萬(wàn)正曉，倪 陽(yáng)

（蘇州科技大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 蘇州 215009）

一、引言

RCEP 即區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定（Regional Comprehensive Economic Partnership），是由東盟十國(guó)發(fā)起，邀請(qǐng)中、日、韓、澳、新5 國(guó)共同參加，通過(guò)削減關(guān)稅壁壘以及非關(guān)稅壁壘，建立西太平洋地區(qū)15 國(guó)統(tǒng)一市場(chǎng)的自由貿(mào)易協(xié)定。RCEP 覆蓋人口約22億人，成員國(guó)GDP 總量占全球近30%，貿(mào)易額占世界總貿(mào)易額約25%，是當(dāng)今世界上覆蓋人口最多，也是最具發(fā)展?jié)摿Φ淖再Q(mào)區(qū)。當(dāng)前，人民幣國(guó)際化在RCEP 成員國(guó)中已取得一定進(jìn)展:我國(guó)已經(jīng)與日本、韓國(guó)、澳大利亞、新西蘭、印度尼西亞、馬來(lái)西亞、菲律賓、新加坡、泰國(guó)等9 個(gè)國(guó)家簽署雙邊本幣互換協(xié)議；給予日本、韓國(guó)、澳大利亞、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等6 個(gè)國(guó)家RQFII 額度；并在日本、韓國(guó)、澳大利亞、柬埔寨、老撾、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等8 個(gè)國(guó)家設(shè)立了人民幣清算行。可以預(yù)見(jiàn)的是，RCEP 的簽署將加速區(qū)域一體化整合，加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)各國(guó)之間的經(jīng)貿(mào)聯(lián)系，進(jìn)一步促進(jìn)區(qū)域內(nèi)各國(guó)之間進(jìn)行雙向直接投資、擴(kuò)大雙邊本幣結(jié)算規(guī)模與雙邊本幣互換規(guī)模，從而提高RCEP 區(qū)域內(nèi)各大經(jīng)濟(jì)體區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響力，增強(qiáng)其貨幣區(qū)域國(guó)際化水平與貿(mào)易結(jié)算地位。因此，RCEP 的落地不僅會(huì)對(duì)我國(guó)新一輪高水平對(duì)外開(kāi)放起到重要推動(dòng)作用，亦是推動(dòng)人民幣國(guó)際化進(jìn)程的重要契機(jī)。而在此進(jìn)程中，如何加強(qiáng)人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系并提升人民幣區(qū)域影響力則成為重要課題。

在此背景下，本文對(duì)人民幣匯率與日本、澳大利亞、印度尼西亞、韓國(guó)、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等7個(gè)RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)關(guān)系及其變動(dòng)情況進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并對(duì)人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)貨幣動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)特征以及人民幣對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)的影響力進(jìn)行實(shí)證分析，基于此，就如何促進(jìn)人民幣在RCEP 中發(fā)揮更加積極的作用，如何進(jìn)一步提高區(qū)域內(nèi)人民幣的認(rèn)可程度進(jìn)行探討。這對(duì)于提高人民幣區(qū)域國(guó)際化水平以及推動(dòng)人民幣國(guó)際化進(jìn)程具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)于匯率聯(lián)動(dòng)性的研究，西方學(xué)者起步較早，研究方法也隨著研究?jī)?nèi)容的深入推陳出新?！奥?lián)動(dòng)”這一概念最早由Lucas 和Robert（1977）[1]提出，意為在某一經(jīng)濟(jì)周期中不同的宏觀經(jīng)濟(jì)變量所具有的共性變化趨勢(shì)，而在匯率研究中，聯(lián)動(dòng)則意為各國(guó)貨幣匯率波動(dòng)中所呈現(xiàn)的共性變化趨勢(shì)。Baillie 和Bollerslev（1989）[2]首次將 Granger（1986）[3]針對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列的研究所提出的協(xié)整分析方法運(yùn)用到了外匯市場(chǎng)的實(shí)證研究之中。Engle（1982）[4]針對(duì)時(shí)間序列變量的波動(dòng)性特征提出了ARCH（自回歸條件異方差）模型，在此基礎(chǔ)上，Bollerslev（1986）[5]進(jìn)一步將ARCH 模型推廣為GARCH 模型，豐富了匯率聯(lián)動(dòng)性研究的計(jì)量工具，并為國(guó)內(nèi)外研究人員所廣泛采用。Frankel 和Wei（1994）[6]提出了隱含貨幣籃子回歸方法，對(duì)日元、美元與東亞各國(guó)貨幣匯率聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證分析，研究結(jié)果表明，相較日元，東亞各國(guó)貨幣匯率聯(lián)動(dòng)性與美元更為緊密。Hurley和Santos（2001）[7]運(yùn)用方差分解模型與脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)東盟成員國(guó)貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行研究，研究發(fā)現(xiàn)東盟國(guó)家在亞洲金融危機(jī)以后，正朝著更加緊密的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系和貿(mào)易一體化發(fā)展，各國(guó)貨幣匯率之間的穩(wěn)定正成為區(qū)域政策關(guān)注重點(diǎn)。Mizuno 等（2006）[8]通過(guò)層次樹(shù)法與最小生成樹(shù)法對(duì)外匯市場(chǎng)貨幣聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證研究，得出結(jié)論:貨幣的聯(lián)動(dòng)性具有顯著的地理鄰近屬性，貨幣聯(lián)動(dòng)性與地理距離之間呈負(fù)相關(guān)。Shu 等（2015）[9]采用外部貨幣模型對(duì)人民幣匯率與亞太地區(qū)各國(guó)貨幣匯率聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)人民幣匯率對(duì)亞太各國(guó)貨幣匯率都存在一定影響力，且人民幣離岸市場(chǎng)對(duì)在岸市場(chǎng)具有一定導(dǎo)向功能。Mai 等（2018）[10]利用相關(guān)矩陣和理論信息流方法對(duì)全球外匯網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)進(jìn)行研究，研究發(fā)現(xiàn):美國(guó)對(duì)全球外匯市場(chǎng)都有重要影響，而歐元對(duì)亞洲貨幣影響很大，且東亞貨幣與歐元匯率聯(lián)動(dòng)性更強(qiáng)。

伴隨著人民幣國(guó)際化的發(fā)展，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于匯率聯(lián)動(dòng)性的研究也逐步深入。目前國(guó)內(nèi)研究人員多采用兩類(lèi)研究方法進(jìn)行貨幣匯率之間聯(lián)動(dòng)性的實(shí)證研究:一類(lèi)是“貨幣錨”法，另一類(lèi)是GARCH 類(lèi)方法?！柏泿佩^”是指通過(guò)檢驗(yàn)人民幣在區(qū)域內(nèi)國(guó)家貨幣籃子中的權(quán)重以分析人民幣能否成為區(qū)域內(nèi)的“錨貨幣”的一類(lèi)實(shí)證方法。李曉和丁一兵（2009）[11]借鑒Frankel 和Wei（1994）[6]的隱含貨幣籃子回歸方法，對(duì)人民幣、美元、歐元、日元與東亞其他貨幣之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究，研究認(rèn)為人民幣具有成為東亞各國(guó)貨幣的“錨貨幣”的潛力。石建勛等（2011）[12]采用VECM 脈沖響應(yīng)分析模型，從多邊匯率視角出發(fā)，對(duì)人民幣匯率與其他東亞貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證分析，進(jìn)而提出人民幣成為東亞“貨幣錨”可能實(shí)現(xiàn)的途徑。方霞和陳志昂（2009）[13]選取 G-PPP 模型對(duì) 2008 年金融危機(jī)前后人民幣在東亞地區(qū)是否具有隱形“貨幣錨”功能進(jìn)行實(shí)證研究，研究表明東亞各經(jīng)濟(jì)體貨幣在金融危機(jī)后呈現(xiàn)錨定人民幣的趨勢(shì)。近年來(lái)，GARCH類(lèi)研究方法被國(guó)內(nèi)學(xué)者廣泛采用。伍戈和裴誠(chéng)（2012）[14]運(yùn)用 AR-GARCH 模型對(duì) CNY、CNH 與 NDF 三個(gè)人民幣匯率市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果表明CNY 市場(chǎng)對(duì)CNH 市場(chǎng)的匯率波動(dòng)有引導(dǎo)作用，且CNY 市場(chǎng)和CNH 市場(chǎng)的人民幣匯率波動(dòng)會(huì)對(duì)NDF 市場(chǎng)產(chǎn)生影響。王中昭和楊文（2012）[15]通過(guò)VAR-DCC-MVGARCH 模型與結(jié)構(gòu)突變模型對(duì)人民幣匯率對(duì)東盟各國(guó)貨幣匯率之間的關(guān)聯(lián)性、傳導(dǎo)性與結(jié)構(gòu)突變性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果表明人民幣與東盟國(guó)家貨幣之間匯率波動(dòng)傳導(dǎo)的有效性逐步增強(qiáng)，區(qū)域貨幣聯(lián)動(dòng)趨勢(shì)逐步呈現(xiàn)。蔡彤娟和陳麗雪（2017）[16]運(yùn)用 VAR-GARCH-BEKK 模型對(duì)人民幣匯率與港澳臺(tái)貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究結(jié)果顯示美元仍然是影響港澳臺(tái)貨幣匯率波動(dòng)的最主要因素。唐文琳等（2019）[17]采用VARDCC-MVGARC 模型，對(duì)人民幣匯率與東盟國(guó)家貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果顯示:人民幣匯率對(duì)東盟中實(shí)行非固定匯率制度國(guó)家的貨幣匯率的影響力長(zhǎng)期來(lái)看呈現(xiàn)提升狀態(tài)，但是在短期中具有較大的波動(dòng)性。

在總結(jié)與吸取國(guó)內(nèi)外學(xué)者已有研究成果的基礎(chǔ)上，本文的主要貢獻(xiàn)在于以下幾點(diǎn)。一是現(xiàn)有學(xué)者研究成果多集中于人民幣匯率與美元、日元、歐元等主要國(guó)際貨幣匯率或是與東亞區(qū)域國(guó)家貨幣匯率、東盟國(guó)家貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行研究，本文則選取了RCEP 這一研究對(duì)象，考察人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率的聯(lián)動(dòng)性，擴(kuò)大了研究范圍，涵蓋了西太平洋地區(qū)的主要國(guó)家。二是選取VAR-DCC-MVGARCH-BEKK 模型對(duì)人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)匯率之間匯率波動(dòng)的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究。VAR-DCC-MVGARCH 模型與VAR-GARCH-BEKK 模型被廣泛運(yùn)用于各國(guó)匯率之間聯(lián)動(dòng)性研究，作為VAR-DCC-MVGARCH 模型與VAR-GARCH-BEKK 模型的改進(jìn)模型，VARDCC-MVGARCH-BEKK 模型對(duì)匯率聯(lián)動(dòng)性的研究視角進(jìn)行了進(jìn)一步的豐富，該模型能夠通過(guò)均值溢出效應(yīng)、動(dòng)態(tài)相關(guān)性、波動(dòng)溢出效應(yīng)與匯率聯(lián)動(dòng)持續(xù)性等四個(gè)方面對(duì)各國(guó)匯率之間的聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行較為全面的考察，因此引入VAR-DCC-MVGARCH-BEKK模型進(jìn)行實(shí)證分析。三是通過(guò)人民幣匯率與RCEP主要成員國(guó)貨幣匯率之間動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性的研究，從而對(duì)人民幣匯率對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率的輻射作用以及匯率波動(dòng)傳導(dǎo)的有效性進(jìn)行分析，基于此，進(jìn)一步探討人民幣對(duì)RCEP 主要成員國(guó)的影響力，提出進(jìn)一步發(fā)揮人民幣區(qū)域影響力與提高人民幣區(qū)域貨幣地位的建議對(duì)策，為提高RCEP 區(qū)域內(nèi)人民幣國(guó)際化水平提供理論基礎(chǔ)與政策建議。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

外匯市場(chǎng)中，不同國(guó)家貨幣匯率波動(dòng)之間存在著一定的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性，為較好地刻畫(huà)不同國(guó)家匯率之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性特征，有效地控制估計(jì)參數(shù)個(gè)數(shù)并確保其條件方差—協(xié)方差矩陣的正定性[18]，我們選取Engle 等（2006）[19]提出的DCC-MVGARCH 模型對(duì)人民幣匯率與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行測(cè)度。為解決各國(guó)貨幣匯率變量數(shù)據(jù)與其滯后期間存在著的相互影響與相互制約作用，參考王中昭和楊文（2014）[15]以及蔡彤娟和林潤(rùn)紅（2018）[18]等學(xué)者的研究方法，將 VAR 模型納入DCC-MVGARCH 模型框架中，構(gòu)建VAR-DCCMVGARCH 模型，以對(duì)人民幣匯率與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行測(cè)度和刻畫(huà)。模型具體形式如下所示:

其中，λi,t=(λ1,t，λ2,t，…，λj,t)，λi,t為 t 時(shí)期第 i 個(gè)國(guó)家的匯率向量；Φt-1為t-1 時(shí)期信息集，It為條件協(xié)方差矩陣，Rt為動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)矩陣，Dt為GARCH 模型計(jì)算得出的時(shí)變標(biāo)準(zhǔn)差所組成的對(duì)角矩陣為非條件相關(guān)系數(shù)，αh和 θl為 DCC 模型的系數(shù)，h 和 l 為滯后階數(shù)，αh為滯后h 期殘差乘積對(duì)動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)的影響，θl為滯后1 期的條件異方差系數(shù)；同時(shí)規(guī)定以保證 It矩陣的正定性。

考慮到DCC-MVGARCH 模型只能考察不同國(guó)家貨幣匯率之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性特征，而無(wú)法對(duì)人民幣匯率與各國(guó)貨幣匯率之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行定量分析，因此，進(jìn)一步引入由Engle 和Kroner（1995）[20]所提出的 BEKK-GARCH 模型來(lái)對(duì)人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。BEKK-GARCH 模型具體形式如下所示:

其中，A、B 分別表示A 國(guó)和B 國(guó)貨幣匯率收益率，YA=diog(A)，YB=diog(B)。根據(jù)（7）式和（8）式，將（3）式中It以如下方式展開(kāi):

式（9）—式（11）中i11，t與i22，t分別為A國(guó)和B國(guó)貨幣匯率收益率方差，i12，t為兩國(guó)貨幣匯率收益率之間的協(xié)方差，A 和 B 中主對(duì)角線(xiàn)元素 aii、bii分別表示ARCH型波動(dòng)溢出效應(yīng)—波動(dòng)集聚性與GARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)—波動(dòng)持續(xù)性，次對(duì)角線(xiàn)元素aij、bij（i≠j）分別表示 AB 兩國(guó)貨幣匯率間ARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)—沖擊傳導(dǎo)性與GARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)—波動(dòng)傳導(dǎo)性。

（二）變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

RCEP 發(fā)起于2012 年，同時(shí)考慮到人民幣國(guó)際化在RCEP 區(qū)域內(nèi)國(guó)家中的發(fā)展進(jìn)程、RCEP 各成員國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及各國(guó)貨幣匯率數(shù)據(jù)的可得性與共線(xiàn)性問(wèn)題，除中國(guó)外，選取日本、澳大利亞、印度尼西亞、韓國(guó)、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等7 個(gè)RCEP 主要成 員 國(guó) 2012 年 1 月 3 日至 2019 年 12 月 30 日貨幣匯率日數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象進(jìn)行實(shí)證研究。匯率數(shù)據(jù)均來(lái)源于IMF Exchange Rate Archive 中發(fā)布的2012年 1 月 3 日至 2019 年 12 月 30 日匯率日交易數(shù)據(jù)，對(duì)部分交易日缺失數(shù)據(jù)取前后交易日平均值，共得到8 國(guó)1996 個(gè)交易日共計(jì)15968 個(gè)樣本數(shù)值。運(yùn)用EVIEWS10.0 軟件對(duì)所選取各國(guó)貨幣匯率數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，并對(duì)對(duì)數(shù)化處理結(jié)果取一階差分，作為各國(guó)貨幣匯率收益率。

考慮到美元作為當(dāng)今最重要的世界貨幣，美元匯率波動(dòng)對(duì)于RCEP 各成員國(guó)貨幣匯率都會(huì)產(chǎn)生一定程度的影響，如不剔除美元匯率對(duì)各國(guó)匯率的影響，可能會(huì)對(duì)人民幣匯率與RCEP 其余成員國(guó)匯率之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性產(chǎn)生高估，因此，我們借鑒蔡彤娟和林潤(rùn)紅[18]與唐文琳等[17]的研究思路，運(yùn)用“貨幣錨”模型方程的變形形式進(jìn)行運(yùn)算，以剔除美元匯率波動(dòng)對(duì)各國(guó)匯率的影響。

將計(jì)算得到的RCEP 各成員國(guó)匯率收益率分別對(duì)美元匯率收益率進(jìn)行輔助回歸，輔助回歸方程為:

其中DLCt表示t 時(shí)期所選取國(guó)家的貨幣匯率收益率，DLUt為t 時(shí)期美元收益率?；貧w結(jié)果中的殘差即為各國(guó)匯率波動(dòng)中獨(dú)立于美元匯率的部分，以計(jì)算所得殘差序列替代原各國(guó)貨幣匯率收益率進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，即可剔除美元匯率對(duì)RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率波動(dòng)影響，剔除美元影響后的變量名稱(chēng)與符號(hào)如表1所示。

表1 剔除美元匯率影響后各國(guó)貨幣匯率收益率變量名稱(chēng)與符號(hào)

四、基于VAR-DCC-MVGARCH-BEKK模型的匯率動(dòng)態(tài)相關(guān)性檢驗(yàn)

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)

進(jìn)行實(shí)證分析前先對(duì)前文計(jì)算所得的各國(guó)貨幣匯率收益率數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)與ARCH 效應(yīng)檢驗(yàn)。運(yùn)用EVIEWS10.0 軟件對(duì)各國(guó)貨幣匯率收益率數(shù)據(jù)分別進(jìn)行JB統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)和ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2 所示?？梢园l(fā)現(xiàn):從標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)值來(lái)看，除澳大利亞標(biāo)準(zhǔn)差值略高，為0.2913，波動(dòng)幅度相對(duì)較大外，其余各國(guó)貨幣匯率收益率標(biāo)準(zhǔn)差值均小于0.01，波動(dòng)較??；從JB 統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，各國(guó)貨幣匯率收益率序列數(shù)據(jù)皆顯著拒絕原假設(shè)，均不服從正態(tài)分布；從偏度數(shù)值與峰度數(shù)值來(lái)看，所有國(guó)家貨幣匯率收益率序列的偏度值特征都表明其分布具有明顯的不對(duì)稱(chēng)性，同時(shí)各序列峰度值都大于3.6，這顯示出各國(guó)貨幣匯率收益率數(shù)列分布相較于正態(tài)分布而言呈現(xiàn)顯著的“尖峰厚尾”特征，表明可能存在ARCH效應(yīng)。進(jìn)一步地，為了明確各國(guó)貨幣匯率收益率序列是否具有ARCH 效應(yīng)，運(yùn)用Stata14 軟件對(duì)所選取的8 國(guó)貨幣匯率收益率進(jìn)行ARCH 效應(yīng)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示各國(guó)貨幣匯率收益率數(shù)據(jù)均顯著拒絕原假設(shè)，數(shù)據(jù)具有顯著的ARCH 效應(yīng)，因此適于采用DCC—MVGARCH 與BEKK—GARCH 模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)

首先選取VAR 模型對(duì)人民幣匯率與各國(guó)貨幣匯率之間是否存在均值溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以討論人民幣匯率波動(dòng)是否會(huì)對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率產(chǎn)生影響，以及人民幣匯率波動(dòng)是否會(huì)對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率波動(dòng)產(chǎn)生引導(dǎo)作用。運(yùn)用Stata14軟件對(duì)人民幣匯率收益率與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率收益率數(shù)據(jù)逐個(gè)通過(guò)VAR 模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，VAR 模型估計(jì)結(jié)果如表3 所示。由表3 中估計(jì)結(jié)果可知:人民幣匯率與日元、印尼盾、韓元、馬來(lái)西亞林吉特、新加坡元和泰銖等貨幣匯率在滯后一階的情況下存在顯著的均值溢出效應(yīng)；人民幣匯率與澳元匯率在滯后兩階的情況下存在顯著的均值溢出效應(yīng)。這反映出人民幣匯率對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率都已經(jīng)產(chǎn)生一定輻射作用，表明人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率之間存在聯(lián)動(dòng)性，人民幣匯率的波動(dòng)會(huì)對(duì)RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率的波動(dòng)產(chǎn)生引導(dǎo)效應(yīng)，即人民幣匯率的調(diào)整會(huì)引起RCEP 區(qū)域內(nèi)其他成員國(guó)貨幣匯率也進(jìn)行一定的調(diào)整。

表3 VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)

（三）基于DCC-MVGARTCH 模型的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)

基于前文VAR 模型的計(jì)算結(jié)果，進(jìn)一步引入DCC-MVGARCH模型對(duì)人民幣匯率與RCEP主要成員國(guó)貨幣匯率之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。前文VAR 模型的估計(jì)結(jié)果已經(jīng)確定了人民幣匯率與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率之間ARCH 項(xiàng)與GARCH 項(xiàng)的最優(yōu)滯后期數(shù)，因此，直接使用Stata14軟件通過(guò)VAR-DCC-MVGARCH 模型來(lái)對(duì)人民幣匯率與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行計(jì)量分析。首先對(duì)GARCH 模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，接著對(duì)DCC 模型進(jìn)行極大似然估計(jì)。DCC 模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4 DCC-MVGARCH模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

如表4 中DCC 模型估計(jì)參數(shù)所示:人民幣與各國(guó)貨幣α 值與θ 值均顯著異于0，并滿(mǎn)足α+θ＜1 的約束條件，說(shuō)明前期標(biāo)準(zhǔn)化均值殘差數(shù)值對(duì)滯后期內(nèi)動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)的影響較為顯著。α 與θ 的估計(jì)系數(shù)分別代表前期隨機(jī)干擾項(xiàng)對(duì)人民幣與RCEP 主要成員國(guó)貨幣當(dāng)前匯率動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)的影響程度以及人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率的前期動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)對(duì)當(dāng)前動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)的影響程度。分析發(fā)現(xiàn)，各國(guó)貨幣θ 值均大于α 值，其中，除馬來(lái)西亞林吉特的 θ 值略低，為 0.4406 外，其余各國(guó)貨幣的 θ 值均超過(guò)0.8100，這表明當(dāng)前人民幣匯率與各國(guó)貨幣匯率動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)受到前期動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)的影響程度要遠(yuǎn)大于受到前期外部隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的影響程度。同時(shí)，除馬來(lái)西亞貨幣匯率受前期動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)影響略小外，日本、澳大利亞、印度尼西亞、韓國(guó)、新加坡和泰國(guó)貨幣匯率與人民幣匯率的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)受到前期動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)的影響較為顯著，且影響具有較強(qiáng)的持續(xù)性。

圖1 人民幣匯率與RCEP主要成員國(guó)貨幣匯率動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)圖

為進(jìn)一步對(duì)人民幣匯率與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率之間匯率傳導(dǎo)的有效性進(jìn)行考察，通過(guò)人民幣匯率與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)圖進(jìn)行分析，動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)圖見(jiàn)圖1。從DCC—MVGARCH 模型計(jì)算得出的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)來(lái)看，人民幣匯率與澳大利亞元匯率的相關(guān)性在研究期間內(nèi)保持上升趨勢(shì)，由2012 年之初的0 上升至2019 年年初的超過(guò)0.3，其中人民幣匯率與澳大利亞匯率的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)在2015 年年底與2016 年年底出現(xiàn)過(guò)兩次下滑，但是并不改變其動(dòng)態(tài)相關(guān)整體的上升趨勢(shì)。日元匯率和泰銖匯率與人民幣匯率之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)走勢(shì)相近，動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)整體上呈現(xiàn)為倒“U”形走勢(shì)，人民幣匯率與日元匯率的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)在研究期間共計(jì)出現(xiàn)了兩次波峰，分別出現(xiàn)在2015 年年底與2017 年年底，在2017 年年底達(dá)到峰值0.3 之后一直呈下降態(tài)勢(shì)，于2019 年年初跌至負(fù)相關(guān)后旋即回升；人民幣匯率與泰銖匯率之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)在2012—2018 年年底呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)，于2018年年底達(dá)到波峰，其相關(guān)系數(shù)接近0.5，隨后兩國(guó)貨幣匯率之間動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)逐步走低，2019 年度中，其動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)值在0—0.1中震蕩。人民幣匯率與馬來(lái)西亞林吉特匯率之間動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)整體較為穩(wěn)定，始終圍繞在0.2 左右上下波動(dòng)，同時(shí)可以看到馬來(lái)西亞林吉特匯率極易受人民幣匯率瞬時(shí)沖擊影響。人民幣匯率與印尼盾、韓元、新加坡元匯率之間動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)波動(dòng)性較大，人民幣匯率與印尼盾匯率、韓元匯率、新加坡元匯率分別在-0.4—0.7、-0.8—0.6、0—0.6 之間震蕩。其中，人民幣匯率與印尼盾匯率在2015 年年初出現(xiàn)兩次波峰，在2017 年年底、2018 年年初、2018 年年底與 2019 年年初出現(xiàn)四次波谷；人民幣匯率與韓元匯率在2014 年年初、2016 年年中與2019 年年底出現(xiàn)三次波峰，在2015年年初出現(xiàn)兩次波谷；人民幣匯率與新加坡元匯率分別在2015 年年初與2016 年年中出現(xiàn)兩次波谷并都在之后出現(xiàn)了波峰，同時(shí)在2019 年年中亦出現(xiàn)一次波峰。

整體來(lái)看，人民幣匯率與上述7 國(guó)的貨幣匯率動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)，除與澳大利亞貨幣匯率的動(dòng)態(tài)系數(shù)保持上升趨勢(shì)之外，與其他6 國(guó)貨幣匯率的動(dòng)態(tài)系數(shù)波動(dòng)性皆較強(qiáng)。分析發(fā)現(xiàn)，除印度尼西亞與韓國(guó)外，其余諸國(guó)貨幣匯率動(dòng)態(tài)系數(shù)均整體上為正，大致處于0—0.7之間，印度尼西亞與韓國(guó)總體上也在-0.8—0.8 之間震蕩，說(shuō)明人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)匯率之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)在總體上呈正相關(guān)，表明人民幣匯率波動(dòng)對(duì)RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率波動(dòng)具有一定正向溢出作用。同時(shí)可以看到人民幣與RCEP 區(qū)域內(nèi)7 個(gè)主要成員國(guó)貨幣動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)都處于波動(dòng)性較大的狀態(tài)，由此可見(jiàn)，要使人民幣匯率與RCEP 各成員國(guó)貨幣匯率之間的相關(guān)性達(dá)到相對(duì)穩(wěn)定的狀態(tài)，仍須經(jīng)歷較長(zhǎng)過(guò)程。

（四）基于BEKK-GARCH模型的波動(dòng)溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

進(jìn)一步地，為對(duì)人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率之間波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，選取BEKK-GARCH 模型運(yùn)用MATLAB 軟件進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表5 所示。由BEKK-GARCH 模型估計(jì)結(jié)果可以看到，人民幣匯率與日本、澳大利亞、印度尼西亞、韓國(guó)、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等國(guó)貨幣匯率之間的估計(jì)系數(shù) a11、a12、a21、a22、b11、b12、b21、b22均顯著異于0，由BEKK 模型可知，矩陣A 與矩陣B 主對(duì)角線(xiàn)元素 a11、a22、b11、b22均不為 0，表明人民幣匯率與各國(guó)貨幣匯率之間存在時(shí)變方差性特征；矩陣A與矩陣B副對(duì)角線(xiàn)元素a12、a21、b12、b21均不為0，則表明人民幣匯率與各國(guó)貨幣匯率之間存在雙向波動(dòng)溢出現(xiàn)象。矩陣B 中主對(duì)角線(xiàn)元素b11與b22反映人民幣匯率與各國(guó)貨幣匯率之間波動(dòng)溢出效應(yīng)的持續(xù)時(shí)長(zhǎng)，以b11×b22計(jì)算所得數(shù)值對(duì)人民幣匯率與RCEP各主要成員國(guó)貨幣匯率波動(dòng)持續(xù)效應(yīng)進(jìn)行刻畫(huà)，b11×b22之值達(dá)到0.8 以上表明波動(dòng)持續(xù)性較強(qiáng)。從表5 中的計(jì)算結(jié)果可以看到:人民幣與日元、馬來(lái)西亞林吉特之間的b11×b22數(shù)值超過(guò)0.8，與日元、泰銖之間的b11×b22數(shù)值超過(guò)0.8，與印尼盾和韓元之間的b11×b22數(shù)值較小，分別為 0.4550 與 0.2762。這表明人民幣匯率與日本、馬來(lái)西亞貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)持續(xù)性較強(qiáng)，與澳大利亞、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)貨幣匯率之間存在一定的聯(lián)動(dòng)持續(xù)性，與印度尼西亞和韓國(guó)貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)持續(xù)性較弱?？傮w來(lái)看，人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)匯率之間的聯(lián)動(dòng)性已存在一定持續(xù)性，但是印度尼西亞、韓國(guó)等國(guó)貨幣匯率聯(lián)動(dòng)的持續(xù)性較弱。

表5 BEKK-GARCH模型估計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步對(duì)人民幣匯率與各國(guó)匯率之間的交叉影響進(jìn)行分析，矩陣A 與矩陣B 副對(duì)角線(xiàn)元素a12與b12分別表示人民幣匯率對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)匯率的ARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)—沖擊傳導(dǎo)性與GARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)—波動(dòng)傳導(dǎo)性；矩陣A 與矩陣B 副對(duì)角線(xiàn)元素a21與b21分別表示RCEP 各主要成員國(guó)匯率對(duì)人民幣匯率的ARCH 型波動(dòng)溢出效應(yīng)與GARCH型波動(dòng)溢出效應(yīng)?？梢钥吹?人民幣匯率與日本、澳大利亞、韓國(guó)、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等6國(guó)貨幣匯率之間的a12與b12估計(jì)系數(shù)均在1%的水平下顯著，表明人民幣匯率對(duì)上述6 國(guó)貨幣匯率存在顯著的ARCH效應(yīng)與GARCH效應(yīng)；而人民幣匯率對(duì)印尼盾匯率的ARCH 效應(yīng)與GARCH 效應(yīng)則均不顯著。同時(shí)，人民幣匯率與日本、澳大利亞、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等5 國(guó)貨幣匯率a21與b21估計(jì)系數(shù)均在1%的水平下顯著，表明上述5國(guó)貨幣匯率對(duì)人民幣匯率存在顯著的ARCH效應(yīng)與GARCH效應(yīng)；而印尼盾匯率與韓元匯率對(duì)人民幣匯率只存在顯著的GARCH 效應(yīng)，ARCH 效應(yīng)則并不顯著。這反映出人民幣匯率與日本、澳大利亞、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等5 國(guó)貨幣匯率存在顯著雙向聯(lián)動(dòng)，與韓國(guó)貨幣匯率存在顯著單向聯(lián)動(dòng)，與印度尼西亞貨幣匯率聯(lián)動(dòng)性相對(duì)較弱。交叉影響分析結(jié)果表明，隨著近年中國(guó)經(jīng)濟(jì)區(qū)域影響力的增強(qiáng)以及人民幣國(guó)際化進(jìn)程的不斷加快，總體而言，人民幣對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率已產(chǎn)生一定的波動(dòng)溢出效應(yīng)，且與大多數(shù)國(guó)家存在雙向聯(lián)動(dòng)，與此同時(shí)，匯率波動(dòng)的傳導(dǎo)性與影響范圍也在擴(kuò)大。

五、結(jié)論

本文選取日本、澳大利亞、印度尼西亞、韓國(guó)、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等7 個(gè)RCEP 主要成員國(guó)貨幣2012 年1月3日至2019 年12月30日間匯率日數(shù)據(jù)，在剔除美元影響后運(yùn)用VAR-DCC-MVGARCHBEKK 模型對(duì)人民幣匯率與RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證研究，基本研究結(jié)論如下。

（1）VAR 模型計(jì)算結(jié)果顯示，人民幣匯率對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率均已產(chǎn)生顯著的均值溢出效應(yīng)，顯示出人民幣匯率已對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率產(chǎn)生一定輻射作用，與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率之間存在聯(lián)動(dòng)性，人民幣匯率的波動(dòng)會(huì)對(duì)RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率波動(dòng)產(chǎn)生引導(dǎo)效應(yīng)。

（2）DCC-MVGARCH 模型計(jì)算結(jié)果表明:除澳大利亞外，人民幣匯率與其他6 國(guó)貨幣匯率動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)波動(dòng)較大，表明人民幣匯率與RCEP 成員國(guó)貨幣匯率之間的相關(guān)性尚未達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)；整體來(lái)看，除印度尼西亞與韓國(guó)外，各國(guó)貨幣匯率動(dòng)態(tài)系數(shù)均整體上為正，大致處于0—0.7之間，印度尼西亞與韓國(guó)總體上也在-0.8—0.8 之間，與RCEP 主要成員國(guó)之間動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)總體呈正相關(guān)，表明人民幣匯率波動(dòng)對(duì)RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率波動(dòng)具有一定正向溢出作用。

（3）BEKK-GARCH 模型估計(jì)結(jié)果說(shuō)明，人民幣匯率與各國(guó)貨幣匯率存在時(shí)變方差性特征與雙向波動(dòng)溢出現(xiàn)象。同時(shí)，人民幣匯率與日本、馬來(lái)西亞貨幣匯率之間的聯(lián)動(dòng)持續(xù)性較強(qiáng)，與澳大利亞、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)貨幣匯率之間存在一定的聯(lián)動(dòng)持續(xù)性，與印度尼西亞和韓國(guó)貨幣匯率聯(lián)動(dòng)的持續(xù)性較弱。人民幣匯率與日本、澳大利亞、馬來(lái)西亞、新加坡、泰國(guó)等國(guó)貨幣匯率存在雙向聯(lián)動(dòng)，與韓國(guó)貨幣匯率存在單向聯(lián)動(dòng)，與印度尼西亞貨幣匯率聯(lián)動(dòng)性不強(qiáng)。

由上述結(jié)論可知，人民幣匯率與RCEP 各主要成員國(guó)貨幣匯率也已存在一定的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性，反映出當(dāng)前人民幣國(guó)際化已經(jīng)取得一定成果，對(duì)區(qū)域內(nèi)國(guó)家貨幣匯率擁有了一定的影響力。但是人民幣匯率波動(dòng)與RCEP 主要成員國(guó)貨幣匯率波動(dòng)相關(guān)性穩(wěn)定程度較低，同時(shí)與部分成員國(guó)貨幣匯率之間聯(lián)動(dòng)性不強(qiáng)。究其原因，仍是由于人民幣在區(qū)域內(nèi)認(rèn)可程度不夠，區(qū)域內(nèi)國(guó)際化水平仍有待提高。鑒于此，提出如下建議與對(duì)策。

第一，加強(qiáng)與RCEP 各成員國(guó)之間的貨幣合作力度。抓住RCEP 帶來(lái)的西太平洋地區(qū)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的機(jī)遇，與域內(nèi)國(guó)家擴(kuò)大貿(mào)易本幣結(jié)算范圍，加快人民幣跨境支付結(jié)算網(wǎng)絡(luò)布局；積極與RCEP 各成員國(guó)簽訂、續(xù)簽雙邊本幣互換協(xié)議，擴(kuò)大與區(qū)域內(nèi)國(guó)家雙邊本幣互換規(guī)模，以貿(mào)易關(guān)系的緊密性促使更多區(qū)域內(nèi)國(guó)家將人民幣納入儲(chǔ)備貨幣。通過(guò)擴(kuò)展人民幣的使用范圍，提升人民幣的區(qū)域影響力與貨幣地位，以增強(qiáng)人民幣與RCEP 各成員國(guó)貨幣匯率之間聯(lián)系的緊密性與雙向聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。

第二，加快形成與RCEP 成員國(guó)之間雙向直接投資新格局。一方面，充分利用絲路基金與亞投行的作用，穩(wěn)步推進(jìn)針對(duì)域內(nèi)“一帶一路”沿線(xiàn)國(guó)家以及域內(nèi)其他國(guó)家的人民幣直接投資項(xiàng)目，謀求建立離岸人民幣產(chǎn)業(yè)園區(qū)，廣泛開(kāi)拓域內(nèi)人民幣投資新市場(chǎng)，打造人民幣對(duì)外直接投資新格局。另一方面，積極吸引與鼓勵(lì)RCEP 成員國(guó)對(duì)華直接投資，這是推動(dòng)新一輪高水平對(duì)外開(kāi)放的題中應(yīng)有之義。當(dāng)前，我國(guó)已取消QFII與RQFII投資額度限制，大幅度取消在華外資金融機(jī)構(gòu)業(yè)務(wù)范圍限制以及金融機(jī)構(gòu)外資持股比例限制，這將在極大程度上便利與促進(jìn)海外市場(chǎng)投資者對(duì)華直接投資。我國(guó)與RCEP 各成員國(guó)之間雙向直接投資的加強(qiáng)，將對(duì)人民幣與各國(guó)貨幣之間的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)性產(chǎn)生直接影響。

第三，著重完善海外人民幣回流機(jī)制和投資功能。要提升人民幣在RCEP 區(qū)域內(nèi)的認(rèn)可度與區(qū)域內(nèi)國(guó)際化水平，歸根結(jié)底是要提高國(guó)際市場(chǎng)參與者持有人民幣的意愿。因此，要加速資本市場(chǎng)對(duì)外開(kāi)放步伐，逐步完善海外人民幣回流機(jī)制和投資功能，使人民幣不僅能夠走出去，還能夠流回來(lái)。要進(jìn)一步完善人民幣離岸市場(chǎng)建設(shè)，擴(kuò)大人民幣離岸債券與票據(jù)發(fā)行規(guī)模，不斷豐富離岸債券與票據(jù)發(fā)行種類(lèi)；加快實(shí)現(xiàn)“滬日通”與“滬新通”，深化與區(qū)域內(nèi)各主要經(jīng)濟(jì)體資本市場(chǎng)的合作。不斷拓寬海外投資者人民幣直接投資渠道，拓展人民幣回流方式，強(qiáng)化其對(duì)人民幣的持有意愿。

第四，加速人民幣跨境支付系統(tǒng)建設(shè)。人民幣區(qū)域貿(mào)易結(jié)算地位的加強(qiáng)，離不開(kāi)人民幣跨境支付系統(tǒng)的支持，因而加速人民幣跨境支付系統(tǒng)建設(shè)則為題中應(yīng)有之義。當(dāng)前，國(guó)際經(jīng)貿(mào)與政治沖突已經(jīng)充分顯示出國(guó)際社會(huì)對(duì)于獨(dú)立于SWIFT 與CHIPS之外的一套新的國(guó)際支付體系的需求，應(yīng)抓緊時(shí)機(jī)，以RCEP 帶動(dòng)的區(qū)域一體化為契機(jī)，推廣DCEP 試點(diǎn)，適時(shí)推出人民幣跨境支付系統(tǒng)。這對(duì)于增強(qiáng)人民幣貿(mào)易結(jié)算地位，推動(dòng)人民幣進(jìn)一步國(guó)際化，提升人民幣區(qū)域影響力，無(wú)疑是大有裨益的。