410 4
泰國 0.750005170 2 0.887420020 5
（平均波動 0.640026443 0.779602961
持續(xù)性）
說明：“波動持續(xù)性”是指GARCH(1,1)或ARCH模型中的系數(shù)之和。
如何解釋亞洲地區(qū)匯市波動的方差擴大和波動持續(xù)性延長的現(xiàn)象？Ogawa和Ito(2000)又從博弈論角度分析了東南亞貨幣籃子。他們建立了一個相互貿(mào)易（與美國、日本和鄰國）的理論模型，提出新興市場國家的匯率制度依賴于鄰國的選擇，兩國貨幣籃子中的美元等貨幣的權重取決于“納什均衡”。在（亞洲金融危機前的）高速經(jīng)濟增長期，大多數(shù)的貨幣基本上釘住美元，貨幣籃子調(diào)整較小，故可以推測各國匯率波動方差較小。亞洲金融危機之后，各國吸取教訓，不斷調(diào)整貨幣籃子以保持競爭力，這種調(diào)整擴大了方差（見表4）。
從表4可以看出危機以后區(qū)域內(nèi)貨幣之間相關性有所加強。在危機之前貨幣有50%以上有正相關性的為6個，而危機后則增加到14個。一國調(diào)整貨幣籃子，鄰國也會跟著調(diào)整，這就相應地擴大了匯率的波幅。特別是一些有競爭性的產(chǎn)業(yè)更為敏感。日元下浮促進日本汽車業(yè)的出口，韓元也會跟著下浮與日本在第三國市場上展開“汽車大戰(zhàn)”。但是還沒有充分數(shù)據(jù)證明這些貨幣籃子的調(diào)整是企業(yè)還是政府行為導致的。
表4 亞洲各經(jīng)濟體匯率的相關性檢驗一協(xié)方差結果
附圖
資料來源：美國聯(lián)邦儲備網(wǎng)站http://www.federalreserve.gov/releases/H10/,2002年8月1日。
從上述亞洲匯市在高增長與低增長期的不同結果中可以看出，經(jīng)濟增長給匯市的穩(wěn)定和中央銀行干預的有效性創(chuàng)造了條件，如果經(jīng)濟增長停滯了，外國投機資金就會抽逃，中央銀行干預匯市的“源泉”（外匯儲備）會面臨枯竭。
四 經(jīng)濟增長與人民幣匯率市場化
根據(jù)上述分析，在長期內(nèi)（年度數(shù)據(jù)）經(jīng)濟增長與匯率起伏沒有顯著的相關關系，只存在某種趨勢。在高增長期突如其來的外資涌入會造成名義匯率上�。ㄈ珥n國、馬來西亞、泰國、菲律賓和印度尼西亞）以及外部形成的人為升值壓力（日本所經(jīng)歷的“廣場協(xié)議”）會讓一國經(jīng)濟一蹶不振。在“廣場協(xié)議”后日元持續(xù)升值與日本經(jīng)濟的衰退恰巧形成了相同趨勢（見圖2）。
附圖
圖2 日元名義匯率與國民生產(chǎn)總值的趨勢
資料來源：日元匯率來自日本銀行網(wǎng)頁http://www.boj.or.jp/en/index,htm;日本的GDP來源于http://www.stat.go.jp/english/index.htm;http://www.imf.org/external/index.htm.
人民幣既不能重復日本“廣場協(xié)議”的歷史，也不能重蹈韓國、馬來西亞、泰國、菲律賓和印度尼西亞名義匯率上揚的覆轍。貨幣升值所導致競爭力的喪失是一國匯率政策的失敗，如果該國一旦喪失了國際競爭力，那么就難以維持經(jīng)濟增長。目前討論的人民幣匯率市場化必須在中國經(jīng)濟持續(xù)增長的條件下嘗試，因為持續(xù)的經(jīng)濟增長為人民幣匯率的市場化試點提供了安定的環(huán)境。與此同時也是中央銀行積累干預經(jīng)驗和企業(yè)擴大對匯市風險承受能力的最佳時機。
亞洲發(fā)展中國家的企業(yè)、銀行不是不知道可以通過對沖(hedge)以及遠期、期權和期貨等方式，使其以外幣為面值的債務或外匯暴露頭寸的風險降到最低。但是實際上這是不可能的，因為它們無法在國際金融市場上找到（或借到）以自己國家貨幣為面值的“外國貸款”。雖然人民幣國際化是一個漫長的過程，隨著中國經(jīng)濟的強大，人民幣會逐漸被世界各國普遍接受。如果一國的企業(yè)或政府是以外幣對外負債，那么政府貨幣政策的靈活性將受到極大制約。因為任何一個貨幣政策出籠之前，政府都要考慮國內(nèi)企業(yè)的資產(chǎn)負債表上的貨幣和期限有沒有錯配(mismatch)以及能不能對匯率劇烈波動進行保值的問題。如果一國能用本幣對外負債，就像美國的對外負債大多數(shù)是以美元記值一樣，也就等于讓其他國家為美國承擔了匯率風險。多數(shù)發(fā)達國家之所以能夠承受匯率劇烈起伏的原因之一，就是它們的貨幣是國際貨幣或區(qū)域性貨幣。這種現(xiàn)象早已經(jīng)被“原罪論”(original sin)所歸納。“原罪論”設定外圍國家處于這種狀況下，本國的貨幣不能從海外借到。因為外匯市場的保值措施都假定該國可以從海外借入自己的本幣。由此企業(yè)不是沒有能力進行一切風險對沖，而是發(fā)覺不可能這樣做。往往這些外圍國家的金融市場發(fā)育不完全，從而加劇金融的脆弱性。這些企業(yè)的國內(nèi)投資不是出現(xiàn)貨幣錯配，便是出現(xiàn)期限錯配。企業(yè)面臨一種“魔鬼的選擇”。它們不搞保值是因為發(fā)現(xiàn)這種做法的機會成本相當高�！霸镎摗边�認為只有經(jīng)濟大國才不對每日的匯率波動進行干預，而那些外圍國家不得不對每日匯率波動進行直接或間接地干預。這就是所謂的“浮動恐懼癥”或“軟釘住”的由來�！霸镎摗敝赋鐾鈬鷩彝e失調(diào)整匯率的良機。McKinnon(2001)把這種錯失良機形容為“禍根”。當一國經(jīng)濟環(huán)境處于較好的狀態(tài)時，例如資本內(nèi)流，貿(mào)易收支順差，這些國家不愿意讓名義（或?qū)嶋H）匯率浮動起來；而當環(huán)境不好時，由于美元化的外部債務，又擔心貶值會引起匯率體系崩潰。此外，一國的匯率市場化必須處于世界對該國貨幣擁有信心的時候，而這種信心取決于該國持續(xù)的經(jīng)濟增長勢頭和中央銀行的獨立性。因為如果中央銀行為了執(zhí)行政府的某項政策，它們的干預匯市行為反而會加劇匯率的波動。
人民幣的區(qū)域化和國際化需要中國經(jīng)濟的持續(xù)高速增長作為后盾，而只有區(qū)域化和國際化的貨幣才能從根本上降低企業(yè)的外匯風險，這樣才能實現(xiàn)人民幣匯率真正意義上的市場化。
【參考文獻】
1 黃瑞玲(2002)：《釘住匯率制：發(fā)展中國家的金融隱患—兼談人民幣匯率制度的取向》，《世界經(jīng)濟與政治論壇》第4期。
2 Andersen,Torben G.and Tim Bollerslev (1998):"Deutsche Mark-Dollar Volatility:Intraday Activity Patterns,Macroeconomic Announcements,and Longer Run Dependencies",The Journal of Finance,Vol.LIII,No.1,pp.219-265.
3 Calvo,Guillermo A.and Carmen M.Reinhart(2002):"Fear of Floating",Quarterly Journal of Economics,Vol.CXVII,2,pp.379-408.
4 Edwards,Sebastian (1994):"Real and Monetary Determinants of Real Exchange Rate Behavior:Theory and Evidence from Developing Countries",in John Williamson (ed),Estimating Equilibrium Exchange Rates.Washington DC:Institute for International Economics,pp.61-91.
5 Ishida,Mamoru(2002):"Perils of Undervalued 匯率波動與亞洲的經(jīng)濟增長 Yuan",The Japan Times,Monday,May 27.
6 Krugman,Paul R.and Maurice Obstfeld (2001):International Economics,Theory and Policy,Fifth Edition,Addison Wesley Longman,清華大學出版社，第424-425頁。
7 McKenzie,Michael (2002): "The Economics of Exchange Rate Volatility Asymmetry",International Journal of Finance and Economics 7,(3),pp.247-260.
8 McKinnon,Ronald I.(2001): "After the Crisis,the East Asian Dollar Standard Resurrected:An Interpretation of Highfrequency Exchange Rate Pegging",in Joseph Stiglitz and Shahid Yusef(ed),Rethinking the East Asian Miracle,The World Bank and Oxford University Press.
9 Mills,Terence C.(1999):The Economic Modeling of Financial Time Series,Cambridge:Cambridge University Press,pp.134-135.
10 Ogawa,E.and Takatoshi Ito(2002):"On the Desirability of a Regional Basket Currency Arrangement",NBER Working Paper,No.8002
|