人民幣“貨幣錨”地位及其影響因素探究

趙慧 張濃

內(nèi)容提要：本文將Frankel和Wei（1994，2007）提出的經(jīng)典“貨幣錨”模型擴(kuò)展為時變參數(shù)狀態(tài)空間模型，從影響范圍與影響力層面對人民幣在“一帶一路”沿線區(qū)域“貨幣錨”的地位進(jìn)行分析，并基于時變參數(shù)狀態(tài)空間模型的結(jié)果測度影響人民幣發(fā)揮“貨幣錨”作用的因素。研究結(jié)果表明：人民幣在“一帶一路”合作區(qū)域的“貨幣錨”地位顯著提升，但存在明顯的地區(qū)差異，在東南亞、南亞和獨聯(lián)體的影響較大，在西亞、中東歐和中亞地區(qū)的影響較弱;影響人民幣發(fā)揮“貨幣錨”作用的因素主要包括政治穩(wěn)定性差異、貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性、實際GDP和所在國的通貨膨脹史，其中貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性對人民幣“貨幣錨”地位有顯著的促進(jìn)作用，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的促進(jìn)作用較小，而所在國的通貨膨脹史抑制了人民幣發(fā)揮“貨幣錨”的作用。我國應(yīng)積極推進(jìn)掌握大宗商品計價權(quán)、鞏固與主要貿(mào)易伙伴的合作關(guān)系、推動匯率制度市場化改革，以此提升人民幣“貨幣錨”地位，夯實人民幣國際化基礎(chǔ)。

關(guān)鍵詞：人民幣國際化;貨幣錨;“一帶一路”;影響因素

中圖分類號：F822.2 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-148X（2020）05-0096-09

一、引言

貨幣錨是指一國在匯率制度安排中選擇釘住的貨幣，是本國貨幣幣值波動的基礎(chǔ)。通常有“隱性錨”和“顯性錨”之分，前者是官方未公布而實際選擇錨定的貨幣，是貨幣競爭均衡的結(jié)果，一般需要進(jìn)行相應(yīng)的測度研究;后者是官方所公布的錨定貨幣，也是以“隱性錨”為基礎(chǔ)的官方政策合作的產(chǎn)物。理想貨幣錨的根本作用在于降低一國與世界各地在貿(mào)易和金融往來中交易費用和匯率風(fēng)險的潛在能力（巴曙松等，2011）。某一主權(quán)貨幣成為錨貨幣在于其在一國官方部門發(fā)揮計價職能，是該國貨幣國際化的重要體現(xiàn)（Ito，2010）。布雷頓森林體系瓦解后，美元的全球貨幣錨地位逐漸被弱化，錨貨幣選擇呈現(xiàn)多元化趨勢。關(guān)于一國貨幣是否成為錨貨幣的實證研究主要從兩方面展開：一是由Enders和Hurn（1994）提出的G-PPP模型，主要思想是將實際匯率與一組外生宏觀經(jīng)濟(jì)變量聯(lián)系起來，用這組經(jīng)濟(jì)變量解釋實際匯率的行為。二是由Frankel和Wei（1994，2007）構(gòu)建的外部貨幣模型，主要思想是假設(shè)一國貨幣匯率是由一籃子貨幣決定，而本幣匯率波動能夠被籃子中某一貨幣（錨貨幣）匯率波動所解釋。該模型被用來測算一籃子貨幣的實際權(quán)重，被廣泛應(yīng)用于測度貨幣錨效應(yīng)的實證分析，是貨幣“貨幣錨”測度的經(jīng)典模型。

2015年12月1日國際貨幣基金組織將人民幣納入特別提款權(quán)貨幣籃子，2016年10月人民幣被正式納入SDR貨幣籃子，人民幣成為SDR國際儲備貨幣后，人民幣的國際化進(jìn)入了新階段，人民幣“貨幣錨”地位相應(yīng)隨之變化。 “一帶一路”倡議提出以來已有138個國家（地區(qū)）與我國簽訂共建“一帶一路”合作文件，客觀了解人民幣在“一帶一路”沿線國家“貨幣錨”地位，找到人民幣貨幣錨職能實現(xiàn)的短板與不足，清晰把握人民幣的影響力對推進(jìn)人民幣國家化具有重要意義。

目前，對于人民幣“貨幣錨”測度的相關(guān)文獻(xiàn)主要以Frankel和Wei經(jīng)典模型為基礎(chǔ)，按照地區(qū)的差異分析人民幣的貨幣錨效應(yīng)是否存在。如吳秋實等（2013）、Henning（2013）等認(rèn)為人民幣已經(jīng)成為東亞大多數(shù)國家的隱性“貨幣錨”，東亞地區(qū)形成了松散的“人民幣區(qū)”。通過分析人民幣在“一帶一路”沿線區(qū)域的影響力，丁劍平等（2018）認(rèn)為人民幣發(fā)揮貨幣錨職能的區(qū)域主要在中國臨近的周邊國家，西亞、中東歐等地區(qū)對人民幣的參照較弱;Subramanian和Kessler（2013）發(fā)現(xiàn)人民幣的影響力不僅限于東亞，對印度、以色列和土耳其等國而言也是主要的參考貨幣。

本文主要從三個方面開展創(chuàng)新性研究：一是拓寬研究區(qū)域，利用基本模型探究“一帶一路”倡議提出前后人民幣影響范圍的變化，從影響范圍層面分析人民幣在“一帶一路”沿線區(qū)域的“貨幣錨”地位。二是將固定系數(shù)模型擴(kuò)展為時變參數(shù)狀態(tài)空間模型，進(jìn)一步驗證基本回歸的結(jié)果，同時測度人民幣在不同時點上系數(shù)的變化，從影響力大小層面動態(tài)呈現(xiàn)人民幣“貨幣錨”地位。三是以時變系數(shù)結(jié)果為基礎(chǔ)，分析人民幣“貨幣錨”地位的約束條件，明確人民幣影響力提升的主要制約因素，找到人民幣“貨幣錨”實現(xiàn)的短板，推動人民幣國際化進(jìn)程。

二、研究模型的設(shè)定與數(shù)據(jù)處理

（一）模型設(shè)定

1.基本回歸模型設(shè)定。為了消除因本國貨幣匯率波動所帶來的誤差，F(xiàn)rankel和Wei（2008）在之前模型的基礎(chǔ)上引入衡量一國外匯市場壓力的變量。參照Subramanian和Kessler（2013）的方法，本文傾向于忽略這種干預(yù)主要出于以下考慮：只對不同貨幣匯率間的協(xié)同變化感興趣，而不管這到底是行政干預(yù)還是市場壓力所導(dǎo)致的。因為不論是哪種情況，只要估計的系數(shù)值高就表明該匯率對于被解釋貨幣匯率有重要影響。故最終選擇Frankel和Wei（1994，2007）提出的方法，具體模型如下：

其中，ΔlogYt是t時期本國貨幣兌SDR匯率自然對數(shù)的一階差分;w（j）是回歸系數(shù)，表示第j種貨幣在本國貨幣籃子中的權(quán)重;ΔlogXj，t是t時期本國貨幣籃子中第j種貨幣兌SDR匯率自然對數(shù)的一階差分;c和ut分別表示常數(shù)項和隨機(jī)誤差項。本文選擇5種SDR儲備貨幣（美元、歐元、日元、英鎊和人民幣）作為各國貨幣籃子，故擴(kuò)展為具體籃子貨幣的模型如下：

由于我國實行有管理的浮動匯率制度，式（2）中的人民幣與其他貨幣之間可能存在高度相關(guān)性，若對模型直接估計會因為多重共線性而導(dǎo)致模型估計結(jié)果偏差。為了解決這一問題，遵循Balasubramaniam等（2011）的做法，將人民幣匯率變化對美元、歐元、日元和英鎊的匯率變動做輔助回歸，并以回歸結(jié)果的殘差作為人民幣匯率獨立變動的部分，從而模型變化如下：

其中，ΔlogCNY︿t表示人民幣輔助回歸結(jié)果的殘差。通過估計該模型即可得出人民幣貨幣錨效應(yīng)，但此時β5，t不再表示人民幣在一國貨幣籃子中的權(quán)重，僅僅衡量人民幣對該國貨幣的影響程度。

2.時變參數(shù)狀態(tài)空間模型設(shè)定。狀態(tài)空間模型利用強(qiáng)有效的卡爾曼濾波對每個時點上的系數(shù)進(jìn)行估計，得到具有動態(tài)時變特征的系數(shù)。將固定系數(shù)的Frankel和Wei（1994、2007）模型擴(kuò)展成為時變參數(shù)的狀態(tài)空間模型，測度每個時點上人民幣在各國貨幣籃子里影響力大小的變化情況，以此能清晰了解人民幣真實影響力的變化趨勢。具體模型如下所示：

（二）樣本選擇及區(qū)間劃分

本文以“一帶一路”沿線國家作為分析區(qū)域，在剔除了數(shù)據(jù)缺失的國家后最終選取53個經(jīng)濟(jì)體作為本文的研究樣本，具體見表1。自2005年7月21日起，我國開始實行以市場供求為基礎(chǔ)，參考一籃子貨幣實行有管理的浮動匯率制度，人民幣的靈活性有所提高。故以2005年8月作為研究起點，以2005年8月至2018年12月的月度數(shù)據(jù)作為主樣本進(jìn)行分析，其中各經(jīng)濟(jì)體貨幣兌SDR匯率月度數(shù)據(jù)來源于IMF的IFS數(shù)據(jù)庫。為了明確“一帶一路”倡議提出前后人民幣影響力的變化情況，同時又避免較大的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和環(huán)境變化對結(jié)果的影響，現(xiàn)以2008年8月國際金融危機(jī)爆發(fā)和2015年3月《推動共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動》的發(fā)布作為節(jié)點，將全樣本劃分為三個區(qū)間，即2005年8月至2008年7月、2008年8月至2015年2月和2015年3月至2018年12月。

三、人民幣“貨幣錨”地位實證結(jié)果分析

對人民幣“貨幣錨”地位的探究主要是通過基本回歸模型和狀態(tài)空間模型，分別從影響范圍和影響力大小兩個層面展開分析，以此明確“一帶一路”倡議提出前后人民幣“貨幣錨”地位的變化情況，清晰把握人民幣在“一帶一路”合作沿線區(qū)域的影響。

（一）基本回歸結(jié)果分析

基本回歸的目的是通過模型分析“一帶一路”倡議提出前后人民幣的影響范圍變化，即在樣本區(qū)間內(nèi)分析具體錨定人民幣國家數(shù)目的變化。分區(qū)間的實證結(jié)果顯示人民幣在三個區(qū)間的影響范圍存在差異。其中2005年8月至2008年7月與2008年8月至2015年2月，分別有11個國家將人民幣作為本國（地區(qū)）的錨貨幣，但是兩個區(qū)間具體國家有所不同。2005年8月至2008年7月對人民幣顯著的國家有蒙古、阿聯(lián)酋、巴林、斯里蘭卡、阿富汗、哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、俄羅斯、烏克蘭、白俄羅斯和捷克。2008年8月至2015年2月對人民幣顯著的國家為蒙古、印度尼西亞、科威特、土耳其、也門、孟加拉國、馬爾代夫、格魯吉亞、塞爾維亞、烏克蘭和摩爾多瓦。在2015年3月至2018年12月錨定人民幣的國家上升至20個①。本文僅列出“一帶一路”倡議提出之后錨定人民幣國家的回歸結(jié)果（表2），對比三個區(qū)間錨定人民幣的國家數(shù)目變化，可知人民幣的影響范圍顯著提升;從國家的地區(qū)分布來看，人民幣作為“貨幣錨”的影響范圍存在明顯的地區(qū)差異，具體分析如下。

首先，在東南亞地區(qū)，參照人民幣的效果最明顯。在“一帶一路”倡議提出之前，僅有蒙古和印度尼西亞將人民幣當(dāng)作“貨幣錨”，而美元的影響力較大。在“一帶一路”倡議提出之后，參照人民幣的國家（地區(qū)）增加至8個，分別為文萊、印度尼西亞、老撾、馬來西亞、緬甸、泰國、新加坡和越南。其他參照美元的國家8個、日元6個，歐元有一定的影響力，而英鎊的影響力相對較弱。作為“海上絲綢之路”的重要樞紐，隨著“一帶一路”倡議與合作的穩(wěn)步推進(jìn)，中國與東南亞的經(jīng)貿(mào)合作更加緊密，雙方的貿(mào)易額呈現(xiàn)逐年上升的趨勢。截至2019年8月，中國已成為東南亞的第一大貿(mào)易伙伴，進(jìn)出口總額占比17%，其中出口占比21%，進(jìn)口占比14%。雙方貿(mào)易的擴(kuò)大推動跨境貿(mào)易人民幣的使用，跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算額逐年增加，為人民幣進(jìn)入東南亞國家提供了良好的機(jī)遇。

其次，在南亞和獨聯(lián)體地區(qū)，人民幣的影響僅次于東南亞地區(qū)，也被當(dāng)作重要的“貨幣錨”。在南亞地區(qū)，“一帶一路”之后將人民幣作為“貨幣錨”的國家有尼泊爾、印度、阿富汗和不丹。但南亞各國主要錨定的貨幣依然是美元，英鎊、日元和歐元的影響力較弱。在獨聯(lián)體地區(qū)，“一帶一路”倡議提出之后將人民幣作為“貨幣錨”的國家有白俄羅斯、摩爾多瓦和俄羅斯，人民幣的影響范圍的變化不大，該地區(qū)一直將人民幣作為重要的參照貨幣。美元在該地區(qū)的影響力略高于人民幣，另外三種貨幣的影響力較弱。

最后，在中亞、西亞和中東歐地區(qū)，“一帶一路”倡議提出前后將人民幣作為“貨幣錨”的國家較少，人民幣的影響范圍較小。西亞是明顯的“美元區(qū)”，各區(qū)間參照美元的國家數(shù)目都超過了80%，且美元的影響正逐年上升，人民幣、歐元、英鎊和日元在該地區(qū)的影響都比較小。西亞是主要的石油產(chǎn)出區(qū)，沙特阿拉伯、伊朗、阿聯(lián)酋和科威特等都是世界排名靠前的產(chǎn)油國，石油一直存在以美元計價的慣性;同時，美國是其重要的政治相關(guān)國，由此穩(wěn)固了美元在該地區(qū)的霸權(quán)地位。中東歐是明顯的“歐元區(qū)”，且歐元的影響力逐年增強(qiáng)，其他的貨幣在此地區(qū)的影響力較弱。歐元在該地區(qū)的影響力，一方面是因為一些國家的歐盟成員國;另一方面是因為地理臨近，非歐盟成員國與歐盟的貿(mào)易往來密切，外貿(mào)進(jìn)出口嚴(yán)重依賴歐盟市場，歐元由此占據(jù)了重要影響地位。

總的來說，“一帶一路”倡議提出之后人民幣的影響范圍顯著增強(qiáng)，人民幣在“一帶一路”沿線區(qū)域的“貨幣錨”地位得到一定的提升，但美元仍然是主導(dǎo)貨幣。

（二）狀態(tài)空間模型結(jié)果分析

本文利用時變參數(shù)狀態(tài)空間模型分區(qū)間對“一帶一路”合作之后錨定人民幣的20個國家的系數(shù)進(jìn)行測度，以此明確人民幣匯率走勢對各國貨幣匯率影響的時變系數(shù)大小的變化。通過對各樣本國家（地區(qū)）的貨幣、美元、歐元、日元、英鎊、人民幣兌SDR匯率序列自然對數(shù)的一階差分，以及人民幣的自主波動成分進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果表明各序列都是平穩(wěn)序列，并利用Eviews10軟件進(jìn)行模型估計得到的系數(shù)結(jié)果按照地區(qū)在下列圖1-5中列出。在東南亞地區(qū)（圖1和圖2），一方面人民幣匯率波動對不同經(jīng)濟(jì)體的影響大小不同，人民幣影響力從高到低排序依次是馬來西亞、泰國、緬甸、文萊、新加坡、老撾、印度尼西亞和越南;另一方面“一帶一路”倡議實施前后人民幣系數(shù)的變化不同，即人民幣的系數(shù)在不同經(jīng)濟(jì)體的波動幅度存在差異。人民幣系數(shù)波動幅度較小的是緬甸、新加坡、文萊、老撾和印度尼西亞，2008年8月國際金融危機(jī)之前存在小幅波動，而危機(jī)之后系數(shù)在各時點基本保持穩(wěn)定?！耙粠б宦贰背h提出以來，其系數(shù)沒有出現(xiàn)顯著的變化，各國系數(shù)分別穩(wěn)定在0.65、0.45、0.59、0.36和0.35左右;人民幣系數(shù)在越南、泰國和馬來西亞的波動較大，2015年3月之后人民幣的系數(shù)在以下三國顯著上升，越南的系數(shù)由-0.41上升到0.20左右，泰國的系數(shù)由0.65上升到0.77，馬來西亞的系數(shù)由0.66上升到0.79。

時變參數(shù)（一）

在獨聯(lián)體地區(qū)（圖3），人民幣的影響力大小按高低排序，依次是摩爾多瓦、俄羅斯和白俄羅斯，人民幣的影響力系數(shù)在這三國都超過0.3，表明人民幣在這三國的都存在一定的影響力。人民幣在白俄羅斯和摩爾多瓦的系數(shù)波動不大，2008年國際金融危機(jī)之后，白俄羅斯的系數(shù)基本穩(wěn)定在0.31左右，摩爾多瓦的系數(shù)基本穩(wěn)定在0.70左右，兩國的系數(shù)在“一帶一路”合作前后基本沒有變化。人民幣系數(shù)在俄羅斯的波動程度較大，俄羅斯的系數(shù)在“一帶一路”合作之后從0.49上升到0.77，系數(shù)上升幅度較大。

時變參數(shù)（二）

在南亞、西亞、中亞以及中東歐地區(qū)（圖4和圖5），人民幣在各國的系數(shù)大小存在差異，在土耳其、哈薩克斯坦和尼泊爾的系數(shù)較大;在波蘭、塞爾維亞、以色列、印度和不丹的系數(shù)較小，系數(shù)低于0.2，雖然這些國家在“一帶一路”合作之后開始錨定人民幣，但是人民幣在其貨幣籃子的影響力較小。從人民幣的波動性來看，人民幣在印度、不丹、尼泊爾、以色列、塞爾維亞以及波蘭的時變系數(shù)較為穩(wěn)定，在阿富汗、土耳其和哈薩克斯坦的時變參數(shù)曲線呈現(xiàn)較大的波動。

在明確人民幣的系數(shù)變化在各國存在差異的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步分析系數(shù)大小和波動差異產(chǎn)生的原因，并對影響人民幣“貨幣錨”職能實現(xiàn)的因素進(jìn)行分析。

1.模型設(shè)計。現(xiàn)以狀態(tài)空間模型估計的人民幣時變系數(shù)作為被解釋變量，構(gòu)建包含貿(mào)易、制度差異等解釋變量在內(nèi)的計量檢驗?zāi)Ｐ停唧w計量模型如下：

2.變量與數(shù)據(jù)說明。

（1）被解釋變量。人民幣影響力系數(shù)大小為上文狀態(tài)空間模型的估計結(jié)果。

（2）制度差異變量。制度變量來自世界銀行全球治理指數(shù)（WGI），該指數(shù)包含6個維度的指標(biāo)，分別是政治穩(wěn)定（Political Stability）、法律法規(guī)（Rule of Law）、腐敗控制（Control of Corruption）、公民話語權(quán)和問責(zé)機(jī)制（Voice and Accountability）、監(jiān)管質(zhì)量（Regulatory Quality）、政府效率（Government Effectiveness），各指標(biāo)的取值范圍在-2.5與+2.5之間，數(shù)值越大意味著各指標(biāo)的質(zhì)量越高及相對應(yīng)的制度環(huán)境越好。通過計算6個指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)，發(fā)現(xiàn)腐敗控制、法律法規(guī)、公民話語權(quán)和問責(zé)機(jī)制、監(jiān)管質(zhì)量指標(biāo)之間存在嚴(yán)格的多重共線性，故采用與羅煜（2017）、蔣冠宏（2017）等的做法，最終保留政治穩(wěn)定（Political Stability）和政府效率（Government Effectiveness）兩個變量。其中，d_stability（政治穩(wěn)定性差異）和d_effective（政府效率差異）用錨定人民幣的國家取值與我國取值的差值表示，取值高于我國則為正，否則為負(fù)值。數(shù)據(jù)來源于世界銀行WGI數(shù)據(jù)庫。

（3）貿(mào)易變量。externality（貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性）用一國與錨定人民幣的國家之間進(jìn)出口貿(mào)易額占本國進(jìn)出口貿(mào)易總額的比重表示。一國的貿(mào)易伙伴對貨幣錨的選擇會影響其錨定貨幣的選擇，一種貨幣的錨效應(yīng)通過貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性形成一種滾雪球的效應(yīng)，從而擴(kuò)大了影響力（Fischer，2016）。traderelation（貿(mào)易關(guān)系）指一國與中國貿(mào)易往來的密切程度，用一國與中國的雙邊貿(mào)易總額與該國的貿(mào)易總額的比重表示。Heller（1978）、Li（2003）發(fā)現(xiàn)貿(mào)易關(guān)系越緊密，錨定主要貿(mào)易對象國的貨幣對本國的貿(mào)易發(fā)展越有利，一國往往會傾向于釘住其主要貿(mào)易伙伴國的貨幣。tradeopenss（貿(mào)易開放度）用一國貿(mào)易規(guī)模與其國內(nèi)GDP的比值表示。Meissner和Oomes（2009）指出對外依存度較大的國家，其經(jīng)濟(jì)體更容易受到貿(mào)易條件沖擊的影響，從而傾向于選擇更靈活的匯率體制來規(guī)避匯率風(fēng)險，而不是去選擇釘住某一種或幾種貨幣。數(shù)據(jù)來源于IMF的IFS數(shù)據(jù)庫。

（4）其他變量。lngdp（實際GDP）為一國經(jīng)濟(jì)規(guī)模的對數(shù)值。Meissner和Oomes（2009）表示經(jīng)濟(jì)規(guī)模較大的國家對國際貿(mào)易的依賴程度較低，往往會選擇靈活的匯率制度。infla_history（高通貨膨脹歷史）為啞變量。若一國用GDP平減指數(shù)表示的通貨膨脹在布雷頓森林體系解體之后（1973）的某一年超過50%，則取值為1，否則為0，有高通貨膨脹歷史的國家往往會釘住比較可信的貨幣（Thomas Plümper，2014）。output_asy（產(chǎn)出波動不對稱性）用過去10年一國與中國GDP增長率自然對數(shù)之差的標(biāo)準(zhǔn)差表示。Alesina and Barro（2002）和Fischer（2016）指出錨定一種特定的貨幣具有一定成本，當(dāng)一國與錨定貨幣國產(chǎn)出波動不同步時，即產(chǎn)出不對稱性越大，該國錨定的成本就越高。數(shù)據(jù)來源于世界銀行世界發(fā)展指標(biāo)數(shù)據(jù)庫，主要指標(biāo)的描述性統(tǒng)計如表3所示。

3.實證檢驗與結(jié)果分析。本文以“一帶一路”倡議提出之后錨定人民幣的19個國家（地區(qū)）②2005-2017年的面板數(shù)據(jù)作為樣本，通過LLC檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗和IPS檢驗，發(fā)現(xiàn)檢驗統(tǒng)計量在5% 的水平顯著為負(fù)，故強(qiáng)烈拒絕面板包含單位根的原假設(shè)，認(rèn)為面板為平穩(wěn)過程。LM檢驗發(fā)現(xiàn)P值為0.000，顯著拒絕“不存在個體隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，說明該模型不適合用混合回歸（OLS）。豪斯曼檢驗發(fā)現(xiàn)P值為0.8694，不能拒絕原假設(shè)，故相對于固定效應(yīng)模型（FE），選擇隨機(jī)效應(yīng)更有效率，最終選擇隨機(jī)效應(yīng)模型（RE）進(jìn)行估計。模型估計結(jié)果如表4所示。

第一，在制度差異方面。政治穩(wěn)定性差異（d_stability）的系數(shù)在5%的水平下顯著為正，而政府效率差異（d_effective）的系數(shù)為負(fù)但不顯著，表明國家穩(wěn)定性差異而非政府工作效率差異對人民幣影響力提升有顯著的促進(jìn)作用?？赡艿脑蚴钦畏€(wěn)定是國外出口企業(yè)進(jìn)入該市場的前提條件，動蕩的政治環(huán)境不利于國際經(jīng)濟(jì)貿(mào)易往來，哈薩克斯坦、馬來西亞和土耳其人民幣時變系數(shù)的波動性可以由其波動較大的政治穩(wěn)定性差異解釋。

第二，在貿(mào)易方面。貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性（externality）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，貿(mào)易關(guān)系（traderelation）和貿(mào)易開放度（tradeopenss）的系數(shù)符號雖符合預(yù)期，但沒有通過顯著性檢驗，表明貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性對人民幣影響力提升有顯著的正向影響，而人民幣系數(shù)的變化對貿(mào)易關(guān)系和貿(mào)易開放度不敏感。相對于其他因素，貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性的系數(shù)值（0.43）最大，表明人民幣系數(shù)大小的差異主要由貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性解釋，即人民幣在一國發(fā)揮“貨幣錨”作用的大小主要看這些國家的主要貿(mào)易伙伴對人民幣的錨定程度。狀態(tài)空間模型的結(jié)果顯示貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性較大的國家其人民幣時變系數(shù)值也較高，貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性超過50%的國家有白俄羅斯、不丹、尼泊爾、緬甸和老撾。其中，白俄羅斯的貿(mào)易對象國主要是俄羅斯，2005—2018年間白俄羅斯每年從俄羅斯的進(jìn)口額最高達(dá)到了60%，出口額最高達(dá)到了45%;不丹每年的貿(mào)易額較小，其主要貿(mào)易對象國是印度，2018年不丹向印度的出口額高達(dá)93%，從印度的進(jìn)口高達(dá)89%;尼泊爾的貿(mào)易額度較小，其主要的貿(mào)易伙伴為印度，2018年出口額達(dá)到了55%，進(jìn)口額達(dá)到了66%;緬甸的主要進(jìn)口國是新加坡、馬來西亞和泰國，2005—2018年間進(jìn)口貿(mào)易額最高達(dá)到了52%，最高出口份額達(dá)到了45%;老撾的主要貿(mào)易對象國是泰國，2005—2018年的進(jìn)口份額都超過了55%，泰國也是老撾的出口國，年出口份額超過30%。其中，阿富汗、越南貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性的波動性較大，故這兩個國家人民幣時變系數(shù)的波動性可以用貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性的波動解釋。阿富汗的網(wǎng)絡(luò)外部性的變化主要是因為其與印度的貿(mào)易額逐年上升，出口到印度的份額從2005年的18%上升到40%;越南網(wǎng)絡(luò)外部性的變化主要是由于其與東南亞各國的貿(mào)易呈現(xiàn)波動下降的趨勢。

第三，在其他方面。實際GDP（lngdp）的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，可能的原因是本文所選取的樣本國家的經(jīng)濟(jì)規(guī)模都比較小，對貿(mào)易的依賴比較大。俄羅斯人民幣時變系數(shù)較大的波動性可以由實際GDP的變化解釋。高通貨膨脹歷史（infla_history）在5%的水平上對人民幣系數(shù)產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。高通貨膨脹歷史的國家往往會選擇釘住比較可信的貨幣當(dāng)局，表明目前人民幣在“一帶一路”沿線國家的可信性有待提高。產(chǎn)出波動不對稱性（output_asy）的系數(shù)為負(fù)但不顯著，表明人民幣的影響力大小對產(chǎn)出波動不對稱性不敏感。

4.穩(wěn)健性檢驗。為了驗證上述主要解釋變量③的穩(wěn)健性，本文從兩個角度改變樣本區(qū)間進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。一是以人民幣時變系數(shù)大小的中位數(shù)作為分類標(biāo)準(zhǔn)，從國家異質(zhì)性的角度對影響人民幣系數(shù)大小的因素進(jìn)行驗證。從表4的結(jié)果來看，在以中位數(shù)為基準(zhǔn)的兩個樣本中，政治穩(wěn)定性差異（d_stability）和貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性（externality）的顯著性和系數(shù)符號與基準(zhǔn)回歸保持一致，具有較好的穩(wěn)健性。實際GDP（lngdp）、高通貨膨脹歷史（infla_history）的系數(shù)符號保持一致，但是顯著性存在差異，lngdp和infla_history在小于中位數(shù)的樣本中顯著性增強(qiáng)，在大于中位數(shù)的樣本中的顯著性較弱，表明這兩個變量主要在人民幣影響較弱的國家發(fā)揮作用，而在人民幣影響力較強(qiáng)的國家的作用不大。二是將樣本擴(kuò)展到包含51個國家④。由于全樣本中包含未錨定人民幣的國家，故預(yù)期全樣本主要解釋變量的回歸結(jié)果系數(shù)大小和顯著性都會降低。回歸結(jié)果（表4）顯示主要解釋變量的系數(shù)大小和顯著性較基準(zhǔn)回歸的結(jié)果都明顯下降，進(jìn)一步證實了模型具有較好的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論及政策建議

本文以“一帶一路”沿線53個國家為樣本，將經(jīng)典“貨幣錨”模型擴(kuò)展為時變參數(shù)狀態(tài)空間模型，從影響范圍和影響力大小兩個層面對人民幣在“一帶一路”沿線區(qū)域的“貨幣錨”地位進(jìn)行了測度，并基于時變參數(shù)狀態(tài)空間模型的結(jié)果探究了影響人民幣發(fā)揮貨幣錨作用的因素，主要研究結(jié)論如下：（1）人民幣已經(jīng)成為“一帶一路”區(qū)域重要的“貨幣錨”，“一帶一路”倡議提出之后人民幣的影響范圍顯著提升，但人民幣作為“貨幣錨”的影響范圍存在明顯的地區(qū)差異。東南亞地區(qū)對人民幣的參照最明顯，其次是南亞和獨聯(lián)體地區(qū)，而人民幣在西亞、中東歐和中亞地區(qū)的影響較弱;同時，美元仍然是該地區(qū)的主導(dǎo)貨幣，人民幣與其相比存在一定的差距。（2）“一帶一路”倡議提出前后人民幣影響力的變化存在國別差異，人民幣在越南、馬來西亞、俄羅斯、阿富汗和土耳其的影響力顯著提升，而在其他國家影響力的大小變化不大。（3）影響人民幣發(fā)揮“貨幣錨”作用的因素主要是政治穩(wěn)定性差異、貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性、實際GDP和一國的高通貨膨脹歷史，其中，貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性對人民幣“貨幣錨”地位提升的促進(jìn)作用最大，經(jīng)濟(jì)規(guī)模的影響較小，而一國的高通貨膨脹歷史抑制人民幣發(fā)揮貨幣錨作用。

基于上述研究結(jié)論，本文的政策建議如下：

第一，推進(jìn)掌握大宗商品計價權(quán)，提高人民幣話語權(quán)。西亞成為“美元區(qū)”主要是因為石油存在以美元計價的慣性，西亞各國為了規(guī)避石油出口的匯率風(fēng)險，在匯率安排方面選擇釘住美元。我國應(yīng)在經(jīng)濟(jì)貿(mào)易中逐步滲透大宗商品人民幣的定價、計價和結(jié)算，削弱美元在大宗商品計價結(jié)算上的絕對壟斷地位。以石油天然氣為例，依托“一帶一路”加強(qiáng)與中亞、俄羅斯等重要能源輸出國的合作，政策主導(dǎo)企業(yè)合作推動形成大宗商品產(chǎn)業(yè)聯(lián)盟，提高國際定價能力;同時，大力發(fā)展以上海能源中心為主體的人民幣定價和計價的原油期貨。

第二，擴(kuò)大與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易往來，鞏固與主要貿(mào)易伙伴的合作關(guān)系。主要貿(mào)易伙伴釘住人民幣會帶動區(qū)域內(nèi)其他國家選擇錨定人民幣，貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性通過滾雪球效應(yīng)提升人民幣的影響力?！耙粠б宦贰毖鼐€國家政治環(huán)境多樣化，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平層次不齊，在積極謀求與各國的合作意愿時應(yīng)加強(qiáng)政策領(lǐng)域的互聯(lián)互通，努力提高貿(mào)易便利化水平;同時，應(yīng)樹立樣板國家，選擇重點伙伴國。例如在東南亞區(qū)域鞏固與印度尼西亞、新加坡、馬來西亞等國家貿(mào)易伙伴關(guān)系，在南亞選擇印度，中亞地區(qū)選擇哈薩克斯坦、獨聯(lián)體區(qū)域選擇俄羅斯，西亞地區(qū)選擇土耳其和沙特阿拉伯，在中東歐選擇波蘭等作為主要貿(mào)易伙伴國。

第三，推動匯率制度市場化改革，提高他國對人民幣的信心。匯率市場化是大勢所趨，我國應(yīng)逐步推動配套改革與市場建設(shè)，夯實匯率改革的基礎(chǔ)，創(chuàng)造匯率穩(wěn)定的有利環(huán)境。例如我國應(yīng)建立更有效、更有影響力的報價制度，應(yīng)積極推動形成機(jī)制化且透明的中間價形成機(jī)制，保持報價公式的一致性，盡量降低外匯干預(yù)以最大限度地減少過度波動;同時，相應(yīng)地公布有關(guān)央行外匯干預(yù)的信息以提高市場理解，加強(qiáng)政策框架的可信度。

注釋：

① “一帶一路”倡議提出之后錨定人民幣的20個國家為阿富汗、白俄羅斯、文萊、不丹、印度、印度尼西亞、以色列、哈薩克斯坦、老撾，摩爾多瓦、緬甸、馬來西亞、尼泊爾、波蘭、俄羅斯、新加坡、泰國、土耳其、越南、塞爾維亞。

② 由于塞爾維亞的數(shù)據(jù)缺失，故在探究人民幣“貨幣錨”影響因素的實證分析中將其剔除，最終選擇余下的19個國家。

③ 這里的主要解釋變量表示在基準(zhǔn)回歸中顯著變量，包括政治穩(wěn)定性差異（d_stability）、貿(mào)易網(wǎng)絡(luò)外部性（externality）、實際GDP（lngdp）和高通貨膨脹歷史（infla_history）。

④ 由于塞爾維亞和黑山的數(shù)據(jù)缺失，最終的全樣本只包含51個國家。

參考文獻(xiàn)：

[1] 巴曙松，楊現(xiàn)領(lǐng).貨幣錨的選擇與退出：對最優(yōu)貨幣規(guī)則的再考察[J].國際經(jīng)濟(jì)評論，2011（1）：141-154.

[2] Ito T. China as Number One： How about the Renminbi？ [J]. Asian Economic Policy Review Issue，2010（5）：249-276.

[3] Enders W， Hurn S. Generalized purchasing power parity： Theory and tests for the Pacific Rim [J]. Review of International Economics， 1994，2（2）：179-190.

[4] Frankel J A， Wei S. J. Yen bloc or dollar bloc？ Exchange rate policies of the East Asian economies[M]//Macroeconomic Linkage： Savings， Exchange Rates， and Capital Flows， NBER-EASE Volume 3. University of Chicago Press， 1994： 295-333.

[5] Frankel， J A， Wei S J. Assessing Chinas exchange rate regime[J]. Economic Policy， 2007，22（51）： 576-627.

[6] 吳秋實，朱小梅，張?zhí)?東亞區(qū)域內(nèi)人民幣的貨幣錨地位研究[J].亞太經(jīng)濟(jì)，2013（5）：36-40.

[7] Henning C R. Choice and coercion in East Asian exchange-rate regimes[M].Power in a Changing World Economy. Routledge， 2013： 103-124.

[8] 丁劍平，方琛琳，葉偉.“一帶一路”區(qū)塊貨幣參照人民幣“隱性錨”分析[J].國際金融研究，2018（10）：23-32.

[9] Subramanian A， Kessler M. The Renminbi bloc is here： asia down， rest of the world to go？ [J]. Journal of Globalization and Development， 2013，4（1）： 49-94.

[10]Frankel J A， Wei S. Estimation of De Facto Exchange Rate Regimes： Synthesis of the Techniques for Inferring Flexibility and Basket Weights[J].National Bureau of Economic Research， 2008：35-67.

[11]羅煜，王芳，陳熙.制度質(zhì)量和國際金融機(jī)構(gòu)如何影響PPP項目的成效——基于“一帶一路”46國經(jīng)驗數(shù)據(jù)的研究[J].金融研究，2017（4）：61-77.

[12]蔣冠宏.中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家市場的進(jìn)入策略[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2017（9）：119-136.

[13]Fischer C. Determining global currency bloc equilibria： An empirical strategy based on estimates of anchor currency choice[J].Journal of International Money and Finance， 2016， 64： 214-238.

[14]Heller H R. Determinants of exchange rate practices[J].Journal of Money， Credit and Banking， 1978， 10（3）： 308-321.

[15]Meissner C M， Oomes N. Why do countries peg the way they peg？ The determinants of anchor currency choice[J].Journal of International Money and Finance， 2009， 28（3）： 522-547.

[16]Thomas P. Fear of Floating and de Facto Exchange Rate Pegswith Multiple Key Currencies[J].International Studies Quarterly， 2014，55（4）： 1121-1142.

[17]Alesina A， Barro R J. Currency unions[J].The Quarterly Journal of Economics， 2002， 117（2）： 409-436.