“一帶一路”倡議實施下中哈貨幣合作的經濟基礎研究

李翠萍

摘 要：隨著全球經濟一體化的發展，國家或地區之間各領域的合作關系日益密切，尤其是金融一體化、區域貨幣合作等已成為學術界研究的重點領域。本文對中哈兩國開展貨幣合作的經濟基礎進行了可行性分析。采用雙變量的VAR模型，從經濟沖擊相關性的角度出發，對中國與哈薩克斯坦供給沖擊與需求沖擊相關性進行分析，以論證開展和深化中哈兩國貨幣合作的可行性。

關鍵詞：一帶一路；貨幣合作；經濟基礎

中圖分類號：F832.63 文獻標識碼：B 文章編號：1674-0017-2018（5）-0042-05

一、文獻回顧

顏華國（2007）通過實證研究認為，東亞的經濟基礎已經具備了貨幣合作條件。黃梅波、熊愛宗（2009）對經濟沖擊對稱性程度進行了分析，認為東亞經濟沖擊對稱性較低。張蕾（2010）對中國與東盟10國貨幣合作的經濟基礎分析后認為，這些國家較高的經濟沖擊對稱性加深了貨幣合作的可行性。蔡彤娟、孫瑾（2012）運用OCA理論和VAR模型，從經濟沖擊對稱性的角度考察了中國與東盟的經濟基礎，這些國家在克服政治障礙和外來影響的前提條件下具有深入開展貨幣合作的經濟基礎。安輝、趙清（2012）通過構建VAR模型分析了東亞地區不同時期經濟沖擊對稱性的差異，認為該區域內國家越小經濟沖擊對稱性越高，高的經濟沖擊對稱性表明東亞在經濟基礎條件方面可深入開展貨幣合作。王倩、王龑、胡穎（2014）采用結構VAR模型對絲綢之路經濟帶沿線的6個國家不同時期的經濟基礎條件進行了分析，認為中哈兩國在經濟基礎方面已具備開展貨幣金融合作的條件。秦放鳴、張飄洋、孫慶剛（2015）以中國和中亞國家不同時期為研究對象建立VEC模型，認為短期內經濟周期波動不同步，目前不具備實現貨幣共同體的條件，但是長期具有經濟周期趨同性。

二、中哈兩國貨幣合作現狀

（一）簽訂雙邊本幣結算協議

中哈兩國在推進貨幣合作的進程中應完善存貸款、結算、兌換等業務，實現降低匯率風險與匯兌成本的目的。2010年，新疆成為人民幣跨境結算的試點省份之一；2011年推出兩國貨幣現匯業務；2013年推出現鈔匯率與掛牌交易；2014年開始，兩國的企業或居民可自由決定人民幣和堅戈在雙邊商品和服務的結算與支付。根據上述取得的進展，推進本幣結算有利于兩國深化貨幣合作。雖然兩國在雙邊本幣結算方面取得了一定成效，但在這個過程中也同時受到來自不同方面的影響。首先，貿易結構的差異會對雙方本幣結算產生障礙。中國從哈薩克斯坦進口的商品主要以短缺的資源性商品為主，存在著剛性需求，在市場需求方面處于被動地位，確定用何種貨幣結算則由哈方商品出售者決定。如果中方企業與哈方結算付匯要求不一致時，那么中國從哈薩克斯坦所需的相關資源產品進口就很難完成。出口方面，哈薩克斯坦企業一直以美元進行結算，對有剛性需求的中國企業來說，很容易失去對貨幣結算的選擇權，這非常不利于兩國本幣結算。目前，新疆外匯指定銀行的總行在本幣結算方面并沒有就業務操作、代理賬戶管理、風險控制、現鈔押解和運送等制定相關的管理辦法或者操作規程，使得基層外匯指定銀行無章可循。

（二）簽訂雙邊本幣互換協議

2011年6月13日，中國人民銀行與哈薩克斯坦國家銀行在阿斯塔納簽署了70億元人民幣的雙邊本幣互換協議，有效期為三年。2014年12月14日，兩國央行又續簽了規模為70億元人民幣/2000億堅戈的雙邊本幣互換協議，有效期為三年，并經雙方同意可以展期。這種形式的貨幣合作，即增加了貨幣的流動性，又為兩國之間的貿易和投資往來提供了更多的便利，為維護兩國金融環境的穩定奠定了基礎，同時也標志著中哈兩國的貨幣合作可以繼續推進。

（三）實現人民幣對堅戈現鈔和匯率掛牌交易

2008年金融危機爆發導致了主要貨幣的匯率大幅波動，這從一定程度上加大了中哈兩國貿易投資風險，使匯兌成本上升。由于兩國貿易結算大部分使用美元或盧布，雙邊的匯率一般也是通過套算的方式來確定。在此背景下兩國實現現鈔和匯率掛牌交易。2011年6月28日，中國銀行新疆分行正式推出人民幣對堅戈直接匯率項下的堅戈現匯業務。2013年9月，中國銀行又推出了人民幣兌換堅戈現鈔匯率和掛牌交易，在同業中成功辦理了首筆直接匯率項下的堅戈現鈔兌換業務。次貸危機之后，哈薩克斯坦的經濟一直持續疲軟，同時受到鄰國俄羅斯地緣政治不斷變化和經濟動蕩的影響，堅戈遭受了幾次大幅貶值。鑒于此，2013年12月，哈薩克斯坦央行和哈薩克斯坦證券交易所達成協議，指定人民幣堅戈交易行是中國銀行。2014年9月25日，哈薩克斯坦證券交易所正式啟動人民幣和堅戈的掛牌交易，開創了中亞國家貨幣同人民幣直接掛牌和交易的先例。

（四）金融監管不斷深化

哈薩克斯坦獨立以前，與俄羅斯及其他中亞國家的計劃經濟體制具有高度的一致性。該國的風險防范措施主要是在銀行監管方面貫徹被國際上廣泛實行的巴塞爾原則，除了“巴塞爾原則”外，其他國際金融監管合作組織制定的標準和達成的共識也被中亞其他國家所采用。在區域貨幣合作過程中，金融監管是其推進的重要保障。由于跨境金融活動活躍，引起的金融風險也會加大，因此兩國著重加強金融監管，推動兩國的金融穩定。2005年兩國簽署了《諒解備忘錄》，2010年簽署了相關的金融監管協議。一直以來，兩國在上海合作組織框架下有步驟、分層次地深化金融監管合作，雖然目前并未就金融監管簽署專門性協議，但是在《上海合作組織經濟合作綱要》中詳細闡明了關于對金融監管合作的具體內容。

三、中國與哈薩克斯坦貨幣合作的動因分析

（一）推動金融一體化發展的必然要求

首先，推動貨幣領域的合作可為兩國經貿合作提供金融支持；其次，國際資本流動也勢必會加深兩國推進貨幣合作的意愿。金融全球化催生了大量的衍生金融工具，并出現了金融投機，這些因素使金融機構的架構變得極其脆弱。尤其是哈薩克斯坦的經濟規模、外匯儲備和市場規模都較小，很容易受到國際資本的沖擊，對于經濟互補性較強的兩國來說，推進貨幣領域的合作，能夠為經濟合作提供保障。

（二）改善國際金融治理體系

近年來新興經濟體經濟發展普遍較快，對資金的需求較大。根據亞洲開發銀行評估，未來的10年間，亞洲國家每年對基礎設施建設投資的資金需求將會達到7300億美元，但是世界銀行與亞洲開發行每年對其總投資僅為300億美元，資金缺口巨大。在此背景下，中國可與哈薩克斯坦通過上合組織銀聯體、上合組織開發銀行、亞洲基礎設施投資銀行以及絲路基金來完善兩國投融資機制，從而在一定程度上改善當前國際貨幣金融體系。

（三）應對國際金融危機

全球經濟一體化的發展必然伴隨著一定風險。一方面隨著經濟開放程度的逐步提高，危機的傳導性特征會愈加凸顯，這種風險勢必會對本國經濟的長期發展造成間接影響。而且境外金融市場的不確定性也會對跨境資本流動規模產生影響，一定程度上會加大資金調整的難度，甚至會導致國際收支不平衡。另一方面，金融危機會加重投資者的風險厭惡情緒，這種負面情緒會直接影響到投資者的安全性和利益。應對金融危機的傳導性和持續性引起足夠重視，以防金融風險對本國經濟的進一步影響，及時預防外部環境出現惡化，并結合本國實際情況及時作出反應，熨平經濟波動，保持經濟平穩運行。

（四）促進區域經濟一體化

區域經濟一體化是指在地理上毗鄰的若干國家之間應該進行各方面的合作以實現最佳的經濟效益，包括資源配置效益、產業規模效益和政策有效性效益等。當今世界上大部分地區都存在著地區性的合作組織。2005年成立的上海合作組織，2014年由中國倡議成立的亞洲基礎設施投資銀行以及絲路基金，還有中國工商銀行在哈薩克斯坦設立的分支機構，都不同程度地針對地方經濟開設了相關的業務，為雙邊貨幣合作、貿易投資、產業轉移等提供了便利。隨著“絲綢之路經濟帶”戰略的實施，加強貨幣合作非常符合中哈兩國的核心利益，尤其是在基礎設施、互聯互通、降低雙邊貿易結算的匯兌成本等方面給予積極的幫助和扶持。通過成立開發性金融機構和投資基金，為基礎設施建設提供融資支持，推動各產業與金融資本的有效聚合，為兩國貿易往來及直接投資創造良好的金融市場環境。

四、中哈兩國貨幣合作的經濟基礎實證分析

（一）數據選取與模型設定

本文通過選取中國與哈薩克斯坦的人均GDP來衡量兩國的經濟發展水平，消費價格指數反映兩國的物價水平，出于數據的可獲得性，采用中國與哈薩克斯坦兩國1998年至2016年的年度人均GDP和消費價格指數，來探討兩國組建貨幣區的可行性。上述所采用的數據來自世界銀行網站WDI數據庫。

首先要對選取的各指標數據進行處理，當變量處于平穩時，才能夠構建VAR模型，通過矩陣估算獲得兩國的沖擊向量為了反映兩國的對稱程度，還需要估算兩變量沖擊的相關系數。本文使用Eviews7.2軟件估計中哈兩國的VAR模型，先采用單位根檢驗方法，即ADF檢驗分別對兩國變量的平穩性進行檢驗，如果檢驗結果變量都不平穩，那么就要對變量人均GDP、消費價格指數兩個變量做平穩性檢驗；如果不平穩，就要對變量的對數進行差分，使其最終平穩。在選擇最優滯后階數時也要對其進行平穩性檢驗，在模型中增加滯后期，可以不同程度地消除模型誤差項的自相關性，使殘差變小。但增加的滯后期又不能過大，需適宜，否則會導致自由度降低。根據Schwarz標準（SC）和Akaike（AIC），選取的VAR模型的滯后階數為1。

本文用軟件Eviews7.2對兩個變量取自然對數，目的是為了平滑數據，消除可能存在的異方差，即轉換為LnGDP、LnP。該模型表示為：

因為所選取的數據為時間序列數據，故要做單位根檢驗，若數據滿足平穩性條件，并為同階單整，且由于兩國的數據差異較大，則需要對兩國的人均GDP和消費價格指數P取對數，以便通過ADF檢驗。

（二）數據的平穩性檢驗

在構建VAR模型之前，需要對序列進行平穩性檢驗。下面就采用ADF單位根檢驗法進行平穩性檢驗。

表1中，人均GDP和消費價格指數都經過二階差分，ADF統計量均小于5%的臨界值，說明此模型通過平穩性檢驗。

（三）Johansen協整檢驗

本文設定的VAR模型的變量是一階單整，有可能存在協整關系，所以要對VAR模型進行協整關系檢驗，從而確定模型中誤差修正的個數。模型的滯后期為1期，表明協整關系的滯后期為1期。單整序列是進行協整檢驗的前提條件，所以對單整序列LnGDP、LnP變量進行協整檢驗，見表2。從檢驗結果可以看出，T統計量38.70284大于臨界值29.79707，說明至少有一個協整關系存在，再看Prob值為0.0037，小于0.05，同樣表明存在協整關系。這種協整關系的存在，說明中哈兩國貨幣合作關系、貿易往來和投資關系之間都存在著長遠的相互影響關系。

（四）VAR模型的構建

本文構建兩變量LnGDP、LnP的VAR模型，并用模型的滯后結構來確定中國與哈薩克斯坦產出水平和物價水平的VAR模型最佳滯后階數均為1（見表3）。根據Akaike信息準則和Schwartz-Bayesian準則同時達到最小值的階數，根據表4的結果可知，涉及到的五個評價指標均認為應該選擇滯后期p為1。并得出輸出的結果見表5。

中國與哈薩克斯坦人均GDP（產出水平）的相關性反映出兩國面臨的供給沖擊的相關性是一致的。物價水平的相關性能夠反映出兩國所面臨的需求沖擊是相一致的。當以中國的產出水平為被解釋變量，最佳滯后階數為1時，哈薩克斯坦產出水平的相關性為0.18%，即哈國的產出水平每上升1%，中國的產出水平就會相應的提高0.18%；當以哈薩克斯坦的產出水平為被解釋變量時，哈國產出水平的相關性為0.57%，即同樣條件不變的情況下，中國的產出水平每上升1%，哈國的產出水平就會提高0.57%，說明兩國由產出水平表示的供給沖擊具有相關性。當以哈國的物價水平為被解釋變量，最佳滯后階數為1時，中國物價水平的相關性為0.08%；當以中國的物價水平為被解釋變量時，哈國物價水平的相關性為0.81%，表明中國與哈薩克斯坦的物價水平所表示的需求沖擊具有相關性。結論說明中國的產出水平與物價水平對哈國的影響要比哈國對中國的影響要大，原因是我國作為世界貿易大國，參與合作的戰略和經濟合作伙伴比較多，而哈國相對來說較少。從判定系數值0.999154和調整后的判定系數值0.998307來看，擬合優度和調整后的擬合優度均較高，F統計量也顯示出該模型整體顯著性較強，說明該模型能從經濟角度較好地解釋變量。表5中較小的AIC和SC值也充分說明了最佳滯后階數的選擇是合理的。總體來講，中哈兩國所面臨的需求沖擊與供給沖擊較為一致，中哈兩國具備深化貨幣合作的經濟基礎條件。

（五）經濟沖擊相關性

通過上述對VAR模型的構建以及對各變量進行平穩性檢驗和滯后階數的確定，進而得出擾動項的估計值，也就是兩國面臨的沖擊估計值。計算出中哈兩國的供給沖擊和需求沖擊序列，最后計算出兩國兩變量的沖擊相關系數矩陣。從表6看出，中哈兩國的產出相關性非常顯著，相關系數達到0.95513。該產出相關性不但反映了兩國經濟發展水平方面具有趨同性，兩國的物價水平的相關性也非常顯著（表7），達到0.951037，說明兩國的貿經濟關系緊密，具有明顯的經濟趨同性。這種經濟發展的趨同性表明兩國初步具備開展貨幣合作的經濟基礎條件。

五、結論

通過上述對中哈兩國貨幣合作的經濟基礎分析，將中國與哈薩克斯坦兩國的經濟沖擊分解為供給沖擊和需求沖擊，并測度兩國經濟沖擊的相關性。實證結果如下：兩國的產出水平和物價水平都具有顯著的相關性，尤其反映出中國的產出水平與物價水平對哈薩克斯坦的影響要比哈薩克斯坦對中國的影響大。從判定系數值和調整后的判定系數值來看，擬合優度和調整后的擬合優度均較高，說明該模型能較好地解釋變量。從中哈兩國的產出相關性和物價水平相關性的顯著性來看，兩國經濟發展水平方面具有高度的趨同性，這種經濟發展的趨同性表明兩國初步具備開展貨幣合作的經濟基礎條件。

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