中國貨幣政策對RCEP 成員國的溢出效應
——基于GVAR模型的實證分析

劉權，韓婷

（西安外國語大學 經濟金融學院，陜西 西安 710128）

改革開放至今，我國經濟實現了快速發展，在經濟全球化背景下不斷擴大對外開放程度，通過對外貿易、國際投資等不斷融入世界經濟。2020年11 月15 日正式簽署的區域全面經濟伙伴關系協定（RCEP）代表著世界最大的自由貿易協議正式落地，RCEP15 國的總人口占世界總人口30%，GDP 總和占全球比重超過30%，蘊藏著巨大的發展潛力。新冠疫情席卷全球后，國際貿易受到很大影響，世界各國經濟均出現了不同程度的下滑。我國在尋找新的經濟增長點時，提出了構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局。RCEP 的全面實施，不僅能夠帶動東亞地區經濟發展，而且能夠助推實現我國構建的國內國際雙循環新發展格局。

貨幣政策溢出一直是開放經濟下的研究熱點。貨幣政策作為調節一國宏觀經濟的重要手段，不僅會對本國經濟指標、經濟發展產生作用，還會在開放經濟下通過國際貿易、資本流動等經濟活動向外傳遞，影響他國宏觀經濟，即產生貨幣政策的溢出效應。中國作為世界第二大經濟體，對世界經濟的影響深遠。根據國際貨幣基金組織（IMF）的報告，2019 年，中國經濟的增長對全球新增經濟增長貢獻率超過28%。2020 年，中國經濟實現2.3%的正增長，經濟總量占世界經濟比重超17%，成為推動世界經濟恢復的主要動力。中國經濟發展為世界經濟發展貢獻了巨大力量。

在此背景下，研究中國貨幣政策對RCEP 成員國的溢出效應就具有重要的現實意義，有助于中國貨幣當局在綜合考慮RCEP 成員國家對中國貨幣政策溢出的政策反應后，制定科學合理的貨幣政策。

一、文獻綜述

梳理關于貨幣政策溢出的文獻發現，現有的研究主要可以從兩個方面進行評述：第一，一國的貨幣政策是否對其他國家產生外溢作用，即貨幣政策溢出的存在性研究；第二，一國貨幣政策產生的外溢效應是通過哪些渠道對其他國家產生作用，即貨幣政策溢出的傳導渠道研究。

（一）貨幣政策溢出的存在性研究

根據IMF 的定義，外溢效應是指一國經濟或政策的外部效應[1]。貨幣政策溢出最早可以追溯至20世紀50年代。1951年，Meade首次將內部和外部均衡納入一個分析框架[2]。1960 年代，Mundell 和Fleming 將IS-LM 模型加以拓展，發現開放經濟條件下實現內外部均衡時，貨幣政策居于主導地位[3]。1976 年，Dornbusch 從貨幣角度切入國際收支調節理論研究，解釋了匯率在短期內偏離其長期均衡值的現象[2]。李增來和梁東黎[4]認為在研究貨幣政策的國際傳導時，“蒙代爾-弗萊明-多恩布什”模型是主要遵循的研究框架。在此基礎上，1990 年代出現的新開放宏觀經濟學（NOEM），將不完全競爭和名義剛性引入動態一般均衡框架，重新審視了貨幣沖擊的國際傳導機制[5]?！懊纱鸂?弗萊明-多恩布什”模型和新開放宏觀經濟模型對貨幣政策外溢性的存在提供了堅實的理論基礎。

在實證研究上，現有文獻大多采用擴展的向量自回歸模型，如SVAR、BVAR、FAVAR、GVAR等，驗證貨幣政策存在外溢效應。國外學者Kim和Roubini[6]運用SVAR 模型，通過對非美國七國集團貨幣當局的反應函數和經濟結構進行建模來確定美聯儲的貨幣政策沖擊。實證結果發現，美國貨幣政策沖擊對其他七個國家的匯率和其他宏觀經濟變量的影響與一系列廣泛的理論模型的預測一致。Walerych 和Weso?owski[7]運用BVAR 模型，發現美聯儲和歐洲央行常規貨幣政策對新興市場經濟體的國際溢出效應是全球性的。國內學者劉金全等[8]構建了具有隨機波動率的時變系數FAVAR 模型，研究美聯儲貨幣政策對中國經濟動態溢出效應，表明兩種貨幣政策都會對中國經濟產生影響，且具有異質性。崔百盛和葛凌清[9]基于全球向量自回歸模型（GVAR）的研究結果，證實了中國貨幣政策對世界主要經濟體存在溢出效應，并且不同國家的經濟變量在響應方向和程度上具有異質性。

（二）貨幣政策溢出的傳導渠道研究

貨幣政策的跨國傳導是開放宏觀經濟中十分重要的問題，上述兩個模型也是解決此問題的理論基準。同時梳理現有的研究文獻發現，一國的經濟體量、與其他國家的聯系程度、金融開放程度以及主權貨幣的重要性等都存在差異，這也造成不同國家貨幣政策的外溢渠道不同?；诖?，總結出貨幣政策的溢出渠道主要有四種，分別為國際貿易渠道、匯率渠道、利率渠道和資本市場渠道。

1. 國際貿易渠道

國外學者Benigno 等[10]發現商品跨時替代彈性能夠決定一國貨幣政策外溢效應的大小。Crespo 等[11]分析美國貨幣政策的國際溢出是否隨時間而變化時，發現具有廣泛的貿易基礎以及與世界經濟有高度一體化的國家往往能夠緩沖外國沖擊（如美國收緊貨幣政策）的風險，而減少貿易壁壘或資本賬戶的自由化會增加風險。

國內學者張理安[12]構造兩國DSGE模型，驗證了美國擴張性的貨幣政策抬高了國際上大宗商品的價格，依賴這些商品的部門與行業的進口上升，對其他國家的經濟產生影響，說明貨幣政策可以通過貿易渠道產生溢出效應。楊子榮和鄭雨靜[13]認為貿易渠道是大國貨幣政策溢出效應的主要渠道之一，并且貿易渠道取決于收入吸收效應和支出轉換效應的共同作用。易鑫富和周紅梅[14]在研究我國貨幣政策溢出效應時，發現貿易聯系是我國貨幣政策溢出效應的重要傳導渠道，而且也是對其他經濟體溢出效應存在顯著差異的重要原因。

2. 匯率渠道

國外學者Ma?kowiak[15]發現對于新興市場國家而言，外部沖擊對其宏觀經濟的波動具有十分重要的影響，其中美國的貨幣政策對其匯率的影響迅速又強烈。Albagli等[16]在研究美國貨幣政策對國際債券市場的溢出渠道時，發現匯率渠道是美國貨幣政策沖擊對外國收益率產生影響的機制。對于特定的匯率，擴張性的美國貨幣政策沖擊將增加對外國債券的需求。

國內學者許志偉等[17]和展凱等[18]利用不同的方法，都發現美國貨幣政策主要通過匯率傳導影響我國國內產出與產品價格。朱培金[19]運用BVAR 模型發現，中美兩國的貨幣政策能夠互相溢出，且存在非對稱性，并主要由匯率渠道傳導。

3. 利率渠道

國外學者McKinnon 和Liu[20]認為美國的零利率使得大量的資本流入自然利率較高的新興市場國家，使得新興市場國家產生了貨幣失去控制以及通貨膨脹的壓力。Yang 和Hamori[21]采用馬爾可夫轉換模型研究了美國貨幣政策對選定東盟股票市場的溢出效應，發現在經濟擴張時期，美國的利率會對東盟國家的股票市場產生極其不利的影響。Bhattarai 等[22]發現美國緊縮的貨幣政策導致了新興市場國家短期政策利率，特別是長期國家息差的持續增長。國內學者謝懷筑和于李娜[23]、黃憲和楊子榮[24]、金春雨和張龍[25]等都認為利率渠道是貨幣政策溢出的主要渠道之一。

4. 資本市場渠道

國外學者Rey[26]認為跨境資本流動以及全球性機構的杠桿率是一國貨幣環境在全球范圍內傳導的重要因素。Anaya 等[27]研究國際資本流動是否是美國貨幣政策沖擊傳輸的重要通道，發現擴張性貨幣政策沖擊顯著增加了從美國到歐洲新興企業的投資組合流動，同時受援國的真實和金融變量也持續流動。Curcuru 等[28]使用日內期貨市場數據，衡量美國和德國債券收益率之間的貨幣政策溢出效應，發現德國債券市場與美國債券市場會同時發生溢出效應。Hanisch[29]發現美國緊縮性貨幣政策的溢出通過金融渠道在短期內會使得歐元區國家的國內信貸和股票市場產生較大的擴張效應。

國內學者倪中新和王豐瑩[30]認為在資本市場上，美國寬松的貨幣政策使得新興經濟體只能被動地擴張央行的資產負債表以對沖資本流入。當其他國家也隨著美國實施寬松貨幣政策時，本國的股市也隨之走高，并證實了美國的貨幣政策會對五個金磚國家的證券市場會產生影響。陳建宇和張誼浩[31]運用SVAR 模型研究發現美聯儲實施的緊縮貨幣政策給中國資本市場形成了短期資本流出的巨大壓力，從而影響了中國的實體經濟增長。

對現有文獻進行梳理后，發現國內外學者對于貨幣政策溢出性的存在已經有了共識：一國貨幣政策會通過國際貿易渠道、匯率渠道、利率渠道和資本市場渠道對其他國家產生影響，且由于國家之間的差異性，使得貨幣政策外溢性的大小和方向也都有所不同，即存在異質性。但是目前大多數研究者關注的是發達經濟體貨幣政策對新興市場國家產生的溢出效應，以及發達經濟體之間相互溢出效應，忽略了新興經濟體貨幣政策溢出性的研究。近年來，隨著新興經濟體的發展越來越快，與外界的聯系越來越緊密，也開始逐漸地影響外部世界。中國作為世界最大、最具影響力的新興市場國家，對其他國家的經濟也發揮了巨大的作用。從中國的視角出發，研究中國貨幣政策對RCEP 成員國的溢出效應，RCEP 成員國既包含發達經濟體國家也包含新興市場國家，不僅在同一個框架下豐富了研究對象和研究視角，而且也能認識到我國貨幣政策對于RCEP 國家產生外溢性的程度與方向，從而在我國追求高質量發展和“雙循環”發展的格局下，為我國在貨幣政策制定提供參考。

二、模型構建

在研究方法上，運用了能夠將世界各國放在一個框架下進行研究，充分考慮了世界各國之間相互影響、相互作用的全球向量自回歸模型（GVAR），能夠清晰體現變量之間的長短期關系[32]。構建GVAR模型步驟如下：

第一步，首先要構造每一個國家的VARX*模型，假設有N + 1 個國家(i = 1,2,…,N)，第0 個國家一般設為參照國。在單一國家VARX*模型中，不僅要包括國內變量Xit，還應包括相應具有弱外生性的國外變量X*it。本文研究中國貨幣政策對RCEP 國家的溢出效應，因此要分別構建15 個單一國家的VARX*模型，其中第i 個國家的VARX*(1，1)模型用以下形式設定(為簡化模型表達，假設國內外變量的滯后階數都為1)：

其中，國內變量Xit是ki× 1 的列向量，國外變量Xi*t是k*i× 1 的列向量，Φi為ki× ki的系數矩陣，?i0和?i1為ki× k*i的系數矩陣，ai0和ai1則分別是截距項和趨勢項系數，εit為ki× 1 的各國外生沖擊向量，不僅序列無關且均值為零，即εit～i.i.d.(0,∑ii)，并且通常假設∑ii不具有時變性。

這里的國外變量可以通過貿易權重ωij構建：權重ωij是通過第j 個國家占第i 個國家的貿易權重計算得到，所以有ωii= 0 以及Xjt代表第j 個國家的國內變量，即Xjt是kj× 1的列向量。

第二步，將國內變量與國外變量結合，構成一個新的(ki+ k*i)× 1 向量，定義為則式(1)可以改寫為:

這里Ai=(Iki,-?i0)，Bi=(Φi,?i1)。Ai和Bi都是ki×(ki+ k*i) 階的矩陣，且Ai是滿秩矩陣，即rank(Ai)= ki。

第三步，可以用連接矩陣Wi，將所有國家的內生變量連接在一起，得到一個k × 1 的列向量Xt，即可以將Zit改寫如下：

將式(2)和式(3)合并，得到：

這里的AiWi和BiWi是ki× k 的矩陣。再將式(4)的這些單一國家的方程上下疊加為一個式子，就可以將所有國家的內生變量包含在一個向量Xt中，如下所示：

進一步改寫，就可以得到GVAR模型的表達式：

第四步，將GVAR 模型一般化，使得GVAR 模型不僅包括各國國內、國外的變量，還包括全球變量原油價格。擴展的VARX*模型可以表示為：

這里，包含全球變量的dt是s × 1 的列向量，即s 是全球變量的個數,Ψi0和Ψi1是ki× s 的系數矩陣。相應地，擴展的GVAR模型為：

這里的a0，a1，G，H 和εt依舊如前定義，而Ψ0和Ψ1的定義如下：

同樣的，可以將式(8)重新改寫，表示為包含全球變量的簡化GVAR模型：

因此GVAR 模型能夠清晰地顯示出各國可以通過三種途徑相互聯系。第一，各國國內變量受到相應國外變量當期值和滯后值的影響；第二，各國變量會受到全球變量的影響；第三，第i 國會受到第j國當期沖擊的影響。

三、樣本選擇、變量選取和數據說明

（一）樣本選擇

選取15 個RCEP 成員國作為研究對象，其中東盟十國，即越南、新加坡、馬來西亞、泰國、印度尼西亞、菲律賓、緬甸、柬埔寨、老撾、文萊，依據GVAR 模型，通過使用2010—2019 年購買力平價GDP的平均值，加總成一個整體，建立單一的東盟VARX*模型。而對于中國、日本、韓國、澳大利亞以及新西蘭，則分別建立單一的VARX*模型。

（二）變量選取

本文主要研究與貨幣政策相關的宏觀經濟變量，因此各個國家VARX*模型中的國內變量與國外變量為貨幣政策核心變量，即國內實際GDP、通貨膨脹率(CPI 指數)、利率R 以及廣義貨幣供給量M2，全球變量為國際原油價格Poil。以上變量按照GVAR模型的定義如下：

其中，GDPit、CPIit、Rit、M2it分別是第i 個國家在t時間的名義GDP、CPI 指數、利率以及貨幣廣義貨幣供給量。而yit、cpiit、rit、mit則是第i 個國家在t時間相對應的對數實際GDP、對數CPI 指數、對數實際利率以及對數廣義貨幣供給量。相應地，第i個國家中與國內變量相對應的具有弱外生性的國外變量則分別為ysit、cpisit、rsit、msit。此外，國際原油價格的對數指標則為poilit。將各國單一的VARX*模型連接為GVAR 模型的權重矩陣，則由2000—2019 年各國之間的雙邊貿易額的平均值計算得出。

（三）數據說明

本文樣本選擇的數據為20 年的月度數據，每組時間序列數據包含240 個觀測者，其時間跨度為2000 年1 月至2019 年12 月。(1)名義GDP。由于樣本中的所有國家都不公布其月度名義GDP，所以本文選取了年度數據和季度數據，通過EVIEWS10.0 將年度數據以及季度數據轉換為月度數據。(2)通貨膨脹率CPI。由于澳大利亞和新西蘭月度數據的缺失，本文選取了兩國以2010 年為基期的季度數據，并通過EVIEWS10.0 將季度數據轉換為月度數據。其余13 國，本文則選取了以2010 年為基期的月度數據。(3)利率。本文選取了各國的銀行7天同業拆借利率。(4)廣義貨幣供給量。本文選取了各國M2 的數據。(5)貿易數據。選取了國與國之間的雙邊貿易額。以上所有原數據經過單位統一和進度統一以后，通過EVIEWS10.0 中的X-12 方法作季節調整，并經過變量定義以后，將所有數據納入GVAR 模型。所有數據均來源于國家統計局網站、EPS 數據庫、中經數據庫和國研網數據庫。

四、實證結果

（一）模型統計檢驗

1. 貿易權重矩陣

表1 是用來構建與國內變量相對應的國外變量時用到的貿易權重，相應的數據來源于RCEP成員國的雙邊貿易額，由GVAR 模型計算得出，此貿易權重矩陣能夠將不同國家聯系成一個整體。表1 中的每列數字，表示此列國家與相應行國家的貿易額占此行國家對外貿易總額的百分比，所以矩陣中每行數字的總和都為1。其中，各國的對外貿易只包含RCEP國家。

表1 各經濟體對外貿易占其他經濟體對外貿易總量的比重

2. 單位根檢驗

為保證變量序列的平穩性，對所有變量均進行了ADF 檢驗以及WS 檢驗，檢驗結果發現絕大部分變量的水平值存在單位根I(1)，而經過一階差分后的所有變量則通過了單位根檢驗，因此模型采用所有變量的一階差分形式，表2 為一階差分變量的ADF檢驗。

表2 單位根檢驗

3. 滯后階數與協整個數

運用AIC 原則，確定了各個國家(地區)VARX*模型中國內變量以及國外變量的最佳滯后階數，表3 中的結果顯示中國模型的國內變量和國外變量的最佳滯后階數都是2 階。此外還進行了協整關系的最大特征根檢驗和跡檢驗，檢驗結果發現中國模型中存在3個協整關系，其他國家(地區)的檢驗結果見表3所示。

表3 滯后階數與協整個數

4. 弱外生性檢驗

所有國家(地區)模型中均存在協整關系，且存在協整關系的單一國家(地區)VARX*模型中的國外變量以及全球變量需要滿足弱外生性的要求，因此本文檢驗了所有國外變量的弱外生性，檢驗結果如表4 所示，在5%的顯著性水平下，只有新西蘭模型中的cpis不滿足弱外生性的要求，而其他國家(地區)模型中的國外變量均滿足弱外生性要求，即每個模型中的國外變量和全球變量會對模型中其他變量產生長期影響，而其他變量不會對它們產生長期的反作用。因此可以說明，模型總體滿足弱外生性的要求。

表4 弱外生性檢驗

（二）廣義脈沖響應

1. 各國實際GDP 對中國廣義貨幣供給量沖擊的反應

（1）脈沖響應。圖1 為RCEP 各國實際GDP面對中國廣義貨幣供給量一個單位正向標準差沖擊時的響應。沖擊產生后，中國自身實際GDP 在當期產生了0.04%的正向響應，即中國當期實際GDP增長了0.04%，并迅速上升至第6期的最大值0.45%后平緩下降，穩定于第32 期的0.3%左右，實際GDP 累計增長大約0.3%。日本、韓國、澳大利亞、新西蘭和東盟的實際GDP 則在當期都表現出負向響應，響應值分別為-0.005%、-0.03%、-0.01%、-0.02%、-0.06%；但日本、韓國和東盟只經過1 期的調整就產生了正向響應，并分別穩定于第17 期的0.63%、第16 期的0.1%，以及第36 期的0.12%，實際GDP 都實現了長期穩定增長；而澳大利亞和新西蘭的實際GDP 在長期依舊表現出負向響應，澳大利亞在第17期產生最小值-0.17%的響應后，緩慢上升至第28 期左右穩定，響應值約為-0.13%，即實際GDP累計降低0.13%；新西蘭則在第5 期就趨于穩定，但穩定值只有-0.05%左右，所以新西蘭實際GDP 對于中國廣義貨幣供給量沖擊并不顯著。

圖1 中國廣義貨幣供給量對RCEP各國實際GDP的沖擊

（2）原因分析。綜合實證結果來看，中國擴張性的數量型貨幣政策能夠產生顯著的溢出效應。在當期，對RCEP 成員國都產生了負效應，從中長期來看，中國對于日本、韓國以及東盟的經濟都產生了顯著的正向促進作用，而對于澳大利亞的經濟則產生了負向溢出效應。從國際貿易渠道以及匯率渠道可以解釋其中的原因，在當期時，中國貨幣供給量的增加，會使得本幣貶值，本國產品更具競爭力，所以出口增加，而進口減少，造成了以鄰為壑的現象。但是中長期以后，隨著中國國內產出的持續增加，進口也會相應增加，從而增加了對RCEP 各國產品需求，帶動了各國的經濟增長。然而對于澳大利亞來說，中國雖然是其最大的貿易伙伴國，但是澳大利亞與中國的貿易只占中國對外貿易的9.6%，與東盟、日本和韓國相差較遠，且由于距離遠、運輸成本高等原因，導致RCEP 中亞洲成員國對中國的出口會擠掉澳大利亞的對中國的出口額，造成澳大利亞受到中國負向的溢出效應。新西蘭對于中國沖擊不顯著的原因在于，中國與新西蘭的貿易額只占中國對外貿易額的1%，所以中國很難影響新西蘭國內經濟，而澳大利亞作為新西蘭的最大貿易伙伴，能影響新西蘭經濟，所以新西蘭受到微弱的溢出效應也小于0。

2. 各國CPI 指數對中國廣義貨幣供給量沖擊的反應

（1）脈沖響應。圖2 為RCEP 各國CPI 指數面對中國廣義貨幣供給量一個單位正向標準差沖擊時的響應。中國和韓國在當期都產生了約為0.01%的負向響應值，且兩國在第1期就轉為正向響應，但第1 期之后，兩國的響應方向并不一致，中國則持續產生正向響應值，長期穩定于20 期的0.6%左右，其CPI 指數累計增長0.6%；而韓國則從第1 期的0.01%逐漸下降至第32 期的-0.12%，并趨于穩定，CPI指數累計降低0.12%。東盟和新西蘭在當期產生正向響應后持續上升，但響應程度有很大的差異，東盟響應值快速上升至穩定期，即第20期的0.8%；而新西蘭穩定期的正向響應值只有0.04%，所以新西蘭CPI指數面對中國廣義貨幣供給量的沖擊并不顯著。日本和澳大利亞的響應值則一直在0 軸附近微弱波動，雖然日本的響應值有下降趨勢，但響應值也只有-0.07%，所以兩國CPI指數的響應值均不顯著。

圖2 中國廣義貨幣供給量對RCEP各國CPI指數的沖擊

（2）原因分析。實證結果表明，各國CPI 指數面對中國數量型貨幣政策沖擊的反應存在明顯的異質性。韓國當期與中長期的反應均與東盟的反應不一致，中國貨幣供給量的增加會抑制韓國國內的通貨膨脹率，卻會提高東盟國家的通貨膨脹率，原因可能是兩國位于全球價值鏈的不同位置，與中國同處中低端的東盟，則因為中國提高了相關產品的價格，會被動地提高了自己產品價格。韓國則由于中國進口其產品的增加，轉移了自己國內通貨膨脹的壓力。而對于日本和澳大利亞來說，中國擴張性的貨幣政策會導致日元和澳元有升值的壓力，會給兩國國內造成通貨膨脹的壓力，但是日元和澳元作為老牌發達國家，其貨幣本身就具有很強的調節能力，所以兩國會調節匯率，穩定物價。新西蘭由于與中國的貿易往來較低，所以影響并不顯著。

3. 各國實際GDP對中國利率沖擊的反應

（1）脈沖響應。圖3 為RCEP 各國實際GDP面對中國利率一個單位正向標準差沖擊時的響應。中國在當期產生0.03%的正向響應后，快速上升至第5 期的最大值0.6%，在第5 期之后逐漸下降，并穩定于第25 期的0.5%，即中國實際GDP長期累計增長約為0.5%。日本當期產生0.12%的負向響應值后快速上升，在第5 期產生0.4%的最大正向響應值后又快速下降至負向響應值，并于第18 期趨于穩定，產生-0.52%的響應值，即日本長期累計影響約為-0.52%。韓國、澳大利亞和東盟則在當期都產生了負向響應值，且都在第1期轉為正向響應后，快速上升至第3 期的最高點，響應值分別為0.47%、0.28%、0.3%，但長期來看，韓國和東盟都穩定在負向響應值，即韓國在第20期的-0.15%穩定，東盟穩定于第32 期的-0.2%左右，而澳大利亞從第28 期開始微弱波動在0 軸附近，說明中國利率在長期對于澳大利亞實際GDP的影響并不顯著。新西蘭則在當期產生0.05%的正向響應值后緩慢下降，并從第14 期開始在0 軸附近微弱波動，長期同樣不顯著，即使在短期，其最大的響應值也僅有0.05%左右，所以在短期也不顯著。

圖3 中國利率對RCEP各國實際GDP的沖擊

（2）原因分析。從實證結果來看，面對中國價格型貨幣政策的沖擊，日本、韓國和東盟都是當期產生負效應后，短期內轉為正效應，隨后下降至中長期的負效應，反應方向一致。澳大利亞在短期的反應強烈，長期的反應卻不顯著。新西蘭對于中國利率的沖擊反應都不強烈。原因可以從國際貿易渠道、利率渠道和資本市場渠道得出，由于中國利率市場化程度不高，所以短期內國際資本不會流入國內，但是擴張的價格型貨幣政策會提高中國國內產出，居民收入的增加會提高對外國產品的需求，從而對其他國家的經濟產生正向的促進作用。但長期，中國利率的提高會吸引其他國家資本的流入，從而造成當地投資減少，外國產出也會相應減少。澳大利亞長期不顯著的原因可能是作為資源出口型國家，其長期的出口效應會抵消投資減少的效應。新西蘭經濟對于中國價格型貨幣政策沖擊也不顯著。

4. 各國CPI對中國利率沖擊的反應

（1）脈沖響應。圖4 為RCEP 各國CPI 指數面對中國利率一個單位正向標準差沖擊時的響應程度。中國在當期產生0.07%的負向響應值后，經過1 期調整就產生了0.1%的正向響應值，快速上升至第8 期的最大值1.3%后，又逐漸下降至第32期的0.5%，并趨于穩定，說明中國CPI指數面對自身的利率沖擊十分顯著，在長期的累計影響約為0.5%。東盟在第4 期產生0.45%的最大響應值后逐漸下降，從第17 期開始轉為負向響應，并于第28 期趨向穩定，其響應值為-0.38%左右，即東盟CPI 指數在短期產生正效應，而長期產生負效應。然而，日本、韓國和澳大利亞在長期都不顯著，即中國利率對這四個國家的CPI 指數沒有產生長期的影響，只有短期的影響，其中日本從0 期的正響應值0.006%逐漸下降至第9 期的負向響應值-0.2%后，逐漸上升并靠近0 軸；韓國短期的反應非常迅速，在第4 期和第8 期分別產生0.13%和-0.13%的響應值后，于20 期趨于平穩，但響應值也只有-0.05%，所以長期并不顯著；澳大利亞在第3 期達到0.12%后，于30 期趨于響應值僅為0.05%的穩定，長期同樣不顯著。新西蘭最高點和最低點的響應值也都僅有0.06%和-0.04%，且第28 期開始在0 軸波動，所以新西蘭CPI 指數對于中國利率的沖擊不顯著。

圖4 中國利率對RCEP各國CPI指數的沖擊

（2）原因分析。從實證結果可以看出，中國價格型貨幣政策對RCEP 成員國產生的長期溢出效應沒有短期的溢出效應顯著。原因是，中國國內通貨膨脹率可以通過國際貿易渠道傳導至國外，使得國外的通貨膨脹率也在短期內迅速反應。但是中長期時，國外貨幣當局會通過本國國內政策，如調節其貨幣供應，抑制其通貨膨脹率的急劇變化，穩定國內物價水平。東盟在長期通脹為負響應的原因可能是，原因可能是中國國內產品價格提升后，會帶動同處于全球價值鏈相同位置的東盟國家產品價格上漲，所以東盟會比RCEP 其他相對發達的成員國實施緊縮性的貨幣政策的力度要大，長期反而會降低東盟國家通脹。

五、結論與建議

（一）結論

運用GVAR 模型，實證分析了我國數量型和價格型貨幣政策對其余RCEP 成員國宏觀經濟核心目標產生的溢出效應，主要得出以下兩點結論：

1. 中國貨幣政策存在溢出效應。中國貨幣政策會對RCEP 成員國產生溢出效應，且不同類型的貨幣政策產生的溢出效應具有異質性。RCEP各國實際GDP 面對中國貨幣政策正向沖擊時，數量型貨幣政策對絕大部分RCEP 國家產生了長期的正向溢出效應，而價格型貨幣政策卻在長期產生了負向的溢出效應。在各國CPI 指數的響應上，價格型貨幣政策只對東盟產生了長期的溢出效應，而其他RCEP 國家的長期響應不顯著，數量型貨幣政策不僅對韓國和東盟產生了長期溢出效應，而且東盟長期的響應程度也比較大。綜合來看，相比于價格型的貨幣政策，中國數量型貨幣政策的溢出效應更加顯著。

2. 國際貿易渠道具有決定性作用。在傳導渠道方面，國際貿易渠道對我國貨幣政策外溢具有決定性作用。實證結果表明，在我國與RCEP 國家的貿易往來中，新西蘭與我國的貿易額在我國對外貿易額中的占比不到1%，所以新西蘭對于我國不同類型的貨幣政策沖擊，都表現出不顯著。其他與我國貿易往來比較頻繁的國家也都不同程度受到了我國貨幣政策外溢的影響，其中作為我國最大貿易伙伴的東盟，面對我國貨幣政策沖擊時的反應也都比其他國家的反應強烈。所以我國貨幣政策產生的溢出效應主要依靠國際貿易渠道傳導，其他傳導渠道則發揮了輔助性的作用。

（二）建議

1. 加強貿易聯系。加強與其余RCEP 成員國之間的貿易聯系，進一步提升國際貿易傳導渠道的有效性，尤其是增加與新西蘭之間的貿易往來，提高兩國的貿易額，打通與新西蘭之間的國際貿易傳導渠道。同時也要提升我國在全球價值鏈中的位置，強化國際貿易渠道傳導的能力。繼續推進我國利率市場化改革、增強人民幣匯率彈性，從而提升利率渠道、匯率渠道以及資本市場渠道的傳導能力。

2. 以全球化的視角制定貨幣政策。在制定國內貨幣政策時也要考慮本國貨幣政策對國外的溢出效應，因此以中國的視角為基點，從全球的角度考慮，將世界作為一個整體，選擇合理的貨幣政策工具，實現最優的政策目標。