國際費(fèi)雪效應(yīng)在東亞地區(qū)存在嗎——基于中國視角的探究

江 春，陳 永，江 鵬

(1.武漢大學(xué)金融發(fā)展研究中心，湖北武漢430072;2.武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072;3.英國伯明翰大學(xué)商學(xué)院，英國伯明翰B15 2TT)

一、引 言

20世紀(jì)90年代以來，東亞地區(qū)的高速發(fā)展吸引了大量國際資本的流入，這極大地促進(jìn)了東亞各國家(地區(qū))金融自由化改革，加強(qiáng)了東亞地區(qū)內(nèi)部的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。中國在這一區(qū)域的經(jīng)濟(jì)影響力也與日俱增，隨著我國利率市場(chǎng)化改革進(jìn)入實(shí)質(zhì)階段，一個(gè)自然的問題是:我國利率是否已經(jīng)成為東亞地區(qū)的“驅(qū)動(dòng)利率”?考察國際費(fèi)雪效應(yīng)是否在這一區(qū)域成立為這一問題提供了思路，對(duì)國際費(fèi)雪效應(yīng)的研究事實(shí)上是對(duì)實(shí)際利率平價(jià)的研究，其本質(zhì)是判斷各國相對(duì)中國的實(shí)際利差是否收斂到一個(gè)平穩(wěn)的過程。國際費(fèi)雪效應(yīng)認(rèn)為，在金融市場(chǎng)主體存在理性預(yù)期、可以自由套利且不考慮交易成本的情況下，兩國實(shí)際利差應(yīng)該趨于零。由于市場(chǎng)中普遍存在的交易成本和資本管制，實(shí)際利率往往并不一致，在長期中實(shí)際利差會(huì)收斂到一個(gè)不為零的常數(shù)，在這種情況下，我們認(rèn)為非嚴(yán)格的國際費(fèi)雪效應(yīng)成立。國際費(fèi)雪效應(yīng)在理論和實(shí)踐操作中都具有重要的意義。首先，由于這一效應(yīng)將非拋補(bǔ)利率平價(jià)和相對(duì)購買力平價(jià)結(jié)合起來，反映了兩國之間名義利率、通貨膨脹率和實(shí)際利率的聯(lián)系，從而在理論上提供了一種綜合視角以重新審視國際經(jīng)濟(jì)關(guān)系。其次，由于國際費(fèi)雪效應(yīng)本質(zhì)上反映了兩國間實(shí)際利率的差異，從而成為衡量經(jīng)濟(jì)一體化程度的重要指標(biāo)。國際費(fèi)雪效應(yīng)在匯率決定理論中是一個(gè)關(guān)鍵的假定，F(xiàn)renkel［1］和 Mussa［2］在他們的匯率模型中認(rèn)為實(shí)際利率平價(jià)在長期中是成立的。那么這一效應(yīng)在東亞地區(qū)成立嗎?本文將借助于一種不同于以往研究國際費(fèi)雪效應(yīng)的計(jì)量手段——傅立葉函數(shù)的單位根方法，對(duì)東亞地區(qū)的國際費(fèi)雪效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、文獻(xiàn)綜述

為了檢驗(yàn)國際費(fèi)雪效應(yīng)，國外學(xué)者采用的方法主要有以下幾種:

第一種是線性回歸的方法。這種方法早在二十世紀(jì)八十年代就已經(jīng)被許多學(xué)者使用(如Mark)，他們將兩個(gè)國家實(shí)際利率分別作為控制變量和被控制變量構(gòu)建回歸方程，如果控制變量系數(shù)不顯著異于1，方程常數(shù)項(xiàng)不顯著異于0，則說明兩國間存在國際費(fèi)雪效應(yīng)［3］。這些早期研究存在一定局限性，原因在于沒有對(duì)所用的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，因此這種方法后來被 Goldberg et al.［4］進(jìn)行了改進(jìn)。他們?cè)跇?gòu)建一階自回歸模型之前對(duì)回歸數(shù)據(jù)進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，這樣就避免了由于外部沖擊造成的數(shù)據(jù)不平穩(wěn)性的干擾，更重要的是他們將匯率制度變化的結(jié)構(gòu)性突變點(diǎn)引入了模型中。

第二種是協(xié)整檢驗(yàn)法。協(xié)整檢驗(yàn)主要適用于非平穩(wěn)的時(shí)間序列的情況。Engle＆Granger的E－G法，Johansen＆Juselius的J－J法分別用于描述單變量和多變量的協(xié)整關(guān)系。這兩種方法都得到了較為廣泛的應(yīng)用，而且學(xué)者們運(yùn)用這兩種方法研究同一問題通?？梢缘玫较嗨频慕Y(jié)論。

第三種方法是單位根檢驗(yàn)法。單位根檢驗(yàn)方法的原理是平穩(wěn)時(shí)間序列在受外部沖擊后會(huì)向其均值回歸。由于國際費(fèi)雪效應(yīng)成立的實(shí)質(zhì)是實(shí)際利率平價(jià)的成立，因此單位根方法的主要目的就是檢驗(yàn)兩國實(shí)際利差的平穩(wěn)性。傳統(tǒng)的單位根方法(如ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn))以及協(xié)整檢驗(yàn)都假定:不管非均衡偏離的態(tài)勢(shì)如何，實(shí)際利率向均衡的調(diào)整過程是線性的，并且調(diào)整速度是一個(gè)常數(shù)。這種假定對(duì)于經(jīng)濟(jì)中大量存在的非線性序列與調(diào)整速度非常數(shù)的變量而言并不適用，因而存在著很大的局限性?；谶@種傳統(tǒng)單位根方法考察實(shí)際利率平價(jià)的代表性研究有 Wu ＆ Fountas［5］，Wu ＆ Chen［6］。

事實(shí)上，有許多因素導(dǎo)致了實(shí)際利差向長期均衡值調(diào)整的非線性。比如交易成本的存在(Obstfeld＆Taylor)［7］、資本不完全流動(dòng)、實(shí)際匯率的非對(duì)稱性調(diào)整、央行對(duì)利率的管制(McMillan;Mark＆Moh)［8－9］、價(jià)格的剛性以及生產(chǎn)力的差別等等。此外，實(shí)際利差結(jié)構(gòu)性突變點(diǎn)的存在也成為利差向均值非線性調(diào)整的重要原因(Cuestas＆Harrison)［10］。Perron［11］認(rèn)為，如果忽略了結(jié)構(gòu)性突變，那么拒絕序列存在單位的力度就會(huì)減弱，使結(jié)果更傾向于接受存在單位根的原假設(shè)，這也意味著在傳統(tǒng)線性模型下我們很容易得到國際費(fèi)雪效應(yīng)不成立的結(jié)論。

隨著計(jì)量技術(shù)的發(fā)展，近年來，非線性的單位根方法開始取代傳統(tǒng)的單位根檢驗(yàn)，并取得了良好的實(shí)證效果。Arghyrou et al.［12］發(fā)現(xiàn)，在運(yùn)用考慮了結(jié)構(gòu)性突變點(diǎn)的單位根檢驗(yàn)時(shí)，更容易得到實(shí)際利率平價(jià)成立的結(jié)論。Baharumshah et al.［13］運(yùn)用非線性單位根方法對(duì)G－7國家和10個(gè)亞洲國家(地區(qū))相對(duì)于美國和日本的利率平價(jià)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)除了臺(tái)灣、香港和菲律賓，其他國家的實(shí)際利率都遵循非線性的過程向?qū)嶋H利率平價(jià)調(diào)整。Su et al.［14］運(yùn)用非線性門限單位根方法檢驗(yàn)了東亞十個(gè)國家相對(duì)于中國的實(shí)際利率平價(jià)，發(fā)現(xiàn)有八個(gè)國家與中國的實(shí)際利率平價(jià)是成立的，說明來自中國的外部因素對(duì)東亞經(jīng)濟(jì)體貨幣政策和財(cái)政政策的選擇及有效性影響較大。我國學(xué)者對(duì)于國際費(fèi)雪效應(yīng)的研究相對(duì)較少，并且實(shí)證方法相對(duì)傳統(tǒng)。俞穎［15］采用協(xié)整技術(shù)研究了東亞國家(地區(qū))與美國、日本實(shí)際利率的長短期內(nèi)在聯(lián)系，認(rèn)為亞洲金融危機(jī)后，東亞經(jīng)濟(jì)體對(duì)外金融一體化程度明顯提高，對(duì)內(nèi)金融一體化則無顯著變化;并認(rèn)為東亞經(jīng)濟(jì)體的資本管制、合作深度及核心利率的缺失是影響東亞金融一體化的主要因素。

基于上述討論，本文采取一種對(duì)傳統(tǒng)單位根方法進(jìn)行極大改進(jìn)的非線性單位根方法——傅立葉函數(shù)的單位根方法，對(duì)東亞八個(gè)國家(地區(qū))相對(duì)中國的國際費(fèi)雪效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。Becker et al.、Christopoulos＆ León－Ledesma以及 Enders＆ Lee，通過彈性傅立葉變換(Flexible Fourier Transforms)將未知形式的突變模擬成一個(gè)平滑過程，從而發(fā)展出這種檢驗(yàn)方法［16－18］。由于傅立葉單位根方法只需要對(duì)估計(jì)方程中的頻率進(jìn)行識(shí)別，從而減少了待估參數(shù)，并確保無論突變發(fā)生的時(shí)間和形狀如何，這一檢驗(yàn)都將有良好的檢驗(yàn)力度。Chi－Wei Su［19］曾運(yùn)用這一方法對(duì)中東歐七個(gè)國家的購買力平價(jià)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)保加利亞和羅馬利亞的匯率向長期均衡值的調(diào)整過程是非線性的。

本文運(yùn)用LM統(tǒng)計(jì)量對(duì)國際費(fèi)雪效應(yīng)所預(yù)測(cè)的實(shí)際利差進(jìn)行傅立葉單位根檢驗(yàn)，我們?cè)试S序列在任何時(shí)間點(diǎn)出現(xiàn)任何形式的突變?；谟邢薜奈墨I(xiàn)梳理，國內(nèi)外尚無學(xué)者運(yùn)用傅立葉函數(shù)的單根方法對(duì)東亞地區(qū)的國際費(fèi)雪效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，而既有的對(duì)于國際費(fèi)雪效應(yīng)的研究也極少選取中國為基準(zhǔn)國，本文將立足于中國視角，以中國為基準(zhǔn)國檢驗(yàn)東亞地區(qū)的國際費(fèi)雪效應(yīng)，從而考察中國對(duì)一區(qū)域的經(jīng)濟(jì)輻射力和利率主導(dǎo)作用，這是本文的創(chuàng)新之處。

三、國際費(fèi)雪效應(yīng)的理論框架

在國際金融理論中，可以遵循兩種不同的思路將國際費(fèi)雪效應(yīng)推導(dǎo)出來，一種思路是在實(shí)際利率平價(jià)成立的前提條件下，將國內(nèi)費(fèi)雪效應(yīng)擴(kuò)展到兩國情況;另一種是將非拋補(bǔ)利率平價(jià)和相對(duì)購買力平價(jià)結(jié)合起來，得到一種綜合平價(jià)理論，即國際費(fèi)雪效應(yīng)。

(一)國內(nèi)費(fèi)雪效應(yīng)擴(kuò)展法

國內(nèi)費(fèi)雪效應(yīng)最早是由Irving Fisher在1930年提出來的，F(xiàn)isher認(rèn)為，一國名義利率應(yīng)該由兩個(gè)要素構(gòu)成，一個(gè)是實(shí)際利率ρ，另一個(gè)是與利率同一時(shí)期內(nèi)的預(yù)期通貨膨脹率πe，因此，其表達(dá)式為:

(1)式也經(jīng)常被寫作其線性近似的形式，即利率等于實(shí)際利率加預(yù)期通貨膨脹率:

根據(jù)費(fèi)雪的經(jīng)濟(jì)理論，實(shí)際利率在一定時(shí)期內(nèi)是穩(wěn)定的。因此利率的波動(dòng)主要是因?yàn)槿藗儗?duì)通貨膨脹預(yù)期的修正。國際費(fèi)雪效應(yīng)的提出是受國內(nèi)費(fèi)雪效應(yīng)的啟發(fā)，在兩國國內(nèi)費(fèi)雪效應(yīng)分別成立的情況下，兩國利率的差異同預(yù)期通貨膨脹率之間的聯(lián)系如下:

國際費(fèi)雪效應(yīng)認(rèn)為在理想狀態(tài)下，世界各國實(shí)際利率均相等，因此，名義利率的不同只是由于各國通貨膨脹預(yù)期不同造成的。國際費(fèi)雪效應(yīng)可以被寫成式(4):

或者利用線性近似，可以寫成:

(二)綜合平價(jià)理論法

首先，直接給出非拋補(bǔ)利率平價(jià)關(guān)系式:

利率平價(jià)理論認(rèn)為，外幣兌本幣的預(yù)期貼水率等于外國利率與本國利率的差值，因而利率平價(jià)關(guān)系式可以變換為:

最后，將利率平價(jià)關(guān)系式(7)和購買力平價(jià)關(guān)系式(8)聯(lián)立，可以得到:

可以發(fā)現(xiàn)，上述兩種思路所得到的表達(dá)式一樣，上式表明，在其他條件不變的情況下，若一國的預(yù)期通貨膨脹率上升，最終會(huì)導(dǎo)致該國國內(nèi)利率的同比例變動(dòng)。

四、計(jì)量模型與方法

在前文我們得到了國際費(fèi)雪效應(yīng)的表達(dá)式，其中預(yù)期的通貨膨脹率在實(shí)踐中我們無法觀察，但根據(jù)適應(yīng)性預(yù)期理論，我們可以用通貨膨脹率的歷史值代替預(yù)期值。所以國際費(fèi)雪效應(yīng)轉(zhuǎn)化為:

即兩國的名義利率之差等于兩國通貨膨脹率之差，這個(gè)等式的成立取決于兩國利率市場(chǎng)、匯率市場(chǎng)的開放程度以及資本的自由流動(dòng)程度，如果兩國金融市場(chǎng)完全開放，資本流動(dòng)不受限制，則這一等式嚴(yán)格成立。然而，這些假設(shè)在現(xiàn)實(shí)中難以成立，這意味著由于資本管制和金融市場(chǎng)的封閉性會(huì)產(chǎn)生實(shí)際利差λt，λt可以看作兩國金融市場(chǎng)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，如果這一風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)收斂到一個(gè)不為零的常數(shù)，意味著非嚴(yán)格的費(fèi)雪效應(yīng)成立。風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)λt可以表示為:

這個(gè)等式說明，如果國外利率比國際費(fèi)雪效應(yīng)預(yù)測(cè)的高，預(yù)示著實(shí)際利差超過了正常值，風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)大于因管制而產(chǎn)生的交易成本，預(yù)示著套利機(jī)會(huì)的出現(xiàn)，在沒有資本管制的情況下，資本會(huì)由國內(nèi)流向國外，最終使得國外實(shí)際利率回歸到均衡值，從而費(fèi)雪條件成立。如果風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)以較低的或者均值為0的遞減方差波動(dòng)，則國外資本和基準(zhǔn)國資本被認(rèn)為是近似替代品，并被作為支持金融一體化的證據(jù)。當(dāng)達(dá)到金融一體化時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)將消失，因此風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)可以作為衡量金融一體化的度量指標(biāo)。根據(jù)國際費(fèi)雪效應(yīng)理論，風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)λt是一個(gè)平穩(wěn)過程，因?yàn)榇嬖诶省R率和資本的管制以及非預(yù)期的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，將使λt隨時(shí)偏離常數(shù)值。這意味著我們可以將λt以VAR形式表示成如下等式:

我們可以將其轉(zhuǎn)化成:

如果國際費(fèi)雪效應(yīng)成立，我們需要檢驗(yàn)λt中的單位根，即檢驗(yàn)H0∶θ1=0和H1∶θ1＜ 0，我們?cè)试Sθ0≠0，因?yàn)椴煌膰矣胁煌娘L(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。為了確定東亞地區(qū)是否存在國際費(fèi)雪效應(yīng)，本文依據(jù)Enders＆Lee［18］提出的帶有傅立葉函數(shù)的單位根檢驗(yàn)，利用彈性傅立葉變換(Gallant)［20］來控制突變點(diǎn)未知的特征。這種傅立葉函數(shù)的一個(gè)優(yōu)點(diǎn)在于，它僅用數(shù)量很少的頻率分量(frequency components)就可以描述一個(gè)或者更多結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)的本質(zhì)特征。

Enders＆Lee［18］在傅立葉單位根方法中運(yùn)用了LM檢驗(yàn)，在此之前，Pascalau［21］曾指出，LM 方法比ADF方法具有更強(qiáng)的檢驗(yàn)力度。沿用上述方法，我們考慮如下數(shù)據(jù)生成過程:

選擇［sin(2πkt/T)，cos(2πkt/T)］，是因?yàn)楦盗⑷~表達(dá)式可以將絕對(duì)可積函數(shù)近似到任意想要的精度。其中 k表示頻率，γ = ［γ1，γ2］′測(cè)度頻率分量的振幅和位移。方程(14)的一個(gè)優(yōu)點(diǎn)在于，如果令γ1=γ2=0，就會(huì)出現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)線性回歸的特殊情況。而且如果存在結(jié)構(gòu)突變點(diǎn)，就至少會(huì)有一個(gè)頻率分量。在這種情況下，如果可以拒絕原假設(shè)γ1=γ2=0，此序列就必須存在一個(gè)非線性的組成部分。利用方程(14)的這一性質(zhì)，使得在應(yīng)對(duì)未知形式突變點(diǎn)時(shí)，Enders＆ Lee的方法比標(biāo)準(zhǔn)的Bai＆ Perron［22］方法更強(qiáng)有力。在原假設(shè)β=1、備擇假設(shè)β＜1的條件下，利用LM方法，對(duì)下面回歸方程做一階差分估計(jì):

如果λt有單位根，則θ=0，LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量(記作τLM)是針對(duì)原假設(shè)θ=0的t統(tǒng)計(jì)量。假設(shè)新息過程滿足Phillips＆Perron［23］的序列相關(guān)和異方差假設(shè)。在方程(18)中添加滯后值 Δ～St-j，j=1，2，…p，可以除去殘余的序列相關(guān)性。Enders＆Lee［18］得出了τLM統(tǒng)計(jì)的漸進(jìn)分布性質(zhì)，并證明它僅取決于k的取值，與數(shù)據(jù)生成過程中的其他參數(shù)無關(guān)。方程(18)中的頻率可以通過最小化殘差平方和的方法得出。然而，他們的蒙特卡洛實(shí)驗(yàn)證明最優(yōu)頻率為1或2，因?yàn)楦嗟念l率會(huì)減弱檢驗(yàn)力度［18］。

五、實(shí)證分析

本文采用2000年1月到2012年11月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用傅立葉單位根方法，檢驗(yàn)東亞八個(gè)國家(地區(qū))與中國的國際費(fèi)雪效應(yīng)是否成立。本文選取的東亞國家(地區(qū))分別是印度尼西亞、馬來西亞、新加坡、泰國、日本、韓國、中國臺(tái)灣、中國香港，基準(zhǔn)國是中國。名義利率本文主要采用了貨幣市場(chǎng)利率，其中除中國名義利率為銀行間7天內(nèi)同業(yè)拆借利率，臺(tái)灣為金融業(yè)拆款利率外，其他七個(gè)經(jīng)濟(jì)體均為貨幣市場(chǎng)利率。中國和臺(tái)灣的名義利率來自同花順數(shù)據(jù)庫，其他七個(gè)經(jīng)濟(jì)體名義利率來自wind數(shù)據(jù)庫。通貨膨脹率是根據(jù)各經(jīng)濟(jì)體的定基CPI計(jì)算得來，反映了樣本期間各月物價(jià)相對(duì)于基期2000年1月的變動(dòng)水平。定基CPI指數(shù)除香港和新加坡來自wind數(shù)據(jù)庫外，其他經(jīng)濟(jì)體來自同花順數(shù)據(jù)庫。

傅立葉單位根方法的步驟如下:第一步，運(yùn)用格點(diǎn)搜索法尋找最優(yōu)頻率，格點(diǎn)搜索法可以在對(duì)序列存在未知特征突變點(diǎn)的情況下尋找最優(yōu)解。第二步，令 K 依次取 1、2、3、4、5，分別估計(jì)方程(16)，Enders＆Lee［18］認(rèn)為，單一頻率即可匹配突變點(diǎn)的各種形態(tài)。

表1中第二列顯示了使殘差平方和最小的頻率值，第一列是相應(yīng)的最小化殘差平方和。結(jié)果表明，除了馬來西亞的頻率為3外，其他經(jīng)濟(jì)體單一頻率擬合效果最好。非線性檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量列示在第四列，八個(gè)經(jīng)濟(jì)體的F統(tǒng)計(jì)量都達(dá)到1%的顯著性水平，有力拒絕了序列為線性形式的原假設(shè)，表明sine函數(shù)和cosine函數(shù)應(yīng)該包含在估計(jì)的模型之中，如圖1所示，實(shí)際利差向均衡值的調(diào)整過程是非線性的，并且調(diào)整速度不為常數(shù)。遵循Perron的方法，本文在10%的顯著性水平下，采用t統(tǒng)計(jì)量選擇滯后階數(shù)。表1中第五列顯示了為排除殘差項(xiàng)序列相關(guān)所需要的滯后階數(shù)。最后一列報(bào)告了采用估計(jì)的頻率參數(shù)進(jìn)行傅立葉單位根檢驗(yàn)的結(jié)果。

表1 傅立葉函數(shù)的單位方法根檢驗(yàn)結(jié)果

結(jié)果顯示，除了馬來西亞和日本，在1%的顯著性水平下我們拒絕了其他六個(gè)經(jīng)濟(jì)體存在單位根的原假設(shè)。拒絕日本存在單位根所需要的最小顯著性水平為5.08%，說明日本與中國大陸的國際費(fèi)雪效應(yīng)較弱。馬來西亞的t統(tǒng)計(jì)量非常小，以至于在20%的顯著性水平下，都無法拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明馬來西亞與中國大陸的國際費(fèi)雪效應(yīng)不存在。在圖1中,我們繪制了各國(地區(qū))相對(duì)于中國的實(shí)際利率差異走勢(shì)圖，以及包含傅立葉函數(shù)的非線性擬合值。由圖1不難發(fā)現(xiàn)，表一中結(jié)果顯著的六個(gè)國家(地區(qū)),其相對(duì)于中國的實(shí)際利率差異被擬合的較好，而馬來西亞即使用了頻率為3的非線性擬合，其效果也較差。實(shí)證結(jié)果表明，除了日本和馬來西亞，東亞其他六個(gè)國家(地區(qū))與中國的國際費(fèi)雪效應(yīng)都成立，我們認(rèn)為，這六個(gè)國家(地區(qū))與中國存在國際費(fèi)雪效應(yīng)的共同原因有三個(gè):第一，區(qū)域內(nèi)資本管制的不斷放松。面對(duì)亞洲金融危機(jī),各國(地區(qū))雖然都采取短暫資本管制措施，但從2001年后資本管制開始不斷放松，這極大地促進(jìn)了各國(地區(qū))資本的自由流動(dòng)，這可以從東亞地區(qū)股票市場(chǎng)和債券市場(chǎng)一體化程度得以佐證，張茜等［24］通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，東亞地區(qū)持有區(qū)域內(nèi)股票規(guī)模占持有外國股票總額比例從2001年的20.8% 上升至2009年的34.3%，而其所持有的歐美的份額則從41.6%下降至25.4%。這說明東亞股票市場(chǎng)無論是區(qū)域內(nèi)還是區(qū)域外其一體化程度均在不斷深化，但區(qū)域內(nèi)的一體化增速遠(yuǎn)高于區(qū)域外的。另一方面，東亞地區(qū)的債券市場(chǎng)一體化程度也在加強(qiáng)，且區(qū)域內(nèi)一體化速度遠(yuǎn)大于區(qū)域外的。第二，東亞各國(地區(qū))的貿(mào)易開放度不斷增強(qiáng)。鄭海青和王世文［25］通過對(duì)東亞地區(qū)金融一體化因素進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放程度提高顯著促進(jìn)了這一區(qū)域金融市場(chǎng)一體化;并且經(jīng)常賬戶盈余使一國凈國際投資頭寸上升，促進(jìn)了金融一體化。第三，區(qū)域內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)聯(lián)動(dòng)性增強(qiáng),這主要體現(xiàn)為各國(地區(qū))消費(fèi)聯(lián)動(dòng)性的增強(qiáng)。鄭海青和王世文［25］對(duì)東亞地區(qū)金融一體化的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，一國消費(fèi)比重提高1%，相應(yīng)的金融一體化水平就增加3.026%，說明消費(fèi)聯(lián)動(dòng)性是東亞地區(qū)金融一體化的重要原因。

然而，東亞金融一體化進(jìn)程中還面臨著一定的挑戰(zhàn)。首先，日本與中國國際費(fèi)雪效應(yīng)較弱，出現(xiàn)這一情況的原因有三:一是日本的貿(mào)易結(jié)構(gòu)和國內(nèi)市場(chǎng)緩慢的開放速度使其與東亞其他國家的貿(mào)易依存關(guān)系大幅減弱。二是其國內(nèi)金融市場(chǎng)固有的封閉性，使其遠(yuǎn)沒有中國大陸對(duì)外資的吸引力，因此難以成為東亞各經(jīng)濟(jì)體資本流動(dòng)的聚集地。三是日本為了應(yīng)對(duì)亞洲金融危機(jī)而對(duì)日元采取的競(jìng)爭(zhēng)性貶值，相當(dāng)于對(duì)匯率實(shí)施了管制，使日元作為東亞地區(qū)核心貨幣的地位不斷下降，這與日本長期的經(jīng)濟(jì)低迷狀況是相輔相成的。由上述分析不難發(fā)現(xiàn)，日本金融市場(chǎng)固有的封閉性及嚴(yán)格的管制政策，使其與中國宏觀經(jīng)濟(jì)基本面的聯(lián)動(dòng)性大大降低，這從根本上阻礙了其與中國國際費(fèi)雪效應(yīng)的成立，這與俞穎［15］通過協(xié)整檢驗(yàn)得到的結(jié)論是基本一致的。

圖1 東亞各國(地區(qū))相對(duì)于中國實(shí)際利差的變動(dòng)

馬來西亞與中國完全不存在費(fèi)雪效應(yīng)，本文認(rèn)為主要有原因有四:第一，為了應(yīng)對(duì)亞洲金融危機(jī)，馬來西亞所采取的嚴(yán)格而激進(jìn)的資本管制措施對(duì)經(jīng)濟(jì)造成了長期而深遠(yuǎn)的負(fù)面影響，大大降低了其與中國經(jīng)濟(jì)的聯(lián)動(dòng)性。第二，馬來西亞收入分配結(jié)構(gòu)失衡導(dǎo)致社會(huì)有效消費(fèi)需求不足，造成國內(nèi)市場(chǎng)狹小。第三，馬來西亞體制改革滯后和腐敗問題，使得主要經(jīng)濟(jì)活動(dòng)和關(guān)鍵經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域都被官聯(lián)機(jī)構(gòu)(GLCs)壟斷，導(dǎo)致外資的潛在投資空間變得非常狹窄。第四，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不合理，導(dǎo)致馬來西亞的經(jīng)濟(jì)體系在受到經(jīng)濟(jì)危機(jī)沖擊時(shí)變得十分脆弱。馬來西亞成為受2007年世界金融危機(jī)沖擊最大的東亞國家之一，并在2009年爆發(fā)了外資出逃危機(jī)，這一危機(jī)使馬來西亞出現(xiàn)了嚴(yán)重的通貨緊縮，如圖2所示。上述因素使得馬來西亞與中國經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)程度大大降低，圖2表明，馬來西亞在2005年與2009年都出現(xiàn)了異常的通貨緊縮，而這種結(jié)構(gòu)性變動(dòng)并未出現(xiàn)在中國，這印證了前文的分析，即兩國的費(fèi)雪效應(yīng)不成立，極可能來自兩國通脹差異的擴(kuò)大;另外，不難發(fā)現(xiàn)馬來西亞的利率波動(dòng)較小，這暗示著馬來西利率市場(chǎng)化程度不夠，這同樣會(huì)造成兩國利率差異偏離長期均衡值。

圖2 中國與馬來西亞名義利率和通貨膨脹率

由上述分析可以發(fā)現(xiàn)，與中國國際費(fèi)雪效應(yīng)成立的國家滿足資本賬戶開放度高、資本自由流動(dòng)、雙邊經(jīng)貿(mào)關(guān)系密切等共同條件，而與中國國際費(fèi)雪效應(yīng)不成立的國家由于自身特殊原因造成對(duì)上述條件或多或少的違背。

六、結(jié)論與政策啟示

(一)結(jié)論

本文運(yùn)用傅立葉單位根方法，對(duì)東亞八個(gè)國家(地區(qū))相對(duì)于中國的國際費(fèi)雪效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，印度尼西亞、新加坡、泰國、日本、韓國、臺(tái)灣、香港六個(gè)經(jīng)濟(jì)體與中國大陸存在顯著的費(fèi)雪效應(yīng)，日本與中國大陸的費(fèi)雪效應(yīng)較弱，馬來西亞與中國大陸的國際費(fèi)雪效應(yīng)不存在。與以往的研究不同，本文結(jié)果顯示，上述國家(地區(qū))相對(duì)于中國的實(shí)際利差向長期均衡值的調(diào)整是非線性的，并且調(diào)整速度不是常數(shù)。這一方面說明，東亞大部分國家(經(jīng)濟(jì)體)與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨同，金融一體化趨勢(shì)明顯;另一方面，說明我國實(shí)際利率水平已逐漸成為東亞地區(qū)的驅(qū)動(dòng)利率，來自我國的外部因素對(duì)其他東亞國家(地區(qū))經(jīng)濟(jì)政策的制定和實(shí)施具有重要影響。但同時(shí)，東西地區(qū)金融一體化進(jìn)程依然面臨著挑戰(zhàn)，這主要來自于少數(shù)國家(地區(qū))所存在的資本的管制，以及國內(nèi)特殊的政治、經(jīng)濟(jì)問題，這為我國制定國際化戰(zhàn)略提供了經(jīng)驗(yàn)啟示。

(二)政策啟示

隨著東亞地區(qū)經(jīng)濟(jì)、金融一體化步伐加快，中國需要抓住金融自由化改革的契機(jī)，不斷深化市場(chǎng)體制改革，加快資本賬戶的開放速度，推進(jìn)利率市場(chǎng)化進(jìn)程，促進(jìn)資本的自由流動(dòng)，加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)經(jīng)貿(mào)合作，從而進(jìn)一步降低其他國家與我國的金融市場(chǎng)主體的交易成本，增強(qiáng)我國金融市場(chǎng)在東亞地區(qū)的輻射力，使我國成為東亞地區(qū)金融一體化的主導(dǎo)國。同時(shí)，從日本和馬來西亞的經(jīng)驗(yàn)中得出，我國一方面要在日元作為東亞地區(qū)核心貨幣的地位不斷下降的情況下，不斷放松對(duì)匯率的管制，加快人民幣區(qū)域化和國際化進(jìn)程，從而真正確立人民幣在東亞地區(qū)的核心貨幣地位。另一方面，要不斷擴(kuò)大國內(nèi)需求和國內(nèi)市場(chǎng)，使國民經(jīng)濟(jì)能夠持續(xù)、健康的增長，同時(shí)要妥善處理影響我國一體化進(jìn)程的收入分配結(jié)構(gòu)不合理等問題。

［1］ Frenkel J A.Monetary approach to exchange rate:doctrinal aspects of empirical evidence［J］.Scandinavian Journal of Economics，1976，78:200–224.

［2］ Mussa M.The exchange rate，balance of payment，and monetary and fiscal policy under a regime of controlled floating［J］.Scandinavian Journal of Economic，1976，78:229-248.

［3］ Mark N C.Some evidence on the international inequality of real interest-rates［J］.Journal of International Money and Finance，1985，4:189-208.

［4］ Goldberg L G，Lothian J R，Okunev J.Has international financial integration increased?［J］.Open Economies Review，2002，14:299-317.

［5］ Wu J L，F(xiàn)ountas S.Real interest rate parity under regime shifts and implications for monetary policy［J］.Manchester School，2000，68:685-700.

［6］ Wu J L，Chen S L.A re-examination of real interest rate parity［J］.Canadian Journal of Economics，1998，31:837-851.

［7］ Obstfeld M，Taylor A M.Nonlinear aspects of goodsmarket arbitrage and adjustment:Heckscher′s commodity points revisited［J］.Journal of the Japanese and International Economies，1997，11:441-479.

［8］ McMillan D G.Non-linear error correction:evidence for UK interest rates ［J］.Manchester School，2004，72:626-640.

［9］ Mark N C，Moh Y K.The real exchange rate and real interest differentials:the role of nonlinearities［J］.International Journal of Finance and Economics，2005，10:323-335.

［10］ Cuestas J C，Harrison B.Further evidence on the real interest rate parity hypothesis in central and eastern European countries:unit roots and nonlinearities［J］.E-merging Markets Finance and Trade，2010，46:22-39.

［11］ Perron P.The great crash，the oil price shock and the unit root hypothesis ［J］.Econometrica，1989，57:1361-1401.

［12］ Arghyrou M G，Gregoriou A，Kontonikas A.Do real interest rates converge?Evidence from the European Union［J］.Journal of International Financial Markets，2009，19:447-460.

［13］ Baharumshah A Z，Venus K S L，Haw C T.The real interest rate differential:international evidence based on non-linear unit root tests［J］.Bulletin of Economic Research，2009，61:83-94.

［14］ Su C W，Shen P L，Chang H L.Real interest rate parity in east Asian countries based on China with nonlinear threshold unit root test［J］.Applied Economics Letters，2012，19:1531-1536.

［15］ 俞穎.東亞金融一體化研究——基于實(shí)際利率平價(jià)理論的分析與探討［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2009(1):93-99.

［16］ Becker R，Enders W，Lee J.A stationarity test in the presence of an unknown number of smooth breaks［J］.Journal of Time Series Analysis，2006，17:381-409.

［17］ Christopoulos D K，León-Ledesma M A.Revisiting the real wages-unemployment relationship new results from non-linear models［J］.Bulletin of Economic Research，2010，62:79-96.

［18］ Enders W，Lee J.A unit root test using a Fourier series to approximate smooth breaks［J］.Oxford Bulletin of E-conomics and Statistics，2012，74:574-599.

［19］ Su C W.Flexible Fourier stationary test in purchasing power parity for central and eastern European countries［J］.Ekonomicky Casopis，2012，1:19-31.

［20］ Gallant R.On the basis in flexible functional form and an essentially unbiased form:the flexible Fourier form［J］.Journal of Econometrics，1981，15:211-253.

［21］ Pascalau R.Unit root tests with smooth breaks:an application to the Nelson-Plosser data set［J］.Applied Economics Letters，2010，17:565-570.

［22］ Bai J，Perron P.Estimating and testing linear models with multiple structural changes ［J］.Econometrica，1998，66:47-78.

［23］ Phillips P C B，Perron P.Testing for a unit root in time series regression ［J］.Biometrica，1988，75:335-346.

［24］ 張茜，楊攻研，劉洪鐘.東亞金融一體化現(xiàn)狀及挑戰(zhàn)——基于細(xì)分市場(chǎng)的研究［J］.亞太經(jīng)濟(jì)，2012(5):37-42.

［25］ 鄭海青，王世文.東亞金融一體化決定因素的實(shí)證分析［J］.山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2007(12):107-112.