王卫光  孙小兵

（珠江水利科学研究院，广东广州 510611）

摘要：中国的对外贸易中60%在东南亚，这为人民币的国际化奠定了经济基础。中国经济的发展改变了传统的贸易格局，推动“亚洲美元本位制”发生变化。本文通过格兰杰因果检验来验证中国经济与东盟各国的经济增长存在周期性均衡，这为中国在东盟地区推动人民币区域化提供了实证基础。中国处于与东盟贸易逆差的地位，应发挥“买家”优势，争取在贸易计价货币的选择上采取人民币进行计价结算。

关键词：东盟；人民币；区域化；格兰杰检验；最优货币区

一、前言

经过30多年的高速增长，中国经济实力显著增强。中国经济规模的扩张给亚洲出口国带来空前的市场机会，中国内部市场的增长将加速亚洲国家的出口和收入增长。近年来，随着与东盟各国贸易程度的不断提升，中国经济的发展以及由此引起的东亚以及东南亚贸易模式的转变，在很大程度上改变亚洲地区的贸易格局和由此形成的“亚洲美元本位制”，这将成为人民币发挥区域货币功能的客观基础。Mundell（1961）开创性的从汇率制度有效性和相应决定性经济变量角度进行了分析，奠定了最优货币区理论基础。MacKinnon（1963）提出经济体开放程度高的小国不适合于建立独立货币体系，应该采用让其汇率盯住相应主要贸易经济体的货币体系。Tower和Willett（1970）则提出应以政策一体化作为确定最适度货币区的标准，为使货币区能够正常运行，各成员国必须对其主权实行部分让渡，对其货币、财政以及其他经济乃至社会政策进行协调，寻求一致。

二、中国—东盟自由贸易区与人民币区域化基础

2015年与东盟新成员建成自贸区。中国—东盟自贸区包括货物贸易、服务贸易、投资和经济合作等内容，主要目标是通过双边制度性安排，推进中国与东盟成员国间的货物贸易自由化、服务贸易自由化和投资自由化，同时加强在经济技术等领域的合作。一个拥有19.3亿人口、7.73万亿美元GDP和约5.16万亿美元贸易总量的自由贸易区将进一步加深中国和东盟各国的经贸关系，并对东亚区域金融合作和人民币区域化进程产生重大而深远的影响。

贸易关系方面，双方在经济发展水平、产业结构和出口市场定位上有很大的相似性，双边贸易结构呈现出水平性分工特征。中国一东盟由于经济依赖程度的相互加强，有必要组建成一个货币区域，以减少因贸易量增加所带来的汇兑成本。2002年以来，中国对东盟出口年均增速达到30.1%，高于同期中国总出口28％的增速；进口年均增速达到24.6％，与同期总进口25.1％的增速相当。截至2011年8月，中国和东盟双向投资累计近900亿美元。持续扩大的贸易规模以及投资需求，为中国金融机构开拓涉外金融服务业务奠定了经济基础。目前，东盟10国在中国设立了36家银行分支机构。中资金融机构在东盟国家设立了10余家分支机构，开展了包括国际结算、拆借等多项金融服务。随着《服务贸易协议》的签署，东盟将在金融等行业向中国做出市场开放承诺，这为中国金融业开拓东盟市场创造了有利条件。中国政府鼓励国内的金融机构到东盟国家设立分支机构，提供多元化的金融服务，将人民币业务和清算渠道扩展至上述地区。

三、中国与东盟经济同周期的实证检验

中国经济的发展以及由此引起的东亚以及东南亚贸易模式的转变，将在很大程度上改变亚洲地区的贸易格局和由此形成的“亚洲美元本位制”。本节的主要实证研究是对中国经济规模与东盟经济规模之间做Granger因果检验。因果检验要求数据是平稳的或是协整的，首先将对中国与东盟经济总量的时序数据运用ADF检验的方法进行平稳性检验。经过首轮的ADF检验，在AIC最小的原则下，发现两个时间序列数据都是非平稳的，分别代表中国与东盟两个地区经济规模总量的指标，即国民生产总值为chgdp、dmgdp，都是二阶单整序列，即I（2）。下面对此两个时序数据进行协整分析，验证两者之间是否存在长期均衡的关系。在确定中国与东盟经济总量的时序数据之间存在协整关系以后，对两者进行Granger因果检验。

1. 协整分析

用于检验协整的常用一个方法是Engle和Granger在1987年提出的两步检验法，也叫E-G检验，主要用于两变量的协整检验，当然多变量也可以，只是设定方程的时候要复杂一些。再一个就是Johansen于1988年，以及Juselius于1990年提出的一种用极大或然法进行检验的方法，通常称为JJ检验，但是因为JJ检验本身存在着一些无法识别的因素在里面，所以在本文中就采用了E-G两步检验法进行中国与东盟地区经济规模总量的协整关系检验。

（1）E-G两步检验法的第一步。运用OLS对变量之间的长期均衡关系进行估计（称为协整回归）： 并保存其残差序列： 

（2）对得到的残差序列进行平稳性的ADF检验，主要是估计如下方程（不含漂移项及趋势项）： 直接利用EViews软件里面的ADF检验，结果分别如下：

表1.单位根检验结果

检验类型（c,t,p） ADF值 临界值（1%） 是否平稳

（0,0,1） -3.190274 -2.717511 是

注：检验类型中的c和t分别表示带有常数项和趋势项,p表示滞后阶数，滞后阶数按照AIC最小标准并参照LM序列相关检验的原则选取。

LM(1)= 0.233306（p值＝0.629084） LM(2)= 1.323760（p值＝0.515880），说明平稳性检验结果是稳健的。该检验结果表明，在1%的显著性水平下，可以得出方程 为协整方程，两个变量之间存在协整关系，即存在长期均衡关系。

2. Granger因果检验

由前面的例子知，中国与东盟经济总量的时序数据chgdp、dmgdp之间是（2,2）阶协整的，因而可以进行Granger因果检验。进行Granger因果检验之前，首先需要确定滞后阶数，其方法是使AIC最小的情况下同时保证模型残差无序列相关。

（1）chgdp是否为dmgdp变化原因的检验

估计VAR方程，选取最优滞后项数。经试算，发现滞后阶为1时，AIC值最小，同时LM(1)=2.033135（P值＝0.153903），LM(2)=2.863186（P值＝0.238928），满足残差没有序列相关的假定，因此可以确定变量chgdp和dmgdp Granger因果检验的最优滞后阶为1。

表2.Granger因果检验

Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability

chgdp does not Granger Cause dmgdp 17 4.79200 0.04603

dmgdp does not Granger Cause chgdp 0.42416 0.52541

因此，可以得出结论，chgdp为dmgdp变化的Granger原因。

（2）dmgdp是否为chgdp变化原因的检验

估计VAR方程，选取最优滞后项数。经试算，发现滞后阶为1时，AIC值最小，同时LM(1)=2.315361（P值＝0.128102），LM(2)=4.052542（P值＝0.131826），满足残差没有序列相关的假定，因此可以确定变量dmgdp和chgdp因果检验的最优滞后阶为1。

表3.Granger因果检验

Null Hypothesis: Obs F-Statistic Probability

dmgdp does not Granger Cause chgdp 17 0.42416 0.52541

chgdp does not Granger Cause dmgdp 4.79200 0.04603

 

因此，可以得出结论，dmgdp不为chgdp变化的Granger原因。

由Granger因果检验的结果可以看出，在5%的置信水平下（P值小于0.05），中国经济规模的变化是东盟经济体经济总量变化的Granger原因，而东盟经济体经济总量的变化不是中国经济规模变化的Granger原因。这验证了中国市场对于东盟地区经济的拉动作用是非常显著的。实证研究的结果验证了中国与东盟各国的经济增长之间存在着长期均衡的关系，经济周期之间也存在较大一致性。中国与东盟各主要经济体经济增长率之间均呈现较为显著的正相关关系，中国进口货物中制造品所占百分比与印尼、新加坡两国出口货物中制造品所占百分比呈现较为显著的正相关关系，产业结构呈现典型的互补性特征，通过贸易渠道实现人民币在东盟地区的区域化更为可行；中国进口货物中制造品所占百分比与菲律宾、越南与泰国三国出口货物中制造品所占百分比呈现一定程度的负相关关系，产业结构呈现典型的竞争性特征，通过资本渠道、产业内贸易等路径实现人民币在东盟地区的区域化是一个较为现实的选择。

四、政策建议

对于人民币在东南亚地区的区域化，中国应利用处于贸易逆差的地位，发挥“买家”优势，在贸易计价货币的选择上争取主动，采取人民币进行计价结算。同时，双方互为对方重要的投资目的地，应采取必要的政策举措推动境内居民以人民币开展对外直接投资，同时允许境外居民以人民币对华直接投资和证券投资，不仅会增加境外人民币的存量，更为境外人民币提供了保值增值的投资渠道，从供给和需求两个层面推进人民币区域化：人民币首先通过经常项目和ODI等渠道流出，然后通过FDI和证券投资等方式回流，形成一个完整的资金环流圈。随着资金环流规模的不断扩大，人民币作为国际货币的价值尺度、流通手段、支付手段和储藏手段等职能也将逐渐增强。

参考文献

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