基于消费风险分担模型的中国—东盟金融合作程度的实证分析
2014-03-26刘文翠蒋刚林
刘文翠，蒋刚林
(新疆财经大学, 新疆 乌鲁木齐 830012)
一、消费风险分担模型
目前学界用于衡量国际间金融合作程度的主要方法有资本管制程度、资本流动量、宏观经济金融变量的相互关联性和消费风险分担模型这四种。资本管制程度主要用于判断单一经济体的金融一体化程度，资本管制程度越高说明金融一体化程度越低。资本流动模型主要是利用双边资本流动数据度量双边金融合作程度，双边资本流量越大说明其合作程度越高。宏观经济金融变量的相互关联性方法主要基于货币市场的利率平价理论和资本市场的资本资产定价模型，通过固定风险金融资产的一价定律来衡量其合作程度。即相同风险金融资产的收益率越趋同，则一体化程度越高。然而，由于东盟各国经济与金融发展水平差异较大，利率市场化程度层次不齐，因而利用一些非市场利率所得到的实证结论难免缺乏准确性。因此，本文选择适合多边分析且数据变量较具客观性的消费风险分担模型分析中国与东盟的金融合作程度。
有学者把消费风险分为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区分为资本市场、借贷市场以及国际转移支付三种平滑方式，开创了通过市场与非市场渠道评估区域内冲击在各渠道中平滑比例之先河。他们还提出了GDP冲击的方差分解模型，如下所示：
其中GDPi指i国的人均国内生产总值，GNPi是i国的人均国民生产总值，Ci为i国人均私人消费，Gi指i国人均政府消费。对上式求对数和差分，经整理后，可得到各平滑方式吸收GDP冲击的表达式：
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) 对ΔlogGDP的回归系数，用以解析GDP冲击被国外要素净支付所平滑的部分，即通过区域内资本市场分散的消费风险的比例。βc是[ΔlogGNP-Δlog(C+G)] 对ΔlogGDP 的回归系数，用以解析GDP冲击被国家储蓄变动所平滑的部分(亦为通过借贷市场所平滑的消费风险的比例)。βu是Δlog(C+G) 对ΔlogGDP 的回归系数，用以解析GDP冲击未被平滑的部分。
由于中国与东盟之间尚未成立类似欧洲结构基金的国际组织来实现区域内收入的再分配，因此，本文的研究不包括国际转移支付这一消费风险平滑方式。本文需估计3个面板数据模型：
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、中国—东盟金融合作程度的描述性分析
2010年，随着中国—东盟自由贸易区的正式启动，中国与东盟各国合作不断深化，金融合作领域也由银行类逐步拓展到保险类和证券期货类，且取得了许多实质性的进展。
(一)中国—东盟中央银行间的合作
中国—东盟中央银行间的合作大多是基于东盟“10+3”(东盟、中国、韩国、日本)框架而建立的区域监督机制、双边货币互换、东亚外汇储备库等制度安排和结算体系进行的。区域监督机制成立于2011年4月，其主要职责是对区域内各成员国的宏观经济情况与风险进行监测和预警及对成员国拨付资金使用情况和使用效果进行评估等。2001年，中国人民银行在《清迈倡议》框架下同泰国中央银行签署的金额为20亿美元的货币互换协议，标志着央行间双边货币互换的开始。自此以后，中国人民银行相继与马来西亚、菲律宾、印度尼西亚、新加坡等国的中央银行签署了累计达万亿元人民币的双边互换协议。2009年12月，中、日、韩与东盟10国建立了共同的外汇储备基金，即东亚外汇储备库。目前该储备库的储备规模为2400亿美元，该基金主要是用于帮助成员国摆脱流动性困难的短期资金救助。双边银行结算网络建设始于1993年中越两国签订的《关于结算与合作的协定》。目前，中国广西和云南等7家省级国有商业银行分行已分别与越南谅山、广宁、老街等省的7家国有银行分行签订双边结算协议。2010年，广西与东盟开始进行货物贸易人民币结算试点，随后中国—东盟人民币跨境清算(结算)中心、中国—东盟跨境货币业务中心等相继挂牌开业，为中国—东盟各国双边银行结算网络的顺利进行搭建了平台。
(二)中国—东盟金融机构间的合作
金融机构间的合作主要体现于银行、保险和证券等市场参与主体间的合作。银行间的合作主要表现为我国商业银行和东盟各国商业银行互设分支机构、互为代理行等。目前，东盟10国在中国设有30多家银行机构，其中新加坡、泰国在中国设立的分支机构最多，占在华外资银行总数的10%。中国在东盟设立分支机构10余家，中国工商银行、中国建设银行、中国银行、中国农业银行和交通银行均在新加坡设有分支机构。保险合作主要表现为双边互设保险机构、再保险与双边共保等。1995年，新加坡职总英康保险合作社成为东盟第一家在中国设立保险分支机构的保险公司，随后，尤其是自贸区建立后，新加坡、菲律宾、泰国及印度尼西亚等国在华设立保险分支机构增加较快。同时，这些国家还通过股权投资方式入股中国保险公司。证券合作主要体现在债券市场的合作、期货市场的合作和股票市场的合作。如成立证券论坛、证券分析联合会和证券投资基金年会等。
三、中国—东盟金融合作程度的实证分析
(一)数据的选取
由于缅甸部分年份数据缺失，我们选取中国与柬埔寨、文莱、印度尼西亚、老挝、马来西亚、菲律宾、新加坡、泰国、越南等9个东盟国家1999年—2010年的相关数据进行实证分析。指标为各国的人均政府购买(G)、人均GDP、人均GNP和人均消费(C)。具体数据来源于世界银行DBI数据库。
(二)面板数据单位根检验及协整检验
为避免出现伪回归，需对模型变量进行单位根检验，由于本文模型所用数据为对原始数据进行处理后的数据，因而在进行单位根检验时，主要对处理后的数据进行检验。表1是使用Levin，Lin & chu检验方法进行检验后的检验结果：
表1 变量单位根检验
由表1可知，本文面板数据模型中的变量在99.99%的置信水平下接受备择假设，面板数据不存在单位根，模型稳定性良好。
在单位根检验完成以后，我们再对变量之间的协整关系进行检验，以检验研究变量之间是否存在一种长期稳定的均衡关系，即系统内部某一变量的变化是否会影响其他变量的变化，一次冲击只能使协整系统一段时间内偏离均衡位置，长期内它会自动恢复到均衡位置。表2为模型变量的协整检验结果：
表2 变量协整检验
如表2所示，前4个是同质性假定检验，后3个指标为异质性假设的检验。对方程(1)而言,Panel v、Panel rho以及Panel pp统计量在10%的显著性水平下拒绝没有协整关系的原假设，可以认为变量间存在协整关系；Group rho、Group pp统计量在10%的置信水平下也拒绝原假设，可以认为变量存在协整关系；Group ADF统计量接受原假设，可以认为变量不存在协整关系。因此综合来说，方程(1)存在协整关系。
同上，对于方程(2)和方程(3)而言，Panel rho、Panel pp以及Panel ADF统计量在10%的显著性水平下可认为存在同质性协整关系，Group pp、Group ADF统计量在1%的置信水平下可认为存在异质性面板数据。综上所述，3个方程都存在协整关系，从而可以进行下一步实证分析。
(三)模型估计方法的选择
一般而言，对面板数据模型的估计，样本数据需包含个体、指标、时间这几个维度的信息。若模型设定有误，估计结果就会与所要模拟的经济现实产生较大偏离。因此，需对所使用的面板数据模型进行检验。
1.固定效应与混合效应——F检验。若个体间存在显著的差异且差异表现为常数，一般采用固定效应模型进行估计；如个体间差异很小或不存在差异，则采用混合效应估计模型。模型的原假设为个体差异很小或差异性不显著，即a1=a2=a3=…=aN，备择假设为a1、a2、a3…aN不全相等，检验结果如表3所示。
表3 F检验结果
若F
2.随机效应与固定效应检验——Hausman检验。随机效应与固定效应模型的特点不同，固定效应模型检验消耗了很大的自由度，随机效应模型检验须假设个体效应与解释变量不相关，否则容易导致内生性问题，致使参数估计不一致。因此，需要检验ai与其他解释变量是否相关作为选择固定效应模型还是随机效应模型的依据。
Hausman检验的原假设是：ai与xi不相关，模型采用个体随机效应，备择假设为ai与xi相关，接受个体固定效应模型。检验结果如表4所示：
表4 Hausman检验
由上表可知，在10%的置信水平下，Hausman检验接受原假设，个体效应与回归变量相关。由Hausman检验可知，模型宜采用个体随机效应模型。
(四)回归结果分析
表5 中国—东盟区域消费风险分担估计结果
表6 东盟9国消费风险分担估计结果
表5与表6分别为中国—东盟区域、东盟9国区域消费风险分担估计结果。由表5和表6可知，在整个样本期内，中国—东盟区域GDP方差被平滑的部分为54%，未被平滑的部分占46%。换言之，54%的消费风险得到了分担，46%的消费风险没有得到分担。而东盟9国区域GDP方差被平滑的部分为56%，未被平滑的部分占44%。
四、中国—东盟金融合作程度的实证结论与成因
(一)实证结论
第一，中国—东盟区域金融合作取得了一定的进展，但与东盟区域内金融合作程度相比，低于东盟9国间的金融合作程度。第二，无论是中国—东盟区域还是东盟9国区域内的合作，其被分担的消费风险中，区域借贷市场通过了平滑检验，资本市场则不然。这说明借贷市场的合作程度相对较高，资本市场的合作相对较差。这反映出中国—东盟区域金融合作多是政府层面的合作，市场主体之间的合作欠佳。第三，总体而言，中国—东盟区域金融合作程度较低，尤其是区域资本市场的合作尚处于起步阶段。
(二)成因分析
第一，尽管在中国—东盟金融当局的制度合作中设立了马尼拉框架和“10+3”宏观经济研究办公室以对区域内各成员国的宏观经济情况进行监测，对潜在风险发出预警信号及对申请启用货币互换协议的成员国进行客观评估，但在具体实施中存在以下缺陷：一是监督机制是否有效或效果的显著程度在很大程度上取决于获得的信息。若已获信息本身质量不佳，则很难保证有良好的监督效果，而作为主要信息来源的信息互换，因缺乏明确的信息互换目标和规则而使信息质量大打折扣。二是监督机制实行方式主要是同行监督，而同行监督因缺乏具体的同行评议过程，往往很难给出实质性的监控建议，更多是对区域经济金融形势的一般性讨论。三是各成员国在金融体系、法律、会计体系等方面的差异使区域监控很难发挥作用。
第二，尽管中国与泰国、马来西亚、菲律宾、新加坡等国分别签订了数额巨大的双边货币互换协议，但货币互换协议自身存在的一些问题却成为进一步深化中国—东盟区域金融合作的瓶颈。一是规则不明导致谈判成本上升。规则不明下的多轮双边谈判延长了救援时间，使得急需资金援助的国家难以得到及时有效的救援，同时多轮谈判也增加了个别国家违约即拒绝履行双边互换协议的风险。二是货币互换规模虽然不断扩大，但面对巨额的国际游资，仍是杯水车薪，难以起到其应有的救助作用。三是组织框架与贷款条件近于苛刻。到目前为止，相关货币互换未有实质性的使用。
第三，虽然东亚外汇储备库将与IMF 贷款脱钩资金支付比例由20%提高至30%，但储备库本身还存在一些问题。一是贷款条件设置造成的两难抉择。与IMF挂钩则使得储备库的贷款与救助作用大打折扣，不与IMF挂钩又难以避免由此产生的道德风险。二是决策机制中“协商一致”原则的两难。“协商一致”原则体现了储备库平等互利、求同存异、共同发展的合作模式，避免了霸权主义的出现，提高了小国参与合作的积极性，但此项原则也不可避免地延长了谈判时间、增加了协调成本，导致效率的丧失。三是储备库本身尚缺乏独立的机构；同时储备库缺乏相应的资金补充机制，这在一定程度上限制了其自身的救助作用。
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