“一帶一路”倡議下貨幣合作與人民幣國(guó)際化的實(shí)證分析

朱小梅 汪天倩

摘要：本文采用多變量SVAR模型對(duì)我國(guó)和“一帶一路”沿線19個(gè)樣本國(guó)家進(jìn)行經(jīng)濟(jì)沖擊性檢驗(yàn)，并進(jìn)一步分析我國(guó)和沿線國(guó)家之間貨幣合作的可行性，進(jìn)而得出主要結(jié)論：我國(guó)在和“一帶一路”沿線國(guó)家貨幣合作中尚未充分發(fā)揮核心主導(dǎo)國(guó)作用;我國(guó)同“一帶一路”沿線國(guó)家之間存在比較廣泛的非對(duì)稱性，沿線國(guó)家整體的貨幣合作條件尚不具備，但沿線國(guó)家內(nèi)部存在對(duì)稱性相對(duì)較高的子集團(tuán);沿線國(guó)家供給沖擊比貨幣沖擊、需求沖擊對(duì)稱性更高;“一路”沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)沖擊的對(duì)稱性高于“一帶”沿線國(guó)家和中東歐國(guó)家，適合率先開(kāi)展貨幣合作，我國(guó)同“一路”沿線國(guó)家具備優(yōu)先開(kāi)展貨幣合作的優(yōu)勢(shì)和基礎(chǔ)?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，本文給出了未來(lái)推進(jìn)貨幣合作和人民幣國(guó)際化的相關(guān)對(duì)策建議。

關(guān)鍵詞：人民幣國(guó)際化;供給沖擊;需求沖擊;貨幣沖擊;SVAR模型

中圖分類號(hào)：F820? ? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A? ? 文章編號(hào)：1001-862X（2020）05-0037-006

自2013年我國(guó)提出并實(shí)施“一帶一路”倡議以來(lái)，人民幣國(guó)際化水平得到了較大的提升?！耙粠б宦贰背h的實(shí)施有利于增強(qiáng)人民幣國(guó)際化的經(jīng)濟(jì)、金融基礎(chǔ)，也有利于擴(kuò)大人民幣在沿線國(guó)家的使用范圍，為人民幣國(guó)際化提供了新的機(jī)遇。然而，迄今為止，人民幣仍未獲得與我國(guó)國(guó)際經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易地位相匹配的國(guó)際地位，同美元、歐元等國(guó)際貨幣相比，人民幣在國(guó)際支付結(jié)算和官方外匯儲(chǔ)備中所占的份額仍然較低。同時(shí)，人民幣國(guó)際化的進(jìn)程在近年來(lái)也出現(xiàn)了較大的波動(dòng)。[1]在目前國(guó)際經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易形勢(shì)不斷變化的情況下，如何通過(guò)“一帶一路”的建設(shè)，進(jìn)一步推進(jìn)人民幣國(guó)際化是我們亟須思考和亟待解決的問(wèn)題。

一、文獻(xiàn)綜述

貨幣合作的相關(guān)研究以Mundell（1961）提出的最優(yōu)貨幣區(qū)（OCA）理論為基礎(chǔ)，早期的OCA理論經(jīng)過(guò)McKinnon、Kenen和Ingram等經(jīng)濟(jì)學(xué)家的發(fā)展和補(bǔ)充，形成了一套關(guān)于貨幣合作“事前”評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)的傳統(tǒng)OCA理論。傳統(tǒng)的OCA理論著重于定性分析，依據(jù)不同的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)得出的結(jié)論也不盡一致。20世紀(jì)90年代以來(lái)，隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，Bayoumi & Eichengreen（1996、1997）基于傳統(tǒng)OCA理論的各項(xiàng)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，提出了OCA指數(shù)法，來(lái)綜合測(cè)度貨幣合作的成本。傳統(tǒng)OCA理論忽視了評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)和貨幣合作之間的內(nèi)生性，F(xiàn)rankel & Rose （1998）首先提出了內(nèi)生性O(shè)CA理論，認(rèn)為區(qū)域貨幣合作會(huì)提高區(qū)域貿(mào)易一體化水平，降低區(qū)域內(nèi)非對(duì)稱沖擊程度，從而達(dá)到最優(yōu)貨幣區(qū)的構(gòu)建標(biāo)準(zhǔn)。在此基礎(chǔ)上，Blanchard & Quan（1989）最早在有關(guān)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期沖擊效應(yīng)的相關(guān)研究中，引入兩變量SVAR模型（簡(jiǎn)稱為B-Q模型）。Bayoumi & Eichengreen C（1994）利用兩變量SVAR模型，對(duì)東亞各國(guó)潛在的經(jīng)濟(jì)沖擊效應(yīng)進(jìn)行了檢測(cè)，判斷東亞各國(guó)是否滿足貨幣聯(lián)盟構(gòu)建標(biāo)準(zhǔn)?；贠CA指數(shù)法和SVAR模型，國(guó)內(nèi)外學(xué)者針對(duì)歐元區(qū)、拉美、東亞等區(qū)域的貨幣合作展開(kāi)了較為廣泛的研究。

基于區(qū)域貨幣合作視角考察人民幣國(guó)際化問(wèn)題的相關(guān)研究成果主要集中于內(nèi)地和港澳臺(tái)、中日韓、東亞及東盟地區(qū)的應(yīng)用分析。在研究視角上，主要包括：通過(guò)測(cè)算貨幣合作成本和經(jīng)濟(jì)一體化內(nèi)生性檢驗(yàn)判斷人民幣國(guó)際化的可行性和人民幣國(guó)際化的實(shí)現(xiàn)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(guó)際化推進(jìn)問(wèn)題的實(shí)證研究還比較缺乏，學(xué)者們主要是基于歐元區(qū)、東亞、拉美等區(qū)域貨幣合作的研究方法，通過(guò)選取不同的沿線樣本國(guó)家、建立不同的OCA指標(biāo)體系去測(cè)度絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶、中亞五國(guó)、沿線國(guó)家整體的貨幣合作成本，判斷人民幣區(qū)域化和國(guó)際化的可行性，并進(jìn)一步探討如何規(guī)劃人民幣國(guó)際化路徑。也有學(xué)者開(kāi)始對(duì)我國(guó)和沿線國(guó)家之間的經(jīng)濟(jì)一體化內(nèi)生性進(jìn)行檢驗(yàn)，比較分析美元和人民幣對(duì)沿線國(guó)家的錨貨幣效應(yīng)，但選擇的樣本國(guó)家和變量比較有限。

二、研究設(shè)計(jì)

根據(jù)前文研究理論和本文的研究目的，考慮數(shù)據(jù)的可得性，本文首先選取了“一帶一路”沿線19個(gè)樣本國(guó)家，在樣本數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，通過(guò)施加長(zhǎng)期約束條件，建立多變量SVAR模型。最后對(duì)模型平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，并對(duì)我國(guó)和沿線樣本國(guó)家之間經(jīng)濟(jì)沖擊系數(shù)做出估計(jì)。

（一）樣本國(guó)家的選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

基于“一帶一路”沿線國(guó)家不同區(qū)域的異質(zhì)性特征，本文還將“一帶一路”沿線國(guó)家劃分為三個(gè)片區(qū)（分別為“一帶”沿線、“一路”沿線和中東歐國(guó)家），樣本國(guó)家的選取情況見(jiàn)表1。本文選擇的樣本期為1997—2018年?！耙粠б宦贰毖鼐€其他國(guó)家由于數(shù)據(jù)缺失或者樣本時(shí)間段過(guò)短等原因沒(méi)有納入研究范圍。

本文選擇以2010年不變美元計(jì)算的GDP、消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)CPI（其中2010年指數(shù)值設(shè)為100）、實(shí)際有效匯率指數(shù)EFFR（其中2010年指數(shù)值設(shè)為100）分別作為沿線國(guó)家總產(chǎn)出水平、價(jià)格水平和實(shí)際有效匯率的研究指標(biāo)，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行WDI數(shù)據(jù)庫(kù)、IMF的《國(guó)際金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)際清算銀行BIS數(shù)據(jù)庫(kù)。所有數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)。本文所有數(shù)據(jù)處理及計(jì)算結(jié)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(yàn)經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)稱性的重要方法，Sims（1986）將VAR模型發(fā)展為SVAR模型，彌補(bǔ)了VAR模型缺乏經(jīng)濟(jì)理論解釋的缺陷，并能較好地反映變量之間的當(dāng)期關(guān)系。

本文在Bayoumi（1989）& Eichengreen（1994）的研究方法基礎(chǔ)上，通過(guò)施加長(zhǎng)期約束性條件，將結(jié)構(gòu)性經(jīng)濟(jì)沖擊分解為供給沖擊、貨幣沖擊和需求沖擊，構(gòu)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(shí)際有效匯率作為貨幣沖擊的代表指標(biāo)。

首先設(shè)定一個(gè)三元p階的SVAR模型的一般表達(dá)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(xiě)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(jīng)濟(jì)產(chǎn)出水平、實(shí)際有效匯率和價(jià)格水平，均為平穩(wěn)隨機(jī)過(guò)程;表示結(jié)構(gòu)性經(jīng)濟(jì)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(guān);A（L）為滯后算子L的多項(xiàng)式，代表內(nèi)生變量對(duì)經(jīng)濟(jì)沖擊的脈沖響應(yīng)。

為了對(duì)SVAR模型進(jìn)行有效識(shí)別，需要根據(jù)相關(guān)經(jīng)濟(jì)理論對(duì)結(jié)構(gòu)式施加長(zhǎng)期約束性條件。根據(jù)內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)，至少需要施加k（k-1）/2個(gè)（k為內(nèi)生變量的個(gè)數(shù)）限制性條件。

根據(jù)弗里德曼的貨幣中性理論，在長(zhǎng)期內(nèi)，貨幣沖擊會(huì)對(duì)價(jià)格水平產(chǎn)生影響，但不改變總產(chǎn)出水平，即貨幣沖擊對(duì)產(chǎn)出水平?jīng)]有長(zhǎng)期影響。在AD-AS模型中，需求沖擊在短期里會(huì)改變總產(chǎn)量和價(jià)格水平，但對(duì)長(zhǎng)期潛在產(chǎn)出水平?jīng)]有影響。因此，需求沖擊對(duì)價(jià)格水平有長(zhǎng)期影響，對(duì)產(chǎn)出水平?jīng)]有長(zhǎng)期影響，對(duì)剔除價(jià)格變動(dòng)因素后的實(shí)際有效匯率也不產(chǎn)生長(zhǎng)期影響。

因此，本文對(duì)結(jié)構(gòu)式施加三個(gè)約束性條件來(lái)識(shí)別SVAR模型，即：

（1）貨幣沖擊和需求沖擊對(duì)產(chǎn)出水平?jīng)]有長(zhǎng)期影響;

（2）供給沖擊和貨幣沖擊對(duì)實(shí)際有效匯率有長(zhǎng)期影響，需求沖擊對(duì)實(shí)際有效匯率沒(méi)有長(zhǎng)期影響;

（3）供給沖擊、需求沖擊和貨幣沖擊對(duì)價(jià)格水平都有長(zhǎng)期影響。

因此，（2）式中A12（L）=A13（L）=A23（L）=0，系數(shù)矩陣A（L）為下三角矩陣。SVAR模型可以重寫(xiě)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(jié)構(gòu)性殘差不能直接被估計(jì)，因此需要先寫(xiě)出上述三變量簡(jiǎn)約式VAR模型表達(dá)式：

yt=B（L）Xt-1+μt（3）

根據(jù)（2）（3）表達(dá)式可知，SVAR模型和簡(jiǎn)約式VAR模型殘差的關(guān)系為：μt=A0 εt。其中，μt為簡(jiǎn)化式殘差，εt為結(jié)構(gòu)式殘差。簡(jiǎn)化式殘差μt為復(fù)合沖擊，是εt的線性組合。

首先需要對(duì)無(wú)約束VAR模型進(jìn)行最小二乘估計(jì)，求出簡(jiǎn)化式殘差的估計(jì)值;再對(duì)無(wú)約束VAR模型施加長(zhǎng)期約束性條件，求出A0矩陣的估計(jì)值，最后根據(jù)εt=A-10μt求出結(jié)構(gòu)式殘差的估計(jì)值。

（三）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為保證SVAR模型建立的穩(wěn)定性，首先對(duì)各國(guó)GDP、EFFR及CPI原始數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為減少時(shí)間序列數(shù)據(jù)可能產(chǎn)生的異方差，首先對(duì)原始數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，分別以lnGDP、lnEFFR和lnCPI表示。以d1lnGDP、d1lnEFFR、d1lnCPI表示原序列數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)后的一階差分，對(duì)取對(duì)數(shù)后的序列數(shù)據(jù)和一階差分序列數(shù)據(jù)分別進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示所有樣本國(guó)家的一階差分?jǐn)?shù)據(jù)都能在5%的水平通過(guò)單位根檢驗(yàn)，為一階單整序列數(shù)據(jù)，滿足模型的建立條件。ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)附錄（略）。

在單位根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，建立樣本國(guó)家簡(jiǎn)化式VAR模型（即無(wú)約束VAR模型），簡(jiǎn)化式VAR模型的內(nèi)生變量為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、實(shí)際有效匯率的波動(dòng)率及通貨膨脹率，分別以上述平穩(wěn)的一階差分序列數(shù)據(jù)進(jìn)行表示。[2]在估計(jì)各國(guó)簡(jiǎn)化式VAR模型時(shí)，綜合AIC、SC最小化信息準(zhǔn)則的原則選擇VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，當(dāng)AIC信息準(zhǔn)則與SC信息準(zhǔn)則的最小值對(duì)應(yīng)不同階數(shù)的p值時(shí)，根據(jù)似然比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LR數(shù)值綜合確定。綜合所有樣本國(guó)家的分析結(jié)果來(lái)看，土耳其滯后2階，烏克蘭、亞美尼亞、泰國(guó)、波蘭滯后3階，其他國(guó)家滯后4階。為了分析比較的一致性，所有樣本國(guó)家選擇滯后2階，記為VAR（2）。

對(duì)各樣本國(guó)VAR（2）模型估計(jì)后，對(duì)模型的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。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(nèi)，VAR（2）模型是穩(wěn)定的。通過(guò)檢驗(yàn)，所有樣本國(guó)家的VAR（2）模型的特征根都在單位圓以內(nèi)，模型通過(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。各樣本國(guó)家AR特征圖見(jiàn)附錄（略）。

（四）SVAR模型的估計(jì)

在簡(jiǎn)化式VAR（2）模型的基礎(chǔ)上，對(duì)VAR（2）模型施加上文的長(zhǎng)期約束條件。首先設(shè)定一個(gè)3*3階長(zhǎng)期響應(yīng)矩陣ψ=NA? 0? ?0NA NA? 0NA NA NA，根據(jù)上文所述的約束條件，響應(yīng)矩陣中ψ12=ψ13=ψ23=0。在各國(guó)SVAR模型的估計(jì)值中，模型為恰好識(shí)別。Eviews中SAVR模型估計(jì)結(jié)果采用Ae=Bu的形式，其中A為單位矩陣，e為簡(jiǎn)化式VAR（2）模型的殘差序列矩陣，根據(jù)B矩陣的估計(jì)結(jié)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(jiǎn)化式VAR（2）模型的殘差序列可以識(shí)別出各國(guó)結(jié)構(gòu)式?jīng)_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(duì)各樣本國(guó)家的供給沖擊、貨幣沖擊和需求沖擊序列做相關(guān)性分析。

三、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

根據(jù)SVAR模型沖擊系數(shù)的估計(jì)結(jié)果，本文對(duì)我國(guó)和沿線樣本國(guó)家經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)稱性進(jìn)行實(shí)證分析，并在此基礎(chǔ)上利用脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步檢驗(yàn)了我國(guó)和沿線樣本國(guó)家之間經(jīng)濟(jì)沖擊規(guī)模和沖擊調(diào)整增速度，最后以脈沖響應(yīng)函數(shù)圖考察實(shí)際有效匯率對(duì)結(jié)構(gòu)性經(jīng)濟(jì)沖擊的響應(yīng)模式。

（一）經(jīng)濟(jì)沖擊的對(duì)稱性檢驗(yàn)

大部分沿線國(guó)家之間的供給沖擊表現(xiàn)為正的相關(guān)性。我國(guó)同“一帶”沿線國(guó)家中的沙特、烏克蘭、亞美尼亞和摩爾多瓦呈現(xiàn)出較低的相關(guān)性，和“一帶”沿線大部分國(guó)家之間經(jīng)濟(jì)融合度不高。西亞國(guó)家之間相關(guān)性較高，以色列和土耳其的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.946，西亞國(guó)家之間已經(jīng)初步具備了貨幣合作的基礎(chǔ)。獨(dú)聯(lián)體國(guó)家之間供給沖擊相關(guān)系數(shù)差異較大，并不適合進(jìn)行貨幣合作。我國(guó)同“一路”沿線國(guó)家中的新加坡、印度、巴基斯坦之間呈現(xiàn)正的相關(guān)性，東盟國(guó)家中除了泰國(guó)和印尼，其他國(guó)家之間都呈現(xiàn)出比較穩(wěn)定的正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)約在0.2～0.7之間。南亞和中國(guó)及其他東盟國(guó)家之間也保持著較好的對(duì)稱性。中東歐國(guó)家之間供給沖擊的對(duì)稱性有一定的差異，未來(lái)開(kāi)展區(qū)域貨幣合作的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)也有待加強(qiáng)。

沿線國(guó)家之間貨幣沖擊的相關(guān)性要弱于供給沖擊，我國(guó)同多數(shù)沿線國(guó)家存在廣泛的貨幣沖擊的非對(duì)稱性。西亞國(guó)家之間基本都保持著貨幣沖擊的非對(duì)稱性，這說(shuō)明西亞不同國(guó)家之間金融發(fā)展水平存在比較顯著的異質(zhì)性。獨(dú)聯(lián)體內(nèi)部貨幣沖擊的對(duì)稱性較好。東盟國(guó)家之間基本呈現(xiàn)出比較穩(wěn)定的對(duì)稱性，相關(guān)系數(shù)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(xiàn)出非對(duì)稱性，和其他東盟國(guó)家之間相關(guān)系數(shù)也有正有負(fù)。中東歐國(guó)家之間貨幣沖擊呈現(xiàn)出較好的對(duì)稱性，但多數(shù)國(guó)家和我國(guó)呈現(xiàn)出非對(duì)稱性，這說(shuō)明中東歐不同國(guó)家之間金融發(fā)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(guān)性，需求沖擊整體上也要弱一些。在“一帶”沿線國(guó)家，我國(guó)僅和沙特呈現(xiàn)出需求沖擊的正相關(guān)性，和其他國(guó)家之間都是非常顯著的不對(duì)稱性，未來(lái)貨幣合作需要付出較高的政策協(xié)調(diào)成本。西亞國(guó)家之間需求沖擊的對(duì)稱性比較高，尤其是土耳其和以色列，需求沖擊的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.782。獨(dú)聯(lián)體國(guó)家之間需求沖擊的對(duì)稱性不太穩(wěn)定。我國(guó)和“一路”沿線國(guó)家需求沖擊的相關(guān)性更高一些，東盟國(guó)家中除了印尼，其他國(guó)家之間都呈現(xiàn)出正相關(guān)性。南亞和多數(shù)東盟國(guó)家也是呈現(xiàn)出需求沖擊的非對(duì)稱性。中東歐國(guó)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(guó)家呈現(xiàn)出沖擊的對(duì)稱性。

（二）經(jīng)濟(jì)沖擊規(guī)模和沖擊調(diào)整速度的比較分析

本文在SVAR模型估計(jì)的基礎(chǔ)上，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊的隨機(jī)干擾項(xiàng)對(duì)內(nèi)生變量未來(lái)取值的影響加以判斷，以此來(lái)考察沿線各國(guó)經(jīng)濟(jì)沖擊規(guī)模和沖擊調(diào)整速度。

本文以各內(nèi)生變量對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的結(jié)構(gòu)式?jīng)_擊在若干滯后期后脈沖響應(yīng)絕對(duì)值的加和平均數(shù)作為經(jīng)濟(jì)沖擊規(guī)模的測(cè)算結(jié)果，以脈沖響應(yīng)函數(shù)響應(yīng)值短期累計(jì)滯后值之和占長(zhǎng)期累計(jì)滯后值之和的比值作為經(jīng)濟(jì)沖擊的調(diào)整速度。考慮到供給沖擊的長(zhǎng)期效應(yīng)及貨幣沖擊和需求沖擊的短期效應(yīng)，本文以一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的供給沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率滯后20期的脈沖響應(yīng)絕對(duì)值的加和平均數(shù)作為沿線各國(guó)供給沖擊的規(guī)模;以一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的貨幣沖擊對(duì)實(shí)際有效匯率波動(dòng)率滯后2期的脈沖響應(yīng)絕對(duì)值的加和平均數(shù)作為沿線各國(guó)貨幣沖擊的規(guī)模;以一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的需求沖擊對(duì)通貨膨脹率滯后2期的脈沖響應(yīng)絕對(duì)值的加和平均數(shù)作為沿線各國(guó)需求沖擊的規(guī)模;以各內(nèi)生變量滯后4期的脈沖響應(yīng)累計(jì)值之和占滯后20期的脈沖響應(yīng)累計(jì)值之和的比值作為沿線各國(guó)的沖擊調(diào)整速度。

從經(jīng)濟(jì)沖擊規(guī)模和沖擊調(diào)整速度的計(jì)算結(jié)果來(lái)看，我國(guó)供給沖擊規(guī)模超過(guò)了“一路”沿線國(guó)家和中東歐國(guó)家的均值水平，供給沖擊的調(diào)整速度也是所有國(guó)家中最慢的;貨幣沖擊規(guī)模較小，調(diào)整速度較快;需求沖擊規(guī)模也超過(guò)了“一路”沿線國(guó)家均值水平，但調(diào)整速度較快。這說(shuō)明，我國(guó)在同沿線各國(guó)的貨幣合作方面尚沒(méi)有充分發(fā)揮核心主導(dǎo)國(guó)家的推動(dòng)作用。整體來(lái)看，“一路”沿線國(guó)家供給沖擊、貨幣沖擊和需求沖擊的規(guī)模都是最小的，其次是中東歐國(guó)家，沖擊規(guī)模最大的是“一帶”沿線國(guó)家。在沖擊的調(diào)整速度上，中東歐國(guó)家供給沖擊的調(diào)整速度是最快的，但需求沖擊和貨幣沖擊的調(diào)整速度最慢;“一帶”沿線國(guó)家需求沖擊和貨幣沖擊的調(diào)整速度是最快的，“一路”沿線國(guó)家供給沖擊的調(diào)整速度最慢。

（三）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

本文采用SVAR模型中脈沖響應(yīng)函數(shù)圖形考察實(shí)際有效匯率對(duì)結(jié)構(gòu)性經(jīng)濟(jì)沖擊的響應(yīng)模式，一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的供給沖擊和貨幣沖擊對(duì)各國(guó)滯后20期的實(shí)際有效匯率的沖擊影響作為分析的基礎(chǔ)。

從實(shí)際有效匯率的波動(dòng)率對(duì)供給沖擊的脈沖響應(yīng)過(guò)程上看，中國(guó)、沙特阿拉伯、亞美尼亞、摩爾多瓦、馬來(lái)西亞、泰國(guó)、捷克、匈牙利基本都是在第1期產(chǎn)生了一個(gè)較大的負(fù)響應(yīng)，然后逐漸震蕩上升，大約在第4期達(dá)到正響應(yīng)的最大值，在第16—18期沖擊趨于收斂，其中泰國(guó)和捷克的震蕩周期更短，大約在第8—10期后脈沖響應(yīng)值就趨向于0。其他國(guó)家基本是在第1期產(chǎn)生一個(gè)正響應(yīng)，然后逐漸震蕩下降，大約在第4期達(dá)到負(fù)響應(yīng)的最大值，在第10—14期趨于收斂。就整體來(lái)看，多數(shù)國(guó)家都是在第4—6期達(dá)到供給沖擊脈沖響應(yīng)的正效應(yīng)或負(fù)效應(yīng)的最大值?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家中，我國(guó)同東盟五國(guó)及中東歐國(guó)家中的捷克和匈牙利有著比較相似的震蕩走勢(shì)，基本都是經(jīng)過(guò)前2期的波動(dòng)震蕩，在2—4期達(dá)到正響應(yīng)的最大值，在12—14期趨向收斂平穩(wěn)。

相比于供給沖擊，“一帶一路”沿線各國(guó)實(shí)際有效匯率的波動(dòng)率對(duì)貨幣沖擊的脈沖響應(yīng)相似度更高，大部分國(guó)家都是在第1期產(chǎn)生了一個(gè)較大的正向脈沖響應(yīng)值，然后震蕩下降，大約在第4—6期達(dá)到負(fù)響應(yīng)的最大值，但不同國(guó)家震蕩幅度不同，然后在第10—14期趨于收斂平穩(wěn)?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家中，我國(guó)同土耳其、以色列、獨(dú)聯(lián)體國(guó)家、東盟五國(guó)、印度、捷克、匈牙利、保加利亞、羅馬尼亞在震蕩走勢(shì)上比較相似，都是在第1期取了一個(gè)較大的正響應(yīng)值以后，第2期脈沖響應(yīng)值迅速下降，經(jīng)過(guò)6—8期的輕微震蕩，脈沖響應(yīng)值趨于0。