付慶華

（云南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，云南 昆明 650500）

一、引言

2013年我國提出了“一帶一路”倡議，我國與“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來日益密切，特別是2016年人民幣加入SDR后，中國貨幣政策的國際影響力日益提升，中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的溢出效應(yīng)也將越來越顯著。但目前國內(nèi)對中國貨幣政策的溢出效應(yīng)特別是中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家溢出效應(yīng)的研究還處于起步階段，因此，隨著人民幣國際化進(jìn)程的不斷加快和中國經(jīng)濟(jì)地位的不斷提升，研究中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家溢出效應(yīng)的渠道和影響程度，據(jù)此制定出促進(jìn)雙邊及多邊共贏的貨幣政策，對中國乃至“一帶一路”沿線國家的共同發(fā)展將具有重要的理論和實(shí)踐意義。

二、國內(nèi)外相關(guān)研究綜述

目前國外的相關(guān)研究主要集中在發(fā)達(dá)國家（主要是美國）的貨幣政策沖擊對其他國家溢出效應(yīng)傳導(dǎo)渠道的分析上，這些傳導(dǎo)渠道主要表現(xiàn)為貿(mào)易渠道、利率渠道、匯率渠道和資產(chǎn)價格渠道。

在貿(mào)易渠道方面，Corsetti和Pesenti（2005）[1]認(rèn)為，貨幣政策通過貿(mào)易渠道產(chǎn)生溢出效應(yīng)的大小取決于該國家在國際貿(mào)易中的壟斷能力。Bagliano和 Morana（2012）[2]利用 50個國家的數(shù)據(jù)構(gòu)建FVAR模型論證了美國貨幣政策溢出效應(yīng)的主要傳導(dǎo)途徑是貿(mào)易渠道。在匯率及利率渠道方面，Kim（2001）[3]運(yùn)用VAR模型分析了美國擴(kuò)張性貨幣政策溢出效應(yīng)，他認(rèn)為美國擴(kuò)張性貨幣政策引起了世界實(shí)際利率下降，從而刺激了本國及聯(lián)系緊密的他國需求。Bluedom 和 Bowdler（2010）[4]認(rèn)為貨幣政策利率和匯率渠道傳導(dǎo)效應(yīng)大小與兩國的資本管制程度有關(guān)，美國貨幣政策對他國的影響會因?yàn)樗麌膮R率制度和美元化程度而變動。在資產(chǎn)價格渠道方面，Buledom和 Bowdler（2011）[5]利用VAR模型分析了美國貨幣政策對其他發(fā)達(dá)國家如德國、加拿大、英國、意大利、法國和日本的溢出效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果表明美國貨幣政策主要通過資產(chǎn)價格對其他國家產(chǎn)生影響。

2008年美國金融危機(jī)爆發(fā)以后，國內(nèi)學(xué)者開始關(guān)注美國量化寬松貨幣政策對我國及國際的溢出效應(yīng)。

鄭新立（2010）[6]指出中國是美元“溢出”寶地，由美國擴(kuò)張性貨幣政策釋放出的超發(fā)貨幣中，有40%通過國際資本流動的渠道流入我國，加深了我國通脹的程度。倪中新、王豐瑩（2014）[7]證實(shí)了美國貨幣政策對金磚國家的溢出效應(yīng)明顯。朱培金（2016）[8]動態(tài)分析了中美貨幣政策的溢出效應(yīng)，認(rèn)為兩國貨幣政策溢出效應(yīng)具有相互性和非對稱性，這種溢出效應(yīng)通過利率渠道、貿(mào)易產(chǎn)出渠道、匯率渠道傳導(dǎo)，其中匯率渠道的傳導(dǎo)效果最為顯著。張小宇、于依洋（2017）[9]論證了美國的貨幣政策會影響中國的產(chǎn)出增長，而且美國的貨幣政策還會對中國通貨膨脹產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。

近年來，隨著中國在國際上政治經(jīng)濟(jì)地位的不斷提高以及人民幣國際化進(jìn)程的加快，國內(nèi)學(xué)者也開始關(guān)注中國貨幣政策效應(yīng)外溢的問題。

隋華鳳（2011）[10]構(gòu)建SVAR模型檢驗(yàn)了中國擴(kuò)張性貨幣政策對日本產(chǎn)出、物價在短期內(nèi)有正向的溢出效應(yīng)，但長期影響不顯著。楊子榮、白德龍（2016）[11]運(yùn)用邊際分析法，論證了中國緊縮性貨幣政策會引發(fā)人民幣對美元的升值，但美國對華貿(mào)易并不會因此有顯著改善。另外，美國貨幣政策對中國貨幣政策的溢出效應(yīng)反應(yīng)是不敏感的。

三、中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家溢出效應(yīng)的實(shí)證分析

本文采用VAR模型來分析中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的溢出效應(yīng)。

（一）“一帶一路”沿線國家的選擇

本文在考慮了“一帶一路”沿線國家與中國的貿(mào)易依存度、與中國的空間距離以及數(shù)據(jù)的可得性等因素的基礎(chǔ)上，在除中國外的64個“一帶一路”沿線國家中選擇了俄羅斯、印度尼西亞、泰國、菲律賓、新加坡等5個國家，來分析中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的溢出效應(yīng)。

（二）變量選擇與處理

為了分析中國貨幣政策如何從貿(mào)易、利率、匯率等渠道產(chǎn)生溢出效應(yīng)，文中分別選擇了5個“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)出、通貨膨脹、利率、從中國的進(jìn)口總額、對中國的出口總額、匯率（直接標(biāo)價法）來研究不同傳導(dǎo)渠道在溢出效應(yīng)中作用和地位。中國的貨幣政策采用利率作為代表。

數(shù)據(jù)時間跨度從2010年1月至2017年5月，用月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。所有數(shù)據(jù)均來自WIND數(shù)據(jù)庫。

中國的利率①用1天銀行間同業(yè)拆借加權(quán)利率代表，由于其為日度數(shù)據(jù)，計(jì)算一月內(nèi)的簡單算術(shù)平均值。用I表示，5個“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)出②由于WIND數(shù)據(jù)庫中，代表產(chǎn)出的GDP數(shù)據(jù)只有季度數(shù)據(jù)，為了避免將低頻數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)為高頻數(shù)據(jù)帶來的數(shù)據(jù)損傷，用各國的月度工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)作為替代變量。、通貨膨脹率、利率、從中國的進(jìn)口總額、對中國的出口總額、與人民幣的匯率（直接標(biāo)價法）分別用 IPI、CPI、R、M、X、E 表示。

通貨膨脹率（CPI）、從中國的進(jìn)口（M）、對中國的出口（X）三個變量采用X-12（加法）方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。

為降低數(shù)據(jù)的異方差性，所有變量均取對數(shù)處理，分別表示為中國利率LNI、工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)LNIPI、通貨膨脹率 LNCPI、其他國家利率 LNR、從中國的進(jìn)口LNM、對中國的出口 LNX、與人民幣的匯率LNE。

（三）模型檢驗(yàn)

VAR模型是建立在平穩(wěn)或協(xié)整關(guān)系基礎(chǔ)上的，因此，在建立VAR模型前，首先運(yùn)用ADF方法對中國利率、各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)LNIPI、通貨膨脹率LNCPI、其他國家利率LNR、從中國的進(jìn)口LNM、對中國的出口LNX、與人民幣的匯率LNE的平穩(wěn)性進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文在平穩(wěn)變量的基礎(chǔ)上建立中國利率與各國相關(guān)變量的VAR模型。對于無約束的VAR模型，本文選擇各種檢驗(yàn)方法結(jié)果出現(xiàn)次數(shù)最多的滯后階數(shù)為最優(yōu)滯后階數(shù)，并對模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。若VAR模型是穩(wěn)定的，就可對其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，以判斷“一帶一路”沿線國家相關(guān)變量是否受到中國貨幣政策（利率）的滯后影響。

1.俄羅斯。除中國利率LNI在1%的顯著水平下平穩(wěn)外，俄羅斯的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)LNIPI、通貨膨脹率 LNCPI、利率 LNR、匯率 LNE、從中國的進(jìn)口總額LNM、對中國的出口總額LNX的ADF值均大于5%顯著水平下的臨界值，對其進(jìn)行一階差分后，所有變量均變成平穩(wěn)變量。選擇變量自回歸的滯后階數(shù)為1階，建立一個VAR（1）模型后，對其進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，VAR模型特征根的倒數(shù)值全部小于1，均位于單位圓之內(nèi)，故模型滿足穩(wěn)定性條件。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)顯示：中國利率不是俄羅斯工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、通貨膨脹率、利率、匯率、對中國的進(jìn)出口變量變化的Granger原因。

2.印度尼西亞。除中國利率LNI、印度尼西亞的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)LNIPI在1%的顯著水平下平穩(wěn)外，印度尼西亞的通貨膨脹率LNCPI、利率LNR、匯率LNE、從中國的進(jìn)口總額LNM、對中國的出口總額LNX的ADF值均大于5%顯著水平下的臨界值，對其進(jìn)行一階差分后，所有變量均變成平穩(wěn)變量。選擇變量自回歸的滯后階數(shù)為1階，建立一個VAR（1）模型后，對其進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，VAR模型特征根的倒數(shù)值全部小于1，均位于單位圓之內(nèi)，故模型滿足穩(wěn)定性條件。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示：中國利率不是印度尼西亞工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、通貨膨脹率、利率以及對中國的進(jìn)出口變量變化的Granger原因。在96.6%的置信水平上，中國利率是人民幣對印尼盧比匯率變化的Granger原因。

3.泰國。除中國利率LNI、泰國的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)LNIPI、通貨膨脹率LNCPI、從中國的進(jìn)口總額LNM、對中國的出口總額LNX在5%的顯著水平下平穩(wěn)外，泰國的利率LNR、匯率LNE的ADF值均大于5%顯著水平下的臨界值，對其進(jìn)行一階差分后，所有變量均變成平穩(wěn)變量。選擇變量自回歸的滯后階數(shù)為1階，建立一個VAR（1）模型后，對其進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，VAR模型特征根的倒數(shù)值全部小于1，均位于單位圓之內(nèi)，故模型滿足穩(wěn)定性條件。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中國利率不是泰國通貨膨脹率、利率、人民幣對泰銖匯率、對中國出口變量變化的Granger原因。在91.9%的置信水平上，中國利率是泰國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)變化的Granger原因，在91.9%的置信水平上，中國利率是泰國從中國進(jìn)口變量變化的Granger原因。

4.菲律賓。除中國利率LNI、菲律賓的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)LNIPI、從中國的進(jìn)口總額LNM、對中國的出口總額LNX在1%的顯著水平下平穩(wěn)外，菲律賓的通貨膨脹率LNCPI、利率LNR、人民幣兌菲律賓比索匯率LNE的ADF值均大于5%顯著水平下的臨界值，對其進(jìn)行一階差分后，所有變量均變成平穩(wěn)變量。選擇變量自回歸的滯后階數(shù)為1階，建立一個VAR（1）模型后，對其進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，VAR模型特征根的倒數(shù)值全部小于1，均位于單位圓之內(nèi)，故模型滿足穩(wěn)定性條件。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中國利率不是菲律賓工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、通貨膨脹率、人民幣兌菲律賓比索匯率、對中國進(jìn)出口變量變化的Granger原因。在92%的置信水平上，中國利率是菲律賓利率變化的Granger原因。

5.新加坡①WIND數(shù)據(jù)庫中，沒有新加坡對中國進(jìn)出口的月度數(shù)據(jù)，所以新加坡的VAR模型中沒有包含新加坡對中國的進(jìn)出口變量。。除中國利率LNI、新加坡的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)LNIPI、通貨膨脹率LNCPI在1%的顯著水平下平穩(wěn)外，新加坡的利率LNR、人民幣兌新加坡元匯率LNE的ADF值均大于5%顯著水平下的臨界值，對其進(jìn)行一階差分后，所有變量均變成平穩(wěn)變量。選擇變量自回歸的滯后階數(shù)為1階，建立一個VAR（1）模型后，對其進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)，VAR模型特征根的倒數(shù)值全部小于1，均位于單位圓之內(nèi)，故模型滿足穩(wěn)定性條件。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，中國利率不是新加坡通貨膨脹率、利率、人民幣對新加坡元匯率變化的Granger原因。在99.99%的置信水平上，中國利率是新加坡工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)變化的Granger原因。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要是描述模型中對擾動項(xiàng)施加一個標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊會對其他內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響。

1.各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)

圖1 各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)對中國利率的脈沖響應(yīng)

對于中國利率一個單位的標(biāo)準(zhǔn)新息正向沖擊，俄羅斯、印度尼西亞、泰國、菲律賓的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)均是負(fù)向響應(yīng)，新加坡工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)是正向響應(yīng)。俄羅斯在第二個月時負(fù)向響應(yīng)最大達(dá)-0.000 6，之后逐漸降低，第10個月后趨近于0。印度尼西亞工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)在第一個月時響應(yīng)為0，在第8個月時負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.001 9，之后逐漸降低。中國利率變動對泰國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)的沖擊較大，在第4個月負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.017 8后逐漸降低。菲律賓工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)對中國利率沖擊的響應(yīng)與印度尼西亞相似，第10月時負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.002 3，之后逐漸降低。對于中國利率一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，新加坡工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)在第2個月時的正向響應(yīng)最大達(dá)0.001 5，之后逐漸減小?？傊?，各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)，俄羅斯幅度最小，持續(xù)時間最短，泰國幅度最大，并且泰國、印度尼西亞、菲律賓、新加坡響應(yīng)持續(xù)時間都較長。

2.各國通貨膨脹率對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)

圖2 各國通貨膨脹率對中國利率的脈沖響應(yīng)

對于中國利率一個單位的標(biāo)準(zhǔn)新息正向沖擊，印度尼西亞、泰國、菲律賓、新加坡的通貨膨脹率均是正向響應(yīng)，俄羅斯的通貨膨脹率是負(fù)向響應(yīng)。俄羅斯在第三個月時的負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.000 4，隨后逐漸降低，在第10個月時趨近于0。印度尼西亞在第二月時正向響應(yīng)達(dá)最大值0.000 4，隨后逐漸減小，在第11月時趨近于0。泰國在第12個月時正向響應(yīng)達(dá)最大值0.000 9后逐漸降低。菲律賓在第3個月時正向響應(yīng)達(dá)最大值0.000 1，隨后逐漸減小趨近于0。新加坡在第9個月時正向響應(yīng)達(dá)最大值0.001 3，之后逐漸減小?？傮w來看各國通貨膨脹率對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)較小，其中新加坡受到的影響相對較大，持續(xù)時間也較長。

3.各國利率對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)

圖3 各國利率對中國利率的脈沖響應(yīng)

對于中國利率一個單位的標(biāo)準(zhǔn)新息正向沖擊，俄羅斯利率表現(xiàn)出先升后降的正向響應(yīng)模式，響應(yīng)值在第二個月達(dá)到最大值0.007 4后，逐漸減小，在第15個月時逐漸趨近于0。印度尼西亞在受到?jīng)_擊后，利率響應(yīng)先是出現(xiàn)短暫的小幅震蕩，隨后在第3個月達(dá)到最大值0.003 0，之后逐漸降低，從第8個月開始逐漸趨近于0。泰國、菲律賓利率在受到中國利率的正向沖擊后，都是負(fù)向響應(yīng)模式。泰國在第3個月負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.003 1，之后逐漸降低，菲律賓在第3個月負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.003 7，之后逐漸降低。新加坡利率對中國利率正向沖擊的響應(yīng)在第3期達(dá)到負(fù)向最大值-0.002 7后，第6個月變?yōu)檎挡②呌诜€(wěn)定?？偟膩砜矗鲊蕦χ袊蕸_擊的響應(yīng)較弱，但響應(yīng)持續(xù)時間較長。

4.各國匯率對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)

圖4 各國匯率對中國利率的脈沖響應(yīng)

對于中國利率一個單位的標(biāo)準(zhǔn)新息正向沖擊，俄羅斯、泰國貨幣與人民幣匯率響應(yīng)相似，先是負(fù)向響應(yīng)然后轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)，最后趨于0。俄羅斯在第2個月負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.001 9，第4個月變?yōu)檎蝽憫?yīng)，第5個月達(dá)最大值后逐漸降低趨近于0。泰國在第2個月負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.000 4后轉(zhuǎn)為正向響應(yīng)，在第4個月，正向響應(yīng)達(dá)最大值0.000 8后逐漸降低趨于0。印度尼西亞、菲律賓、新加坡都呈現(xiàn)出先升后降的正向響應(yīng)模式。印度尼西亞在第2個月達(dá)到最大值0.003 2后逐漸降低趨于0，菲律賓在第3個月時響應(yīng)達(dá)到最大值0.000 6后逐漸降低趨于0，新加坡在第2個月時響應(yīng)達(dá)到最大值0.001 0后逐漸降低趨于0。總的來看，各國匯率對中國利率沖擊的響應(yīng)較弱，但響應(yīng)持續(xù)時間較長。

5.各國從中國的進(jìn)口對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)

圖5 各國從中國進(jìn)口額對中國利率的脈沖響應(yīng)

對于中國利率一個單位的標(biāo)準(zhǔn)新息正向沖擊，俄羅斯從中國的進(jìn)口呈現(xiàn)出負(fù)向響應(yīng)模式，第2個月負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.003 6后，響應(yīng)逐漸降低趨近于0。印度尼西亞從中國的進(jìn)口呈現(xiàn)出正向響應(yīng)模式，在第2個月時達(dá)最大值0.002 9后逐漸降低趨于0，響應(yīng)持續(xù)時間短。泰國從中國的進(jìn)口在第2個月負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值后逐漸降低，在第7個月時變?yōu)檎蝽憫?yīng)，并在第14個月時達(dá)到正向響應(yīng)最大值0.005 2，之后趨于穩(wěn)定。對于中國利率的沖擊，菲律賓從中國進(jìn)口呈現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)模式，在第10個月時負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.011 7，隨后逐漸降低。總的來看，中國利率沖擊對俄羅斯、印度尼西亞從中國進(jìn)口的影響較小，持續(xù)時間較短，泰國和菲律賓從中國進(jìn)口受到的影響較大，持續(xù)時間較長。

6.各國對中國的出口對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)

圖6 各國對中國出口額對中國利率的脈沖響應(yīng)

對于中國利率一個單位的標(biāo)準(zhǔn)新息正向沖擊，俄羅斯對中國的出口呈現(xiàn)出正向響應(yīng)模式，第2個月正向響應(yīng)達(dá)最大值0.005 6后逐漸降低趨近于0。印度尼西亞對中國的出口在第2個月時負(fù)向響應(yīng)達(dá)最大值-0.003 6后，經(jīng)過一段時間的窄幅震蕩趨于0。泰國對中國的出口呈現(xiàn)出正向響應(yīng)模式，第4個月正向響應(yīng)達(dá)最大值0.007 8后，響應(yīng)逐漸降低。對于中國利率的沖擊，菲律賓對中國出口在第2個月時正向響應(yīng)達(dá)最大值0.011 1，隨后降低，在第11個月時轉(zhuǎn)為微弱的負(fù)向響應(yīng)。總的來看，中國利率沖擊對泰國、菲律賓對中國出口的影響較大，持續(xù)時間較長，俄羅斯、印度尼西亞對中國出口受到的影響較小，持續(xù)時間較短。

（五）方差分解分析

方差分解分析衡量了VAR模型中一個內(nèi)生變量的沖擊對其他內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)而評價不同內(nèi)生變量沖擊的重要性。

1.中國貨幣政策對各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)變化的貢獻(xiàn)度。中國利率對俄羅斯工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)波動的貢獻(xiàn)度在第7個月時達(dá)到0.293 0%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對印度尼西亞工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，在第24個月時達(dá)到0.541 9%。中國利率對泰國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)波動的貢獻(xiàn)度在第10個月時為7.043 9%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對菲律賓工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，在第24個月時達(dá)到0.740 9%。中國利率對新加坡工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，在第24個月時達(dá)到0.301 1%。長期來看，中國利率對各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)變化的貢獻(xiàn)度總體較小，除對泰國的貢獻(xiàn)度達(dá)到7.85%，對俄羅斯、印度尼西亞、菲律賓、新加坡的貢獻(xiàn)度均很小，各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)主要受自身波動的影響。

2.中國貨幣政策對各國通貨膨脹率變化的貢獻(xiàn)度。中國利率對俄羅斯通貨膨脹率波動的貢獻(xiàn)度在第6個月時達(dá)到1.508 4%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對印度尼西亞通貨膨脹率波動的貢獻(xiàn)度在第6個月時達(dá)到2.357 4%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對泰國通貨膨脹率波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，在第24個月時達(dá)到14.450 6%。中國利率對菲律賓通貨膨脹率波動的貢獻(xiàn)度在第10個月時達(dá)到0.802 5%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對新加坡通貨膨脹率波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，在第24個月時達(dá)到13.549 1%。長期來看，中國利率對各國通貨膨脹率變化的貢獻(xiàn)度差異較大，對泰國、新加坡通貨膨脹率變化的貢獻(xiàn)度較大，對俄羅斯、印度尼亞西、菲律賓通貨膨脹率變化的貢獻(xiàn)度較小。

3.中國貨幣政策對各國利率變化的貢獻(xiàn)度。中國利率對俄羅斯利率波動的貢獻(xiàn)度在第12個月時達(dá)到2.905 1%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對印度尼西亞利率波動的貢獻(xiàn)度在第8個月時達(dá)到0.252 1%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對泰國利率波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，在第24個月時達(dá)到2.545 6%。中國利率對菲律賓利率波動的貢獻(xiàn)度在第9個月時達(dá)到3.719 9%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對新加坡利率波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，第24個月時達(dá)到0.016 9%。長期來看，中國利率對俄羅斯、泰國、菲律賓利率波動貢獻(xiàn)度較大，對印度尼西亞、新加坡利率波動貢獻(xiàn)度較小。

4.中國貨幣政策對各國匯率變化的貢獻(xiàn)度。中國利率對人民幣兌俄羅斯盧比匯率波動的貢獻(xiàn)度在第11個月時達(dá)到0.150 1%后趨于穩(wěn)定。中國利率對人民幣兌印尼盧比匯率波動的貢獻(xiàn)度在第11個月時達(dá)到4.751 2%后趨于穩(wěn)定。中國利率對人民幣兌泰國泰銖匯率波動的貢獻(xiàn)度在第10個月時達(dá)到0.763 2%后趨于穩(wěn)定。中國利率對人民幣兌菲律賓比索匯率波動的貢獻(xiàn)度在第10個月時達(dá)到0.413 0%后趨于穩(wěn)定。中國利率對人民幣兌新加坡元匯率波動的貢獻(xiàn)度在第10個月時達(dá)到0.520 1%后趨于穩(wěn)定。長期來看，除印度尼西亞外，中國利率對雙邊匯率波動的貢獻(xiàn)度均較小。

5.中國貨幣政策對各國從中國進(jìn)口變化的貢獻(xiàn)度。中國利率對俄羅斯從中國進(jìn)口波動的貢獻(xiàn)度在第9個月時達(dá)到0.050 2%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對印度尼西亞從中國進(jìn)口波動的貢獻(xiàn)度在第5個月時達(dá)到0.040 2%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對泰國從中國進(jìn)口波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，第24個月時達(dá)到5.974 3%。中國利率對菲律賓從中國進(jìn)口波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，第24個月時達(dá)到1.148 2%。長期來看，除泰國外，中國利率對俄羅斯、印度尼西亞、菲律賓從中國進(jìn)口波動貢獻(xiàn)度均較小。

6.中國貨幣政策對各國對中國出口變化的貢獻(xiàn)度。中國利率對俄羅斯對中國出口波動的貢獻(xiàn)度在第8個月時達(dá)到0.210 0%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對印度尼西亞對中國出口波動的貢獻(xiàn)度在第5個月時達(dá)到0.097 6%之后趨于穩(wěn)定。中國利率對泰國對中國出口波動的貢獻(xiàn)度隨時間不斷增加，第24個月時達(dá)到4.547 4%。中國利率對菲律賓對中國出口波動的貢獻(xiàn)度在第7個月時達(dá)0.859 9%之后趨于穩(wěn)定。長期來看，除泰國外，中國利率對俄羅斯、印度尼西亞、菲律賓對中國出口波動貢獻(xiàn)度均較小。

四、結(jié)論及政策建議

（一）結(jié)論

通過以上實(shí)證分析，本文得出以下結(jié)論：

第一，從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果來看，中國貨幣政策對各國經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的影響存在差異性。中國利率不是俄羅斯各經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變化的Granger原因。中國利率是人民幣兌印尼盧比匯率變化的Granger原因，不是印度尼西亞其他經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變化的原因。中國利率是泰國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、對中國進(jìn)口變化的Granger原因，不是泰國其他經(jīng)濟(jì)指標(biāo)變化的Granger原因。中國利率是菲律賓利率變化的Granger原因，不是菲律賓其他經(jīng)濟(jì)變量變化的原因。中國利率是新加坡工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)變化的Granger原因，不是新加坡其他經(jīng)濟(jì)變量變化的原因。

第二，從脈沖響應(yīng)分析結(jié)果來看，各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、通貨膨脹率、利率、匯率對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)均相對較弱，而各國對中國的進(jìn)出口對中國貨幣政策沖擊的響應(yīng)相對較強(qiáng)，其中又以泰國、菲律賓對中國進(jìn)出口受到的影響較大，持續(xù)時間較長，俄羅斯、印度尼西亞對中國進(jìn)出口受到的影響較小，持續(xù)時間較短。

第三，從方差分解分析結(jié)果來看，長期來看，除泰國外，中國利率對各國工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)變化的貢獻(xiàn)度總體較小。中國利率對泰國、新加坡通貨膨脹率變化的貢獻(xiàn)度較大，對俄羅斯、印度尼亞西、菲律賓通貨膨脹率變化的貢獻(xiàn)度較小。中國利率對俄羅斯、泰國、菲律賓利率波動貢獻(xiàn)度較大，對印度尼西亞、新加坡利率波動貢獻(xiàn)度較小。除印度尼西亞外，中國利率對各國匯率波動的貢獻(xiàn)度均較小。除泰國外，中國利率對俄羅斯、印度尼西亞、菲律賓對中國進(jìn)出口波動貢獻(xiàn)度均較小。

總體來看，中國貨幣政策對以俄羅斯、印度尼西亞、泰國、菲律賓、新加坡為代表的“一帶一路”沿線國家的溢出效應(yīng)還較弱，但中國貨幣政策在這些國家的溢出效應(yīng)隨各國對外開放程度以及與中國經(jīng)貿(mào)關(guān)系緊密程度的不同，在幅度、持續(xù)時間上各有不同，并且在貨幣政策溢出效應(yīng)中，貿(mào)易渠道的傳導(dǎo)相對較為顯著。

（二）政策建議

針對以上實(shí)證結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，重視貨幣政策溢出效應(yīng)給本國和其他國家可能帶來的影響，加強(qiáng)國際貨幣政策的溝通與協(xié)調(diào)。既要重視發(fā)達(dá)國家貨幣政策調(diào)整給中國帶來的影響，也要重視中國貨幣政策給其他國家?guī)淼挠绊懀貏e是中國作為“一帶一路”的倡議者，更要重視中國貨幣政策調(diào)整將給“一帶一路”沿線國家?guī)淼目赡苡绊懀ㄟ^加強(qiáng)溝通與政策協(xié)調(diào)，有效緩沖負(fù)面效應(yīng)，維護(hù)“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境的健康與穩(wěn)定。

第二，完善匯率形成機(jī)制，加快人民幣的國際化進(jìn)程。完善匯率形成機(jī)制，逐漸減少匯率的浮動限制，加快人民幣的國際化進(jìn)程，擴(kuò)大人民幣在國際貿(mào)易中的使用，從而在貿(mào)易渠道上降低貨幣政策溢出效應(yīng)的負(fù)面影響。

第三，疏通貿(mào)易渠道，有效發(fā)揮貨幣政策的正向溢出效應(yīng)。在“一帶一路”框架下，隨著中國與其他國家經(jīng)貿(mào)往來的日益緊密，中國貨幣政策會對其他國家產(chǎn)生越來越重要的影響。減少貿(mào)易摩擦，與各國建立良好的經(jīng)貿(mào)關(guān)系，不僅能有效發(fā)揮貨幣政策的正向溢出效應(yīng)，而且也是實(shí)現(xiàn)多邊共贏的基本途徑。