中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的溢出效應(yīng)研究
——基于PVAR 模型的實證分析

陸佳穎，郭建偉

（江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214000）

一、引言

隨著經(jīng)濟全球化的發(fā)展，各國經(jīng)濟日益形成“你中有我，我中有你”的相互依存局面，一國經(jīng)濟政策的變化不僅會影響本國的宏觀經(jīng)濟，還會對其他國家產(chǎn)生溢出效應(yīng)。因此，研究貨幣政策的溢出效應(yīng)一直以來都是宏觀金融領(lǐng)域的熱點話題。然而，現(xiàn)有國內(nèi)外研究主要以美歐等發(fā)達國家作為貨幣政策溢出效應(yīng)的主體，而對中國等新興市場國家貨幣政策溢出效應(yīng)的關(guān)注較少。

改革開放四十多年來，中國經(jīng)濟飛速發(fā)展，在世界經(jīng)濟舞臺上發(fā)揮著愈發(fā)重要的作用。2000—2019年，中國GDP 從12 113.69 億美元上升到143 429.03億美元，占世界的份額從3.60%上升到16.35%，進出口金額從4 742.97 億美元上升到45 778.91 億美元。中國已經(jīng)成為世界第二大經(jīng)濟體和世界第一貿(mào)易大國。2016 年10 月，人民幣加入SDR，人民幣國際化邁上一個新臺階。因而，中國貨幣政策的溢出效應(yīng)開始受到學(xué)術(shù)界越來越多的關(guān)注。

2013 年以來，中國與“一帶一路”沿線國家間的合作交流已涉及政治、經(jīng)濟、文化教育等諸多方面。中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟存在溢出效應(yīng)嗎？如果存在，其程度如何？這是本文探討的出發(fā)點。

二、文獻綜述

美國作為超級大國，其貨幣政策對他國的影響毋庸置疑。國內(nèi)外學(xué)者對美國貨幣政策的溢出效應(yīng)進行了大量研究，普遍認為美國貨幣政策對全球經(jīng)濟產(chǎn)生了溢出影響。劉克崮和翟晨曦（2011）[1]認為美國量化寬松貨幣政策促使我國物價水平大幅上升，導(dǎo)致輸入型通貨膨脹現(xiàn)象嚴重。齊曉楠等（2013）[2]的研究表明，長期而言，美國量化寬松貨幣政策會導(dǎo)致人民幣升值，且對中國的進出口貿(mào)易構(gòu)成負向沖擊。Cho 和Rhee（2014）[3]的研究則發(fā)現(xiàn)，在全球金融危機爆發(fā)之后，美國量化寬松貨幣政策通過降低國內(nèi)收益率和信用違約掉期溢價，顯著推動國際資本流向亞洲國家。馬理和余慧娟（2016）[4]運用PVAR 模型研究發(fā)現(xiàn)，美國寬松貨幣政策對世界其他發(fā)達國家的宏觀經(jīng)濟具有較強的正向溢出效應(yīng)。Xu 和La（2017）[5]的研究發(fā)現(xiàn)，美國量化寬松貨幣政策顯著促進了亞洲的美元信貸增長，對亞洲信貸市場具有正向溢出效應(yīng)。許志偉等（2020）[6]的研究表明，美國緊縮性貨幣政策會通過匯率傳導(dǎo)效應(yīng)使中國的進口品價格下降，并引起中國國內(nèi)生產(chǎn)成本下降、物價下跌和產(chǎn)出上升。

除了研究美國貨幣政策的溢出效應(yīng)以外，國內(nèi)外也有許多學(xué)者對歐盟、日本等發(fā)達經(jīng)濟體的貨幣政策溢出效應(yīng)進行研究。梁斯和郭紅玉（2015）[7]的研究發(fā)現(xiàn)，日本擴張的貨幣政策會對中國的利率及進出口貿(mào)易帶來顯著影響。張靖佳等（2017）[8]的研究表明，歐洲量化寬松政策的匯率溢出效應(yīng)對我國企業(yè)出口額和出口量具有正向溢出效應(yīng)。Kucharcuková等（2016）[9]的研究則表明，歐洲央行的傳統(tǒng)貨幣政策沖擊對歐元區(qū)以外6 個歐盟國家的產(chǎn)出和通貨膨脹的影響是一致的，而非常規(guī)貨幣政策的影響則差異較大。

近年來，隨著中國經(jīng)濟體量的增大，中國貨幣政策對世界其他國家的溢出效應(yīng)也逐漸受到學(xué)者們的重視，但相關(guān)研究無論從量上還是質(zhì)上都未達到研究美國貨幣政策溢出效應(yīng)的成熟程度。Kozluk和Mehrotra（2009）[10]通過SVAR 模型研究了中國貨幣政策沖擊對東亞和東南亞主要貿(mào)易伙伴的影響，發(fā)現(xiàn)中國貨幣政策會對菲律賓和新加坡的產(chǎn)出產(chǎn)生正向的溢出效應(yīng)。Johansson（2012）[11]分析了中國貨幣政策沖擊對東南亞五國股市的影響，結(jié)果表明，中國擴張性貨幣政策對其中四個國家的股市具有顯著的正向溢出效應(yīng)。楚爾鳴和王真（2018）[12]采用面板回歸模型研究發(fā)現(xiàn)，中國貨幣政策對世界其他國家經(jīng)濟增長存在溢出效應(yīng)，并具有異質(zhì)性。崔百勝和葛凌清（2019）[13]的研究發(fā)現(xiàn)，中國貨幣政策對中國、日本、美國和歐盟等國家的宏觀經(jīng)濟變量產(chǎn)生了溢出效應(yīng)，并且在響應(yīng)方向和程度上存在異質(zhì)性。

迄今，貨幣政策溢出方面的國內(nèi)外研究，總體而言：一方面，溢出主體的研究，以發(fā)達國家為主，而研究新興市場國家貨幣政策溢出效應(yīng)的文獻較少。另一方面，即使以中國作為溢出主體的研究，也存在溢出客體偏少、溢出機制單一等不足。本文擬從以下幾點補充現(xiàn)有文獻：第一，研究對象以中國為貨幣政策溢出效應(yīng)的主體，以“一帶一路”沿線國家為貨幣政策溢出效應(yīng)的客體，對現(xiàn)有中國貨幣政策溢出效應(yīng)的研究做出有效補充。第二，針對大多數(shù)文獻樣本選擇的局限性，選取了“一帶一路”沿線國家中28 個代表性國家進行研究，使研究更加全面。

三、模型構(gòu)建、變量與數(shù)據(jù)選擇

（一）模型設(shè)定

本文使用面板向量自回歸（PVAR）模型來實證分析中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的溢出效應(yīng)。PVAR 模型由Holtz-Eakin 等（1988）[14]最先提出，它能夠在傳統(tǒng)VAR 模型的基礎(chǔ)上對面板數(shù)據(jù)進行分析，因此兼具了時間序列分析與面板數(shù)據(jù)分析的優(yōu)點，極大地擴展了VAR 模型的功能。參照Love 和Zicchino（2006）[15]的研究成果，設(shè)置PVAR模型如下：

式 中，Yit=（CNIRt，CNM2t，IPIit，CPIit，IRit，ERit），其中i代表樣本國家，t代表月度數(shù)據(jù)，j代表滯后階數(shù)，p代表最優(yōu)滯后階數(shù)。Γ0表示截距向量，Γj表示滯后向量的參數(shù)矩陣，αi表示個體效應(yīng)，βt表示時間效應(yīng)，εit表示隨機擾動項。

CNIR 和CNM2 為模型的自變量，表示中國的利率和貨幣供應(yīng)量，IPI、CPI、IR 和ER 為模型的因變量，分別表示“一帶一路”沿線國家的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)、消費者物價指數(shù)、貨幣市場利率和匯率。

（二）“一帶一路”沿線國家的選擇

雖然“一帶一路”覆蓋歐亞非三個大陸，涉及65個國家和地區(qū)，但根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，本文僅分析28 個沿線國家，樣本包括：俄羅斯、蒙古國、菲律賓、馬來西亞、泰國、新加坡、印度尼西亞、越南、巴基斯坦、孟加拉國、斯里蘭卡、印度、埃及、格魯吉亞、土耳其、以色列、白俄羅斯、保加利亞、波蘭、黑山、捷克、克羅地亞、羅馬尼亞、塞爾維亞、烏克蘭、匈牙利、哈薩克斯坦和吉爾吉斯斯坦。

（三）變量與數(shù)據(jù)的選取

本文將中國的利率（CNIR）和貨幣供應(yīng)量（CNM2）作為貨幣政策的代理變量，其中，利率選擇中國銀行間7 天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)平均利率，貨幣供應(yīng)量選擇廣義貨幣供應(yīng)量M2 的同比①盡管中國人民銀行已經(jīng)推出貸款市場報價利率（LPR），這一利率具有權(quán)威性、指導(dǎo)性，正成為中國人民銀行引導(dǎo)金融市場利率的參考，但是由于該利率尚欠時間序列，故本文不予采用。。模型的因變量為“一帶一路”沿線國家的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)（IPI）、消費者物價指數(shù)（CPI）、貨幣市場利率（IR）和匯率（ER），其中，匯率為直接標(biāo)價法下各國貨幣兌美元的價格。

本文選擇的樣本區(qū)間為2013 年1 月至2019 年12 月。其中，“一帶一路”沿線國家的工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)（IPI）和消費者物價指數(shù)（CPI）的數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫；各國貨幣市場利率（IR）和匯率（ER）的數(shù)據(jù)來源于IMF 統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；中國銀行間7 天內(nèi)同業(yè)拆借加權(quán)平均利率（CNIR）和廣義貨幣供應(yīng)量M2 同比增速（CNM2）的數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行官網(wǎng)。

四、實證檢驗結(jié)果與分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

為了避免模型出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，在建立PVAR模型之前，首先對各變量序列進行平穩(wěn)性檢驗。由于變量CNIRt和CNM2t為時間序列數(shù)據(jù)，因此采用ADF檢驗；而變量IPIit、CPIit、IRit和ERit為面板數(shù)據(jù)，則采用LLC檢驗和IPS檢驗。由表1 的結(jié)果可知，原序列均為平穩(wěn)序列，可以進行后續(xù)的格蘭杰因果檢驗。所有檢驗過程均由Stata 14.0 完成。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗

（二）滯后期選擇與格蘭杰因果檢驗

根據(jù)AIC、BIC和HQIC信息準(zhǔn)則，確定PVAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2 階，在滯后2 期下進行格蘭杰因果檢驗，結(jié)果如表2 所示。

根據(jù)表2 中的結(jié)果，基本上可以確定中國的貨幣政策是“一帶一路”沿線國家IPI、IR、ER的格蘭杰原因。其中，中國的銀行間同業(yè)拆借利率是“一帶一路”沿線國家IPI、IR和ER的格蘭杰原因，中國的貨幣供應(yīng)量是“一帶一路”沿線國家IPI和ER的格蘭杰原因，各國CPI在短期內(nèi)并未受到中國貨幣政策的直接影響。但是，格蘭杰因果檢驗的結(jié)論只能檢驗統(tǒng)計上的時間先后順序，而不是真正意義上的因果關(guān)系，不能作為肯定或否定因果關(guān)系的根據(jù)。因此，仍需進一步論證。

表2 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

貨幣供應(yīng)量是我國重要的數(shù)量型貨幣政策工具，當(dāng)中國實行寬松貨幣政策發(fā)行大量貨幣時，本國貨幣貶值，“一帶一路”沿線國家貨幣相對升值，對“一帶一路”沿線國家的匯率和物價水平產(chǎn)生影響；同時，“一帶一路”沿線國家的貨幣升值，會對其進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響，進而影響“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)出水平。利率是我國重要的價格型貨幣政策工具，中國銀行間同業(yè)拆借利率的變化會使得中國與“一帶一路”沿線國家的資金流動，進而使“一帶一路”沿線國家的利率和匯率發(fā)生變動；利率和匯率的變動又會對其產(chǎn)出和進出口貿(mào)易產(chǎn)生影響；貿(mào)易差額的變化亦會引起“一帶一路”沿線國家外匯儲備的變化，進而影響到貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹率，對消費者物價指數(shù)產(chǎn)生影響?；诖?，本文認為中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的IPI、CPI、IR、ER存在實質(zhì)性的影響，構(gòu)成了因果關(guān)系。

（三）變量間的關(guān)系

本文采用廣義矩估計方法（GMM）估計模型參數(shù)，對計量模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果如表3 所示。由于最優(yōu)滯后階數(shù)為2，因此表中給出了滯后2期的影響系數(shù)。考察滯后2 期的CNIR（t-2）和CNM2（t-2）的影響可以得出以下結(jié)論：第一，利率對“一帶一路”沿線國家的宏觀經(jīng)濟變量IPI、CPI、IR和ER的影響系數(shù)的絕對值大于貨幣供應(yīng)量，表明價格型貨幣政策的溢出效應(yīng)要強于數(shù)量型貨幣政策。利率是金融市場中的關(guān)鍵變量，由于金融市場的變化極其迅速，政策的滯后期時間較短，因此利率的溢出效應(yīng)更為明顯。第二，中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家IPI和ER的影響方向一致①利率下降和貨幣供應(yīng)量上升表示擴張性貨幣政策，因此兩者影響系數(shù)相反表示貨幣政策溢出效應(yīng)方向相同。。CNIR（t-2）對“一帶一路”沿線國家IPI 的影響系數(shù)小于0 為-0.438 5，對ER的影響系數(shù)大于0 為0.323 7，CNM2（t-2）對“一帶一路”沿線國家IPI 的影響系數(shù)大于0為0.396 7，對ER的影響系數(shù)小于0 為-0.085 2。這表明了中國擴張性的貨幣政策在短期內(nèi)會導(dǎo)致“一帶一路”沿線國家的實體經(jīng)濟產(chǎn)出上升和貨幣升值。第三，中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的CPI和IR兩個變量的影響方向相反，說明中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的物價水平與利率水平的影響存在差異，這可能是因為中國貨幣政策只是影響“一帶一路”沿線國家的物價與利率水平的一種因素，而世界其他國家宏觀政策的變動也會對“一帶一路”沿線國家的這些宏觀經(jīng)濟指標(biāo)產(chǎn)生影響。

表3 PVAR 模型參數(shù)估計結(jié)果

（四）脈沖響應(yīng)分析

本文根據(jù)已建立的PVAR模型，分別給中國的銀行間同業(yè)拆借利率和貨幣供應(yīng)量同比一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的正向沖擊，分析“一帶一路”沿線國家主要宏觀經(jīng)濟變量對利率和貨幣供應(yīng)量沖擊的響應(yīng)。設(shè)定蒙特卡洛200 次模擬，沖擊時間長度為20 期，脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖1 至圖4 所示。

圖1 中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家產(chǎn)出的脈沖效應(yīng)

圖2 中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家物價指數(shù)的脈沖效應(yīng)

圖3 中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家利率的脈沖效應(yīng)

圖4 中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家匯率的脈沖效應(yīng)

1.中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家產(chǎn)出的影響

圖1 是中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家產(chǎn)出（IPI）的沖擊效果。從圖中可以看出，面對中國1 個標(biāo)準(zhǔn)差的正向利率沖擊，“一帶一路”沿線國家產(chǎn)出的即期表現(xiàn)為正向變化，并在1 期～2 期后逐步轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓蚍磻?yīng)，但負向反應(yīng)的持續(xù)時間較短，在第3 期以后，利率對“一帶一路”沿線國家產(chǎn)出的影響又逐漸回到正向變化，且在第10 期后正面影響呈穩(wěn)定狀態(tài)。表明中國緊縮性的價格型貨幣政策（利率上升）在長期內(nèi)會對“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)出產(chǎn)生正向的溢出效應(yīng)。面對中國1 個標(biāo)準(zhǔn)差的正向貨幣供應(yīng)量沖擊，“一帶一路”沿線國家產(chǎn)出的響應(yīng)始終為正，并且在第5 期達到最大值，此后影響效應(yīng)逐漸遞減。表明中國擴張性的數(shù)量型貨幣政策在短期和長期內(nèi)都會促進“一帶一路”沿線國家的產(chǎn)出水平上升。

2.中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家物價指數(shù)的影響

圖2 是中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家物價指數(shù)（CPI）的沖擊效果。從圖中可以看出，利率的正向沖擊對“一帶一路”沿線國家物價指數(shù)的影響在第1 期短暫為正，在第2 期后逐步轉(zhuǎn)變?yōu)樨撓蚍磻?yīng)，且負向反應(yīng)逐漸增大，負向沖擊效應(yīng)在第15期后呈穩(wěn)定狀態(tài)。貨幣供應(yīng)量的正向沖擊對“一帶一路”沿線國家物價指數(shù)的影響始終為負，在前期中，負向影響一直呈遞增狀態(tài)，直到第15 期時負向影響達到最大，此后影響效應(yīng)逐漸趨于穩(wěn)定。這說明中國擴張性的價格型貨幣政策和緊縮性的數(shù)量型貨幣政策在長期內(nèi)會推動“一帶一路”沿線國家的物價上漲。

3.中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家利率的影響

圖3 是中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家利率（IR）的沖擊效果。兩幅子圖均顯示，中國利率和貨幣供應(yīng)量的正向沖擊對“一帶一路”沿線國家利率的影響始終為負。具體來看，中國利率的正向沖擊對“一帶一路”沿線國家利率的負向影響從第1期到第5 期逐步增強，并在第5 期達到最大值，此后影響效應(yīng)逐漸遞減；面對中國1 個標(biāo)準(zhǔn)差的正向貨幣供應(yīng)量沖擊，“一帶一路”沿線國家利率的負向反應(yīng)在即期達到最大，此后影響效應(yīng)快速下降，在第1 期達到最小，在第2 期又有所回升，第2 期后影響效應(yīng)呈波動下降趨勢。表明中國擴張性的價格型貨幣政策和緊縮性的數(shù)量型貨幣政策會推動“一帶一路”沿線國家的貨幣市場利率上升。

4.中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家匯率的影響

圖4 是中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家匯率（ER）的沖擊效果。從圖中可以看出，利率的正向沖擊對“一帶一路”沿線國家匯率的影響始終為正，正向影響在前期處于遞增狀態(tài)，并且在第12 期達到最大值，此后影響趨于平緩并出現(xiàn)遞減趨勢。面對中國1 個標(biāo)準(zhǔn)差的正向貨幣供應(yīng)量沖擊，“一帶一路”沿線國家匯率的即期表現(xiàn)為負向變化，但負向影響逐步減弱，并在第6 期后影響效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)檎?，正向沖擊效應(yīng)在第14 期后呈穩(wěn)定狀態(tài)。表明中國緊縮性的價格型貨幣政策和擴張性的數(shù)量型貨幣政策在長期內(nèi)會促使“一帶一路”沿線國家匯率貶值。

（五）方差分解

進一步運用方差分解方法考察中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟變量的貢獻程度與解釋能力的變化。表4 分別給出了“一帶一路”沿線國家各經(jīng)濟變量在第10、20 和30 個預(yù)測期內(nèi)方差分解的結(jié)果。

從表4 中可以看出：第一，中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家產(chǎn)出（IPI）、物價指數(shù)（CPI）、貨幣市場利率（IR）和匯率（ER）均存在溢出效應(yīng)，其中，貨幣政策對“一帶一路”沿線國家匯率（ER）的貢獻程度最大，利率的貢獻率最大達到了37.58%，貨幣供應(yīng)量的貢獻率最大達到了3.19%。第二，中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家溢出影響的持續(xù)時間較長，均在30 期以上，且利率和貨幣供應(yīng)量對各經(jīng)濟變量的貢獻率均處于遞增狀態(tài)。第三，利率對“一帶一路”沿線國家宏觀經(jīng)濟變量IPI、CPI、IR、ER的貢獻程度均大于貨幣供應(yīng)量的貢獻程度。

表4 方差分解結(jié)果

五、結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于中國和“一帶一路”沿線28 個國家2013 年1 月至2019 年12 月的月度宏觀數(shù)據(jù)，采用PVAR 模型實證檢驗了中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家工業(yè)生產(chǎn)指數(shù)（IPI）、消費者物價指數(shù)（CPI）、貨幣市場利率（IR）和匯率（ER）的影響，主要得出以下結(jié)論：（1）中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的宏觀經(jīng)濟變量IPI、CPI、IR、ER均存在顯著的溢出效應(yīng)，且短期內(nèi)中國擴張性貨幣政策會促使“一帶一路”沿線國家的實體經(jīng)濟產(chǎn)出上升和貨幣升值。（2）價格型與數(shù)量型貨幣政策工具均對“一帶一路”沿線國家的宏觀經(jīng)濟存在溢出效應(yīng)，但其影響程度存在差異，一般來說價格型貨幣政策工具的影響要大于數(shù)量型貨幣政策工具的影響。（3）中國貨幣政策對“一帶一路”沿線國家的溢出影響持續(xù)時間較長。

（二）政策建議

基于以上結(jié)論，本文針對我國中央銀行與“一帶一路”沿線國家分別提出如下政策建議：

對于我國中央銀行而言：（1）根據(jù)價格型和數(shù)量型貨幣政策溢出效應(yīng)的異質(zhì)性，合理地選擇貨幣政策工具，在實現(xiàn)國內(nèi)貨幣政策目標(biāo)的同時，也能對“一帶一路”沿線國家的宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生正向影響，促進各國共同發(fā)展。（2）抓住有利時機，推動區(qū)域貨幣政策協(xié)調(diào)與合作，加強中國與“一帶一路”沿線國家的戰(zhàn)略合作。（3）將穩(wěn)健中性的貨幣政策作為長期國策，避免中國擴張性或緊縮性的貨幣政策使他國經(jīng)濟產(chǎn)生劇烈波動。這個也就是中央銀行反復(fù)強調(diào)的政策思路，不搞“大水灌溉”。

對于“一帶一路”沿線國家而言：（1）中國擴張性貨幣政策的實施在短期內(nèi)會導(dǎo)致“一帶一路”沿線國家貨幣升值，對“一帶一路”沿線國家的進出口貿(mào)易產(chǎn)生不利影響，因此，“一帶一路”沿線國家應(yīng)調(diào)整貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品的競爭力，增強自身抵御匯率風(fēng)險的能力。（2）“一帶一路”沿線國家之間尤其是他們與中國之間應(yīng)加強國際經(jīng)濟金融合作，協(xié)調(diào)好其國內(nèi)經(jīng)濟金融政策，在更高的層次，深挖他們與中國“一帶一路”的經(jīng)濟金融合作潛力，最終實現(xiàn)各自國家持續(xù)穩(wěn)定的經(jīng)濟發(fā)展與金融穩(wěn)定。