一、引言

近年来，东亚区域金融一体化发展取得了重大进展。金融一体化促使金融资产跨境交易渠道变得更加顺畅，一国的消费者与其他国家的消费者通过资产借贷和资产互持的方式，将其收入的来源更加多元化，减少了国别特定风险导致的对居民消费的不确定性冲击(Obstfeld and Rogoff, 2004；Kose et al., 2009)，从而起到平滑居民消费的作用，因而居民消费风险分担指的是居民为了规避国别特定风险对其消费造成的冲击，会利用各种金融市场渠道将收入和消费的来源分散化，其结果是平滑消费，以降低居民消费风险，而且各国居民消费变动趋于一致。与此同时，东亚区域的金融一体化还引导着消费者的预期，对消费者行为选择的作用越来越大，比如，从2008年开始，中国与泰国、菲律宾等东亚周边国家签订协议，允许这些国家的居民在跨境消费结算时，自由选择双边货币结算，此类协议改变着中国、泰国和菲律宾等国家的居民在国外消费的预期行为以及对各国汇率变动的预期。伴随中国与东亚国家(地区)金融市场一体化程度的日益提高，尤其是自人民汇率形成机制改革以来，人民币汇率实现双向浮动，汇率波动性明显增大，汇率价格因而出现了频繁变动的趋势。因此，在金融一体化促进居民跨境资产交易的同时，汇率波动将加大中国居民对汇率预期方向的不确定性，居民对汇率变动的预期通过改变居民对境外资产的持有和配置，导致了巨额财富收入的跨国转移，必然对中国居民乃至其他国家居民的消费平滑和消费稳定增长造成很大的直接和间接影响。

基于此，本文在东亚金融一体化发展背景下，将居民预期行为纳入进来，目的在于分析汇率变动与东亚各国(地区)居民消费风险分担的动态关系。本文结构安排如下：第二部分是相关文献综述；第三部分通过构建一个理论模型，推导出实际汇率与消费风险分担之间的均衡关系式，再将居民预期行为考虑进来，研究居民消费风险分担的动态调整过程；第四部分是实证研究准备，包括数据来源及处理、平稳性检验和描述性分析；第五部分是实证结果与分析；最后是全文结论及启示。

二、文献综述

在完备性金融市场假设下，Backus and Smith(1993)最早发现，实际汇率变动与跨国居民消费相对变动之间存在紧密联系，但经实证研究后得出，8个OECD国家的居民消费相对变动与实际汇率变动之间的相关性程度非常低，甚至为负值。Kollmann(1995)以G-7国家为研究样本，经协整检验后发现，居民消费相对变动与实际汇率变动之间的相关性程度非常低。Ravn(2001)在利用OECD国家从1960-2000年跨国数据进行检验后发现，居民消费风险分担程度的提升与实际汇率变动不存在显著关系。在欧洲一体化进程不断推进的情形下，也有学者发现，实际汇率变动对欧盟成员国之间消费风险分担的影响效应较小(Giannone and Reichlin, 2005)。毛中根等(2014)研究了实际汇率与中美居民消费变动之间的相关性、实际汇率与中日居民消费变动之间的相关性，得出2005年人民币汇率形成机制改革之后，中美居民消费相对变动、中日居民消费相对变动与实际汇率均呈现出一定的正相关性。

最近的研究对传统的完备性金融市场假设提出了质疑，并引入非完备性金融市场假设。Hoffmann and Nitchka(2007)指出，完备性金融市场结构并不能解释实际汇率与居民相对消费之间的变动关系，而金融市场分割可以解释13个工业化国家的汇率变动与居民相对消费增长率之间出现的背离。通过放松完备性金融市场结构假设，Benigno and Thoenissen(2008)将非完备金融市场结构嵌入国际实际经济周期(Real Business Cycle)模型，可以较成功地解释实际汇率与跨国居民消费相对变动之间的长期均衡关系。Benigno and Kucuk(2012)得出，金融市场结构的差异性会对实际汇率与跨国相对消费变动之间的均衡关系产生影响。Akkoyun et al.(2017)发现非完备性金融市场结构和欧美国家持续性的生产力冲击，是造成居民消费风险分担程度较低，以及实际汇率与居民消费相对变动出现背离的重要原因。

随着金融一体化不断发展，国际金融市场逐渐从不完备性到完备性转变。在此过程当中，各国居民不仅可以获得更多相关的国际金融资讯，其资产交易成本进一步降低，居民的预期行为也会产生作用，进而引导居民消费行为(Cavaliere et al., 2008)，表现为金融一体化将引发各国居民在短时期内对消费行为，以及与其他国家居民之间的消费风险分担均衡关系不断地作出调整^①。并且基于已有的信息，各国居民在对自身消费行为进行调整时，会从自身持有的预期或者信念出发(Thaler，1980；Calvo，1988等)，形成本国消费预期值、他国消费预期值以及实际汇率预期值，并向长期消费风险分担均衡位置上的消费作出预期修正。如果各国居民对消费、实际汇率的预期出现偏差，那么居民消费将会偏离长期消费风险分担(指实际上的长期消费风险分担，并不是理论上的长期消费风险分担)均衡位置，从而造成实际上的非完全消费风险分担均衡。因此，随着国际金融市场完备性程度不断提升，较低的资产交易成本可能不会使得实际汇率与消费风险分担偏离其均衡位置，因而居民预期行为将会影响到实际汇率与消费风险分担的动态调整过程。

① 国际风险分担理论指出，完全消费风险分担均衡的主要特征是两国居民消费变动趋于同步，即居民相对消费变动的步调更加一致，在统计意义上表现为两国居民消费增长率是完全相关的(Obstfeld and Rogoff, 2004，chp. 5)。

鉴于预期行为的作用，本文考虑了三种比较典型的有关预期的形成机制：静态预期、适应性预期和理性预期，这是因为在不确定的市场环境下，人们因专业知识和实践经验的不同，对市场信息的处理能力存在显著差异，不同的代表性居民会表现出不同的预期特征。具体地，持有理性预期的居民可以对所有可获得的市场信息进行充分的处理，或者通过不断地学习，以此形成对未来经济变化的预期(Aoki，2003；Hacioglu，2015)。但是Huang et al.(2009)指出，人们还会根据过去的经验信息来评估未来的经济变化，因而具有适应性预期行为特征，并且许志伟等(2015)基于中国居民消费、投资和通货膨胀数据的估计，发现公众的预期行为以适应性预期为主。因此，采用适应性预期可能会更准确地描述居民预期行为的实际状况。另外，受一国市场信息传递渠道不通畅的影响，该国居民并不期望相应经济变量发生变化，当期经济变量值是过去值的简单复制(Meese and Rogoff, 1983)。

为了分析预期行为对实际汇率与居民消费风险分担之间关系的影响，本文首先基于Devereux et al.(2012)的国际风险分担模型，得到实际汇率与居民消费风险分担的长期均衡关系式。然后，利用经济变量预期对其长期均衡位置调整的设定方式，以研究实际汇率与居民消费风险分担之间的动态关系，采用该设定方式的原因是传统的处理方式(比如，做泰勒展开或者求解随机稳态路径)可能会忽略(至少不清楚)居民预期行为对实际汇率与居民消费风险分担关系所产生的影响。因而使用这种设定方式可以更清楚地了解不同预期行为下实际汇率与居民消费风险分担之间的动态调整过程，这是本文的主要贡献。最后，使用东亚9个主要经济体的样本数据进行研究之后，发现东亚各国(地区)居民消费向长期消费风险分担均衡位置上消费的调整是一个附带预期的动态过程；持有静态预期行为的居民将拥有最少的相应变量的信息，他们会遵循简单的过去信息来对未来消费变动进行调整，因而静态预期下的消费风险分担变化会较慢；持有适应性预期的居民，其拥有的相应变量的信息相对增多，他们将在参照更多过去信息的基础上对未来消费变动进行调整，但是考虑到相应变量过去值对消费调整的作用在递减，因而适应性预期下的居民消费风险分担水平与静态预期下的居民消费风险分担水平基本一致；持有理性预期行为的居民背离长期消费风险分担均衡的调整程度较大，并且该调整速度较快。

三、理论模型

根据Devereux et al.(2012)的基本模型，在完备性金融市场下，各国居民通过交易不同价格的或有性金融资产(contingent asset)，从而在均衡状态处达到分散居民消费风险的目的(即居民消费风险分担)。因此，可将这种实际汇率价格与跨国居民消费风险分担的长期均衡关系概括为:

$ \frac{{u\prime \left({{C_i}\left({{s_t}} \right)} \right)}}{{u\prime \left({{C_j}\left({{s_t}} \right)} \right)}} = \frac{{\lambda _t^i{P_i}\left({{s_t}} \right)}}{{\lambda _t^i{P_j}\left({{s_t}} \right)}} = \Lambda _t^{ij} \cdot R_t^{ij}, \forall {s_t} \in S, \forall i, j $

(1)

其中，每期状态s_t∈S。C_i(s_t)表示国家i居民消费。当状态s_t实现时，P_i(s_t)是支付一单位与国家i居民消费有关的或有性金融资产价格，以国家j货币计量。因此，国家i和国家j之间双边实际汇率可定义为$R_{\rm{t}}^{{\rm{ij}}} \equiv \frac{{{P_i}\left({{s_t}} \right)}}{{{P_j}({s_t})}} $，它表示一单位i国产品所换得的j国产品的数量。$ \Lambda _t^{ij}$是Lagrange乘数(λ)之比。u′表示边际效用。

(1) 式表示在一阶最优条件下，居民j消费、居民i消费以及实际汇率之间的长期均衡关系：如果该经济体系对长期均衡发生暂时性的偏离，那么实际汇率的调整会促使居民j消费和居民i消费之间的关系维持均衡状态^①。

① 具体而言，如果国家i遭受到不利产出(收入)冲击的影响，国家i居民消费会下降，那么u′(C_i(s_t))会上升，但是实际汇率R_t^ij有上升调整的要求(即国家i实际汇率上升，国家i或有性产品会更加昂贵，国家j或有性产品相对便宜)，并依据国际风险分担协议，国家j将给国家i居民支付或有性产品消费，由于国家i实际汇率升值，因而国家j会对国家i居民支付比平时更多的或有性产品进行消费。这样，国家i居民消费就会增加，该国居民消费风险可以被分担。从某种意义上讲，这类似于为国家i居民提供了“消费保险”。j国居民消费变动也是如此。

为了更清楚地认识长期均衡处，两国居民消费相对变动和实际汇率之间的关系，需要设定代表性消费者效用函数的具体形式。本文采用文献上常用的CRRA(Coefficient of Relative Risk Aversion)型效用函数，$ {\rm{u(}}{{\rm{C}}_{\rm{i}}}{\rm{(}}{{\rm{s}}_{\rm{t}}}{\rm{))}} = \frac{1}{{1 - {\sigma _{\rm{i}}}}}\left[ {{{\left({{C_i}\left({{s_t}} \right)} \right)}^{1 - {\sigma _i}}} - 1} \right], {\sigma _i} > 0。{\sigma _{\rm{i}}}$表示居民消费的跨期替代弹性。为简化表达，令X≡X(s_t)。将该效用函数代入(1)式，可以得到:

$ c_{j, t}^ * = \frac{{{\sigma _i}}}{{{\sigma _j}}}c_{i, t}^ * + \frac{1}{{{\sigma _j}}}{\rm{ }}{r_{j, t}} + {\eta _{j, t}} $

(2)

小写字母代表取自然对数。c_t^*表示消费风险分担条件下最优的居民消费。r_{j, t}表示j国对i国的实际汇率。η_{j, t}表示i国和j国的偏好冲击，以及其他不可观测因素和测量误差等，假定${E_t}\left({{\eta _{j, t}}|{I_t}} \right) = 0 $，信息集$ {I_t} = \{ {c_{i, t}}, {c_{j, t}}, {r_t}, {c_{i, t - 1}}, {c_{j, t - 1}}, {r_{t - 1}}, ..............\} $。

从(2)式可以知道，在长期均衡处，居民j消费、居民i消费以及实际汇率之间存在协同变化关系，并且各国居民消费均会达到最优的消费水平，即c_{j, t}=c_{j, t}^*和c_{i, t}=c_{i, t}^*。

在现实中，随着金融一体化发展，一方面，资产交易成本进一步降低，较完备性的金融资产市场特征将会出现；另一方面，金融一体化便利于各国居民获得更多相关的国际金融资讯，从而引发各国居民在短时期内对消费预期行为，以及与其他国家居民之间的消费风险分担均衡关系不断地作出调整。那么本文想知道，预期行为是否导致了居民消费偏离长期消费风险分担均衡位置，进而造成居民消费没有达到最优的消费水平？为此，本文借鉴Nickell(1985)、Cavaliere et al.(2008)关于经济变量预期对其均衡位置的调整过程的设定方式。代表性居民j消费对长期消费风险分担均衡位置上消费的调整过程由以下最优化问题表示:

$ \mathop {{\rm{min}}}\limits_{\left\{ {{c_{j, t}}} \right\}} {E_t}\sum\limits_{h = 0}^\infty {} {\left({{\rho _j}} \right)^h}\left[ {{{\left({{c_{j, t + h}} - c_{j,t + h}^ * } \right)}^2} + {\varphi _j}{{\left({{c_{j, t + h}} - {c_{j, t + h - 1}}} \right)}^2}} \right], j = 1, 2, ....., N $

(3)

φ_j>0表示居民j消费向长期(或实际上长期)消费风险分担均衡的调整速度。φ_j < 0表示居民j消费背离长期消费风险分担均衡的调整速度。因此，φ_j的绝对值越大，代表居民j消费向长期消费风险分担均衡的调整速度越慢，或者它反映出向均衡位置调整的延迟程度。φ_j=0表示居民j消费将非常迅速地向长期消费风险分担均衡位置作出调整，因而不涉及国家居民j消费的短期动态过程。

$ c_{j, t + h}^ * $表示长期消费风险分担均衡位置上居民j的消费。E_t表示信息集I_t下的条件期望算子。当居民j消费调整到长期消费风险分担状态时，$ {c_{j, t}} = c_{j, t}^ * $。为了得到居民j消费的短期动态调整过程，暂时取h=1，并求关于c_{j, t}的一阶导数:

$ \Delta {c_{j, t}} = {\rho _j}{E_t}\left({\Delta {c_{j, t + 1}}} \right) - \left({1/{\varphi _j}} \right)({c_{j, t}} - c_{j, t}^ *) $

(4)

(4) 式给出居民j消费在时期t向长期消费风险分担的短期调整过程。其中，E_t(Δc_{j, t+1})表示居民j在时期t对时期t+1消费增长的预期值。(c_{j, t}－c_{j, t}^*)为居民j消费对长期消费风险风险分担状态下消费的偏离。利用(2)式可以得到:

$ {c_{j, t}} - c_{j, t}^ * = {c_{j, t}} - ({\rm{ }}\frac{{{\sigma _i}}}{{{\sigma _j}}}c_{i, t}^ * + {\rm{ }}\frac{1}{{{\sigma _j}}}{r_{j, t}} + {\eta _{j, t}}) $

(5)

为了推导出居民j消费在各时期下的动态调整过程，分别对(5)式向前预期t+1期、t+2期至无穷多期，再将各式进行合并，并利用横断性条件(Transversality Condition，TVC), 即$\mathop {{\rm{lim}}}\limits_{h \to \infty } \rho _j^{h + 1}{E_t}\Delta {c_{j, t + h + 1}} = 0 $, 可以得到:

$ \Delta {c_{j, t}} = - \left({1/{\varphi _j}} \right)\sum\limits_{h = 0}^\infty {} {\rm{ }}{E_t}\rho _j^h({c_{j, t + h}} - c_{j, t + h}^ *) $

(6)

其中，横断性条件表示随着代表性居民j消费调整到长期消费风险分担状态，居民j将预期未来消费不会发生。从(6)式可以看出，居民j短期内消费变化是对未来各期消费偏离的加权平均值，并受动态调整速度φ_j的影响。

为了刻画代表性居民j对未来消费的不同预期特征，本文采用三种常见的预期行为方式：静态预期、适应性预期和理性预期。以e表示代表性居民j的预期。静态预期指居民j并不期望相应经济变量发生变化，即预期下一期的经济变量保持不变，当期经济变量值是过去值的简单复制，以公式表示:

$ \Delta {X_{j, t + 1}}^e = {E_t}\left({\Delta {X_{j, t + 1}}|{I_t}} \right) = \Delta {X_{j, t}} $

(7)

适应性预期指代表性居民j对下一期经济变量的预期值，以过去值为基础，并根据以前的误差程度来修正每一期的预期，因而适应性预期反映出过去的历史会对现在造成影响(Cagan，1956；Agliari et al., 2006；马理等，2016)，以公式表示:

$ \Delta {X_{j, t + 1}}^e = {E_t}\left({\Delta {X_{j, t + 1}}|{I_t}} \right) = \theta \cdot\Delta {X_{j, t}} + (1 - \theta)\cdot\Delta {X_{j, t - 1}} $

(8)

θ表示当期值对未来值预期所占的权重。θ越大，表示居民j越能够利用当期经济变量值来预期下一期的经济变量值，因而(1－θ)表示过去值对未来值预期所占的权重。一般地，越往后的信息对未来期值的预测能力会越弱，因而(1－θ)会比θ小。

理性预期行为指的是代表性居民j会有效地利用其所获得的信息来形成对下一期经济变量的预期^①。更准确地讲，依据Muth(1961)提出的理性预期概念，当对某个经济变量的主观预期等于基于同样信息条件下的数学期望时，这种预期行为就是理性预期^②。以公式表示:

① 理论上，还存在完美(Perfect)预期的方式，即$ \Delta {X_{j, t + 1}}^e = {E_t}\left({\Delta {X_{j, t + 1}}|{I_t}} \right) = \Delta {X_{j, t + 1}}$, 它表示各国家居民能够利用所有的信息集${I_t} = \{ {c_{i, t}}, {c_{j, t}}, {r_t}, {c_{i, t - 1}}, {c_{j, t - 1}}, {r_{t - 1}}, ..............\} $，准确地预期到未来经济变量值。完美预期与理性预期的差异是，完美预期没有ε_{j, t+1}项。由于完美预期在现实中并不存在，因而本文没有对其考虑。

② 随后，Lucus(1972)和Sargent and Wallace(1976)等经济学家将理性预期行为发展成理性预期理论，同时将该理论纳入到宏观经济学模型，形成了著名的理论预期学派。

$ \Delta {X_{j, t + 1}}^e = {E_t}\left({\Delta {X_{j, t + 1}}} \right) = E(\Delta {X_{j, t + 1}}|{I_t}) $

(9)

如果预期是关于信息集I_t的理性预期，那么预测误差是:

$ {\varepsilon _{j, t + 1}} = \Delta {X_{j, t + 1}} - {E_t}(\Delta {X_{j, t + 1}}) $

(10)

其中，E_t(ε_{j, t+1})=0，它表示基于信息集I_t，经济行为者对预测误差的最优预测是零。此外，由严格外生性假定，未来预测误差与过去误差不相关，即${E_t}\left({{\varepsilon _{j, t + 1}}\cdot{\varepsilon _{j, t - s}}} \right) = 0, s \ge 0 $。

利用(5)式至(10)式，可以分别得到静态预期行为、适应性预期行为和理性预期行为下，居民j消费短期内的动态调整过程:

$ \Delta {c_{j, t}} = - \left({1/{\varphi _j}} \right)\sum\limits_{h = 0}^\infty {} \rho _j^h[{c_{j, t + h - 1}} - (\frac{{{\sigma _i}}}{{{\sigma _j}}}c_{i, t + h - 1}^ * + \frac{1}{{{\rm{ }}{\sigma _j}}}{r_{j, t + h - 1}} + {\eta _{j, t + h - 1}})] $

(11-1)

$ \begin{array}{l} \Delta {c_{j, t}} = - \left({\theta /{\varphi _j}} \right)\sum\limits_{h = 0}^\infty {} \rho _j^h[{c_{j, t + h - 1}} - ({\rm{ }}\frac{{{\sigma _i}}}{{{\sigma _j}}}c_{i, t + h - 1}^ * + \frac{1}{{{\rm{ }}{\sigma _j}}}{r_{j, t + h - 1}} + {\eta _{j, t + h - 1}})]\\ - \left({\left({1 - \theta } \right)/{\varphi _j}} \right)\sum\limits_{h = 0}^\infty {} \rho _j^h[{c_{j, t + h - 2}} - (\frac{{{\sigma _i}}}{{{\sigma _j}}}c_{i, , t + h - 2}^ * + \frac{1}{{{\rm{ }}{\sigma _j}}}{r_{j, t + h - 2}} + {\eta _{j, t + h - 2}})] \end{array} $

(11-2)

$ \Delta {c_{j, t}} = - \left({1/{\varphi _j}} \right)\sum\limits_{h = 0}^\infty {} \rho _j^h[{c_{j, t + h}} - ({\rm{ }}\frac{{{\sigma _i}}}{{{\sigma _j}}}c_{i, t + h}^ * + \frac{1}{{{\rm{ }}{\sigma _j}}}{r_{j, t + h}} + {\eta _{j, t + h}}) - {\varepsilon _{j, t + h}}] $

(11-3)

其中，j=1, 2, ....., N, j≠i。由(11-1)式至(11-3)式可以知道，在静态预期行为下，居民j消费向长期均衡消费水平的调整过程不仅受到调整速度φ_j的影响，还受到居民j过去消费、居民i过去消费、过去实际汇率的影响；在适应性预期行为下，居民j消费向长期均衡消费水平的调整过程不仅受到调整速度φ_j的影响，还受到居民j过去各期消费、居民i过去各期消费以及过去各期实际汇率的加权平均值的影响；在理性预期行为下，居民j消费向长期均衡消费水平的调整过程不仅受到调整速度φ_j的影响，还受到国家居民j当期消费及过去消费、国家居民i当期消费及过去消费、当期实际汇率及过去实际汇率的影响，并受到随机扰动项的影响。

四、实证研究准备 (一) 数据来源及处理

数据来源于Feenstra et al.(2015)提供的the Penn World Table(PWT 9.0)，世界银行数据库(World Development Indicators，WDI)。本文选取东亚9个样本国家(地区)：中国(cha)、日本(jap)、韩国(kor)、菲律宾(phl)、印度尼西亚(ind)、马来西亚(mys)、泰国(tha)、新加坡(sgp)和中国香港(hk)。根据该领域的研究文献(Sorensen and Yosha, 1998；Asdrubali and Kim, 2004等)，选取从1970年至2015年的年度数据为研究样本^①。因研究问题需要，并考虑到东亚金融一体化的发展历程，将全样本时期划分为三个子样本时期：1970-1985年、1985-2000年、2000-2015年。

① 选择年度时间序列的其他原因：其一，虽然季度数据或者月度数据更可以捕捉到居民预期行为，但是这类数据的时间跨度比较短，因而不利于研究实际汇率与消费风险分担之间的长期关系；其二，如果使用季度数据或者月度数据，那么有些国家(地区)(如，中国、印度尼西亚、中国香港)与其他国家的样本时期跨度将会变得不统一，因而会降低东亚各国家(地区)之间比较分析的效果；其三，作者也尝试从其他数据库(比如，国际货币基金组织，IFS；全球宏观经济数据统计库，EIU，等)中搜集东亚各国家(地区)的季度(或月度)时间序列数据，但是发现相关数据缺失严重。

PWT 9.0只提供各国(地区)居民消费占比数据，本文利用国家(地区)总产出数据，重新计算出各国(地区)居民消费总额，并以2010年国际美元价格计^②。将各国(地区)居民消费额除以该国家(地区)各期总人口数，以消除人口规模效应。为获得双边实际汇率，首先需要计算国家(地区)与国家(地区)之间的双边名义汇率。本文以中国为参照国(reference country)，分别计算出中国-日本、中国-韩国、中国-菲律宾、中国-印度尼西亚、中国-马来西亚、中国-泰国、中国-新加坡以及中国-中国香港之间的双边名义汇率。具体地，如果人民币对美元的名义汇率为E₁，而日元对美元的名义汇率为E₂，那么日元对人民币的名义汇率为E₂/E₁，以此类推，可以得到中国与其他东亚国家(地区)之间的双边名义汇率。再利用实际汇率的定义式，r=(E·P)/P^*，该实际汇率以直接标价法表示，它表示一单位中国产品可以换得东亚其他国家(地区)产品的数量。如果r上升，那么这表示一单位中国产品可以换得其他国家(地区)更多的产品数量。为了剔除异常数据并标准化，本文对居民消费数据、双边实际汇率数据取自然对数处理。

② 中国消费者价格指数是以1978=100为定基计算的，为了与其他国家(地区)统计数据口径一致，本文以2010=100为定基，重新计算中国居民消费价格指数。

(二) 统计特征与描述性分析

表 1和表 2分别列出东亚9个国家(地区)居民消费的统计特征、双边实际汇率的统计特征。人均消费(取自然对数后)比较高的国家(地区)有中国香港、新加坡和日本，而中国居民的消费水平是最低的，只有7.38，这反映出东亚各国(地区)居民消费存在一定的差异性。从表 2可以看出，中国与东亚其他国家(地区)的实际汇率(取自然对数后)也各不相同，这表明购买力平价(Purchasing Power Parity，PPP)条件在东亚各国(地区)间并不成立。

表 3是消费相对变动与实际汇率之间关系的描述性结果。由表 3可以看出，从长期讲，东亚各国(地区)居民相对消费变动和实际汇率之间的相关性为负值，这说明实际汇率变动未能够使两国(地区)居民消费朝相同方向趋近，实际汇率变动反而使得两国(地区)居民消费变动方向发生了背离。

由第2列到第5列可以看出，短期内，各国(地区)居民消费相对变动和实际汇率变动之间的相关性系数基本上为负值，并且与第1列的长期关系呈现出较大的差异性，这可能表明该关系对长期均衡位置的偏离程度是比较大的^①。随着差分阶数增加到二期、三期、甚至到五期，东亚各国(地区)居民消费相对变动和实际汇率变动之间的相关性系数也逐渐发生改变，并且朝向第1列的长期关系进行调整。从中可以大致看出，各国(地区)相应变量向长期均衡值的调整速度是不一致的，其中，日本、菲律宾、新加坡向长期均衡调整速度较慢，这反映出东亚各国(地区)居民对消费预期行为方式的差异性。

① 由于一阶差分可以衡量相应变量在非常短时期内的变动，随着差分阶数的增大，相应变量变动的时间跨度在增加，因而相应变量的更高阶差分可以衡量该变量趋近于水平值上的变动程度，即长期变动(Artis and Hoffmann, 2012；Schmitz，2013)。

(三) 各变量的平稳性检验

为了作实证分析，需要对各国(地区)相应变量进行单位根的平稳性检验，经增广迪基-福勒(Augmonted Dickey-Fuller，ADF)检验后，由表 4可以看到，东亚各国(地区)家居民消费和实际汇率均是非平稳性时间序列。故本文对其进行一阶差分处理，再进行ADF检验后发现，居民消费一阶差分和实际汇率一阶差分均在1%的显著性水平上是平稳的。同时表明，各国(地区)居民消费序列和实际汇率序列均为单整I(1)过程。

五、实证结果与分析

在实证部分，首先研究实际汇率与居民消费风险分担之间实际上的长期均衡关系；然后分别纳入静态预期、适应性预期和理性预期，对实际汇率与居民消费风险分担之间的短期关系进行研究；最后考察居民消费风险分担均衡的调整速度。

(一) 实际汇率与消费风险分担的长期均衡关系

表 5给出东亚各经济体(与中国)长期消费风险分担的基本回归结果。从表 5前两列可以看到，东亚大部分国家(地区)与中国从1970年至2015年间，均存在一定程度的消费风险分担，并且在1%水平上比较显著。实际汇率并没有发挥平滑居民消费变动的功能，这与理论模型所得出的结论并不一致。从中可以发现，实际汇率上升(即中国对其他国家(地区)的实际汇率升值)，将会较低东亚国家(地区)居民的长期消费。

表 5第3列和第4列的回归结果进一步地证实以上结果^①，因此在考虑实际汇率的影响后，东亚各国家(地区)间不存在完全的消费风险分担。由于(2)式扰动项在东亚各国(地区)之间可能存在相关性，因此将各国(地区)放在一起进行联合估计，应该比单个国家(地区)逐一方程估计更加有效，第5列和第6列给出相应的估计结果^②。从中可以发现，该联合估计的回归结果基本上没有改变以上结论，并进一步证实了描述性部分的分析。

① 以(m，n)表示VECM估计过程中选取的滞后阶数和协整秩的个数，其中，滞后阶数选取依据AIC准则或者SBIC准则，协整秩个数的选择依据“最大特征值统计量(Maximum Eigenvalue Statistics)”。日本(3，1)；韩国(3，1)，菲律宾(3，1)，印度尼西亚(3，1)，马来西亚(3，1)，泰国(1，1)，新加坡(1，1)，中国香港(1，1)。

② Breusch-Pagan检验的P值为0.000，因而可以在1%显著性水平上拒绝各方程扰动项相互独立的原假设。

表 6给出分时间阶段的回归结果。从1970-1985年，除了印度尼西亚外，东亚国家(地区)居民与中国居民之间的消费风险分担程度较低，这主要由东亚各国(地区)在此时期金融市场一体化程度较低所致，而实际汇率没有对东亚国家(地区)居民消费变动产生平滑作用。从1985-2000年，随着东亚金融一体化提升，中国居民与东亚国家(地区)居民间的消费风险分担程度有所提升，实际汇率仍然未对各国(地区)居民消费变动产生平滑作用。从2000-2015年，东亚国家(地区)与中国之间存在着一定程度的消费风险分担，而实际汇率对各国(地区)居民消费的不利影响程度有所减弱。其中，只有中-印的实际汇率变动能够平滑印度尼西亚居民的长期消费变动。

整体而言，自2000年开始，随着东亚区域金融一体化程度提高，东亚国家(地区)居民之间的消费风险分担水平在不断提升，并且实际汇率变动对东亚各国(地区)居民消费变动所起的平滑作用在逐年上升。

(二) 实际汇率与消费风险分担的短期关系

为考察短期内，东亚各国(地区)居民之间的消费风险分担，以及实际汇率对东亚各国居民消费变动的平滑作用，本节分别在静态预期行为、适应性预期行为和理性预期行为下进行研究。

静态预期行为下，东亚各国(地区)居民对本国(地区)消费变动的预期是基于本国(地区)过去消费、中国过去消费以及过去实际汇率值作出的反应。从表 7可以看出，对于东亚大部分国家(地区)而言，本国(地区)消费的过去值、中国消费的过去值以及实际汇率的过去值的确会对该国(地区)短期消费变动产生显著性的影响。除了新加坡以外，本国(地区)消费的过去值较高，该国将会降低当期消费，因而本国(地区)居民消费平滑性程度比较高。同时，中国居民消费的过去值增加，东亚其他国家(地区)居民当期消费也会增加，如果中国居民消费也存在一定程度的平滑性，那么中国当期消费会降低，因而东亚其他国家(地区)与中国之间在短期内的消费风险分担程度会降低。过去的实际汇率值上升(即中国的实际汇率升值)在短期内会降低东亚各国(地区)居民当期消费，表现为各国(地区)居民当期消费向下变动，因而实际汇率变动在静态预期行为下未能够平滑居民消费变动。

适应性预期表明，东亚各国(地区)居民对本国(地区)消费变动的预期是在本国(地区)多个过去消费值、中国多个过去消费值以及多个过去实际汇率值基础上综合考虑，而作出的反应。考虑到样本时期数量的限制，表 8只使用各变量过去一期值和过去二期值^① 。从中可以发现，除韩国之外，东亚各国(地区)过去一期消费值上升会使得本国(地区)居民当期消费向上调整，而过去二期值上升会使得居民消费向下调整，这表明，在适应性预期行为下，各国(地区)居民过去一期消费值提升对该国(地区)居民当期消费的提升作用会比较大。同时，中国居民过去一期消费值上升和中国居民过去二期消费值上升，基本上没有对东亚居民短期消费的调整造成影响。短期内，中国消费变动与东亚国家(地区)消费变动没有关联，这表明东亚国家(地区)居民与中国居民之间不存在消费风险分担关系。

① 此处，θ=0.8。本文还选取θ=0.9或者θ=0.7，结果未发生明显改变。

实际汇率的过去一期值提升会降低日本居民当期消费、菲律宾居民当期消费、中国香港居民当期消费，但是会提升新加坡居民当期消费；实际汇率的过去二期值基本上对以上国家(地区)居民当期消费产生相反的作用，即实际汇率的过去二期值提升会增加泰国当期消费、中国香港当期消费，但是会降低新加坡当期消费。

理性预期行为下，东亚各国(地区)居民对于未来消费变动的预期是基于本国当期消费值、中国当期消费值和当期实际汇率值，本国过去消费值、中国过去消费值和过去实际汇率值而作出反应。由表 9可以知道，本国当期消费提升，使得东亚各国家(地区)未来期消费上升。同时，中国当期消费提升，使得日本未来期消费、印度尼西亚未来期消费和泰国未来期消费下降，因而中国与这些国家(地区)之间在短期不存在消费风险分担关系。中国当期消费提升，使得新加坡未来期消费、中国香港未来期消费上升，因而中国与这些国家(地区)之间在短期内存在一定程度的消费风险分担。对于实际汇率而言，实际汇率变动可以平滑东亚各国(地区)消费变动。

从两期动态调整过程看，居民消费的过去两期值提升，将会降低居民未来期消费。两期过后，东亚各国(地区)消费出现一定程度的平滑性。中国居民消费的过去两期值提升，对东亚各国(地区)居民消费变动产生了不同的影响，而实际汇率的过去两期值几乎没有对东亚各国(地区)居民未来期消费产生影响。各国(地区)居民消费的过去三期值对本国未来期消费变动的影响程度在逐渐减弱。

总之，在不同的居民预期行为下，各国(地区)居民对短时期消费变动的调整呈现出不同的模式。持有静态预期行为的居民将拥有最少的相应变量的信息，他们会遵循简单的过去消费、过去实际汇率来对未来消费变动进行调整，因而静态预期下的消费风险分担变化会较慢，并且实际汇率对居民消费平滑程度的影响也会较小；持有适应性预期的居民，其拥有的相应变量的信息相对增多，他们将在参照更多过去信息的基础上对未来消费变动进行调整，但是考虑到相应变量过去值对消费调整的作用在递减，因而在适应性预期行为下，各国(地区)居民消费风险分担水平与静态预期下的消费风险分担水平基本上相同，并且实际汇率过去值对居民消费平滑的作用在逐渐地减弱；持有理性预期的居民拥有最多的相应变量的信息，他们会在尽可能多的信息基础上对未来消费变动进行调整，在此调整过程中，各国(地区)居民消费与长期消费风险分担均衡位置上的消费将更加接近。

(3) 各国(地区)居民消费动态调整的延迟程度分析

表 10是在考虑到预期行为的作用下，东亚各国(地区)居民消费动态调整速度的估计结果。

从中可以看出，在静态预期下，东亚各国(地区)居民消费向长期消费风险分担位置的调整速度比较缓慢，调整速度区间从3.055到7.522，这表明东亚居民在静态预期下拥有的相关信息不够充分，使得各国(地区)居民消费向长期消费风险分担位置上的消费调整较慢。在适应性预期下，菲律宾居民消费、印度尼西亚居民消费、马来西亚居民消费、泰国居民消费和新加坡居民消费背离长期消费风险分担位置上消费的速度较快，因而造成这些国家(地区)居民与中国居民之间在短期内未能够进行充分的消费风险分担，这也印证了表 8的回归结果。在理性预期下，东亚各国(地区)居民消费与长期消费风险分担均衡位置上的消费出现了一定程度的背离调整，并且该调整速度比较快，这说明不仅在短时期内，东亚各国(地区)居民间只具有较低程度的消费风险分担，短时期内的背离调整还是造成东亚国家(地区)居民之间长期消费风险分担程度较低的重要原因。

综上所述，在东亚各国(地区)居民消费向长期消费风险分担均衡位置上消费的调整过程中，预期行为会影响到各国(地区)居民消费在短期内的调整程度以及调整速度。持有理性预期的居民能够获得更充分的相关信息，因而在此条件下，居民消费变动的调整速度更快。即便如此，东亚各国(地区)居民之间在短期内的消费风险分担程度仍然较低。

六、结论与启示

本文从居民预期行为视角，对实际汇率与东亚居民消费风险分担之间的动态关系进行研究。结果发现：第一，实际汇率与消费风险分担的动态关系是一个包含居民预期行为在内的渐进调整过程，因而预期行为会对该调整过程造成显著的影响；第二，在东亚居民消费向长期消费风险分担均衡位置上消费的调整过程中，持有理性预期的居民拥有更多相关的预期信息，这些居民消费变动的调整速度更快，但是东亚各国(地区)居民之间在短期内的消费风险分担程度仍然较低；第三，从长期来看，东亚居民之间存在一定程度的消费风险分担，这反映出东亚区域金融市场一体化产生的积极影响，而实际汇率变动未能够平滑居民消费变动。

结合以上结论，本文得出以下政策启示：首先，加强对居民预期行为的理解和引导，稳定汇率变动的预期。在信息不对称和金融咨询传递不通畅的情况下，国家宏观政策通常会因为本国居民的不知道或不了解而失效，在此情形下，政府部门需要通过金融统计信息及时披露、新闻媒体等中介渠道，加强与居民的沟通和了解。一方面，政府部门通过正确地评估居民预期行为，并透过宏观政策提前安排的方式来稳定居民对汇率变动的预期，从而增强宏观政策实施的有效性；另一方面，通过获得更广泛的金融信息和对宏观政策的理解，本国居民也能够减少对汇率变动预期的偏差及失误。

其次，推进人民币汇率形成机制改革，发挥汇率价格对消费资源合理配置的作用。伴随我国不断推进人民币周边国家区域化及国际化进程，各国家(地区)的居民对人民币的使用和交易显著增加。在此过程中，汇率低估或汇率高估通过影响居民跨国金融资产配置，使得居民的资产投资收入波动变大，居民消费需求不足或过热的局面因而时常出现，间接地造成居民生活水平下降。所以，只有根据市场供需机制来定价均衡汇率，并减少中央银行对人民币汇率市场的行政干预，才能更好地发挥汇率等国际价格对消费资源合理配置的作用。

最后，拓宽居民消费风险分担的国际金融市场渠道。随着我国金融市场对外开放程度不断提高，我国居民将会面临更多的外界风险和不确定性冲击，因而我国居民具有分散消费风险的强烈需求。对此，中国政府要加强与东亚等世界其他国家之间的金融合作，建立起区域性的风险分担机制、合作协议以及制度安排，比如，推动亚洲多层次股权资本市场建设和区域性消费信贷市场发展等，以实现居民投资收入分散化，进而为我国居民消费稳定增长提供更多的收入来源。