人民币与东盟国家货币汇率动态关联性分析
亚洲货币合作下的人民币国际化障碍分析
亚洲货币合作下的人民币国际化障碍分析摘要：全球经济危机的蔓延使人民币国际化问题再次成为各国学者关注的焦点，本文从亚洲货币合作的框架中出发分析了人民币在国际化进程中可能遇到的障碍，并对如何通过与亚洲各国家的货币合作以推动人民币国际化的发展提出了相关政策建议。
关键词：货币合作人民币国际化中图分类号：f83 文献标识码：a文章编号：1672—7355（2012）01—0101—01当前，亚洲货币合作的潜力巨大，人民币的国际化前景十分广阔，但是仍存在着诸多困难和限制因素阻碍着人民币国际化的进程。
一、亚洲货币合作中人民币国际化的障碍（一）亚洲地区的发展多样化，货币合作的难度大亚洲国家的经济发展水平差异很大，有像日本这样的发达资本主义市场经济国家，像韩国、新加坡等经济发达的新兴经济体国家和地区，但是更多的还是像中国、印度和东盟各国等经济刚起步的国家。
亚洲各国的社会经济发展水平差距不仅大于欧盟，也大于北美自由贸易区。
亚洲各经济体经济发展程度方面差距过大，使得区域内国家之间的货币合作更加复杂和多样化，面临的困难也更多。
而且亚洲国家在宗教、文化和历史等非经济因素方面也存在着深层次的问题，无法在短期内解决。
因此，亚洲国家的货币合作带有明显的危机驱动的性质，货币合作的难度较大。
（二）缺乏坚实的经贸合作基础进行区域货币合作是人民币区域化的重要一步，然而任何区域的货币合作都是应当建立在广泛的经贸合作的基础之上的，但是显然，亚洲国家在这方面做的显然不够。
除了东盟和中日韩三国的“10+3”进程发展还算顺利外，其他亚洲国家的经贸合作还只处在刚起步的阶段。
尽管一直以来，中国都致力于同周边亚洲国家的经贸合作，但是由于亚洲各国家大都实行依赖欧美等发达市场的外向型经济发展模式，而且在贸易结构和产业发展水平方面有很大的相似性，因此亚洲各国家的经贸合作的互补性不强，还存在许多贸易和投资的壁垒，这些都对亚洲的经贸一体化进程形成了障碍。
（三）人民币尚未实现完全的自由化货币自由化的实现是一国货币国际化的重要内因和前提条件。
深化中国—东盟金融合作之RCEP对接方略——以广西金融发展为例
深化中国—东盟金融合作之RCEP对接方略——以广西金融发展为例（《改革与战略》杂志社，广西南宁__）随着RCEP（《区域全面经济伙伴关系协定》）于2022年1月1日正式生效，中国在全球最具活力的自由贸易区中的发展受到了关注。
RCEP的金融相关内容代表了中国金融对外开放的最高水平，将加速区域内金融领域资金、人才、信息等要素的流动，为中资金融机构向海外发展带来了新机遇。
在RCEP框架下，对中国与东盟金融合作进行再审视，具有全新的现实意义。
广西是中国与东盟国家唯一海陆相连的省份，是构建西部陆海新通道、“21世纪海上丝绸之路”的重要枢纽，也是中国—东盟博览会永久举办地，其经济发展受RCEP影响的效应将会持续放大。
2021年前三季度，我国对东盟进出口4.08万亿元，增长21.1%，东盟继续保持为我国第一大贸易伙伴；2020年东盟国家人民币跨境资金流动合计4.15万亿元，同比增长72.2%。
2021年广西跨境资金规模突破600亿美元，对RCEP国家跨境收支212.5亿美元，同比增长16.2%，其中对东盟跨境收支187.6亿美元。
本文以广西金融发展为例，研究如何对接RCEP的金融条款，深化中国—东盟金融合作。
RCEP的生效，有利于成员国构建现代、全面、高质量及互惠共赢的经济伙伴关系合作框架。
RCEP的金融相关内容，被列为第八章《服务贸易》的附件之一，包括缔约方的金融服务提供者提供的任何具有金融性质的服务，它代表着中国在缔约实践中金融对外开放的最高水平。
中国对金融开放、监管透明度等作出承诺，首次引入新金融服务、自律组织、金融信息转移和处理等条款，为营造公平、开放、稳定、透明的竞争环境预留了监管空间。
（一）RCEP的金融条款1.RCEP金融条款的内容。
一是保险和与保险相关的服务。
主要内容包括直接保险（如人身险、财产险）、再保险和转分保、保险中介、其他保险等。
二是银行及其他业务。
银行业务主要包括存贷款、金融租赁、支付服务、担保和承诺、自营或代客交易、参与证券的发行、货币经纪、资产管理、结算和清算业务等；其他业务主要包括咨询、中介、数据处理等。
中越人民币与越南盾的汇率波动分析
中越人民币与越南盾的汇率波动分析在全球化的背景下，各国货币之间的汇率波动成为了重要的经济现象。
本篇文章将围绕中越人民币与越南盾的汇率波动展开分析。
一、背景介绍中越是地理相邻的两个亚洲国家，两国之间的经贸往来频繁。
人民币（CNY）和越南盾（VND）作为两国的法定货币，在双方贸易以及金融往来中起着重要作用。
然而，由于不同经济体的差异以及国际金融市场的影响，中越人民币与越南盾的汇率存在着波动和变动。
二、汇率影响因素1.经济因素经济因素是汇率波动的主要原因之一。
中越两国的经济情况和发展水平不同，经济增长率、通货膨胀率以及国际收支等指标的差异直接影响到两国货币间的汇率。
当中国经济强劲发展，相对而言越南经济相对疲软时，人民币将升值相对于越南盾，反之亦然。
2.货币政策货币政策也是影响汇率波动的重要因素。
中央银行通过制定货币政策来调节市场流动性和信贷供应等因素，而这些政策将直接或间接地影响到货币价值。
例如，当人民币对越南盾升值过快时，中国央行可能会采取紧缩货币政策以稳定汇率。
3.政治因素政治因素对汇率也有重要影响。
例如，两国之间的政治关系、贸易争端、战争冲突等都可能导致汇率剧烈波动。
市场对政治风险的担忧通常会导致投资者撤离某个国家，从而对其货币造成负面影响。
三、汇率波动对经济的影响1.出口和进口汇率波动对中越两国的出口和进口贸易有直接影响。
当人民币升值时，中国的出口产品在国际市场上的价格将变得更高，对出口产生阻碍作用；而越南的进口产品的价格相应下降，对进口产生促进作用。
2.资本流动汇率波动也会导致资本的流动。
当人民币升值时，投资者倾向于将资金投入到人民币市场，这可能导致越南等国资本大量外流；而人民币贬值则会吸引外资流入中国。
3.通胀压力汇率波动还会对通胀产生影响。
当一个国家的货币贬值时，进口商品价格上涨，从而推高国内通胀率。
而当货币升值时，进口商品价格下降，对通胀产生抑制作用。
四、应对汇率波动的措施1.灵活管理汇率中越等国家可以通过灵活管理汇率来应对汇率波动。
国际贸易中人民币作为计价货币的可行性分析
国际贸易中人民币作为计价货币的可行性分析摘要：在浮动汇率制度下，以何种货币计价对进出口国的经济有重要影响。
文章从人民币作为计价货币的可行性进行分析，进而提出推进人民币成为计价货币的相关对策。
关键词：计价货币跨境交易出口价格弹性模型中图分类号：f830 文献标识码：a文章编号：1004-4914（2013）04-203-03一、引言近几年，受国际金融危机影响，美元、欧元等主要国际结算货币汇率大幅波动，我国及周边国家和地区的企业在使用第三国货币进行贸易结算时面临较大的汇率波动风险，同时我国与东盟国家及内地与港澳地区的贸易、投资和人员往来关系迅速发展，以人民币作为支付手段的呼声越来越高。
2009年国家先后开展了跨境贸易人民币结算试点，2011年底试点扩大到全国。
但是，目前人民币更多地是作为结算货币，而非计价货币。
国际贸易中可以用三种货币计价：以出口方货币计价（又称以生产方货币计价，producer currency pricing，pcp）、以进口方货币计价（local currency pricing，lcp）和以交易货币计价（又称以第三方货币计价，vehicle currency pricing，vcp）。
在浮动汇率制度下，以何种货币计价对进出口国的经济有重要影响。
本文从人民币作为计价货币的可行性进行了分析，进而提出相关建议。
二、在国际贸易中人民币作为计价货币的可行性分析本文从经济实力与市场份额、出口产品的差异性和市场地位、货币的交易成本、汇率的波动情况、金融市场的成熟与完善等方面探讨人民币作为计价货币的可行性，进而提出推进人民币成为计价货币的相关对策。
（一）经济体实力增强为人民币成为计价货币提供了坚实后盾改革开放以来，中国经济发生了翻天覆地的变化，2009年gdp总量超过日本，成为世界第二大经济体。
“十一五”期间国内生产总值年均增长11.2%，2011年国内生产总值达到74260.9亿美元，世界排名第二，年增长率9.2%，实现了“十二五”良好开局，公共财政收入10.37万亿元，增长24.8%，进出口总额36420.6亿美元，占全球市场份额的10%。
人民币有效汇率及走势分析
4、考虑商品替代弹性差异的可变贸易权重 这种权重算法是对可变贸易权重算法的一种完善，在一定程度上反映的不同 国家和地区之间贸易品之间竞争关系的差异性。
决于该样本货币国的贸易品与中国的贸易品之间的替代弹性。如果一个样本货币 国在于中国相关的贸易中所占比率不大，但替代弹性比较大，其被赋予的权重也 比较大。
不同国家和地区的贸易品（商品、劳务）的竞争相对优势主要决定于它们之 间的技术水平差别、资源禀赋差别(原材料、劳动力等)。技术水平、资源禀赋差 不多的国家和地区之间贸易品的竞争主要是价格竞争，这样汇率的变动对它们之 间相对竞争力的影响就比较大；比如中国和东盟国家之间的竞争。而那些技术水 平或资源禀赋相差比较大的国家和地区贸易品的竞争主要是产品、服务的技术含 量、品质差别和自然资源的禀赋差别；比如中国和美、日贸易品的竞争，中国和 沙特贸易品（沙特的最主要贸易品是石油）的竞争，对于这种情况，双边货币价 值的相当幅度的变动都不会改变双方的竞争态势。替代弹性系数真实地反映了这 种情况。
计算公式如下：
WCN ,k = λ1σ CN 来自kηCN ,k + λ2σ CN ,kδ CN ,k + λ3σ CN ,kε CN ,k
∑ ε CN ,k =
δ CN ,i ⋅ηi,k
i≠CN ,k
其中 σ CN ,k 表示中国与第 k 个样本货币国之间贸易品(商品、劳务)的替代
弹性系数。其它的变量含义同上。 一个样本货币的权重不仅取决于其在与中国相关的贸易中所占的比率，还取
后疫情时代中国—东盟金融合作
商业经济SHANGYE JINGJI第2021年第2期(总第534期)No.2,2021Total No.534后疫情时代中国一东盟金融合作陈悄悄，郑天歌(广西大学国际学院，广西南宁530004)［摘 要］新冠肺炎疫情发生后，东盟国家出台了一系列经济刺激政策，中国一东盟金融合作面临新的诉求。
中国一东盟已有金融合作成效，结合东盟国家在疫情发生后的现实需要，对中国一东盟金融合作提出新的建议。
［关键词］新冠肺炎疫情;经济刺激政策;金融合作［中图分类号］F740 ［文献标识码］A ［文章编号］1009-6043(2021)02-0083-03—、弓I 言新冠肺炎疫情发生后，世界经济形势深刻变化，随着东盟国家出台经济刺激政策，中国一东盟金融合作应当进入新的阶段。
关于中国一东盟金融的合作进展方面，王丽娅巾(2007)提出中国一东盟仍不具有成立最优货币区的条件。
屠年松、朱雁春回(2010)分析了 2008年全球金融 危机后中国东盟金融合作的目标与模式选择。
卢光盛、部可⑷(2011)认为中国一东盟金融合作在区域监督机制、货 币互换机制、区域债券市场方面取得一定进展。
刘方，丁文丽3 (2020)从货币合作、金融基础设施合作、金融机构合作、金融市场合作和金融监管合作五大方面总结了中 国一东盟金融合作成果。
尽管中国与东盟国家货币互换合作有利于维护中国一东盟自由贸易区的金融稳定，加速人民币国际化进 程叫但中国一东盟金融合作进展仍相对缓慢且其原因是多方面的。
卢珍菊［6］(2011)认为经济发展水平和经济结构差异增大了中国一东盟金融合作难度。
柳娜巾(2015)利用面板数据模型得出外国直接投资、对外贸易额、外汇储备是对中国一东盟双边经济增长影响显著的金融指标。
尤宏兵、徐孟云、王恬恬间(2(H9)认为中国一东盟金融合作深化面临双边政治互信缺少、战略设计高度及制度创新不够、双边金融监管体系不完善等障碍。
在合作策略方面，屠年松回(2010)从货币合作、资本市场、金融监管的角度对中国一东盟自由贸易区建成后的金融合作提供了建议。
分析人民币升值对汇率的影响
分析人民币升值对汇率的影响最近一直关注银行方面的消息，2010年6月19日晚，中国人民银行宣布：进一步推进人民币汇率形成机制改革，增强人民币汇率弹性，即按照已公布的外汇市场汇率浮动区间，对人民币汇率浮动进展动态管理和调节。
央行强调，汇率改革重在坚持以市场供求为根底，参考一篮子货币进展调节。
汇改重启是中国经济改革深化必须走的一步棋。
目前，全球经济逐步复苏，中国经济上升向好的根底进一步夯实，经济运行趋于平稳，汇改时机已渐成熟。
但汇改必然导致人民币升值的预期加强。
人民币升值预期增加会在国内和国际带来什么经济后果.货币汇率是一国主权的表达，为什么美国等西方兴旺国家横加干预，目的是什么.继上周走出一轮大跌走势后，本周反弹上升成为人民币对美元汇率走势的主基调。
人民币对美元汇率中间价于周一续创一个半月新低后，逐步走高，再度回归6.78区间。
受国际美元走强影响，人民币对美元汇率中间价于上周创出重申汇改以来单周最大跌幅，周跌幅高达350基点，跌至6.80区间。
本周，美元出现回调，人民币对美元汇率亦呈现反弹上升走势。
以中国外汇交易中心公布的人民币对美元汇率中间价为计，本周的五个交易日，三个交易日上涨，两个交易日下跌，上下浮动180个基点。
周一，人民币对美元汇率中间价延续上周跌势，达6.8064，续创一个半月以来的新低。
之后逐日反弹，相继于周二上升至6.7979，周三上升至6.7985。
随后于周四小幅回落三个基点后，于周五升至6.7884。
本周公布的美国经济数据延续了此前黯淡的表现。
市场分析人士认为，近期欧美时好时坏的经济数据有点让市场找不到方向，投资者在避险意愿和经济“二次衰退〞的预期间摇摆，美元走向尚不清晰，短期内也看不到对人民币较强的升值预期从2009年下半年以来，中国的货币当局一直承受着国际舆论对人民币升值的强大压力。
美国财政部每6个月向国会提交一份关于国际经济和汇率政策情况报告。
在报告中被认定为操纵货币汇率的国家，最终可能受到美国的贸易制裁。
东亚货币合作中的人民币与日元之争
36《商场现代化》年月（中旬刊）总第5期货币合作与货币竞争之间并非相互排斥,它们既对立又统一。
可以说，国际货币竞争在一定程度上催生了全球范围内各种层次区域货币合作的蓬勃发展，同时在货币合作进程中，也会有货币竞争存在，即争取成为区域内各方汇率钉住的“锚”货币。
其实质是对货币主导权的争夺，背后是国家利益的驱动。
正在进展中的东亚货币合作也同样面临“锚”货币之争,由于东盟十国与韩国的经济规模较小，竞争主要在人民币与日元之间展开。
一、经济实力经济实力是一国货币竞争力的基础。
经济规模的扩大及经济的可持续发展能够增强一国抵御金融冲击和抗风险的能力，也为本国货币竞争力的提升提供了可靠的物质保证。
因此，货币竞争在某种程度上可以说是发行国经济实力的较量。
而在亚洲，中日两国的经济成绩均是区域内的佼佼者。
从经济规模的绝对量上看,日本强于中国。
2006年，日本G D P 值达43674.59亿美元,占全球G D P 总和的9.1%，而同期的中国G D P 值为26301.13亿美元,是日本的五分之三。
但在发展潜力上,中国优势很明显。
2000年～2006年,中国G D P 的年均增速是9.57%，远超日本的1.66%。
尤其是近四年来,每年G D P 的增长率更是高达10%以上，中日两国经济的绝对差在不断缩小。
值得注意的是，中国的经济增长不仅快速，而且比其他任何东亚经济体包括日本都更加稳定。
麦金农和施纳布尔(2003)的统计数据表明,就1980年～2001年东亚经济体G D P 年增长率的变动系数来看,中国最低,为0.35,除中国和日本以外的东亚经济体明显具有共同的经济增长周期,变动系数为0.49,如果加入中国,其变动系数降至0.29,如果再加入日本，则其整体产出增长的变动率提高至0.38。
显然,中国的经济增长要更加稳定,而日本经济增长的波动较大。
中国经济的稳定，日益成为抑制整个东亚地区经济波动的重要因素,在日益一体化的东亚地区发挥了“自动稳定器”的作用，使其有条件成为未来区域合作的核心力量之一。
人民币在岸离岸汇率联动关系及其影响因素分析
人民币在岸离岸汇率联动关系及其影响因素分析叶亚飞;石建勋【摘要】基于前人研究,笔者构建DCC-GARCH模型克服恒定联动系数的局限性,实证研究人民币在岸离岸汇率的非线性动态联动关系,发现在岸离岸汇率间存在持久、显著的联动关系,且联动系数具有长期记忆性和动态时变性.在此基础上,构建SVAR模型实证研究人民币在岸离岸汇率联动性的影响因素,发现在岸离岸市场的风险偏好差异、汇率差异、利率差异均对其联动效应有负向影响,差异越大在岸离岸汇率联动系数越小;而以“811”汇改为代表的人民币定价机制改革则能显著提高在岸离岸汇率的联动性.据此,提出充分利用在岸离岸汇率联动性引导离岸人民币预期、深化利率市场化改革实现资金价格市场化定价、多元化外汇市场交易类型促进汇差收敛、主动掌握人民币定价权、完善人民币汇率形成机制等政策建议.【期刊名称】《中央财经大学学报》【年(卷),期】2016(000)012【总页数】8页(P37-44)【关键词】人民币汇率;在岸离岸联动关系;影响因素;实证检验【作者】叶亚飞;石建勋【作者单位】同济大学经济与管理学院;同济大学经济与管理学院【正文语种】中文【中图分类】F831一、引言我国自2008年金融危机以来一直在追求在岸人民币(CNY)的国际化,而发展人民币离岸市场是人民币国际化的重要战略布局。
随着中国人民银行(PBOC)与香港金融管理局(HKMA)2010年7月19日联合宣布香港人民币可交割,香港人民币(CNH)离岸市场正式成立,自此,该市场一直快速增长,吸引了广泛的关注与大量的交易活动,然而,CNH与CNY的汇差也吸引了大量的套利行为与投机攻击。
由图1可知,人民币在岸离岸汇率差异一直存在,自2011年出现一轮贬值预期后,缘于我国自贸区建设及一系列利好政策,离岸市场一直预期人民币升值,直至2014年3季度。
随着我国经济结构调整以及美联储加息预期等影响,CNH人民币报价一直走低,尤其是2015年“811”汇改后,离岸市场CNH持续贬值,与CNY价差不断扩大,拖累在岸人民币也出现累计最大跌幅。
顺势而为的人民币国际化
封面故事撰文/本刊记者 周瑾日前，中国人民银行发布的《2022年人民币国际化报告》显示，人民币国际支付份额于2021年12月提高至2.7%，超过日元成为全球第四位支付货币，2022年1月进一步提升至3.2%，创历史新高。
国际货币基金组织（IMF）发布的官方外汇储备货币构成（COFER）数据也显示，2022年一季度人民币在全球外汇储备中的占比达2.88%，较2016年上升1.8个百分点，在主要储备货币中排名第五。
近年来，由于人民币可自由使用程度不断提升，以及人民币汇率稳定带来的结算便利和汇率风险规避，使得越来越多的人在跨境交易中使用人民币结算，同时也增强了各国把人民币作为外汇储备的意愿，提升了国际社会对人民币可自由使用程度的认可。
跨境贸易投资人民币结算环境持续优化人民币国际化是指人民币能够在境外流通，成为国际上普遍认可的计价、结算及储备货币的过程。
数据显示，今年上半年跨境贸易人民币结算业务4.58万亿元，直接投资人民币结算业务3.01万亿元。
去年同期这两项业务分别为3.6万亿元和2.54万亿元。
跨境贸易结算始终是人民币国际化进程的基本驱动力。
近年来，汇率波动有所加大，越来越多企业认识到汇率避险和本币结算的重要性。
对外贸企业来说，在跨境贸易投资中使用人民币可以减少汇率风险，降低汇兑成本，本币结算比任何汇率避险工具都更加便利，成本也更低。
境外投资者积极配置人民币资产、证券投资等资本项目下使用人民币，成为人民币跨境收支增长的主要推动力量。
中国经济基本面良好，货币政策保持在正常区间。
人民币相对于主要可兑换货币有较高利差，使人民币资产对全球投资者的吸引力较强。
2018年以来，以人民币计价结算的原油、铁矿石、精对苯二甲酸、橡胶期货等产品开始引入境外交易者。
2020年1月 、4月、5月，宝武钢铁集团（含子公司）分别与全球三个铁矿石供应商淡水河谷、必和必拓、力拓公司开展铁矿石人民币跨境结算。
人民币国际支付的全球市场份额到2022年上半年月均占比2.20%，稳居前五大国际支付货币地位。
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叶西部金融曳2014年第11期人民币与东盟国家货币汇率动态关联性分析陈文慧
摘要院本文运用VAR-MGARCH-BEKK模型袁从报酬溢出和波动溢出的角度袁对人民币与东盟国家货币汇率间动态关联性进行实证研究袁发现相比二次汇改前袁人民币与菲律宾比索尧泰铢之间存在双向波动溢出效应而对东盟其他国家货币汇率不存在波动溢出效应袁二次汇改后人民币与大部分东盟国家货币汇率之间联动有明显增强遥最后袁本文尝试对人民币深化与东盟国家货币汇率合作袁提出相应的政策建议以推动人民币在东盟国家的区域化进程遥关键词院人民币曰波动溢出效应曰VAR-MGARCH-BEKK
中图分类号院F830.31文献标识码:B文章编号院1674-0017-2014(11)-0078-04
渊中国人民银行南宁中心支行袁广西南宁530028冤
收稿日期院2014-8作者简介院陈文慧袁现供职于中国人民银行南宁中心支行遥
一尧引言2005年7月21日人民币汇率形成机制做出了重大改革以来袁人民币开始了走向国际化的历程遥东盟国
家是人民币走出国门的第一站遥当前人民币虽然没有实现完全可兑换袁但人民币现钞却已在境外尤其在东盟区域实现较大规模和范围的流通和使用袁人民币成为仅次于美元尧欧元尧日元在东盟国家的又一个重要货币遥中国先后与菲律宾尧马来西亚尧印尼及新加坡等国签署了双边货币互换协议袁菲律宾尧马来西亚等国已经将人民币列为官方储备货币等遥伴随着中国与东盟双方贸易额的不断扩大袁加上人民币汇率的逐步市场化以及人民币在东盟国家跨境贸易结算规模的持续增加袁人民币与东盟国家货币之间的相互影响趋于明显遥金融全球化的迅速发展袁金融市场间的相互依赖性使得地区金融市场的局部波动都会迅速地波及扩散到其他市场遥为此袁了解人民币与东盟国家货币汇率动态关联性袁对评估人民币在东盟区域化水平袁稳定外汇市场尧有序推动人民币汇率机制改革及争取在与东盟国家货币金融合作中发挥主导作用都具有重要的现实意义遥二尧文献综述对不同汇率之间的动态联系的研究很多袁Hakki和Rush(1989)尧MacDonald和Talyor(1989)尧Baillie和Bollerslev(1989)最早将协整分析应用于外汇市场的研究遥Kearney和Patton(2000)利用多元GARCH模型研究
欧洲货币一体化以前袁德国马克在欧洲货币体系内各国货币汇率的波动传导关系中扮演着主导的角色遥Hurley和Santos(2001)研究表明东盟国家汇率之间存在联动关系遥Nikkinen尧Sahlstrom和Vahamaa(2006)研究
表明袁欧元尧英镑和瑞士法郎等3种欧洲主要货币兑美元汇率的隐含波动率之间存在显著的动态联系遥Shachmurove(2008)研究亚太地区12种货币汇率之间的动态联系袁发现人民币汇率和其他货币汇率之间存在
相互影响的关系遥丁剑平等(2009)认为中国在人民币汇改后与周边市场的联动性在加强遥许祥云袁贡慧(2012)认为在金融危机前袁人民币汇率对林吉特尧韩元尧新加坡元和新台币四种货币的汇率影响显著袁而金融危机后袁人民币对东亚地区大部分货币的影响力在增强遥国内外学者对不同汇率市场的动态关联性进行了大量富有成效的研究袁但国外研究的对象主要集中于西方发达国家的汇率市场袁国内对人民币汇率与其他货币汇率的关联性虽有所研究袁也大多集中研究人民币与美元尧欧元和日元之间的关系袁而有关人民币与东盟国家货币汇率之间动态关联性的研究尚不够充分遥本文将尝试构建人民币同东盟国家货币汇率的VAR-MGARCH-BEEK模型袁研究人民币与东盟国家货币汇率之间内在的相互联系遥三尧人民币与东盟国家货币汇率动态关联性的实证分析渊一冤变量与数据
本文分析对象为人民币渊CNY冤及东盟国家货币汇率包括新加坡元渊SGD冤尧印尼盾渊IDR冤尧马来西亚林吉
区域经济78叶西部金融曳2014年第11期
特渊MYR冤尧菲律宾比索渊PHP冤尧泰铢渊THB冤遥由于在东南亚和南美国家的一篮子货币中袁日元的地位较为重要袁这些国家的中央银行依据日元币值的波动对本币外汇汇率进行调整袁希望通过这一调整来达到一种最优水平袁以保证国内经济平稳发展的目的(Kearneyetal袁2007)袁为此袁本文同时检验日元渊JPY冤汇率对东盟国家货币汇率影响袁以更全面评估人民币对东盟国家货币的影响力程度遥数据样本区间为2007年8月1日至2014年8月1日遥除去因节假日缺失及各汇率序列交易日不匹配的数据袁每一汇率序列得到1427个日数
据遥最后袁2010年6月中国进行了人民币二次汇改袁人民币重新开始升值袁并接连创出历史新高袁此后袁东盟国家货币也呈现不同程度的升值态势遥为此袁本文将以人民币二次汇改为节点袁分阶段考察人民币与东盟国家货币汇率动态关联性遥渊二冤数据的统计性描述与平稳性检验
从人民币尧日元与东盟国家货币汇率收益率的主要统计量来看袁泰铢尧菲律宾比索尧林吉特以及日元在样本区间1的收益均值为正袁而在样本区间2的收益均值变为负袁表明上述国家货币经历了由贬值到逐步升值过程曰人民币尧新加坡元及印尼盾收益均值均为负值袁说明人民币尧新加坡元及印尼盾保持了升值过程遥标准差显示袁相比于其他几种货币汇率来说人民币汇率的波动最小袁虽然进行了二次汇改袁但与人民币汇率依然实行有管理的自由浮动政策情况相符遥从偏度和峰度来看袁偏度系数都不等于0袁但偏度不大曰峰度均显著大于正态分布的3袁具有明显的尖峰厚尾特征袁显著偏离正态分布遥
从图1尧2可以看出袁样本区间1尧2的人民币与东盟国家货币的汇率变动数据均在一定的水平线上波动袁除个别特殊时间段波动幅度较大外袁无明显的趋势袁因此袁可对各国货币的汇率序列进行不带趋势项的ADF检验遥ADF检验值的检定结果表明袁在1%的显著水平下袁样本区间1尧2各国货币汇率变动序列不存在单位根袁均为平稳序列遥渊三冤人民币与东盟国家货币汇率之间报酬溢出效应检验
在1%显著水平上袁第一袁二次汇改前袁除泰铢尧人民币外袁日元对东盟其他国家货币汇率均具有报酬溢出效应曰二次汇改之后袁除新加坡元外袁日元与人民币尧其他东盟国家货币汇率则转变为不存在报酬溢出效应袁说明日元对大部分东盟国家货币汇率的影响力在减弱遥第二袁二次汇改前袁人民币对日元及东盟国家货币汇率均不存在报酬溢出效应曰二次汇改后袁有所不同是袁除泰铢及马来西亚林吉特外袁人民币对日元及其他东盟国家货币汇率具有报酬溢出效应袁说明二次汇改使得人民币汇率双向浮动弹性增强袁人民币对东盟国家货币汇率的影响力得到了显著提升遥第三袁2007年以来袁林吉特尧菲律宾比索对人民币始终存在报酬溢出效应袁2010年以后泰铢对人民币存在报酬溢出效应遥由于各国货币的汇率均具有厚尾和波动集群性的特性袁人民
币与东盟国家货币汇率之间可能存在潜在动态关联性遥渊四冤人民币与东盟国家货币汇率之间波动溢出效应检验
本文尝试建立MGARCH-BEEK模型对人民币与东盟国家货币汇率之间的动态关联性进行实证分析遥其中均值方差和方差方程如下院均值方程院Rt=D+着t
t=1,2噎,T(1)
方差方程:着=H1/2t淄tHt=B'B+C'着t着t-1C+C'Ht-1G(2)
其中袁Rt是2伊1的金融时间序列向量袁D是2伊1的金融时间序列均值向量袁淄t是2伊1的均值为0的白噪声向量袁Ht是2伊2的方差协方差矩阵遥B为2伊2上三角矩阵袁2伊2的矩阵C表征波动的ARCH效应袁即波动
图1样本区间1渊2007年8月1日-2009年4月7日冤人民币与东盟国家货币汇率序列时序图图2样本区间2渊2009年4月8日-2014年8月1日冤
人民币与东盟国家货币汇率序列时序图
区域经济
79叶西部金融曳2014年第11期
的聚集性袁2伊2的矩阵G表征波动的GARCH效应袁即波动的持久性遥各矩阵具体形式如下院h11,th12,th21,th22,t蓘蓡=b11b120b22蓘蓡b11b120b22蓘蓡+C11C12C21C22蓘蓡+着21,t-1着1,t-1着2,t-1着2,t-1着1,t-1着22,t-1蓘蓡C11C12
C21C22
蓘蓡
+g11g12g21g22蓘蓡h11,t-1h12,t-1h21,t-1h22,t-1蓘蓡g11g12g21g22蓘蓡渊3冤条件方差方程可以具体分解为如下形式院h11,t=b112+c112着21,t-1+2c11c21着1,t-1着2,t-1+c221着22,t-2+g211h11,t-1+2g11g21h12,t-1+g221h22,t-1
渊4冤
h12,t=b11b12+c11c21着21,t-1+渊c11c22+c12c21冤着1,t-1着2,t-1+c21c22着22,t-1+g11g12h11,t-1+渊g11g22+g12g21冤h12,t-1+g21g22h22,t-1
渊5冤
h22,t=b122b222+c122着21,t-1+2c12c22着1,t-1着2,t-1+c222着22,t-1+g212h11,t-1+2g12g22h12,t-1+g222h22,t-1
渊6冤
以金融时间序列I和域为例袁h11,t表示序列I的条件方差袁h22,t表示序列域的条件方差袁h12,t表示两序列的条件协方差遥C211和g211分别表示序列I波动率自身存在的ARCH效应和GARCH效应的程度袁C221和g221分别表示序列域对序列I的波动率的冲击的ARCH效应和GARCH效应的程度遥C12和g12分别表示序列域波动率自身存在的ARCH效应和GARCH效应袁C21和g21分别表示序列I对序列域的波动率的冲击的ARCH效应和GARCH效应的程度遥当和都等于0时袁序列I对序列域没有波动溢出效应袁同理袁当和都等于0时袁序列域对
序列I没有波动溢出效应遥最后袁使用Ljung要BoxQ统计量检验估计的MGARCH模型残差淄t的随机性遥Ljung要BoxQ统计量为院Q=T渊T+2冤p移渊T-j冤-1r2渊j冤
其中r(j)是T个样本的滞后j期残差项的自相关函数遥Ljung要BoxQ统计量渐进服从自由度为P要k的卡方分布(k为解释变量个数)袁Q统计量的原假设是标准化残差是白噪音随机过程袁如果我们不能显著拒绝原假设袁那么意味着我们设定的模型是正确的遥模型估计的人民币尧日元及东盟国家货币汇率波动溢出效应检验结果中残差序列及其平方项Ljung要BoxQ统计量不显著袁说明其不存在自相关袁且不存在ARCH效应袁说明本文所建立的MGARCH-BEEK模型
是合理的遥从汇率市场之间的波动溢出关系来看袁对各关系对BEKK模型得到的矩阵C中的参数尧和矩阵B中的参数尧的显著性检验结果表明袁在5%的显著性水平下袁一是2010年以前袁人民币与菲律宾比索尧泰铢之间存在双向波动溢出效应袁日元尧新加坡元对人民币存在单向波动溢出效应袁人民币与林吉特尧印尼盾不存在波动溢出效应遥除泰铢外袁日元对东盟其他国家货币均存在波动溢出效应遥二是2010年之后袁人民币与新加坡元尧泰铢之间存在双向波动溢出效应袁日元对人民币依然具有单向的波动溢出效应遥有所不同的是袁人民币对林吉特转变为存在单向波动溢出效应袁与印尼盾依然不存在波动溢出效应遥菲律宾比索对人民币存在单向波动溢出效应遥总体来看袁人民币与东盟国家货币汇率波动溢出效应有了明显提升袁随着中国-东盟经贸关系日益密切袁以及人民币贸易结算的推行都是人民币汇率对东盟国家货币汇率产生影响以及这种影响不断增大的重要原因遥四尧结论与启示就报酬溢出效应而言袁二次汇改后袁除泰铢及林吉特外袁人民币对日元及其他东盟国家货币汇率均产生报酬溢出效应曰除新加坡元外袁日元对人民币及其他东盟国家货币汇率均不产生报酬溢出效应遥表明相比二次汇改前袁人民币在东盟区域影响力整体上有了明显的增强袁而日元的影响力逐渐减弱遥就波动溢出效应而言袁各国货币汇率均呈现波动的聚集性和持续性遥二次汇改后袁人民币对泰铢尧新加坡元存在双向波动溢出效应袁对林吉特存在单向波动溢出效应袁表明人民币与东盟国家货币汇率之间联动关系日益密切遥除菲律宾比索尧泰铢外袁日元对人民币及东盟其他国家货币汇率存在波动溢出效应袁菲律宾比索对人民币存在单向波动溢出效应袁人民币与印尼盾不存在波动溢出效应袁一方面说明人民币汇率市场相对于世界主要货币袁如日元汇率市场来说袁在东盟区域影响力还难以与其相抗衡曰另一方面说明了人民币汇率易受到外部市场的影响袁并且这种影响是单向的袁表明人民币汇率市场还不成熟袁仍处于发展阶段遥渊一冤提升人民币在东盟区域内的地位