劉文翠，蔣剛林

(新疆財(cái)經(jīng)大學(xué), 新疆 烏魯木齊 830012)

一、消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)模型

目前學(xué)界用于衡量國際間金融合作程度的主要方法有資本管制程度、資本流動量、宏觀經(jīng)濟(jì)金融變量的相互關(guān)聯(lián)性和消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)模型這四種。資本管制程度主要用于判斷單一經(jīng)濟(jì)體的金融一體化程度，資本管制程度越高說明金融一體化程度越低。資本流動模型主要是利用雙邊資本流動數(shù)據(jù)度量雙邊金融合作程度，雙邊資本流量越大說明其合作程度越高。宏觀經(jīng)濟(jì)金融變量的相互關(guān)聯(lián)性方法主要基于貨幣市場的利率平價(jià)理論和資本市場的資本資產(chǎn)定價(jià)模型，通過固定風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的一價(jià)定律來衡量其合作程度。即相同風(fēng)險(xiǎn)金融資產(chǎn)的收益率越趨同，則一體化程度越高。然而，由于東盟各國經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展水平差異較大，利率市場化程度層次不齊，因而利用一些非市場利率所得到的實(shí)證結(jié)論難免缺乏準(zhǔn)確性。因此，本文選擇適合多邊分析且數(shù)據(jù)變量較具客觀性的消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)模型分析中國與東盟的金融合作程度。

有學(xué)者把消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分為可以平滑的部分和不可平滑的部分，其中可以平滑的部分又區(qū)分為資本市場、借貸市場以及國際轉(zhuǎn)移支付三種平滑方式，開創(chuàng)了通過市場與非市場渠道評估區(qū)域內(nèi)沖擊在各渠道中平滑比例之先河。他們還提出了GDP沖擊的方差分解模型，如下所示：

其中GDPi指i國的人均國內(nèi)生產(chǎn)總值，GNPi是i國的人均國民生產(chǎn)總值，Ci為i國人均私人消費(fèi)，Gi指i國人均政府消費(fèi)。對上式求對數(shù)和差分，經(jīng)整理后，可得到各平滑方式吸收GDP沖擊的表達(dá)式：

βk+βc+βu?1

其中：

βk=Cov{ΔlogGDPi-ΔlogGNPi，ΔlogGDPi}/Var(ΔlogGDPi)

βc=Cov{ΔlogGNPi-Δlog(Ci+Gi)，ΔlogGDPi}/Var(ΔlogGDPi)

βu=Cov{Δlog(Ci+Gi)，ΔlogGDPi}/Var(ΔlogGDPi)

βk是(ΔlogGDP-ΔlogGNP) 對ΔlogGDP的回歸系數(shù)，用以解析GDP沖擊被國外要素凈支付所平滑的部分，即通過區(qū)域內(nèi)資本市場分散的消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)的比例。βc是[ΔlogGNP-Δlog(C+G)] 對ΔlogGDP 的回歸系數(shù)，用以解析GDP沖擊被國家儲蓄變動所平滑的部分(亦為通過借貸市場所平滑的消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)的比例)。βu是Δlog(C+G) 對ΔlogGDP 的回歸系數(shù)，用以解析GDP沖擊未被平滑的部分。

由于中國與東盟之間尚未成立類似歐洲結(jié)構(gòu)基金的國際組織來實(shí)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)收入的再分配，因此，本文的研究不包括國際轉(zhuǎn)移支付這一消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)平滑方式。本文需估計(jì)3個(gè)面板數(shù)據(jù)模型：

ΔlogGDPi-ΔlogGNPi=φk，t+βkΔlogGDPi+εk，ti

(1)

ΔlogGDPi-Δlog(Ci+Gi)=φc，t+βcΔlogGDPi+εc，ti

(2)

Δlog(Ci+Gi)=φu，t+βuΔlogGDPi+εu，ti

(3)

二、中國—東盟金融合作程度的描述性分析

2010年，隨著中國—東盟自由貿(mào)易區(qū)的正式啟動，中國與東盟各國合作不斷深化，金融合作領(lǐng)域也由銀行類逐步拓展到保險(xiǎn)類和證券期貨類，且取得了許多實(shí)質(zhì)性的進(jìn)展。

(一)中國—東盟中央銀行間的合作

中國—東盟中央銀行間的合作大多是基于東盟“10+3”(東盟、中國、韓國、日本)框架而建立的區(qū)域監(jiān)督機(jī)制、雙邊貨幣互換、東亞外匯儲備庫等制度安排和結(jié)算體系進(jìn)行的。區(qū)域監(jiān)督機(jī)制成立于2011年4月，其主要職責(zé)是對區(qū)域內(nèi)各成員國的宏觀經(jīng)濟(jì)情況與風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行監(jiān)測和預(yù)警及對成員國撥付資金使用情況和使用效果進(jìn)行評估等。2001年，中國人民銀行在《清邁倡議》框架下同泰國中央銀行簽署的金額為20億美元的貨幣互換協(xié)議，標(biāo)志著央行間雙邊貨幣互換的開始。自此以后，中國人民銀行相繼與馬來西亞、菲律賓、印度尼西亞、新加坡等國的中央銀行簽署了累計(jì)達(dá)萬億元人民幣的雙邊互換協(xié)議。2009年12月，中、日、韓與東盟10國建立了共同的外匯儲備基金，即東亞外匯儲備庫。目前該儲備庫的儲備規(guī)模為2400億美元，該基金主要是用于幫助成員國擺脫流動性困難的短期資金救助。雙邊銀行結(jié)算網(wǎng)絡(luò)建設(shè)始于1993年中越兩國簽訂的《關(guān)于結(jié)算與合作的協(xié)定》。目前，中國廣西和云南等7家省級國有商業(yè)銀行分行已分別與越南諒山、廣寧、老街等省的7家國有銀行分行簽訂雙邊結(jié)算協(xié)議。2010年，廣西與東盟開始進(jìn)行貨物貿(mào)易人民幣結(jié)算試點(diǎn)，隨后中國—東盟人民幣跨境清算(結(jié)算)中心、中國—東盟跨境貨幣業(yè)務(wù)中心等相繼掛牌開業(yè)，為中國—東盟各國雙邊銀行結(jié)算網(wǎng)絡(luò)的順利進(jìn)行搭建了平臺。

(二)中國—東盟金融機(jī)構(gòu)間的合作

金融機(jī)構(gòu)間的合作主要體現(xiàn)于銀行、保險(xiǎn)和證券等市場參與主體間的合作。銀行間的合作主要表現(xiàn)為我國商業(yè)銀行和東盟各國商業(yè)銀行互設(shè)分支機(jī)構(gòu)、互為代理行等。目前，東盟10國在中國設(shè)有30多家銀行機(jī)構(gòu)，其中新加坡、泰國在中國設(shè)立的分支機(jī)構(gòu)最多，占在華外資銀行總數(shù)的10%。中國在東盟設(shè)立分支機(jī)構(gòu)10余家，中國工商銀行、中國建設(shè)銀行、中國銀行、中國農(nóng)業(yè)銀行和交通銀行均在新加坡設(shè)有分支機(jī)構(gòu)。保險(xiǎn)合作主要表現(xiàn)為雙邊互設(shè)保險(xiǎn)機(jī)構(gòu)、再保險(xiǎn)與雙邊共保等。1995年，新加坡職總英康保險(xiǎn)合作社成為東盟第一家在中國設(shè)立保險(xiǎn)分支機(jī)構(gòu)的保險(xiǎn)公司，隨后，尤其是自貿(mào)區(qū)建立后，新加坡、菲律賓、泰國及印度尼西亞等國在華設(shè)立保險(xiǎn)分支機(jī)構(gòu)增加較快。同時(shí)，這些國家還通過股權(quán)投資方式入股中國保險(xiǎn)公司。證券合作主要體現(xiàn)在債券市場的合作、期貨市場的合作和股票市場的合作。如成立證券論壇、證券分析聯(lián)合會和證券投資基金年會等。

三、中國—東盟金融合作程度的實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)的選取

由于緬甸部分年份數(shù)據(jù)缺失，我們選取中國與柬埔寨、文萊、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、菲律賓、新加坡、泰國、越南等9個(gè)東盟國家1999年—2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。指標(biāo)為各國的人均政府購買(G)、人均GDP、人均GNP和人均消費(fèi)(C)。具體數(shù)據(jù)來源于世界銀行DBI數(shù)據(jù)庫。

(二)面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)偽回歸，需對模型變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，由于本文模型所用數(shù)據(jù)為對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行處理后的數(shù)據(jù)，因而在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，主要對處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)。表1是使用Levin，Lin & chu檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)后的檢驗(yàn)結(jié)果：

表1 變量單位根檢驗(yàn)

由表1可知，本文面板數(shù)據(jù)模型中的變量在99.99%的置信水平下接受備擇假設(shè)，面板數(shù)據(jù)不存在單位根，模型穩(wěn)定性良好。

在單位根檢驗(yàn)完成以后，我們再對變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)研究變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即系統(tǒng)內(nèi)部某一變量的變化是否會影響其他變量的變化，一次沖擊只能使協(xié)整系統(tǒng)一段時(shí)間內(nèi)偏離均衡位置，長期內(nèi)它會自動恢復(fù)到均衡位置。表2為模型變量的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果：

表2 變量協(xié)整檢驗(yàn)

如表2所示，前4個(gè)是同質(zhì)性假定檢驗(yàn)，后3個(gè)指標(biāo)為異質(zhì)性假設(shè)的檢驗(yàn)。對方程(1)而言,Panel v、Panel rho以及Panel pp統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著性水平下拒絕沒有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，可以認(rèn)為變量間存在協(xié)整關(guān)系；Group rho、Group pp統(tǒng)計(jì)量在10%的置信水平下也拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為變量存在協(xié)整關(guān)系；Group ADF統(tǒng)計(jì)量接受原假設(shè)，可以認(rèn)為變量不存在協(xié)整關(guān)系。因此綜合來說，方程(1)存在協(xié)整關(guān)系。

同上，對于方程(2)和方程(3)而言，Panel rho、Panel pp以及Panel ADF統(tǒng)計(jì)量在10%的顯著性水平下可認(rèn)為存在同質(zhì)性協(xié)整關(guān)系，Group pp、Group ADF統(tǒng)計(jì)量在1%的置信水平下可認(rèn)為存在異質(zhì)性面板數(shù)據(jù)。綜上所述，3個(gè)方程都存在協(xié)整關(guān)系，從而可以進(jìn)行下一步實(shí)證分析。

(三)模型估計(jì)方法的選擇

一般而言，對面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)，樣本數(shù)據(jù)需包含個(gè)體、指標(biāo)、時(shí)間這幾個(gè)維度的信息。若模型設(shè)定有誤，估計(jì)結(jié)果就會與所要模擬的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)產(chǎn)生較大偏離。因此，需對所使用的面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.固定效應(yīng)與混合效應(yīng)——F檢驗(yàn)。若個(gè)體間存在顯著的差異且差異表現(xiàn)為常數(shù)，一般采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)；如個(gè)體間差異很小或不存在差異，則采用混合效應(yīng)估計(jì)模型。模型的原假設(shè)為個(gè)體差異很小或差異性不顯著，即a1=a2=a3=…=aN，備擇假設(shè)為a1、a2、a3…aN不全相等，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 F檢驗(yàn)結(jié)果

若FFa為拒絕原假設(shè)，模型為固定效應(yīng)模型。從表3可以看出，所有方程都拒絕了原假設(shè)，因此我們選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證分析。

2.隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)檢驗(yàn)——Hausman檢驗(yàn)。隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)模型的特點(diǎn)不同，固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)消耗了很大的自由度，隨機(jī)效應(yīng)模型檢驗(yàn)須假設(shè)個(gè)體效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)，否則容易導(dǎo)致內(nèi)生性問題，致使參數(shù)估計(jì)不一致。因此，需要檢驗(yàn)ai與其他解釋變量是否相關(guān)作為選擇固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型的依據(jù)。

Hausman檢驗(yàn)的原假設(shè)是：ai與xi不相關(guān)，模型采用個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)，備擇假設(shè)為ai與xi相關(guān)，接受個(gè)體固定效應(yīng)模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：

表4 Hausman檢驗(yàn)

由上表可知，在10%的置信水平下，Hausman檢驗(yàn)接受原假設(shè)，個(gè)體效應(yīng)與回歸變量相關(guān)。由Hausman檢驗(yàn)可知，模型宜采用個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)模型。

(四)回歸結(jié)果分析

表5 中國—東盟區(qū)域消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)估計(jì)結(jié)果

表6 東盟9國消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)估計(jì)結(jié)果

表5與表6分別為中國—東盟區(qū)域、東盟9國區(qū)域消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)估計(jì)結(jié)果。由表5和表6可知，在整個(gè)樣本期內(nèi)，中國—東盟區(qū)域GDP方差被平滑的部分為54%，未被平滑的部分占46%。換言之，54%的消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)得到了分擔(dān)，46%的消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)沒有得到分擔(dān)。而東盟9國區(qū)域GDP方差被平滑的部分為56%，未被平滑的部分占44%。

四、中國—東盟金融合作程度的實(shí)證結(jié)論與成因

(一)實(shí)證結(jié)論

第一，中國—東盟區(qū)域金融合作取得了一定的進(jìn)展，但與東盟區(qū)域內(nèi)金融合作程度相比，低于東盟9國間的金融合作程度。第二，無論是中國—東盟區(qū)域還是東盟9國區(qū)域內(nèi)的合作，其被分擔(dān)的消費(fèi)風(fēng)險(xiǎn)中，區(qū)域借貸市場通過了平滑檢驗(yàn)，資本市場則不然。這說明借貸市場的合作程度相對較高，資本市場的合作相對較差。這反映出中國—東盟區(qū)域金融合作多是政府層面的合作，市場主體之間的合作欠佳。第三，總體而言，中國—東盟區(qū)域金融合作程度較低，尤其是區(qū)域資本市場的合作尚處于起步階段。

(二)成因分析

第一，盡管在中國—東盟金融當(dāng)局的制度合作中設(shè)立了馬尼拉框架和“10+3”宏觀經(jīng)濟(jì)研究辦公室以對區(qū)域內(nèi)各成員國的宏觀經(jīng)濟(jì)情況進(jìn)行監(jiān)測，對潛在風(fēng)險(xiǎn)發(fā)出預(yù)警信號及對申請啟用貨幣互換協(xié)議的成員國進(jìn)行客觀評估，但在具體實(shí)施中存在以下缺陷：一是監(jiān)督機(jī)制是否有效或效果的顯著程度在很大程度上取決于獲得的信息。若已獲信息本身質(zhì)量不佳，則很難保證有良好的監(jiān)督效果，而作為主要信息來源的信息互換，因缺乏明確的信息互換目標(biāo)和規(guī)則而使信息質(zhì)量大打折扣。二是監(jiān)督機(jī)制實(shí)行方式主要是同行監(jiān)督，而同行監(jiān)督因缺乏具體的同行評議過程，往往很難給出實(shí)質(zhì)性的監(jiān)控建議，更多是對區(qū)域經(jīng)濟(jì)金融形勢的一般性討論。三是各成員國在金融體系、法律、會計(jì)體系等方面的差異使區(qū)域監(jiān)控很難發(fā)揮作用。

第二，盡管中國與泰國、馬來西亞、菲律賓、新加坡等國分別簽訂了數(shù)額巨大的雙邊貨幣互換協(xié)議，但貨幣互換協(xié)議自身存在的一些問題卻成為進(jìn)一步深化中國—東盟區(qū)域金融合作的瓶頸。一是規(guī)則不明導(dǎo)致談判成本上升。規(guī)則不明下的多輪雙邊談判延長了救援時(shí)間，使得急需資金援助的國家難以得到及時(shí)有效的救援，同時(shí)多輪談判也增加了個(gè)別國家違約即拒絕履行雙邊互換協(xié)議的風(fēng)險(xiǎn)。二是貨幣互換規(guī)模雖然不斷擴(kuò)大，但面對巨額的國際游資，仍是杯水車薪，難以起到其應(yīng)有的救助作用。三是組織框架與貸款條件近于苛刻。到目前為止，相關(guān)貨幣互換未有實(shí)質(zhì)性的使用。

第三，雖然東亞外匯儲備庫將與IMF 貸款脫鉤資金支付比例由20%提高至30%，但儲備庫本身還存在一些問題。一是貸款條件設(shè)置造成的兩難抉擇。與IMF掛鉤則使得儲備庫的貸款與救助作用大打折扣，不與IMF掛鉤又難以避免由此產(chǎn)生的道德風(fēng)險(xiǎn)。二是決策機(jī)制中“協(xié)商一致”原則的兩難?！皡f(xié)商一致”原則體現(xiàn)了儲備庫平等互利、求同存異、共同發(fā)展的合作模式，避免了霸權(quán)主義的出現(xiàn)，提高了小國參與合作的積極性，但此項(xiàng)原則也不可避免地延長了談判時(shí)間、增加了協(xié)調(diào)成本，導(dǎo)致效率的喪失。三是儲備庫本身尚缺乏獨(dú)立的機(jī)構(gòu)；同時(shí)儲備庫缺乏相應(yīng)的資金補(bǔ)充機(jī)制，這在一定程度上限制了其自身的救助作用。

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