“一带一路”倡议实施下中哈货币合作的经济基础研究

李翠萍

摘 要：随着全球经济一体化的发展，国家或地区之间各领域的合作关系日益密切，尤其是金融一体化、区域货币合作等已成为学术界研究的重点领域。本文对中哈两国开展货币合作的经济基础进行了可行性分析。采用双变量的VAR模型，从经济冲击相关性的角度出发，对中国与哈萨克斯坦供给冲击与需求冲击相关性进行分析，以论证开展和深化中哈两国货币合作的可行性。

关键词：一带一路；货币合作；经济基础

中图分类号：F832.63 文献标识码：B 文章编号：1674-0017-2018（5）-0042-05

一、文献回顾

颜华国（2007）通过实证研究认为，东亚的经济基础已经具备了货币合作条件。黄梅波、熊爱宗（2009）对经济冲击对称性程度进行了分析，认为东亚经济冲击对称性较低。张蕾（2010）对中国与东盟10国货币合作的经济基础分析后认为，这些国家较高的经济冲击对称性加深了货币合作的可行性。蔡彤娟、孙瑾（2012）运用OCA理论和VAR模型，从经济冲击对称性的角度考察了中国与东盟的经济基础，这些国家在克服政治障碍和外来影响的前提条件下具有深入开展货币合作的经济基础。安辉、赵清（2012）通过构建VAR模型分析了东亚地区不同时期经济冲击对称性的差异，认为该区域内国家越小经济冲击对称性越高，高的经济冲击对称性表明东亚在经济基础条件方面可深入开展货币合作。王倩、王龑、胡颖（2014）采用结构VAR模型对丝绸之路经济带沿线的6个国家不同时期的经济基础条件进行了分析，认为中哈两国在经济基础方面已具备开展货币金融合作的条件。秦放鸣、张飘洋、孙庆刚（2015）以中国和中亚国家不同时期为研究对象建立VEC模型，认为短期内经济周期波动不同步，目前不具备实现货币共同体的条件，但是长期具有经济周期趋同性。

二、中哈两国货币合作现状

（一）签订双边本币结算协议

中哈两国在推进货币合作的进程中应完善存贷款、结算、兑换等业务，实现降低汇率风险与汇兑成本的目的。2010年，新疆成为人民币跨境结算的试点省份之一；2011年推出两国货币现汇業务；2013年推出现钞汇率与挂牌交易；2014年开始，两国的企业或居民可自由决定人民币和坚戈在双边商品和服务的结算与支付。根据上述取得的进展，推进本币结算有利于两国深化货币合作。虽然两国在双边本币结算方面取得了一定成效，但在这个过程中也同时受到来自不同方面的影响。首先，贸易结构的差异会对双方本币结算产生障碍。中国从哈萨克斯坦进口的商品主要以短缺的资源性商品为主，存在着刚性需求，在市场需求方面处于被动地位，确定用何种货币结算则由哈方商品出售者决定。如果中方企业与哈方结算付汇要求不一致时，那么中国从哈萨克斯坦所需的相关资源产品进口就很难完成。出口方面，哈萨克斯坦企业一直以美元进行结算，对有刚性需求的中国企业来说，很容易失去对货币结算的选择权，这非常不利于两国本币结算。目前，新疆外汇指定银行的总行在本币结算方面并没有就业务操作、代理账户管理、风险控制、现钞押解和运送等制定相关的管理办法或者操作规程，使得基层外汇指定银行无章可循。

（二）签订双边本币互换协议

2011年6月13日，中国人民银行与哈萨克斯坦国家银行在阿斯塔纳签署了70亿元人民币的双边本币互换协议，有效期为三年。2014年12月14日，两国央行又续签了规模为70亿元人民币/2000亿坚戈的双边本币互换协议，有效期为三年，并经双方同意可以展期。这种形式的货币合作，即增加了货币的流动性，又为两国之间的贸易和投资往来提供了更多的便利，为维护两国金融环境的稳定奠定了基础，同时也标志着中哈两国的货币合作可以继续推进。

（三）实现人民币对坚戈现钞和汇率挂牌交易

2008年金融危机爆发导致了主要货币的汇率大幅波动，这从一定程度上加大了中哈两国贸易投资风险，使汇兑成本上升。由于两国贸易结算大部分使用美元或卢布，双边的汇率一般也是通过套算的方式来确定。在此背景下两国实现现钞和汇率挂牌交易。2011年6月28日，中国银行新疆分行正式推出人民币对坚戈直接汇率项下的坚戈现汇业务。2013年9月，中国银行又推出了人民币兑换坚戈现钞汇率和挂牌交易，在同业中成功办理了首笔直接汇率项下的坚戈现钞兑换业务。次贷危机之后，哈萨克斯坦的经济一直持续疲软，同时受到邻国俄罗斯地缘政治不断变化和经济动荡的影响，坚戈遭受了几次大幅贬值。鉴于此，2013年12月，哈萨克斯坦央行和哈萨克斯坦证券交易所达成协议，指定人民币坚戈交易行是中国银行。2014年9月25日，哈萨克斯坦证券交易所正式启动人民币和坚戈的挂牌交易，开创了中亚国家货币同人民币直接挂牌和交易的先例。

（四）金融监管不断深化

哈萨克斯坦独立以前，与俄罗斯及其他中亚国家的计划经济体制具有高度的一致性。该国的风险防范措施主要是在银行监管方面贯彻被国际上广泛实行的巴塞尔原则，除了“巴塞尔原则”外，其他国际金融监管合作组织制定的标准和达成的共识也被中亚其他国家所采用。在区域货币合作过程中，金融监管是其推进的重要保障。由于跨境金融活动活跃，引起的金融风险也会加大，因此两国着重加强金融监管，推动两国的金融稳定。2005年两国签署了《谅解备忘录》，2010年签署了相关的金融监管协议。一直以来，两国在上海合作组织框架下有步骤、分层次地深化金融监管合作，虽然目前并未就金融监管签署专门性协议，但是在《上海合作组织经济合作纲要》中详细阐明了关于对金融监管合作的具体内容。

三、中国与哈萨克斯坦货币合作的动因分析

（一）推动金融一体化发展的必然要求

首先，推动货币领域的合作可为两国经贸合作提供金融支持；其次，国际资本流动也势必会加深两国推进货币合作的意愿。金融全球化催生了大量的衍生金融工具，并出现了金融投机，这些因素使金融机构的架构变得极其脆弱。尤其是哈萨克斯坦的经济规模、外汇储备和市场规模都较小，很容易受到国际资本的冲击，对于经济互补性较强的两国来说，推进货币领域的合作，能够为经济合作提供保障。

（二）改善国际金融治理体系

近年来新兴经济体经济发展普遍较快，对资金的需求较大。根据亚洲开发银行评估，未来的10年间，亚洲国家每年对基础设施建设投资的资金需求将会达到7300亿美元，但是世界银行与亚洲开发行每年对其总投资仅为300亿美元，资金缺口巨大。在此背景下，中国可与哈萨克斯坦通过上合组织银联体、上合组织开发银行、亚洲基础设施投资银行以及丝路基金来完善两国投融资机制，从而在一定程度上改善当前国际货币金融体系。

（三）应对国际金融危机

全球经济一体化的发展必然伴随着一定风险。一方面随着经济开放程度的逐步提高，危机的传导性特征会愈加凸显，这种风险势必会对本国经济的长期发展造成间接影响。而且境外金融市场的不确定性也会对跨境资本流动规模产生影响，一定程度上会加大资金调整的难度，甚至会导致国际收支不平衡。另一方面，金融危机会加重投资者的风险厌恶情绪，这种负面情绪会直接影响到投资者的安全性和利益。应对金融危机的传导性和持续性引起足够重视，以防金融风险对本国经济的进一步影响，及时预防外部环境出现恶化，并结合本国实际情况及时作出反应，熨平经济波动，保持经济平稳运行。

（四）促进区域经济一体化

区域经济一体化是指在地理上毗邻的若干国家之间应该进行各方面的合作以实现最佳的经济效益，包括资源配置效益、产业规模效益和政策有效性效益等。当今世界上大部分地区都存在着地区性的合作组织。2005年成立的上海合作组织，2014年由中国倡议成立的亚洲基础设施投资银行以及丝路基金，还有中国工商银行在哈萨克斯坦设立的分支机构，都不同程度地针对地方经济开设了相关的业务，为双边货币合作、贸易投资、产业转移等提供了便利。随着“丝绸之路经济带”战略的实施，加强货币合作非常符合中哈两国的核心利益，尤其是在基础设施、互联互通、降低双边贸易结算的汇兑成本等方面给予积极的帮助和扶持。通过成立开发性金融机构和投资基金，为基础设施建设提供融资支持，推动各产业与金融资本的有效聚合，为两国贸易往来及直接投资创造良好的金融市场环境。

四、中哈两国货币合作的经济基础实证分析

（一）数据选取与模型设定

本文通过选取中国与哈萨克斯坦的人均GDP来衡量两国的经济发展水平，消费价格指数反映两国的物价水平，出于数据的可獲得性，采用中国与哈萨克斯坦两国1998年至2016年的年度人均GDP和消费价格指数，来探讨两国组建货币区的可行性。上述所采用的数据来自世界银行网站WDI数据库。

首先要对选取的各指标数据进行处理，当变量处于平稳时，才能够构建VAR模型，通过矩阵估算获得两国的冲击向量为了反映两国的对称程度，还需要估算两变量冲击的相关系数。本文使用Eviews7.2软件估计中哈两国的VAR模型，先采用单位根检验方法，即ADF检验分别对两国变量的平稳性进行检验，如果检验结果变量都不平稳，那么就要对变量人均GDP、消费价格指数两个变量做平稳性检验；如果不平稳，就要对变量的对数进行差分，使其最终平稳。在选择最优滞后阶数时也要对其进行平稳性检验，在模型中增加滞后期，可以不同程度地消除模型误差项的自相关性，使残差变小。但增加的滞后期又不能过大，需适宜，否则会导致自由度降低。根据Schwarz标准（SC）和Akaike（AIC），选取的VAR模型的滞后阶数为1。

本文用软件Eviews7.2对两个变量取自然对数，目的是为了平滑数据，消除可能存在的异方差，即转换为LnGDP、LnP。该模型表示为：

因为所选取的数据为时间序列数据，故要做单位根检验，若数据满足平稳性条件，并为同阶单整，且由于两国的数据差异较大，则需要对两国的人均GDP和消费价格指数P取对数，以便通过ADF检验。

（二）数据的平稳性检验

在构建VAR模型之前，需要对序列进行平稳性检验。下面就采用ADF单位根检验法进行平稳性检验。

表1中，人均GDP和消费价格指数都经过二阶差分，ADF统计量均小于5%的临界值，说明此模型通过平稳性检验。

（三）Johansen协整检验

本文设定的VAR模型的变量是一阶单整，有可能存在协整关系，所以要对VAR模型进行协整关系检验，从而确定模型中误差修正的个数。模型的滞后期为1期，表明协整关系的滞后期为1期。单整序列是进行协整检验的前提条件，所以对单整序列LnGDP、LnP变量进行协整检验，见表2。从检验结果可以看出，T统计量38.70284大于临界值29.79707，说明至少有一个协整关系存在，再看Prob值为0.0037，小于0.05，同样表明存在协整关系。这种协整关系的存在，说明中哈两国货币合作关系、贸易往来和投资关系之间都存在着长远的相互影响关系。

（四）VAR模型的构建

本文构建两变量LnGDP、LnP的VAR模型，并用模型的滞后结构来确定中国与哈萨克斯坦产出水平和物价水平的VAR模型最佳滞后阶数均为1（见表3）。根据Akaike信息准则和Schwartz-Bayesian准则同时达到最小值的阶数，根据表4的结果可知，涉及到的五个评价指标均认为应该选择滞后期p为1。并得出输出的结果见表5。

中国与哈萨克斯坦人均GDP（产出水平）的相关性反映出两国面临的供给冲击的相关性是一致的。物价水平的相关性能够反映出两国所面临的需求冲击是相一致的。当以中国的产出水平为被解释变量，最佳滞后阶数为1时，哈萨克斯坦产出水平的相关性为0.18%，即哈国的产出水平每上升1%，中国的产出水平就会相应的提高0.18%；当以哈萨克斯坦的产出水平为被解释变量时，哈国产出水平的相关性为0.57%，即同样条件不变的情况下，中国的产出水平每上升1%，哈国的产出水平就会提高0.57%，说明两国由产出水平表示的供给冲击具有相关性。当以哈国的物价水平为被解释变量，最佳滞后阶数为1时，中国物价水平的相关性为0.08%；当以中国的物价水平为被解释变量时，哈国物价水平的相关性为0.81%，表明中国与哈萨克斯坦的物价水平所表示的需求冲击具有相关性。结论说明中国的产出水平与物价水平对哈国的影响要比哈国对中国的影响要大，原因是我国作为世界贸易大国，参与合作的战略和经济合作伙伴比较多，而哈国相对来说较少。从判定系数值0.999154和调整后的判定系数值0.998307来看，拟合优度和调整后的拟合优度均较高，F统计量也显示出该模型整体显著性较强，说明该模型能从经济角度较好地解释变量。表5中较小的AIC和SC值也充分说明了最佳滞后阶数的选择是合理的。总体来讲，中哈两国所面临的需求冲击与供给冲击较为一致，中哈两国具备深化货币合作的经济基础条件。

（五）经济冲击相关性

通过上述对VAR模型的构建以及对各变量进行平稳性检验和滞后阶数的确定，进而得出扰动项的估计值，也就是两国面临的沖击估计值。计算出中哈两国的供给冲击和需求冲击序列，最后计算出两国两变量的冲击相关系数矩阵。从表6看出，中哈两国的产出相关性非常显著，相关系数达到0.95513。该产出相关性不但反映了两国经济发展水平方面具有趋同性，两国的物价水平的相关性也非常显著（表7），达到0.951037，说明两国的贸经济关系紧密，具有明显的经济趋同性。这种经济发展的趋同性表明两国初步具备开展货币合作的经济基础条件。

五、结论

通过上述对中哈两国货币合作的经济基础分析，将中国与哈萨克斯坦两国的经济冲击分解为供给冲击和需求冲击，并测度两国经济冲击的相关性。实证结果如下：两国的产出水平和物价水平都具有显著的相关性，尤其反映出中国的产出水平与物价水平对哈萨克斯坦的影响要比哈萨克斯坦对中国的影响大。从判定系数值和调整后的判定系数值来看，拟合优度和调整后的拟合优度均较高，说明该模型能较好地解释变量。从中哈两国的产出相关性和物价水平相关性的显著性来看，两国经济发展水平方面具有高度的趋同性，这种经济发展的趋同性表明两国初步具备开展货币合作的经济基础条件。

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