“一帶一路”倡議下貨幣合作與人民幣國際化的實證分析

朱小梅 汪天倩

摘要：本文采用多變量SVAR模型對我國和“一帶一路”沿線19個樣本國家進行經濟沖擊性檢驗，并進一步分析我國和沿線國家之間貨幣合作的可行性，進而得出主要結論：我國在和“一帶一路”沿線國家貨幣合作中尚未充分發揮核心主導國作用;我國同“一帶一路”沿線國家之間存在比較廣泛的非對稱性，沿線國家整體的貨幣合作條件尚不具備，但沿線國家內部存在對稱性相對較高的子集團;沿線國家供給沖擊比貨幣沖擊、需求沖擊對稱性更高;“一路”沿線國家經濟沖擊的對稱性高于“一帶”沿線國家和中東歐國家，適合率先開展貨幣合作，我國同“一路”沿線國家具備優先開展貨幣合作的優勢和基礎。基于以上研究結論，本文給出了未來推進貨幣合作和人民幣國際化的相關對策建議。

關鍵詞：人民幣國際化;供給沖擊;需求沖擊;貨幣沖擊;SVAR模型

中圖分類號：F820? ? 文獻標志碼：A? ? 文章編號：1001-862X（2020）05-0037-006

自2013年我國提出并實施“一帶一路”倡議以來，人民幣國際化水平得到了較大的提升。“一帶一路”倡議的實施有利于增強人民幣國際化的經濟、金融基礎，也有利于擴大人民幣在沿線國家的使用范圍，為人民幣國際化提供了新的機遇。然而，迄今為止，人民幣仍未獲得與我國國際經濟、貿易地位相匹配的國際地位，同美元、歐元等國際貨幣相比，人民幣在國際支付結算和官方外匯儲備中所占的份額仍然較低。同時，人民幣國際化的進程在近年來也出現了較大的波動。[1]在目前國際經濟、貿易形勢不斷變化的情況下，如何通過“一帶一路”的建設，進一步推進人民幣國際化是我們亟須思考和亟待解決的問題。

一、文獻綜述

貨幣合作的相關研究以Mundell（1961）提出的最優貨幣區（OCA）理論為基礎，早期的OCA理論經過McKinnon、Kenen和Ingram等經濟學家的發展和補充，形成了一套關于貨幣合作“事前”評價標準的傳統OCA理論。傳統的OCA理論著重于定性分析，依據不同的評價標準得出的結論也不盡一致。20世紀90年代以來，隨著計量經濟學的發展，Bayoumi & Eichengreen（1996、1997）基于傳統OCA理論的各項評價標準，提出了OCA指數法，來綜合測度貨幣合作的成本。傳統OCA理論忽視了評價標準和貨幣合作之間的內生性，Frankel & Rose （1998）首先提出了內生性OCA理論，認為區域貨幣合作會提高區域貿易一體化水平，降低區域內非對稱沖擊程度，從而達到最優貨幣區的構建標準。在此基礎上，Blanchard & Quan（1989）最早在有關經濟長期沖擊效應的相關研究中，引入兩變量SVAR模型（簡稱為B-Q模型）。Bayoumi & Eichengreen C（1994）利用兩變量SVAR模型，對東亞各國潛在的經濟沖擊效應進行了檢測，判斷東亞各國是否滿足貨幣聯盟構建標準。基于OCA指數法和SVAR模型，國內外學者針對歐元區、拉美、東亞等區域的貨幣合作展開了較為廣泛的研究。

基于區域貨幣合作視角考察人民幣國際化問題的相關研究成果主要集中于內地和港澳臺、中日韓、東亞及東盟地區的應用分析。在研究視角上，主要包括：通過測算貨幣合作成本和經濟一體化內生性檢驗判斷人民幣國際化的可行性和人民幣國際化的實現路徑。目前，在“一帶一路”背景下從貨幣合作的視角研究人民幣國際化推進問題的實證研究還比較缺乏，學者們主要是基于歐元區、東亞、拉美等區域貨幣合作的研究方法，通過選取不同的沿線樣本國家、建立不同的OCA指標體系去測度絲綢之路經濟帶、中亞五國、沿線國家整體的貨幣合作成本，判斷人民幣區域化和國際化的可行性，并進一步探討如何規劃人民幣國際化路徑。也有學者開始對我國和沿線國家之間的經濟一體化內生性進行檢驗，比較分析美元和人民幣對沿線國家的錨貨幣效應，但選擇的樣本國家和變量比較有限。

二、研究設計

根據前文研究理論和本文的研究目的，考慮數據的可得性，本文首先選取了“一帶一路”沿線19個樣本國家，在樣本數據平穩性檢驗的基礎上，通過施加長期約束條件，建立多變量SVAR模型。最后對模型平穩性進行檢驗，并對我國和沿線樣本國家之間經濟沖擊系數做出估計。

（一）樣本國家的選取與數據說明

基于“一帶一路”沿線國家不同區域的異質性特征，本文還將“一帶一路”沿線國家劃分為三個片區（分別為“一帶”沿線、“一路”沿線和中東歐國家），樣本國家的選取情況見表1。本文選擇的樣本期為1997—2018年。“一帶一路”沿線其他國家由于數據缺失或者樣本時間段過短等原因沒有納入研究范圍。

本文選擇以2010年不變美元計算的GDP、消費者物價指數CPI（其中2010年指數值設為100）、實際有效匯率指數EFFR（其中2010年指數值設為100）分別作為沿線國家總產出水平、價格水平和實際有效匯率的研究指標，相關數據來源于世界銀行WDI數據庫、IMF的《國際金融統計年鑒》、國際清算銀行BIS數據庫。所有數據均為年度數據。本文所有數據處理及計算結果采用Eviews8.0和Stata14.0操作完成。

（二）SVAR模型的建立及變量的選取

SVAR模型是檢驗經濟沖擊對稱性的重要方法，Sims（1986）將VAR模型發展為SVAR模型，彌補了VAR模型缺乏經濟理論解釋的缺陷，并能較好地反映變量之間的當期關系。

本文在Bayoumi（1989）& Eichengreen（1994）的研究方法基礎上，通過施加長期約束性條件，將結構性經濟沖擊分解為供給沖擊、貨幣沖擊和需求沖擊，構建三變量SVAR模型。本文參考Ramos & Surinach（2004）中貨幣沖擊變量的選擇，以實際有效匯率作為貨幣沖擊的代表指標。

首先設定一個三元p階的SVAR模型的一般表達式：

C0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+…+Γpyt-p+εt（1）

其中：

C0= 1? ?-c12? -c13-c21? ?1? ?-c23-c31? -c32? ?1Γi=γ（i）11? γ（i）12? γ（i）13γ（i）21? γ（i）22? γ（i）23γ（i）31? γ（i）32? γ（i）33（i=1，2，…，P）

εt=ε1tε2tε3t

（1）式也可以寫成滯后算子的形式（L為滯后算子）：

yt=y1ty2ty3t=A11（L）? A12（L）? A13（L）A21（L）? A22（L）? A23（L）A31（L）? A32（L）? A33（L）ε1tε2tε3t=A（L）εt

（2）

其中，y1t、y2t、y3t分別代表宏觀經濟產出水平、實際有效匯率和價格水平，均為平穩隨機過程;表示結構性經濟沖擊，ε1t、ε2t、ε3t均為白噪聲序列，分別表示供給沖擊、貨幣沖擊和需求沖擊，序列之間互不相關;A（L）為滯后算子L的多項式，代表內生變量對經濟沖擊的脈沖響應。

為了對SVAR模型進行有效識別，需要根據相關經濟理論對結構式施加長期約束性條件。根據內生變量的個數，至少需要施加k（k-1）/2個（k為內生變量的個數）限制性條件。

根據弗里德曼的貨幣中性理論，在長期內，貨幣沖擊會對價格水平產生影響，但不改變總產出水平，即貨幣沖擊對產出水平沒有長期影響。在AD-AS模型中，需求沖擊在短期里會改變總產量和價格水平，但對長期潛在產出水平沒有影響。因此，需求沖擊對價格水平有長期影響，對產出水平沒有長期影響，對剔除價格變動因素后的實際有效匯率也不產生長期影響。

因此，本文對結構式施加三個約束性條件來識別SVAR模型，即：

（1）貨幣沖擊和需求沖擊對產出水平沒有長期影響;

（2）供給沖擊和貨幣沖擊對實際有效匯率有長期影響，需求沖擊對實際有效匯率沒有長期影響;

（3）供給沖擊、需求沖擊和貨幣沖擊對價格水平都有長期影響。

因此，（2）式中A12（L）=A13（L）=A23（L）=0，系數矩陣A（L）為下三角矩陣。SVAR模型可以重寫成如下形式：

yt=y1ty2ty3t=A11（L）? ? ?0? ? ? ? 0A21（L）? A22（L）? ? 0A31（L）? A32（L）? A33（L）ε1tε2tε3t

考慮到SVAR模型中的結構性殘差不能直接被估計，因此需要先寫出上述三變量簡約式VAR模型表達式：

yt=B（L）Xt-1+μt（3）

根據（2）（3）表達式可知，SVAR模型和簡約式VAR模型殘差的關系為：μt=A0 εt。其中，μt為簡化式殘差，εt為結構式殘差。簡化式殘差μt為復合沖擊，是εt的線性組合。

首先需要對無約束VAR模型進行最小二乘估計，求出簡化式殘差的估計值;再對無約束VAR模型施加長期約束性條件，求出A0矩陣的估計值，最后根據εt=A-10μt求出結構式殘差的估計值。

（三）平穩性檢驗

為保證SVAR模型建立的穩定性，首先對各國GDP、EFFR及CPI原始數據進行單位根檢驗。為減少時間序列數據可能產生的異方差，首先對原始數據取對數，分別以lnGDP、lnEFFR和lnCPI表示。以d1lnGDP、d1lnEFFR、d1lnCPI表示原序列數據取對數后的一階差分，對取對數后的序列數據和一階差分序列數據分別進行ADF單位根檢驗，檢驗結果顯示所有樣本國家的一階差分數據都能在5%的水平通過單位根檢驗，為一階單整序列數據，滿足模型的建立條件。ADF單位根檢驗結果見附錄（略）。

在單位根檢驗的基礎上，建立樣本國家簡化式VAR模型（即無約束VAR模型），簡化式VAR模型的內生變量為經濟增長率、實際有效匯率的波動率及通貨膨脹率，分別以上述平穩的一階差分序列數據進行表示。[2]在估計各國簡化式VAR模型時，綜合AIC、SC最小化信息準則的原則選擇VAR模型的最優滯后階數，當AIC信息準則與SC信息準則的最小值對應不同階數的p值時，根據似然比檢驗統計量LR數值綜合確定。綜合所有樣本國家的分析結果來看，土耳其滯后2階，烏克蘭、亞美尼亞、泰國、波蘭滯后3階，其他國家滯后4階。為了分析比較的一致性，所有樣本國家選擇滯后2階，記為VAR（2）。

對各樣本國VAR（2）模型估計后，對模型的穩定性進行檢驗。如果AR特征方程的特征根小于1，即所有的特征根在單位圓以內，VAR（2）模型是穩定的。通過檢驗，所有樣本國家的VAR（2）模型的特征根都在單位圓以內，模型通過了平穩性檢驗。各樣本國家AR特征圖見附錄（略）。

（四）SVAR模型的估計

在簡化式VAR（2）模型的基礎上，對VAR（2）模型施加上文的長期約束條件。首先設定一個3*3階長期響應矩陣ψ=NA? 0? ?0NA NA? 0NA NA NA，根據上文所述的約束條件，響應矩陣中ψ12=ψ13=ψ23=0。在各國SVAR模型的估計值中，模型為恰好識別。Eviews中SAVR模型估計結果采用Ae=Bu的形式，其中A為單位矩陣，e為簡化式VAR（2）模型的殘差序列矩陣，根據B矩陣的估計結果求出其逆矩陣，即為上文所述A0的逆矩陣A-10。利用A-10和簡化式VAR（2）模型的殘差序列可以識別出各國結構式沖擊矩陣εt，其中可分解出供給沖擊、貨幣沖擊和需求沖擊。再對各樣本國家的供給沖擊、貨幣沖擊和需求沖擊序列做相關性分析。

三、實證檢驗與結果分析

根據SVAR模型沖擊系數的估計結果，本文對我國和沿線樣本國家經濟沖擊對稱性進行實證分析，并在此基礎上利用脈沖響應函數進一步檢驗了我國和沿線樣本國家之間經濟沖擊規模和沖擊調整增速度，最后以脈沖響應函數圖考察實際有效匯率對結構性經濟沖擊的響應模式。

（一）經濟沖擊的對稱性檢驗

大部分沿線國家之間的供給沖擊表現為正的相關性。我國同“一帶”沿線國家中的沙特、烏克蘭、亞美尼亞和摩爾多瓦呈現出較低的相關性，和“一帶”沿線大部分國家之間經濟融合度不高。西亞國家之間相關性較高，以色列和土耳其的相關系數高達0.946，西亞國家之間已經初步具備了貨幣合作的基礎。獨聯體國家之間供給沖擊相關系數差異較大，并不適合進行貨幣合作。我國同“一路”沿線國家中的新加坡、印度、巴基斯坦之間呈現正的相關性，東盟國家中除了泰國和印尼，其他國家之間都呈現出比較穩定的正相關性，相關系數約在0.2～0.7之間。南亞和中國及其他東盟國家之間也保持著較好的對稱性。中東歐國家之間供給沖擊的對稱性有一定的差異，未來開展區域貨幣合作的經濟基礎也有待加強。

沿線國家之間貨幣沖擊的相關性要弱于供給沖擊，我國同多數沿線國家存在廣泛的貨幣沖擊的非對稱性。西亞國家之間基本都保持著貨幣沖擊的非對稱性，這說明西亞不同國家之間金融發展水平存在比較顯著的異質性。獨聯體內部貨幣沖擊的對稱性較好。東盟國家之間基本呈現出比較穩定的對稱性，相關系數在0.2～0.6之間，南亞的印度和巴基斯坦之間貨幣沖擊呈現出非對稱性，和其他東盟國家之間相關系數也有正有負。中東歐國家之間貨幣沖擊呈現出較好的對稱性，但多數國家和我國呈現出非對稱性，這說明中東歐不同國家之間金融發展水平比較接近，有著比較相似的金融政策治理效果。

相較于供給沖擊的相關性，需求沖擊整體上也要弱一些。在“一帶”沿線國家，我國僅和沙特呈現出需求沖擊的正相關性，和其他國家之間都是非常顯著的不對稱性，未來貨幣合作需要付出較高的政策協調成本。西亞國家之間需求沖擊的對稱性比較高，尤其是土耳其和以色列，需求沖擊的相關系數高達0.782。獨聯體國家之間需求沖擊的對稱性不太穩定。我國和“一路”沿線國家需求沖擊的相關性更高一些，東盟國家中除了印尼，其他國家之間都呈現出正相關性。南亞和多數東盟國家也是呈現出需求沖擊的非對稱性。中東歐國家之間需求沖擊差異比較明顯，捷克、匈牙利和其他中東歐國家呈現出沖擊的對稱性。

（二）經濟沖擊規模和沖擊調整速度的比較分析

本文在SVAR模型估計的基礎上，利用脈沖響應函數結構式沖擊的隨機干擾項對內生變量未來取值的影響加以判斷，以此來考察沿線各國經濟沖擊規模和沖擊調整速度。

本文以各內生變量對一個標準差的結構式沖擊在若干滯后期后脈沖響應絕對值的加和平均數作為經濟沖擊規模的測算結果，以脈沖響應函數響應值短期累計滯后值之和占長期累計滯后值之和的比值作為經濟沖擊的調整速度。考慮到供給沖擊的長期效應及貨幣沖擊和需求沖擊的短期效應，本文以一個標準差的供給沖擊對經濟增長率滯后20期的脈沖響應絕對值的加和平均數作為沿線各國供給沖擊的規模;以一個標準差的貨幣沖擊對實際有效匯率波動率滯后2期的脈沖響應絕對值的加和平均數作為沿線各國貨幣沖擊的規模;以一個標準差的需求沖擊對通貨膨脹率滯后2期的脈沖響應絕對值的加和平均數作為沿線各國需求沖擊的規模;以各內生變量滯后4期的脈沖響應累計值之和占滯后20期的脈沖響應累計值之和的比值作為沿線各國的沖擊調整速度。

從經濟沖擊規模和沖擊調整速度的計算結果來看，我國供給沖擊規模超過了“一路”沿線國家和中東歐國家的均值水平，供給沖擊的調整速度也是所有國家中最慢的;貨幣沖擊規模較小，調整速度較快;需求沖擊規模也超過了“一路”沿線國家均值水平，但調整速度較快。這說明，我國在同沿線各國的貨幣合作方面尚沒有充分發揮核心主導國家的推動作用。整體來看，“一路”沿線國家供給沖擊、貨幣沖擊和需求沖擊的規模都是最小的，其次是中東歐國家，沖擊規模最大的是“一帶”沿線國家。在沖擊的調整速度上，中東歐國家供給沖擊的調整速度是最快的，但需求沖擊和貨幣沖擊的調整速度最慢;“一帶”沿線國家需求沖擊和貨幣沖擊的調整速度是最快的，“一路”沿線國家供給沖擊的調整速度最慢。

（三）脈沖響應函數分析

本文采用SVAR模型中脈沖響應函數圖形考察實際有效匯率對結構性經濟沖擊的響應模式，一個標準差的供給沖擊和貨幣沖擊對各國滯后20期的實際有效匯率的沖擊影響作為分析的基礎。

從實際有效匯率的波動率對供給沖擊的脈沖響應過程上看，中國、沙特阿拉伯、亞美尼亞、摩爾多瓦、馬來西亞、泰國、捷克、匈牙利基本都是在第1期產生了一個較大的負響應，然后逐漸震蕩上升，大約在第4期達到正響應的最大值，在第16—18期沖擊趨于收斂，其中泰國和捷克的震蕩周期更短，大約在第8—10期后脈沖響應值就趨向于0。其他國家基本是在第1期產生一個正響應，然后逐漸震蕩下降，大約在第4期達到負響應的最大值，在第10—14期趨于收斂。就整體來看，多數國家都是在第4—6期達到供給沖擊脈沖響應的正效應或負效應的最大值。“一帶一路”沿線國家中，我國同東盟五國及中東歐國家中的捷克和匈牙利有著比較相似的震蕩走勢，基本都是經過前2期的波動震蕩，在2—4期達到正響應的最大值，在12—14期趨向收斂平穩。

相比于供給沖擊，“一帶一路”沿線各國實際有效匯率的波動率對貨幣沖擊的脈沖響應相似度更高，大部分國家都是在第1期產生了一個較大的正向脈沖響應值，然后震蕩下降，大約在第4—6期達到負響應的最大值，但不同國家震蕩幅度不同，然后在第10—14期趨于收斂平穩。“一帶一路”沿線國家中，我國同土耳其、以色列、獨聯體國家、東盟五國、印度、捷克、匈牙利、保加利亞、羅馬尼亞在震蕩走勢上比較相似，都是在第1期取了一個較大的正響應值以后，第2期脈沖響應值迅速下降，經過6—8期的輕微震蕩，脈沖響應值趨于0。