眭 川

(厦门软件职业技术学院 外语外贸系,福建 厦门 361024)

一、研究背景

人民币国际化与“一带一路”倡议同本同源并相得益彰,“一带一路”互联互通项目推动沿线各国发展战略对接与耦合对人民币国际化提出了紧迫的需求,人民币国际化也需要“一带一路”倡议的响应举措搭建夯实的载体。因此,在“一带一路”协议框架内稳步推动人民币国际化,可有效实现新旧动能转换并相互赋能。这其中,人民币国际化的重要基石是人民币周边化和区域化,“一带一路”的关键支点是周边国家和地区。因此,关注周边区域、聚焦重要国家是我国宏图大展的务实之举。

哈萨克斯坦作为“丝绸之路经济带”西向拓展的第一站和我国的西向重要邻国,是中国在中亚的第一大贸易伙伴国,2018年全年新疆口岸对哈萨克斯坦进出口份额超越俄罗斯,高达为1，048.5亿元。在全球交易结算逐渐货币自主选择化的大环境下,中哈共同致力于增加人民币和坚戈在贸易计价结算和互相直接投资的比重。2014年10月,哈萨克斯坦和中国签署《中华人民共和国国家发展和改革委员会与哈萨克斯坦共和国国民经济部关于共同推进丝绸之路经济带建设的谅解备忘录》,2017年6月,两国联合声明“一带一路”建设和 “光明之路”新经济政策相辅相成,更进一步夯实了中哈双方从更高层次和更深水平对“一带一路”框架下展开合作的规划,双方在传统贸易和跨境电商结算、本币互换和投融资、离岸人民币市场建立方面持续开创新局面。

有据于此,研究人民币对坚戈隐性货币锚(invisible anchor currency，隐性货币锚，即区域性乃至国际性的货币竞争实现的实际均衡结果，但属于非官方且不公开的状态。)效应,有助于探究人民币国际化的前奏——人民币周边化,用人民币周边化实施的具体效果为人民币国际化提供经验反馈和路径选择,进而指导我国与“一带一路”沿线各国在协议框架内展开多层次的金融领域合作,提升人民币的区域向心力和影响力,这对人民币从周边化、区域化到最终国际化和“一带一路”倡议全方位、多层次的落实行动都具有重要的理论指导意义和实际应用价值。

二、文献综述

究本溯源,测度人民币的货币锚效应应该着眼于我国的综合国力、国际地位、人民币的国际声誉和影响力。Kawasaki & Ogawa(2006)[1]通过比较东亚地区两种货币篮子在可持续性等方面的异同,认为美元应该占货币篮子的较大权重,因为这样更能使东亚各国的实际汇率保持长期均衡稳定,其中主要理由之一就是美国将在未来很长一段时间保持世界超级大国的地位,美元的国际和区域作用力均强过日元、人民币等货币。但Ito(2010)[2]预测只要人均GDP下滑幅度不大,中国将在21世纪20年代到30年代之间成为世界第一经济强国,人民币将从亚洲区域性知名货币升级为区域内驻锚货币,直接作用于其他货币的中间汇率浮动,并且随着中国政府着力实施人民币国际化战略,人民币的国际地位会继续攀升。姜红艳、苑西恒和曾冰(2018)[3]利用状态空间模型的时变参数回归,实证检验了人民币是否成为大中华区的货币锚,结果表明尽管人民币对港澳台三地的货币汇率存在显著影响,但美元依靠着美国强大的经济实力和国际影响力,仍保持着港澳台驻锚货币的主导作用。

寻根究底,计量人民币货币锚效应大小的主流方法可以分为两大类。第一类主要基于一价定理和最优货币区理论,运用购买力平价理论检验人民币是否具备成为货币锚的条件以及是否已成为区域货币锚。Enders & Hum(1994)[4]提出G-PPP(广义购买力平价)理论,认为如果不同国家的货币发行总量、物价水平和商品供给等关键因素高度相仿,即使其他生产要素迥异,汇率波动也会大同小异。方霞和陈志昂(2009)[5]在G-PPP模型的基础上发现人民币在金融危机后在事实上成为东亚货币区的隐性锚。王颖和李甲稳(2015)[6]也基于G-PPP模型和最优货币区理论,实证分析出人民币存在成为东盟地区隐性货币锚的可能。第二类主要从借助中间货币得到的名义汇率,并得益于Francle & Wei(1994)[7]构建的货币锚效应回归模型。何剑、柳开(2018)[8]、郭建伟(2018)[9]在此模型基础上检验人民币与中亚地区货币的联动效应,前者得出人民币已成为哈萨克斯坦货币坚戈的货币锚,但并未成为中亚其他国家的货币锚的结论;后者得出目前美元、欧元、人民币和卢布共同组成中亚五国的货币锚。李婧、解祥优(2016)[10]、蔡梦(2016)[11]利用此模型分析人民币对东亚地区的货币锚效应,前者通过日度数据实证分析认为人民币已成为东亚部分国家的货币锚,但借助月度数据实证分析却得出人民币没有成为东亚货币锚的结论;后者认为美元在东亚货币篮子里的权重不断下降,人民币逐渐成为东亚区域的被“钉住”货币,事实上已成为该区域的货币锚。刘刚、张友泽(2018)[12]在此模型基础上利用固定效应检验测算,得出人民币在“一带一路”沿线的货币锚效应总体逊于美元和欧元,但差距在逐渐缩小的结论。

从现有文献来看,关于人民币货币锚的相关研究对象多为港澳台三地、东亚或东盟地区的货币,视野范围过偏“东向”,不能很好地体现一带一路特别是“西向”陆上丝绸之路经济带沿线国家的货币与人民币的联动效果和研判人民币货币锚的事实存在与否。此外,现有的部分研究采取孤立静态的角度展开实证,其他部分研究虽能从动态时变的视阈建立模型,但时间界点多为1997年或2008年的金融危机,未能将“一带一路”带来的宏观政策利好等重大事项视为影响界点,难以与时俱进地体现新时代国家倡议和宏观战略在人民币国际化领域的努力和成效。

有鉴于此,本文主要在以下三个方面展开创新性探究:(1)以“一带一路”西向陆线上重要的枢纽哈萨克斯坦的货币坚戈作为测试对象,利用货币锚回归模型实证分析人民币目前是否已成为坚戈的隐性货币锚;(2)在货币锚回归模型的基础上,以2017年6月中哈关于“一带一路”与“光明之路”对接耦合的联合声明作为时间界点,设置虚拟变量,实证分析中哈政策协调对接合作规划影响人民币成为坚戈隐性货币锚的显著性。(3)根据实证结果并结合“一带一路”发展倡议,将人民币对坚戈是否发挥出隐性货币锚效应的研究结论进行深层提炼和总结,加以改进并应用到“一带一路”沿线国家和其他金砖国家的政策建议中,真正践行人民币周边化、区域化和国际化“三步走”战略和“一带一路”国家倡议。

三、数据处理与模型设定

(一)变量阐述与数据优化

1.数据选取与描述

根据既定的研究思维路径,本文的人民币月度实际有效汇率指数数据来自于国际清算银行(BIS)数据库,坚戈月度实际有效汇率指数来自于哈萨克斯坦国家银行(NBK)网站,研究时间半径由2012年1月至2019年1月,共85组数据,试图探究人民币是否已经成为坚戈的隐性“驻锚”货币以及2017年6月的中哈联合声明带来的“一带一路”“光明之路”对接耦合是否对前述结果产生显著影响。由于研究主要基于货币实际有效汇率的波动溢出效应,所以控制变量除了坚戈和人民币的实际有效汇率指数以外,还涵盖了SDR货币篮子里的其他四种货币——美元、欧元、日元和英镑——的实际有效汇率指数,其他次要币种的影响程度由残差变量来代表,以体现模型方程的周全性。通过对六种货币汇率指数做自然对数化处理(表示为LN+货币简称),并使用X-12方法对数据做季节调整以剔除季节性变化带来的影响,实现了数据之间的可比性。各变量名称和符号如表1所示。

表1 变量名称与符号

2.变量数据描述性统计

表2 各币种汇率处理值序列的描述性统计

由表2可以看出,六组时间序列数据中,除日元和坚戈的汇率波动幅度相对较大,其他币种的汇率波动幅度相对较小,标准差稳定在0.1以内。从偏度和峰度来看,六种货币的有效汇率序列均显示出“尖峰厚尾”的形态特征。从Jarque-Bera值和其概率值中可以得出,在5%显著性水平下,除日元、美元和坚戈有效汇率序列拒绝服从正态分布的原假设外,其他三种货币的有效汇率序列均接受服从正态分布的原假设。

(二)模型设定

Frankle & Wei(1994)[7]的货币锚研究具有举足轻重的历史地位,在研究东亚国家在汇改时是否由钉住美元转变为钉住日元时首次构建了货币锚模型,来测算当时的各主流硬通货在东亚国家参考货币篮子里的权重,该原始模型如下:

etEASF=α1+α2etDSF+α3etYSF+α4etMSF+μt

(1)

其中,EASF、DSF、YSF、MSF分别代表东亚各国货币整体、美元、日元、马克各自与瑞士法郎的比价汇率,α1表示截距项,αi(i=2、3、4)表示各解释变量的回归系数,μt表示残差变量,以此衡量美元、日元和马克在东亚各国参考货币篮子里的权重。

在此原始模型的基础上,本文同时参鉴眭川(2018)[13]构建的VAR方程模型,将SDR货币篮子里五种货币替代(1)中三种货币,以体现当今国际主流通货的变更。同时采用国际清算银行(BIS)数据库和哈萨克斯坦国家银行数据库中的实际有效汇率指数来替代(1)中以瑞士法郎作为中间比价货币得出的名义汇率。创建的新一代货币锚模型方程如下:

LNKZTt=α1+α2LNCNYt+α3LNUSDt+α4LNEURt+α5LNJPYt+α6LNGBPt+μt

(2)

四、实证分析与检验

考察人民币对坚戈是否具有隐性货币锚效应,首先要确定样本数据序列是否存在单位根,这是构建所有回归模型的大前提;然后计算各组数据之间的协整关系并构建基于协整关系的货币锚回归方程,此时回归方程的回归变量系数可作为研判人民币是否为坚戈的隐性“驻锚”货币的初步依据;最后利用Granger因果关系检验做出最终裁决。

考察2017年6月中哈关于“一带一路”倡议与“光明之路”新经济政策对接耦合的联合声明带来的中哈深度合作作为界点对人民币成为坚戈的隐性货币锚产生影响的显著性,需设置虚拟变量并构建虚拟方程模型加以分析判定。

(一)时间序列稳定性检验

为保持各时间序列的稳定性,避免产生伪回归的现象,采用ADF单位根检验方法检验包括解释变量和被解释变量的时间序列数据是否稳定。检验结果如表3所示:

表3 2012年1月至2019年1月各变量及其一阶差分检验结果

注:表示变量的一阶差分形式;检验方式(C,T,K)中的C表示截距项,T表示趋势项,K表示最大滞后阶数、***表示在1%水平下显著。

由表3 ADF单位根检验结果可以看出,各变量原始时间序列在1%、5%、10%水平下均不显著,各时间序列均存在单位根,表现不平稳。但经过一阶差分后在1%水平下均显著,各时间序列均不存在单位根,表现平稳,即一阶单整I(1)。因此,可以展开协整检验和货币锚回归分析,以研判各变量之间的协整关系是否成立并对人民币是否已成为坚戈的隐性“驻锚”货币给出初步结论。

(二)时间序列协整检验

虽然各原始时间序列不平稳,但均为一阶单整I(1),所以可采用Johansen协整检验法,测定各不稳定的原始变量之间是否存在长期均衡关系。经过萃取各变量时间序列的残差并对其进行ADF单位根检验,协整分析结果如表4:

表4 方程残差变量序列的单位根检验结果

注:**表示在5%显著性水平下通过检验

上述协整检验结果显示,在5%显著性水平下,残差序列是平稳的。因此,各变量之间的长期均衡关系成立,可以建立基于协整关系的货币锚回归方程:

LNKZTt=23.21005-0.270427LNCNYt-1.890288LNUSDt-1.648160LNEURt

(6.067939) (-0.518954) (-7.090519) (-4.848087)

-0.143094LNGBPt-0.406951LNJPYt

(0.589835) (-2.185917) R2=0.70

(3)

从回归方程结果的整体可以看出,2012年1月至2019年1月为止,在允许两个标准误差存在的情况下,坚戈对美元的锚定权重在SDR篮子货币中最大,美元对坚戈的汇率溢出效应系数为|-1.890288|,人民币对坚戈的汇率溢出效应系数在SDR货币篮子里排名第四,仅为|-0.270427|。因此,我们可以初步推断当前人民币尚未成为坚戈的主导隐性货币锚,但已经是其隐性货币锚之一。

(三)时间序列Granger因果关系检验

通过对人民币实际有效汇率指数的时间序列和坚戈实际有效汇率指数的时间序列进行基于各序列一阶单整和长期协整的Granger因果关系检验,可以为进一步检验人民币是否已成为坚戈的隐性“驻锚”货币提供更有力的证据,检验结果如表5:

表5 LNRUB与LNCNY的Granger因果关系检验结果

注:***表明在1%显著性水平下通过检验,**表明在5%显著性水平下通过检验。

从上表可以看出,虽然在5%的显著性水平下拒绝“LNCNY不是LNKZT的Granger原因”的原假设,即人民币对坚戈溢出效应较为显著。但相比之下,在1%显著性水平下拒绝“LNUSD不是LNKZT的Granger原因”的原假设,即美元对坚戈的溢出效应更为显著。因此,可以进一步判定人民币目前尚未成为坚戈的主导隐性货币锚,但人民币已经和美元共同组成坚戈的隐性货币锚,可以称其为次隐性货币锚。

(四)时间序列界点研判

2017年6月,中国政府与哈萨克斯坦政府对外发表联合声明,中方倡议的“一带一路”建设和哈萨克斯坦“光明之路”新经济政策相辅相成,将促进两国全面合作深入发展,双方将以此为契机进一步加强贸易、基建、旅游、金融等领域的战略性项目的务实合作。

基于2017年6月中哈联合声明的出台带来的双边深度合作这一重大历史事件带来可能变化的猜想,通过设置虚拟变量,以中哈联合声明的发表时间为突变点,搭建一个相关关系模型,分析联合声明发布前后中哈“一带一路”倡议和“光明之路”新经济政策全面对接对人民币成为坚戈的次隐性货币锚产生影响的显著性。

使用2014年12月至2019年1月的月度数据共计38组观测值,对两个变量取自然对数并经过季节调整,通过设立时间趋势变量trend,并借助logical执行命令构造虚拟变量dv,观测值1-19为0,观测值20-38为1。建立加入虚拟变量dv的人民币实际有效汇率——坚戈实际有效汇率之间的相关关系模型估计方程:

LNKZT=c(1)+c(2)dv+c(3)LNCNY+c(4)*(dv*LNCNY)

(4)

通过TSLS两阶段最小二乘法的计算,得到模型方程表达式为:

LNKZT=-6.035404+10.46155*dv+2.166944*LNCNY-2.183011*(dv*LNCNY)

最后通过Wald检验对系数进行具有约束条件的联合检验,得到F统计量为1.9940,其P值为0.1477,Chi-square统计量为3.9881,其P值为0.1361。两个统计量的P值都超过0.05,说明控制变量的回归系数整体是不显著的,即中哈联合声明发布前后的人民币实际有效汇率——坚戈实际有效汇率的相关关系并不具备明显差异。换言之,中国“一带一路”倡议与哈萨克斯坦“光明之路”新经济政策的对接目前并没有显著地加快人民币成为坚戈的次隐性货币锚的进程。

五、主要结论与政策建议

本文使用人民币、坚戈和其他四种SDR篮子货币的实际有效汇率月度数据,借助构建人民币货币锚模型并设置虚拟变量,论证了人民币目前是否已成为坚戈的隐性货币锚的问题,并实证考察中国“一带一路”与哈萨克斯坦“光明之路”全面耦合影响人民币成为坚戈的隐性货币锚的显著性,得到如下两个结论:

第一,货币锚回归模型方程的回归系数和Granger因果关系统计结果均显示,人民币目前还未成为坚戈的主导隐性货币参照锚,但已经对坚戈产生次隐性货币锚效应。

第二,设置虚拟变量并创建关系方程的实证结果显示,以中哈联合声明为重要节点的中哈政策对接目前并未推动人民币对坚戈的影响系数显著上升,阐明“一带一路”和“光明之路”还需深化对接、强化耦合,假以时日,才可能进一步促成人民币未来演变为坚戈的主导隐性货币锚。

综上所述,虽然人民币对坚戈的单向影响力还有上升空间,目前仅为其参考的次隐性货币锚,但这里面存在中哈政策对接的时间较晚、可用样本数据较少的重要原因。此外,哈萨克斯坦的外汇储备政策也起到了至关重要的作用,哈央行2018年8月发表公告称,虽然已逐步减少美元在本国国际储备中所占比例,但目前仍占据46%的比重,而人民币债券开始作为本国外汇储备开始于2013年且占比甚微。当前对于如何推动人民币未来升格为坚戈的主导隐性货币锚这一人民币国际化的周边化微观基础,并对“一带一路”沿线国家产生示范效应,本文提出以下建议:

(一)持续推进人民币汇率形成机制改革,深化中哈之间的货币合作

在人民币经常账户放开的基础上,逐步放宽对资本账户的管制,依据我国跨境贸易、引进和推出FDI、国际经济形势等因素的变动,动态调整篮子里各货币的比重和浮动上下限幅;建立健全人民币——坚戈汇率稳定机制,由于近十年来坚戈——美元、坚戈——欧元的汇率稳定性逐渐弱于坚戈——人民币汇率稳定性,这就为未来像哈萨克斯坦一样的“一带一路”沿线国家提供币值较为稳定的货币锚创造了良机;2017年中哈联合声明包括中哈货币互换,应在此基础上试点中哈“一带一路”货币互换交易平台,营建货币互换资金池。

(二)借助全球产业梯度转移的趋势,推动人民币周边化、区域化、国际化

我国是世界经济增速最快的经济体之一,在全球贸易和投融资中占据举足轻重的地位,引进大量的QFII并持续推动QDII走出去,这是人民币周边化、区域化、国际化的内推力。从马克思主义经济发展规律看,一个国家的产业产值和规模达到一定级别,该国货币的国际认可度和接受度势必会相应增加。我国政府顺应时势提出“一带一路”倡议,推进我国过剩产能——装备制造业、基础设施建设行业等——走出去,引导中资企业加速布局区域产业转移和技术合作。考虑到我国制造业在国际上的盛名以及殷实的外汇储备,“一带一路”建设无论从广度、速度、力度还是深度而言,都将成为改变世界经济的历史性事件,必将加速人民币周边化、区域化乃至国际化的进程。

(三)人民币借助SDR扬帆出海,优化搭建“一带一路”货币区的进程

自2016年10月正式成为SDR篮子里权重排行第三的货币,人民币币值的稳定性经受住了此次国际化的重大考验,推动SDR成为“一带一路”国家和地区的定汇参考、结算清算和储备贮藏的对象等同于扩大人民币在本地区的使用频率和影响效应,这样可为未来人民币成为区域货币锚扫清道路;构建“一带一路”最优货币区,并非用单只货币取代各国法定货币,而是在彼此尊重货币主权的前提下,依托我国与沿边沿线各国的经贸往来、投融资联动、产业转移以及技术合作,逐步推动人民币成为区域稳定锚和储备货币,帮助“一带一路”沿线国家和地区维持各自币值的动态稳定,以金融维稳促产业新旧动能转换,为创造高附加值、高技术含量的企业赋能,彰显人类社会的共同理想和美好追求。