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研究生论文:大陆与台湾、港澳地区货币合作动态最优决策分析

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  内容提要:进入21世纪以来,大陆与台湾、内地与港澳的经济联系愈加紧密,但一国四币现状严重阻碍了四地经济的融合与发展。在最优货币区的内生性理论的基础上,本文通过卡尔曼滤波构建状态空间模型考察四地是否具备构建最优货币区的经济基础,发现内地与香港地区、澳门地区存在最优货币区的内生性作用机制,适宜构建最优货币区;台湾与大陆间不存在最优货币区的内生性作用机制,二者在当前阶段不适宜构建最优货币区。
  关键词:两岸四地;经济周期;经济冲击;最优货币区;内生性理论
  中图分类号:F8216 文献标识码:A 文章编号:1001-148X(2017)08-0035-06
  收稿日期:2017-03-23
  作者简介:姜红艳(1987-),女,山东烟台人,北京师范大学经济与工商管理学院博士研究生,研究方向:资源配置、国际金融;苑西恒(1987-),男,山东泰安人,中国社会科学院世界经济与政治研究所/中国泛海控股集团有限公司联合培养博士后,研究方向:国际金融。
  基金项目:国家社会科学基金重大项目,项目编号:15ZDC021。
  随着《关于建立更紧密经贸关系的安排》(CEPA协议)和《海峡两岸经济合作框架协议》(ECFA协议)的签署、平潭综合实验区的建立,中国内地与港澳地区、大陆与台湾地区的经贸往来日益密切,四地间的贸易额和投资额快速增长,为开展经济和金融方面的合作创造了新的机遇和条件;与此同时,四地经济圈内共存四种货币既提高了贸易的不确定性和风险成本,又降低了贸易净收益,削弱了四地经济圈内各经济体应对外部冲击的能力。此外,2008年爆发的国际金融危机,暴露出美元主导的国际货币体系存在缺陷。基于最优货币区的内生性理论,本文采用时变系数的状态空间模型,从贸易一体化程度与经济冲击对称性视角,分析贸易一体化程度与经济冲击对称性时变序列之间的动态关系,检验大陆与台湾、内地与港澳货币合作是否存在“内生性”,以期对推动理论发展与现实问题的解决有所裨益。
  一、研究设计
  (一)经济冲击识别
  本文沿用张志敏等(2016)识别经济冲击的方法构建四变量的SVAR模型,构建的无穷阶向量移动平均VMA模型为:
  Xt=A0εt+A1εt-1+A2εt-2+…=∑
  [email protected] i=0Aiεt-1(1)
  其矩阵形式可以写作:
  Xt=A(L)εt(2)
  其中 Xt=Tt,yt,et,pt,分别表示各地区进出口总额(T)、国内生产总值GDP(y)、名义汇率(e)和GDP平减指数(p);A是一个4×4的矩阵,其定义了内生变量对结构性冲击的脉冲响应。εt=εgst,εst,εdt,εmt,分别表示外部冲击、经济体的供给冲击、需求冲击和货币冲击,并假定它们之间序列不相关且为标准正交,其方差-协方差矩阵为单位矩阵,即εt~VWN(0,In)。系统方程可以写作如下:
  Tt=A11(L)εgst+A22(L)εst+A23(L)εdt+A24(L)εmt
  yt=A21(L)εgst+A22(L)εst+A23(L)εdt+A24(L)εmt
  et=A31(L)εgst+A32(L)εst+A33(L)εdt+A34(L)εmt
  pt=A41(L)εgst+A42(L)εst+A43(L)εdt+A44(L)εmt(3)
  根据SVAR模型的识别条件,n元p阶SVAR模型需对结构式施加n(n-1)/2个限制条件才能识别出结构性冲击。本文构建的是四变量SVAR模型,需要施加约束条件为6个,并设计如下假定:(1)在长期中,实际产出水平仅受供给冲击影响,需求冲击和货币冲击对长期实际产出不产生影响,即A23(L)=A24(L)=0;(2)在长期中,国际市场上产品的相對价格与货币冲击无关,其只受实际供给冲击和需求冲击的影响,即A34(L)=0;(3)四地均为开放型经济体,假定其进出口贸易仅受外部冲击的影响,即A12(L)=A13(L)=A14(L)=0。
  根据上述假定可以得出A(L)是一个下三角矩阵,对模型(2)进行转换可以得到简约的VAR模型,其表达式为:
  ΔXt=B(L)ΔXt-1+μt(4)
  将该模型继续移动平均可变换为:
  ΔXt=C(L)μt(5)
  其中C(L)=(I-B(L)L)′,C0=I。
  根据模型(2)和模型(4)可以得出结构性冲击和简约模型残差的关系为:
  μt=A0εt(6)
  通过计算A′0和μt,可获得结构冲击向量εt。
  (二)经济冲击对称性时变系数的识别
  利用卡尔曼滤波构建状态空间模型,动态估计样本期内经济冲击对称性序列的演变轨迹。考虑三个经济体i、j和k,其中i表示潜在加入最优货币区的经济体,j表示最优货币区内的核心经济体,k表示基准经济体。为了估计经济体i向经济体j在变量X上(供给冲击、需求冲击)的动态趋同指标βt,将变量X的动态轨迹表示为如下方程系统:
  量测方程:Yt=A′tZt+μt(7)
  状态方程:At=TtAt-1+ηt(8)
  Yt=Xjt-Xit,Zt=1Xjt-Xkt,At=αt,βt′,Ti=1001,ηt=η1t,η2t′
  其中μt和ηt为服从正太分布的白噪声,E(μtη′t)=0对所有的t和τ。At-1与μt不相关并独立于ηt。虽然人民币在四地经贸活动中尚未实现自由兑换,但是人民币成为四地区域核心货币的可能性不断增强。本文设定中国大陆为四地潜在最优货币区的核心经济体,其中i表示中国香港地区、中国澳门地区和中国台湾地区,j表示中国大陆。此外,考虑美国与四地各经济体之间经贸往来密切,故选取美国作为基准经济体,即模型中k表示美国。在状态空间模型中,At为无法观察到的状态向量,其为时间的函数,即该向量会随着时间而变化。若β趋近于0时,则表示经济体j在变量X的变动基本可以完全解释经济体i在变量X上的变动,其意味着二者在变量X上的变动随着时间的变化而逐渐趋同;若 β趋近于1时,则表示二者在变量X上的变动并未随着时间的变化而趋同。

 

 (三)冲击对称性序列的动态演变与贸易一体化关系:内生性理论检验
  为了考察四地经济圈是否存在最优货币区的内生性作用机制,本文将冲击对称性时变序列与贸易一体化结合,构建如下计量模型:
  βi,jt=α+β×TRADE(ij)t+μt(9)
  其中βi,jt表示状态空间模型估计出的冲击对称性时变序列,TRADE为产业内贸易指数。结合前文的分析,可以推断出以下假设:
  假设1:若相关系数β的符号为正,则四地经济一体化与经济周期之间关系符合Krugman的专业化假说一致。
  假设2:若相关系数β的符号为负,四地经济一体化与经济周期之间关系符合F&R的专业化假说一致。
  (四)变量选取与数据说明
  本文选取中国的内地、香港地区、澳门地区和台湾地区为研究对象,考察经济冲击对称性时研究样本期间为1994-2014年,变量选取为各经济体的进出口总额(T)、购买力平价计算的国内生产总值(GDP)、名义汇率和GDP平减指数。所有进出口数据来源于国际贸易组织,中国的内地、香港地区和台湾地区的GDP数据来源于国际货币基金组织,澳门地区的GDP数据来源于世界银行;中国的内地、香港地区和澳门地区的名义汇率数据来源于国际金融统计数据库(IFS),台湾地区名义汇率来源于台湾行政院总计处。中国的内地、香港地区和澳门地区的GDP平减指数数据来源于世界银行,台湾地区的GDP平减指数数据来源于台湾行政院总计处。
  考察经济冲击对称性序列的动态演变与贸易一体化关系时的研究样本期间为1994-2014年,本文選取Aquino指数衡量产业内贸易程度,计算产业内贸易指数的相关数据来源于联合国数据库(UN com trade 数据库),其中香港地区、澳门地区和台湾地区对中国内地的贸易采用SITC3位数分类法统计的0-9类产品的双边进出口额。但是,由于第9类为未归类的贸易品,因而未对其进行统计。同一产业通常指SITC前三位相同,本文统计了SITC位数分类法分组的0-8类共257组产品,以计算中国内地与港澳台地区的产业内贸易指数①。
  二、实证分析与检验
  (一)结构性冲击的对称性时变序列识别
  在张志敏等(2016)研究成果的基础上,本文重点识别经济冲击对称性时变序列,通过卡尔曼滤波构建状态空间模型,并进行回归分析,以识别内地与香港地区、内地与澳门地区、大陆与台湾地区结构性冲击的对称性时变序列,估计结果分别如图1、图2和图3所示。
  1.内地与香港地区结构性冲击的对称性时变序列分析。内地与香港地区外部供给冲击的对称性时变序列演变轨迹如图1所示,其呈现为前期迅速上升,后期在0值附近平缓波动,动态趋同力度不断增强。具体表现为外部冲击的对称性时变序列在1994-1997年期间呈迅速上升趋势,动态趋同力度迅速增强,1997年之后呈现波动下降,并逐渐趋于平稳,且动态趋同力度不断增强。
  内地与香港地区区域内供给冲击的对称性时变序列演变轨迹如图2所示,其呈现为前期迅速上升,后期在0值附近平缓波动,末期波动剧烈,整体动态趋同力度不断增强。具体表现为区域内供给冲击的非对称时变序列在1994-1999期间呈迅速上升,在1999-2012年呈平缓的波动,在2012-2014年期间呈大幅波动。区域内供给冲击与外部供给冲击的对称性时变序列整体趋势相似,但是区域内供给冲击对称时变序列的趋同力度较外部供给冲击的动态趋同力度更强。
  内地与香港地区需求冲击的对称性时变序列演变轨迹如图3所示,其呈现为前期迅速下降,动态趋同力度降低,随后迅速反弹,趋同力度增强,后期在0值附近保持平缓波动,动态趋同力度不断增强。具体表现为需求冲击对称性时变序列1994-1996年期间呈迅速下降,动态趋同力度降低,1996-1999年期间,出现迅速反弹,动态趋同力度增强,2000-2014年期间,呈平稳波动。
  2.内地与澳门地区结构性冲击的对称性时变序列分析。内地与澳门地区外部供给冲击的对称性时变序列演变轨迹如图4所示,其呈现为前期迅速上升,随后快速下滑,随之迅速反弹,之后在0值附近平缓波动,动态趋同力度呈现不断增强。具体表现为1994-1996年期间呈迅速上升,动态趋同力度下降;1996-1999年期间呈迅速下降,动态趋同力度先增强,后减弱;2000-2001年期间呈迅速反弹,动态趋同力度增强,之后保持平稳的波动。
  内地与澳门地区区域内供给冲击的对称性时变序列演变轨迹如图5所示,其呈现为前期迅速下降,随后迅速反弹回升,之后保持平稳,整体动态趋同力度呈不断增强。具体表现为1994-1995年期间呈迅速下降,动态趋同力度减弱;1995-1996年间呈迅速反弹上升,动态趋同力度增强,之后保持在0值附近平缓波动,样本期内动态趋同力度呈不断增强;与外部供给冲击的对称时变序列相比,区域内供给冲击的对称时变序列的动态趋同力度较外部供给冲击的对称时变序列的动态趋同力度更强。
  内地与澳门地区需求冲击的对称性时变序列演变轨迹如图6所示,其呈现为前期迅速上升,动态趋同力度降低,随后持续降低,整体动态趋同力度不断增强。具体表现为1994-1998年期间呈迅速上升,动态趋同力度降低,之后继续呈持续下降,动态趋同力度增强。
  3.大陆与台湾地区结构性冲击的对称性时变序列分析。大陆与台湾地区的外部供给冲击的对称性时变序列演变轨迹如图7所示,其呈现为前期迅速下降,之后呈平缓波动,动态趋同力度呈现不断增强。具体表现为1994-1996年期间呈现上升趋势,动态趋同力度下降;1996-1999年期间呈迅速下降趋势,动态趋同力度不断增强;2000-2014年期间呈平缓波动,动态趋同力度增强。
  大陆与台湾地区的区域内供给冲击的对称性时变序列如图8所示,其呈现为前期迅速上升,动态趋同力度降低,随后持续降低,整体动态趋同力度不断增强。具体表现为1994-1998年期间呈迅速上升,动态趋同力度先增强后减弱;1998-2014年期间呈持续下降,动态趋同力度增强;与外部供给冲击的对称时变序列相比,区域内供给冲击的对称时变序列的动态趋同力度较外部供给冲击的对称时变序列的动态趋同力度更强。

 大陆与台湾地区需求冲击的对称时变序列如图9所示,其呈现为前期剧烈波动,随后持续降低,整体动态趋同力度不断增强。具体表现为1994-2000年期间需求冲击的对称时变序列剧烈波动,之后呈下降,动态趋同力度增强。
  (二)冲击对称性时变序列趋势与产业内贸易
  1.数据平稳性检验。为了避免出现伪回归,对所有变量的时间序列数据进行平稳性检验,以保证回归结果具有无偏性和有效性。本文选择ADF检验方法对序列的平稳性进行检验,发现内地与香港地区、澳门地区,大陆与台湾地区的结构性冲击的对称性事变序列、产业内贸易指数均为一阶差分平稳,即原序列均为一阶单整I(1)序列。
  2.冲击对称性时变序列与产业内贸易关系的实证检验。在识别各类结构性冲击的对称性时变序列基础之上,本文分析经济冲击的对称性事变序列与贸易一体化的关系,回归结果如表1所示。内地与香港地区的产业内贸易与冲击对称性时变序列之间的回归系数均显著为负值,符合假设2,即内地与香港地区的经济基础符合F&R的内生性假说;内地与澳门地区的产业内贸易与冲击对称性时变序列之间的回归系数均为负值,但是产业内贸易与需求冲击的对称性时变序列之间的回归结果并不显著,主要原因是澳门地区经济规模有限,第三产业在经济占比高,对产业内贸易与区域内需求冲击时变序列的回归结果的显著性产生一定影响,但是并不影响对两者之间相关性的判断,由此可知内地与澳门地区符合假设2,即内地与香港地区的经济基础符合F&R的内生性假说。综上判断,内地与香港地区、澳门地区之间的經济基础符合F&R的内生性假说,即随着各经济体间的产业内贸易联系的逐步加强,其经济周期趋同性增强,即使当前内地与港澳地区事先不满足加入最优货币区标准,但是其在构建最优货币区后,随着区域内各经济体间的经济联系日益紧密,其可事后满足其标准。究其原因,随着经济发展和后工业时代来临,内地、香港地区和澳门地区经济结构开始转型,服务业地位日益重要,经济一体化对服务业的影响远低于其对工业的影响。因此,随着经济一体化进程进一步提高,经济区域集中化趋势会逐渐停止,进而促使区域内经济周期趋同性提高。
  大陆与台湾地区产业内贸易与冲击对称性时变序列之间的回归结果显示仅产业内贸易与需求冲击对称性时变序列之间呈负相关性,但回归结果不显著,其他两个均呈正相关性,据此可知符合假设1,即大陆与台湾地区之间的经济基础符合Krugman专业化假说,此阶段两地之间构建货币区不具有稳定性。究其原因,大陆和台湾地区间的产业内贸易主要为高度垂直分工型,目前正处于相当低的水平,源自于规模经济的贸易会促使产业活动呈区域集中化,提高各经济体的专业化程度,导致各经济体更易受到行业性非对称性冲击的影响,进而降低各经济体的经济周期的趋同性。
  三、主要结论
  本文采用具有时变参数特征的状态空间模型,分别估计了中国内地与香港地区、中国内地与澳门地区和中国大陆与台湾地区的冲击非对称时变序列,动态地分析了四地之间经济周期的趋同情况,并通过构建经济冲击对称性时变序列与产业内贸易的函数,分析了四地各经济体间贸易一体化程度与经济冲击对称性时变序列之间的动态关系,检验了中国内地与港澳台地区实施货币合作是否存在“内生性”,从动态视角考察了四地构建最优货币区的可行性,研究结果如下:
  第一,由于澳门地区经济规模有限,对产业内贸易与区域内供给冲击时变序列的回归结果的显著性产生一定影响。中国内地与香港地区、中国内地与澳门地区的产业内贸易与冲击对称性时变序列之间的回归系数均显著为负值,符合假设2,即中国内地与香港地区、中国内地与澳门地区之间的经济基础符合F&R的内生性假说,随着中国内地与香港地区、澳门地区的产业内贸易联系加强,三地的经济周期趋同将会趋同。
  第二,中国大陆与台湾地区产业内贸易与冲击对称性时变序列之间的回归结果显示仅产业内贸易与需求冲击对称性时变序列间呈负相关性,且并不显著,其他两个均呈正相关性,符合假设1,即中国大陆与台湾地区之间货币合作符合Krugman专业化假说,此阶段组成构建货币区具有不稳定性。
  综上所述,中国内地与香港地区、澳门地区均存在最优货币区的内生性作用机制,即随着经济一体化程度的不断加深,三地间的经济周期趋同程度会不断提高,适宜构建最优货币区;台湾地区与祖国大陆不存在最优货币区的内生性作用机制,当前阶段不适宜构建最优货币区。
  注释:
  ① 贸易产品的分类为:0食品及活动物;1饮料及烟草;2非食用原料(燃料除外);3矿物燃料、润滑油及有关原;4动植物油脂及蜡;5化学成品及有关产品;6按原料分类的制成品;7机械及运输设备;8杂项产品;9未分类产品。
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