一、 引言

2009年以来，中国人民银行不断推进相关制度改革，清理限制人民币跨境使用或存在“隐性”货币歧视的制度障碍，逐步拓宽人民币跨境使用渠道。6年来，随着人民币支付结算便利程度不断提高，国际市场对人民币的需求不断上升。中国人民银行 (2015)公布的《人民币国际化报告 (2015)》指出，截至2014年12月，人民币成为世界第6大外汇交易货币、第5大支付货币和第2大贸易融资货币。当前，我国正处于实施“一带一路”战略的重要时间窗口。可以预料，人民币国际化必然将随着我国对外经济交往的深化而不断加速。然而，在人民币国际化稳步推进的同时，人民币资金跨境流动问题逐渐引起人们的重视，尤其是2015年以来，我国资本外流压力呈上升趋势，境内外人民币汇率偏离幅度不断扩大，国内金融系统性风险有所增加，由此产生了一些对我国金融对外开放和人民币国际化的质疑。因此，研究人民币国际化带来的宏观经济金融影响及其政策应对具有重大现实意义。

二、 文献综述

Romer (1993)的研究发现贸易条件的恶化将会降低扩张性货币政策的有效性。Berument and Dogan (2003)、Islk and Acar (2004)的研究结果表明，经济越开放，货币政策有效性越弱。对于金融开放对货币政策有效性的影响，Mundell (1963)和Fleming (1962)提出的蒙代尔-弗莱明模型最早从理论上探讨了开放经济条件下的货币政策有效性。亚洲金融危机以后，Krugman (1998)提出的三元悖论进一步阐述了汇率稳定、资本自由流动与货币政策有效性之间的关系。经验研究上，学者们沿着汇率稳定与货币政策有效性、国际资本流动与货币政策有效性两个方向进行展开。Frankel et al.(2001)的实证研究认为盯住汇率制度并不一定导致货币政策有效性的削弱，Fratzscher (2002)、Forssback and Oxelheim (2006)的实证研究认为不同弹性的汇率制度与货币政策自主性之间并没有系统性的联系，Klein and Shambaugh (2013)支持三元悖论成立。Craine and Martin (2009)、Warnock (2009)的研究认为国外资本流入降低了美国长期利率，从而削弱了美国货币政策有效性。Ciarlone et al.(2009)、Pradhan et al.(2011)的研究结果表明，在一些新兴市场国家中国际资本流动带来的外部因素对其国内货币政策有效性的影响扮演着越来越重要的角色，Rey (2013)的研究指出，基于经济金融全球化的背景下，一国选择了资本账户开放，则丧失了货币政策有效性。国内方面，谢平、张晓朴 (2002)研究了1994年至2000年我国货币政策与汇率政策的三次冲突。张荔等 (2006)、刘敏、李颖 (2008)、范小云等 (2015)等学者探讨了三元悖论在我国的适用性。赵继志、郭敏 (2012)研究了全球性因素对中国货币政策有效性的影响。徐明东、田素华 (2007)、黄俊武、陈漓高 (2009)、王立勇、张良贵 (2011)研究了国际资本流动对我国货币政策有效性的影响。孙永强等 (2013)研究了资本市场开放对我国货币政策有效性的影响。

近几年来，随着人民币国际化的推进，一些学者们开始关注和研究人民币国际化对货币政策有效性的影响。比如马骏 (2011)和国家外汇管理局四川省分局课题组 (2014)定性地分析了香港人民币离岸市场发展对国内货币供应的影响。徐奇渊、何帆 (2012)从人民币跨境结算渠道的角度定性地分析了人民币国际化对国内宏观经济的影响。方显仓 (2013)基于IS-LM模型分析了人民币国际化对货币政策传导的可能影响。杨珍增、马楠梓 (2013)基于货币国际化制度条件的视角，认为人民币国际化需要实现央行货币政策独立性为基本保障。基于已有研究，本文从以下方面进行创新：一是结合人民币国际化的现实进展，从境外现金供给、存款创造到人民币资金跨境流动全面梳理和总结了人民币国际化影响货币政策有效性的经济机理。二是修正了Dornbusch (1976)模型，在模型中纳入境外人民币货币需求函数、境外人民币汇率、人民币国际化系数等现实要素，首次构建了分析人民币国际化影响的理论框架，弥补了已有研究不足。三是首次实证检验了人民币国际化对我国货币政策有效性的研究，从而为人民币国际化的推进及相关经济政策制定提供更全面的参考依据。

本文以下结构安排是：第三部分为人民币国际化影响货币政策有效性的经济机理分析；第四部分为关于人民币国际化影响的理论建模；第五部分为关于人民币国际化对货币政策有效性影响的实证研究；第六部分为总结。

三、 人民币国际化影响货币政策有效性的经济机理 (一) 境外人民币现金供给

境外人民币现金供给来源于三个渠道：一是个人渠道，根据现行规定，境内居民每次进入香港可以携带的人民币现金最高额为2万元。二是银行渠道，根据我国与周边国家签订的边贸本币结算协定，双方边境地区商业银行之间可合作跨境调运人民币现金，此外，境外人民币清算行可跨境调运人民币现金。三是地下渠道，比如地下货币找换店、地下银行、地下钱庄等。目前，人民币现钞跨境供应回流机制基本形成，地域涵盖港澳台地区及周边国家，并不断发展。数据显示，2014年，人民币现钞跨境调运总量516亿元，同比增速23.2%，稳步上升 (中国人民银行，2015)。

(二) 境外存款创造与货币乘数

离岸人民币存款没有法定存款准备金要求，银行自发持有的预防性准备金比率 (Precautionary Reserve Rate) 较低，因此理论上，境外人民币存在无限的存款创造能力，但依据欧洲美元的发展经验看，实际并不一定如此。Makin (1972)的研究发现，欧洲美元由两部分构成：一是在美国国内形成后跨境流出至欧洲美元市场的美元存款；二是在欧洲美元市场形成的美元存款。前者占欧洲美元存款总量的五分之三，后者占比为五分之二，低于来源于在岸市场的欧洲美元存款比例。Klopstock (1970)认为，这是因为资本的双向流动，欧洲美元银行仅能将很小部分的存款留在欧洲美元体系，其余大部分则回流美国，因此虽然欧洲美元准备金率很低，但由于存款的大规模回流，欧洲美元市场的存款创造能力受到很大限制。据测算，1969年的欧洲美元乘数为1.92(Lee，1973)。进而，Hewson and Sakakibara (1974)研究发现，境内外美元利率能够通过影响投资者的境内外资产组合配置，引起欧洲美元的跨境流动，由此影响欧洲美元市场的存款规模。

(三) 境外人民币资金跨境流动

2009年以来，随着人民币国际化工作的逐步开展，人民币离岸市场迅速发展，人民币国际地位不断上升。不仅人民币作为汇率稳定、支付结算便利程度日益提高的货币，受到了国际市场的欢迎，而且以人民币计价和交易的境内外金融产品逐步丰富，境内外人民币资金的流动渠道越趋多样。

一是跨境贸易渠道。2011年8月，人民银行在全国全面开展人民币跨境贸易结算业务。并且人民银行于2011年发布了《关于明确跨境人民币业务相关问题的通知》，明确了贸易项下人民币跨境支付政策。目前，人民币跨境贸易存在三个结算渠道 (见图 2)：一是企业利用境外参加行在境内代理行开立的同业往来账户间接通过境内结算行进行结算；二是企业利用在境内银行开行的非居民账户 (NRA帐户) 通过境内结算行进行结算；三是通过人民币清算行进行贸易结算。近年来，经常项目人民币结算规模增长迅速。2014年，经常项目人民币结算规模同比增速41.6%，金额高达6.55万亿元 (中国人民银行，2015)。

二是直接投资渠道。包括人民币对外直接投资 (RMB-ODI)、人民币外商直接投资 (RMB-FDI)、合格境外有限合伙人 (QFLP)、人民币合格境外有限合伙人 (RMB-QFLP)、合格境内有限合伙人 (QDLP)、合格境内投资者境外投资 (QDIE)。2014年，ODI人民币结算金额为1865.6亿元，同比增长117.9%。截至2014年末，ODI人民币结算金额累计3320.5亿元。FDI人民币结算金额为8620.2亿元，同比增长92.4%。截至2014年末，FDI人民币结算金额累计16886.5亿 (中国人民银行，2015) 元。目前，QFLP、QDLP、RQFLP正在上海试点，QDIE在深圳试点。

三是金融市场渠道。在股票市场方面，合格境内机构投资者 (QDII) 和合格境外机构投资者 (QFII) 的主体范围不断扩大，投资额度不断增加。2011年12月，人民银行启动人民币合格境外机构 (RQFII) 业务试点。2013年3月，境内商业银行、保险公司在香港开设的子公司，以及香港地区的金融机构可申请获得QFII主体资格，投资范围涵盖在银行间债券市场和沪深证券交易所交易的金融产品。2014年11月，香港与上海证券交易所进行互联互通机制试点 (沪港通)，人民银行启动人民币合格境内机构投资者 (RMB-QDII) 业务。2015年香港与内地推出两地基金互认政策。2016年8月，香港与深圳证券交易所的互联互通机制试点 (深港通) 获得批准。在债券市场方面，2007年6月，人民银行等相关部门允许符合条件的境内金融机构赴香港发行人民币债券。2010年8月，人民银行允许境外央行、境外人民币参与行和港澳人民币清算行使用人民币投资银行间债券市场。

四是银行渠道。2009年, 人民银行允许境外人民币清算行进入全国银行间同业拆借市场拆借资金，并在投资额度内开展债券回购交易。2011年10月，境内银行的境外项目人民币贷款业务获得批准。2013年7月，人民银行放宽境内代理行对境外参加行的人民币账户融资期限和限额，并允许境内银行开展跨境人民币贸易融资资产跨境转让业务，允许境内非金融机构开展人民币境外放款业务以及对外提供人民币担保。2014年，人民银行允许跨国企业集团开展跨境人民币资金集中运营业务。2015年上海自贸区进行银行间大额可转让存单业务试点。境外人民币境内贷款正在上海自由贸易试验区、广州南沙、珠海横琴、深圳前海、福建泉州、厦门、青岛、广西、云南、江苏昆山、苏州、天津、新疆霍尔果斯等地进行试点。

五是个人渠道。2012年8月，香港放开对非本地居民人民币业务，赴港旅客可在香港银行开设人民币账户。

六是官方渠道。截至2015年5月末, 人民银行与其他国家和地区的中央银行或货币当局签署了3.1万亿元人民币规模的双边本币互换协议。

(四) 人民币资金跨境流动对货币政策有效性的可能影响

首先, 人民币资金跨境流动可能削弱货币政策中间目标的可测性和可控性。在欧洲美元市场由于欧洲美元与美国国内存款之间的双向流动, 因此欧洲美元会对美国国内货币周转率产生不确定性影响, 那么在不计入美国货币总量目标的情况下, 欧洲美元的变化将会损害货币总量作为美国货币政策中间目标的可靠性和有效性 (Frydl，1982)。此外, 欧洲美元市场发展将使得货币难以定义，进而使得货币流通速度指标不稳定, 从而使得无法运用货币供给准确预测经济增长 (Trestrail，1972)。因此, He and McCauley (2010)建议将本国居民持有的离岸存款纳入货币供应量指标。

其次, 人民币资金跨境流动可能削弱货币政策独立性。跨境资本的大规模流动将增加货币政策调控的难度, 尤其是当资金流动带来汇率的大幅波动时, 将会使中央银行陷入维持汇率稳定和保证货币政策独立性的“两难”。

最后, 人民币资金跨境流动将可能带来外部经济冲击, 从而进一步影响货币政策的最终效果。诸多实证研究已表明, 离岸人民币会通过境内外市场的溢出效应影响境内的利率和汇率, 进而给国内经济产出和价格带来扰动。离岸热钱的流入还可能推动境内资产价格的上升, 造成金融系统性风险, 进而重创实体经济, 损害货币政策有效性。

四、 理论分析

根据人民币国际化和离岸市场发展的现实特征，本文对Dornbusch (1976)模型进行了以下拓展：一是根据货币的国际化特征，将货币需求函数区分为境内货币需求函数和境外货币需求函数；二是根据人民币离岸市场与境内市场处于相对隔离的现实状况，将模型中的汇率区分为境内即期汇率和离岸汇率；三是引入人民币国际化系数。

(一) 境内外货币需求函数

境内货币需求函数：

$ m = - \alpha i + \beta y + p $

(1)

境外货币需求函数：

$ {m^\prime } = - {\alpha ^\prime }{i^\prime } + {\beta ^\prime }{y^\prime } + {\theta ^\prime }{p^\prime } $

(2)

其中m和m′分别代表境内外名义货币需求的对数形式，y和y′分别代表境内国民收入和以人民币计价结算的境外产出的对数形式，m和p′分别代表境内外价格的对数形式，i和i′分别代表人民币境内和境外利率。为分析方便，假定p的系数为1。根据经济理论，系数α>0，α′>0，β>0，β′>0，θ′>0，即境内名义货币需求与境内利率负相关，与境内国民收入正相关，与境内价格正相关。境内名义货币需求与境外人民币利率负相关，与以人民币计价结算的境外产出正相关，与以人民币计价结算的境外价格正相关。

假定 (2) 式中以人民币计价结算的境外产出y′用进出口贸易来代表，而进出口贸易又与实际有效汇率e-p正相关 (为了分析的方便，假定国外价格为单位1，汇率为直接标价法下的汇率)，因此为分析的简洁，将y′表示成

$ {y^\prime } = e - p $

(3)

假定在境外不存在市场摩擦，商品价格p′服从一价定律

$ p^\prime = e^\prime $

(4)

那么 (2) 式可写成

$ m^\prime = - \alpha ^\prime i^\prime + \beta ^\prime \varphi \left({e - p} \right) + \theta ^\prime e^\prime $

(5)

(二) 国际资产市场均衡

目前，随着人民币国际化的推进，香港离岸人民币市场 (简称CNH) 发展迅速。CNH的参与主体是贸易商、境外金融机构、对冲基金、香港居民等。境内人民币银行间外汇市场 (简称CNY) 的参与主体是中央银行、境内银行、大型国企财务公司、外资银行境内分行等。(伍戈、裴诚，2012)。

鉴于市场相互分割，并参与主体的不同，我们假定境内外投资者对人民币汇率的预期走势持不同观点，从而形成不同的境内外汇率^①。以E($ {\dot e}$) 代表境内投资者的人民币汇率预期，E′($ {\dot e} $) 代表境外投资者的人民币汇率预期。预期规则分别表示为

① 图 3显示，2015年8月人民币汇率市场化形成机制改革之后，CNH和CNY人民币汇率出现了明显偏离。

$ E\left({\dot e} \right) = \sigma \left({\bar e - e} \right) $

(6)

$ E^\prime \left({\dot e} \right) = \sigma ^\prime \left({\bar e - e^\prime } \right) $

(7)

σ>0代表投资者对汇率走势采用回归预期方式，即预期汇率将向均衡汇率回归，反之，σ < 0代表投资者对汇率走势采用适应性预期方式，即预期汇率不断偏离均衡汇率。同样，σ′的正负号也代表了上述经济含义。于是根据利率平价理论，国际资产市场均衡时，(8) 和 (9) 式成立^②。其中i^*代表外币利率。

② 为了分析的简洁性，本文不考虑交易者的风险溢酬，但不改变本文结论。

$ i - {i^*} = \sigma \left({\bar e - e} \right) $

(8)

$ i^\prime - {i^*} = \sigma ^\prime \left({\bar e - e^\prime } \right) $

(9)

(三) 国内货币市场均衡与人民币国际化系数

假定货币供给量的对数为m^s，那么国内货币市场均衡时，下式成立

$ {m^s} = \varphi m^\prime + m $

(10)

其中系数φ (0 < φ < 1) 度量了人民币国际化程度。当φ=0时，m^s=m，国内货币供给满足国内货币需求，国外货币需求得不到满足。当φ=1时，m^s=m′+m，国外货币需求得到完全满足。φm′可视为有效的人民币国际化需求。

因此,

$ {m^s} = - \alpha i + \beta y + p - \varphi \alpha ^\prime i^\prime + \varphi \beta ^\prime y^\prime + \varphi \theta ^\prime p^\prime $

(11)

继而，假定y代表均衡产出，e代表均衡汇率，那么当经济均衡时时，e=e′=e，ė=0，y=y y，i′=i=i^*。若此时，货币供给为m^s，那么,

$ {{\bar m}^s} = - \alpha {i^*} + \beta \bar y + \bar p - \varphi \alpha ^\prime {i^*} + \varphi \beta ^\prime \left({\bar e - \bar p} \right) + \varphi \theta ^\prime \bar e $

(12)

进而，根据 (11) 式和 (12) 式，可得,

$ \begin{array}{l} {m^s} - {{\bar m}^s} = \left({ - \alpha \sigma + \varphi \beta ^\prime } \right)\left({\bar e - e} \right) + \beta \left({y - \bar y} \right) + \left({1 - \varphi \beta ^\prime } \right)\left({p - \bar p} \right)\\ - \left({\varphi \alpha ^\prime \sigma ^\prime + \varphi \theta ^\prime } \right)\left({\bar e - e^\prime } \right) \end{array} $

(13)

(四) 国内商品市场均衡

假定国内商品需求y^d由国内居民的消费需求 (由国民收入y=y^d决定)、国外居民的消费需求 (与实际有效汇率e-p正相关) 和政府支出等三部分构成，即不考虑企业的投资性需求。y^d可表示成

$ {y^d} = u + \delta \left({e - p} \right) + ry $

(14)

其中ry为国内居民的消费需求，基于我国的情形，我国国内消费不足长期存在，虽然近年来，居民消费占收入比有所上升，但还未达到1，因此我们假定r < 1。δ(e-p) 为国外居民的消费需求，u为政府支出。

国内商品市场均衡的条件为菲利普斯曲线成立：

$ \dot p = \pi \left({y - \bar y} \right) $

(15)

当经济均衡时，y=y，e=e，p =p，代入 (14) 式

$ \bar y = u + \delta \left({\bar e - \bar p} \right) + r\bar y $

(16)

将 (14) 式减去 (16) 式，可得到：

$ \left({1 - r} \right)\left({y - \bar y} \right) = - \delta \left({\bar e - e} \right) + \delta \left({\bar p - p} \right) $

(17)

(五) 人民币国际化对经济产出、价格和货币政策有效性的影响

结合 (13) 和 (17) 式，可得到：

$ \begin{array}{l} {m^s} - {{\bar m}^s} = \frac{{(1 - r)\left({\alpha \sigma + \varphi \beta ^\prime } \right) + \beta \delta }}{\delta }\left({y - \bar y} \right) + \left({1 + \alpha \sigma } \right)\left({p - \bar p} \right) - \\ (\varphi \alpha ^\prime \sigma ^\prime + \varphi \theta ^\prime)\left({\bar e - e^\prime } \right) \end{array} $

(18)

进一步地，从 (18) 式可以得到境外汇率对国内经济产出和价格的影响系数：

$ \frac{{\partial \left({y - \bar y} \right)}}{{\partial \left({\bar e - e^\prime } \right)}} = \frac{{\varphi \alpha ^\prime \sigma ^\prime \delta + \varphi \theta ^\prime \delta }}{{\left({1 - r} \right)\left({\alpha \sigma + \varphi \beta ^\prime } \right) + \beta \delta }} $

(19)

$ \frac{{\partial \left({p - \bar p} \right)}}{{\partial \left({\bar e - e^\prime } \right)}} = \frac{{\varphi \alpha ^\prime \sigma ^\prime + \varphi \theta ^\prime }}{{1 + \alpha \sigma }} $

(20)

根据 (19) 和 (20) 式，当φ=0，即人民币国际化程度为0时，境外汇率对境内经济产出和价格不存在影响，而随着φ的增加，即人民币国际化程度上升，境外汇率变动对国内经济产出和价格的冲击则越大，因此我们可以得到命题1：

命题1：在给定其他因素不变的情况下，人民币国际化程度的提高放大了境外汇率变动对国内经济产出和价格的影响。

另一方面，当φ=0时，(18) 可写成

$ {m^s} - {{\bar m}^s} = \frac{{\left({1 - r} \right)\alpha \sigma + \beta \delta }}{\delta }\left({y - \bar y} \right) + \left({1 + \alpha \sigma } \right)\left({p - \bar p} \right) $

(21)

此时，可将 (21) 式理解为人民币未进行国际化的货币政策规则，货币政策仅对国内经济产出和价格失衡进行反应，而随着人民币国际化的进行 (φ不再为0，(21) 式变为 (18) 式)，则货币政策也应相应地做出调整，不仅对国内经济产出和价格失衡进行反应，还需对境外汇率的失衡做出反应，因此得到命题2。

命题2：人民币国际化背景下，中央银行应将境外汇率失衡纳入货币政策的反应函数，反应系数取决于境外利率、产出和价格对境外货币需求的决定系数。

进而，根据 (18) 式，我们可推出货币政策的有效性系数

$ \frac{{\partial \left({y - \bar y} \right)}}{{\partial \left({{m^s} - {{\bar m}^s}} \right)}} = \frac{\delta }{{\left({1 - r} \right)\left({\alpha \sigma + \varphi \beta ^\prime } \right) + \beta \delta }} $

(22)

$ \frac{{\partial \left({p - \bar p} \right)}}{{\partial \left({{m^s} - {{\bar m}^s}} \right)}} = \frac{1}{{1 + \alpha \sigma }} $

(23)

(22) 式显示，当人民币境外需求对进出口贸易的弹性系数β′为0时，$ \frac{{\partial \left({y - \bar y} \right)}}{{\partial \left({{m^s} - {{\bar m}^s}} \right)}} = \frac{\delta }{{\left({1 - r} \right)\alpha \sigma + \beta \delta }} $，此时人民币国际化不影响货币政策对经济产出有效性，背后的经济机理是，当β′为0时，人民币国际化程度φ不影响境外货币需求，人民币境外需求主要由境外利率和境外价格等外生变量决定 (见 (5) 式)，因此人民币国际化程度不影响货币政策对国内经济产出的有效性。当人民币境外需求对进出口贸易的弹性系数β′不为0时，φ越大，货币供给变动对经济产出的影响系数越小，即人民币国际化程度的提高降低了货币政策对经济产出的有效性。

(22) 式中不包含φ，这意味着人民币国际化不影响货币政策变动对国内价格的有效性。因此，得到命题3：

命题3：人民币国际化程度不影响货币政策对国内价格的有效性，而是否影响货币政策对国内经济产出的有效性，则取决于经济结构特征。当人民币境外需求对进出口贸易的弹性系数β′为0时，人民币国际化程度不影响货币政策对国内经济产出的有效性。

五、 实证研究 (一) 研究方法与思路

回顾已有研究，学者们检验货币政策有效性的方法主要有截面回归法、时序回归法和向量自回归方法 (张卫平和李天栋，2012)。同Fisher and Seater (1993)和King and Watson (1997)一样，本文采用向量自回归方法研究人民币国际化对货币政策有效性的影响。

根据图 1，境外人民币对境内利率、产出和价格存在两个影响路线：一是首先境外现金影响国内的现金供给，然后通过境内的货币创造影响境内广义货币，最后影响境内利率、产出和价格；二是首先境外现金在境外进行货币创造形成境外广义货币，然后通过跨境资金流动影响境内广义货币，最后影响境内宏观经济。因此，我们建立四个结构VAR模型进行实证分析：

$ {\rm{Model }}1:{X_t} = {({m_{0, t}}, {i_t}, {y_t}, {p_t})^T} $

(24)

$ {\rm{Model }}2:{X_t} = {({m_{0, t}}, {i_t}, {y_t}, {p_t}, m{^\prime _t})^T} $

(25)

$ {\rm{Model }}3:{X_t} = {({m_{2, t}}, {i_t}, {y_t}, {p_t})^T} $

(26)

$ {\rm{Model }}4:{X_t} = {({m_{2, t}}, {i_t}, {y_t}, {p_t}, m{^\prime _t})^T} $

(27)

其中m_{0, t}代表狭义货币M0，m_{2, t}代表广义货币M2，i_t、y_t和p_t分别为国内利率、国内经济产出和国内价格。m′_t为境外人民币有效货币需求 (即得到满足的境外人民币货币需求)，由于陈华 (2016)的研究发现，境外人民币m′_t变化的80%是由人民币国际化冲击决定，因此我们用其代表人民币国际化程度，即人民币国际化程度越高，境外人民币有效货币需求越高，反之则越低。模型的估计思路是，首先建立无限制的一般VAR模型，进而通过Cholesky分解识别出SVAR模型，最后利用方差分解分析各变量间的影响关系。

(二) 数据选取与平稳性检验

本文研究样本区间是2006年1月至2015年6月，数据频度为月度。狭义和广义货币供应量数据进行了季节性调整。利率以1个月银行间加权回购利率为代表。国内价格以国内CPI指数为度量指标。国内经济产出以经季节调整后的实际GDP为代表，GDP原数据为季度数据，我们采用Cubic Spline方法将其转化为月度数据。以上数据都来源于WIND数据库。对于境外人民币有效货币需求，我们则采用了陈华 (2016)利用非线性卡尔曼滤波测算得到的境外人民币货币需求数据。除利率之外，其余变量数据都取对数。

对变量m_{0, t}，m_{2, t}，i_t，y_t，p_t和m′_t进行平稳性检验，结果显示m_{0, t}，m_{2, t}，y_t，p_t和m′_t的ADF检验不能拒绝存在单位根的原假设，表示这些变量的时间序列都是非平稳的，而i′_t则能在5%的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，因此i′_t为平稳序列。对m_{0, t}，m_{2, t}，y_t，p_t和m′_t取一阶差分之后，ADF检验可以在1%的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设，也就是说，这些变量取一阶差分之后为平稳序列。鉴此，我们先对m_{0, t}，m_{2, t}，y_t，p_t和m′_t进行一阶差分处理，然后基于 (24) 式至 (27) 式进行结构VAR估计。

(三) 方差分解结果

我们根据SIC准则选择 (24) 式至 (27) 式VAR估计的滞后阶数，都选择滞后2阶。估计之后，我们根据变量的外生性，分别采用 (i_t，p_t，m_{0, t}，y_t)、(i_t，p_t，m_{0, t}，y_t，m′_t)、(i_t，p_t，m_{2, t}，y_t)、(i_t，p_t，m_{2, t}，y_t，m′_t) 的Cholesky分解顺序^①对估计后 (24) 式至 (27) 式的一般VAR模型进行识别，最终得到各模型的方差分解结果，分别见图 4、图 5、图 6和图 7。

① 我们采用了其他的顺序进行稳健性检验，结论不变，相关结果备索。

图 4显示，在不考虑境外人民币m′_t的冲击下，境内狭义货币m_{0, t}对境内价格、产出和利率的贡献度分别为7%、3%和1%左右。在纳入境外人民币m′_t之后，图 5显示，境外人民币m′_t对境内利率、产出和价格的贡献度微乎其微，而且与图 3相比，境外人民币m′_t的纳入并未影响境内狭义货币m_{0, t}对境内利率、产出和价格的贡献特征。

进而分析广义货币m_{2, t}口径的实证结果，见图 6和图 7，我们同样发现，境外人民币m′_t对境内利率、产出和价格的贡献度很小，而且不改变广义货币m_{2, t}对境内利率、产出和价格的贡献特征。不论是否考虑境外人民币m′_t的冲击，境内广义货币m_{2, t}对境内价格、产出和利率的贡献度都分别为5%、10%和7%左右。

基于以上结论，人民币国际化未对国内利率、产出和价格带来冲击，也未影响国内货币政策有效性。可见本文命题3关于“人民币国际化程度不影响货币政策对国内价格的有效性”的结论得到了印证。同时，对于本文“人民币国际化程度不影响货币政策对国内经济产出的有效性”的实证结果，根据命题3的结论，当人民币境外需求对进出口贸易的弹性系数β′为0时，人民币国际化程度不影响货币政策对国内经济产出的有效性。因此, 人民币国际化程度不影响货币政策对国内经济产出的有效性的可能原因是，我国人民币境外需求对进出口贸易的弹性系数不显著。陈华 (2016)的研究结果也证实，决定人民币境外需求的首要因素是人民币国际化，其贡献度高达80%，其次来源于境外人民币利率的冲击，其贡献度为20%左右，而进出口贸易总额和境外价格对人民币境外需求方差的贡献度有限。

五、 主要结论与政策建议

本文在全面梳理人民币国际化对货币政策有效性的影响机理的基础上，首次建立了分析人民币国际化影响的理论模型。研究发现，在给定其他因素不变的情况下，人民币国际化程度的提高放大了境外汇率变动对国内经济产出和价格的影响。因此，人民币国际化背景下，中央银行应将境外汇率失衡纳入货币政策的反应函数，反应系数取决于境外利率、产出和价格对境外货币需求的决定系数。理论分析还表明，人民币国际化程度不影响货币政策对国内价格的有效性，而是否影响货币政策对国内经济产出的有效性，则取决于经济结构特征。当人民币境外需求对进出口贸易的弹性系数为0时，人民币国际化程度不影响货币政策对国内经济产出的有效性。关于人民币国际化对国内货币政策有效性的影响，本文进行了实证检验。结果显示，人民币国际化未对国内利率、产出和价格带来明显冲击，且无论是在M0层次，还是在M2层次，人民币国际化均未明显影响国内货币政策有效性。

基于上述研究结论，本文认为，随着人民币国际化程度的提高和境外人民币离岸市场的发展，中央银行应关注和重视人民币国际化带来的外部风险，比如建立跨境资金流动监测预警平台和指标体系，必要时进行宏微观逆周期调节等，但目前来看，当前人民币国际化并未对国内利率、产出和价格产生明显冲击，也未明显影响国内货币政策有效性，整体风险可控。因此，工作重点仍应放在继续积极推动人民币资本项目可兑换，扩大人民币跨境业务范围，扩宽人民币跨境流动渠道，以更好地促进贸易投融资便利化和服务实体经济。