(武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 湖北武漢 430072)

一、引言

自2013年提出“一帶一路”戰(zhàn)略構(gòu)想以來，中國的對外經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展逐步深化。隨著經(jīng)濟(jì)全球化和國際市場一體化的推進(jìn)，關(guān)稅及貿(mào)易成本等限制性因素不斷減少，中國堅(jiān)持在更大范圍、更高水平、更深層次構(gòu)建開放經(jīng)濟(jì)格局。如今，“一帶一路”戰(zhàn)略為中國與世界經(jīng)濟(jì)都注入了新的動力，已成功將亞歐大陸緊密連接，逐漸形成一體化的亞歐市場，并且輻射非洲，極大地促進(jìn)了中國資本賬戶開放，使得中國在全球經(jīng)濟(jì)中日漸占據(jù)主導(dǎo)。然而，作為“一帶一路”戰(zhàn)略的倡導(dǎo)國，中國與“一帶一路”國家的經(jīng)濟(jì)一體化程度如何？中國與“一帶一路”國家間實(shí)際利率平價理論是否有效？若實(shí)際利率存在偏離，不同國家的均值回復(fù)速度如何？不同的回復(fù)速度又能傳遞出什么信號？這些問題值得思考。因此，本文希望通過研究“一帶一路”國家RIP(Real Interest Rate Parity)理論的有效性，分析中國與“一帶一路”國家的商品和金融市場整合程度，從而能夠在更廣范圍內(nèi)探討中國成為“一帶一路”沿線主導(dǎo)國家的前提條件。

目前，中國與“一帶一路”國家經(jīng)濟(jì)一體化程度的研究集中在資本賬戶開放和人民幣國際化方面。逯新紅(2015)[1]指出“一帶一路”戰(zhàn)略促進(jìn)基礎(chǔ)設(shè)施互相聯(lián)通，中國進(jìn)入主動資本輸出階段，有助于中國資本賬戶開放；林樂芬和王少楠(2016)[2]指出，經(jīng)濟(jì)規(guī)模、對外直接投資、貿(mào)易規(guī)模、經(jīng)濟(jì)自由度等因素對貨幣國際化水平有顯著影響，人民幣可依托“一帶一路”這一平臺，從對外投資與貿(mào)易出發(fā)，加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)互動效應(yīng)，從而促進(jìn)資本項(xiàng)目有序開放，最終實(shí)現(xiàn)人民幣國際化；邵勉也(2015)[3]分析了“一帶一路”與多邊開發(fā)機(jī)制共同增加人民幣海外投資問題；蔡彤娟和林潤紅(2018)[4]通過研究“一帶一路”主要國家貨幣匯率的動態(tài)聯(lián)動性，建議加強(qiáng)與“一帶一路”國家的金融合作，推動人民幣結(jié)算試點(diǎn)、人民幣離岸市場、海外債券市場建設(shè)，選取適當(dāng)時機(jī)建立區(qū)域金融穩(wěn)定機(jī)制；加快境外開發(fā)區(qū)的離岸人民幣業(yè)務(wù)試點(diǎn)和推廣。但目前，并沒有文章通過分析RIP理論的有效性研究中國與“一帶一路”國家經(jīng)濟(jì)一體化程度的相關(guān)問題。

實(shí)際利率平價(RIP)是開放宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)和國際金融的重要概念之一，同時包括了商品市場和金融市場的自由套利行為，它所反映的經(jīng)濟(jì)一體化程度比利率平價和購買力平價更高，更加適用于衡量經(jīng)濟(jì)一體化的程度。RIP理論表明：如果代理人對未來是理性預(yù)期，并且在商品和資產(chǎn)市場上不存在套利成本，則長期來看各國間的實(shí)際利率就趨于一致，從而這些國家間的實(shí)際利差(rid)序列服從均值回復(fù)過程。

研究RIP理論有效性對于政策制定者、投資者和經(jīng)濟(jì)學(xué)家具有十分重要的意義。首先，如果RIP假設(shè)成立，則單個國家將無法影響國際市場確定的實(shí)際利率。由于實(shí)際利率對投資和儲蓄決策至關(guān)重要，因此RIP理論的有效性限制了貨幣當(dāng)局通過利率渠道實(shí)施獨(dú)立政策以影響實(shí)際宏觀經(jīng)濟(jì)變量的能力(Singh和Banerjee，2006[5]；Güney和Hasanov，2014[6])。其次，RIP的實(shí)證結(jié)果可以作為解釋商品和金融市場一體化的指標(biāo)之一。商品和金融市場整合使得要素價格趨于一致，從而實(shí)際利率相等(Chinn和Frankel，1995[7]；Awad和Goodwin，1998[8]；Phylaktis等，1999[9]；Obstfeld和Taylor，2002[10]；Baharumshah等，2013a[11])。

近年來，已有不少學(xué)者通過研究RIP理論的有效性分析不同國家間經(jīng)濟(jì)一體化程度，但大部分選取發(fā)達(dá)國家為基準(zhǔn)國，研究對象為轉(zhuǎn)型或新興經(jīng)濟(jì)體。?orakc等(2017)[12]使用非線性非對稱PTAR面板單位根檢驗(yàn)，以美國為基準(zhǔn)國，分別研究G7國家和后蘇聯(lián)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體，得到了RIP有效的證據(jù)，結(jié)果證實(shí)了發(fā)達(dá)國家高度的市場一體化，而轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體通過組建和加入經(jīng)濟(jì)或區(qū)域組織也促進(jìn)了他們?nèi)谌肴蚪?jīng)濟(jì)。Sonora和Tica(2014)[13]研究東歐國家和歐元區(qū)之間RIP理論的有效性，文章基于理性和適應(yīng)性預(yù)期的通貨膨脹，分別使用存在與不存在結(jié)構(gòu)性突變的單位根檢驗(yàn)方法以及協(xié)整方法，選取不同期限的利率，結(jié)果表明較短期限的利率、適應(yīng)性預(yù)期的情況下具有更高的檢驗(yàn)效力；對比發(fā)現(xiàn)，潛在的歐盟成員國在資本市場與歐元區(qū)其他國家的整合方面存在相當(dāng)大的異質(zhì)性。Güney和Hasanov(2014)[6]分別檢驗(yàn)以俄羅斯、美國和德國為基準(zhǔn)國時，十個后蘇聯(lián)轉(zhuǎn)型國家RIP理論的有效性，結(jié)果表明，非線性的KSS檢驗(yàn)比傳統(tǒng)的線性單位根檢驗(yàn)方法能更好的支持RIP理論，證實(shí)除阿塞拜疆外資流動性較低從而RIP理論并不成立之外，其余9個后蘇聯(lián)轉(zhuǎn)型國家的商品和金融市場已經(jīng)較好地融入世界市場，因此，貨幣當(dāng)局通過利率渠道無法長期影響實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量。蘇志偉等(2012)[14]和劉妍等(2013)[15]分別使用非線性閾值單位根檢驗(yàn)和有序面板選擇法(SPSM)研究十個東亞國家相對中國實(shí)際利率平價是否成立，結(jié)果均意味著東亞經(jīng)濟(jì)體貨幣和財政政策的選擇及有效性將受到源自中國外部因素的高度影響，各國相對中國的實(shí)際利率以非線性均值回復(fù)方式趨于RIP均衡利率。

同時，在研究RIP理論的有效性的過程中，也有不少文獻(xiàn)通過研究實(shí)際利率偏差序列均值回復(fù)相關(guān)問題探討不同國家的經(jīng)濟(jì)一體化程度。Baharumshah等(2013a)[11]研究13個中東歐國家和歐盟與美國的金融市場整合程度，證實(shí)中東歐國家的一體化程度較以往文獻(xiàn)顯示的更高，相應(yīng)的，國內(nèi)貨幣當(dāng)局影響內(nèi)部實(shí)際利率及其他相關(guān)變量的能力就更有限，除此之外，還發(fā)現(xiàn)匯率制度不會影響平價狀況，但它對RIP的均值回復(fù)速度有影響。Baharumshah等(2013b)[16]也研究實(shí)際利率偏差序列的均值回復(fù)速度問題，依據(jù)回復(fù)速度來判斷偏離的持續(xù)程度，預(yù)測金融融合速度，結(jié)果表明亞洲金融自由化有很大進(jìn)展，與此同時也意味著由于該地區(qū)的財政和貨幣政策的選擇和有效性將受到來自國外的外部因素(包括歐元沖擊)的高度影響，亞洲國家穩(wěn)定政策的影響也將會十分有限。Baharumshah等(2010)[17]以日本和美國為基準(zhǔn)國，發(fā)現(xiàn)G7和10個亞洲國家的實(shí)際利率偏差調(diào)整速度可能與沖擊規(guī)模正相關(guān)，同時，取消對跨境資本流動和技術(shù)進(jìn)步的法律限制，大大降低了信息和通信成本，進(jìn)一步促進(jìn)了全球經(jīng)濟(jì)一體化進(jìn)程。Ferreira和León-Ledesma(2007)[18]研究一系列新興國家和發(fā)達(dá)國家的實(shí)際利率平價，結(jié)果顯示新興市場經(jīng)濟(jì)體的均值回復(fù)速度更快，而且，這種均值回復(fù)往往呈現(xiàn)高度的不對稱性，同時，證據(jù)表明發(fā)達(dá)國家具有高度的市場一體化。

基于以上，本文從探究“一帶一路”國家實(shí)際利率平價是否成立出發(fā)，通過分位數(shù)單位根檢驗(yàn)這一能夠捕捉不同分位水平動態(tài)調(diào)整特征的方法，對實(shí)際利差序列在不同分位水平的平穩(wěn)性進(jìn)行細(xì)致的描述，從而對不同類別的“一帶一路”國家與我國的金融及商品市場整合提供指導(dǎo)。相對于以往的研究而言，本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在以下三個方面。第一，首次從實(shí)際利率平價角度探討“一帶一路”國家經(jīng)濟(jì)整合程度。第二，本文研究的是實(shí)際利率而非名義利率。實(shí)際利率平價同時包括了商品市場和金融市場的自由套利行為，因此更能反映經(jīng)濟(jì)一體化的程度，這將為本文探討中國成為“一帶一路”沿線主導(dǎo)國家的前提條件提供更為全面與準(zhǔn)確的支持。第三，時間序列分位數(shù)單位根方法與之前的單位根檢驗(yàn)方法相比，能夠更加靈活地捕捉序列在不同分位水平下的動態(tài)調(diào)整特征，更好地分析不對稱均值回復(fù)現(xiàn)象，因而具有創(chuàng)新性。

二、理論模型

本文以實(shí)際利率平價理論是否有效作為先決條件，研究中國與“一帶一路”國家的金融一體化程度，并進(jìn)一步探討中國成為全球金融主導(dǎo)國家的前提條件。RIP理論由利率平價理論與購買力平價理論推導(dǎo)得出，將兩國間的匯率變動與通貨膨脹率之差和利率之差相聯(lián)系，以此作為預(yù)測浮動匯率制下各國即期匯率變動趨勢的方式。同時，實(shí)際利率平價理論是由購買力平價和利率平價理論推導(dǎo)出來的，它的成立必須要求兩國之間資本能夠自由流動，因此RIP理論是衡量經(jīng)濟(jì)一體化程度的重要指標(biāo)?；诖?，本文以實(shí)際利率平價理論的有效性作為衡量經(jīng)濟(jì)一體化程度的標(biāo)準(zhǔn)。

(1)

整理(1)式可得：

(2)

(3)

上述(3)式表達(dá)的經(jīng)濟(jì)含義為：兩國匯率預(yù)期變動值與兩國利率之差相一致。根據(jù)理性預(yù)期假設(shè)，即預(yù)期匯率是t+1期即期匯率的無偏估計(jì)量，則此時可得如下表達(dá)式：

(4)

根據(jù)購買力平價理論：兩種貨幣之間的匯率應(yīng)當(dāng)?shù)扔趦蓢泿旁谕瑯拥囊换@子商品上具有的購買力，公式如下：

(5)

(6)

由上述(3)(4)(6)式，可以得出：

(7)

根據(jù)費(fèi)雪方程式：rt=it-ΔPt，本文可以得出：

(8)

實(shí)際利率偏差可描述為：

(9)

則(9)式可寫為：

(10)

由此，本文根據(jù)實(shí)際利率平價理論推導(dǎo)出實(shí)際利率偏差序列，該式表明RIP理論成立并不是意味著在每一時刻ridt都為零，而應(yīng)該遵循序列平穩(wěn)過程(Goldberg等，2003[19]；Ferreira和León-Ledesma，2007[18]；Cuestas和Harrison，2010[20])

三、實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)說明

本文的研究圍繞“一帶一路”國家展開，考慮數(shù)據(jù)的完整性并權(quán)衡樣本期限與國家數(shù)量，本文從65個國家中選取27個國家，分別是：捷克、以色列、馬來西亞、尼泊爾、菲律賓、斯里蘭卡、泰國、匈牙利、馬其頓、波蘭、亞美尼亞、阿塞拜疆、摩爾多瓦、俄羅斯、埃及、巴基斯坦(前16)、新加坡、文萊、印度、印度尼西亞、緬甸、越南、阿爾巴尼亞、白俄羅斯、格魯吉亞、烏克蘭、科威特(后11)。為保證一致性，本文統(tǒng)一使用2005年8月—2017年6月的月度數(shù)據(jù)，其中前16個國家使用3個月期國債收益率或3個月期同業(yè)拆借利率，后11個國家使用1年期存款利率。其中，前16個國家樣本數(shù)為140，后11個國家樣本數(shù)為131。

本文選取的三種利率(即：3個月期國債收益率、3個月期同業(yè)拆借利率和1年期存款利率)都能夠較為真實(shí)地反應(yīng)資金供求關(guān)系，并且交易量大、影響廣泛且市場化程度高，因此可以作為基準(zhǔn)利率使用。上述數(shù)據(jù)均來自Wind和IMF的IFS數(shù)據(jù)庫。

(二)分位數(shù)單位根檢驗(yàn)方法

一直以來，學(xué)術(shù)界始終沒有對RIP的有效性達(dá)成共識，這主要源于研究RIP理論的方法飽受爭議。實(shí)際上，只要實(shí)際利率在一個確定范圍內(nèi)波動，本文可以認(rèn)為弱的形式的RIP成立。因此，近年來的文獻(xiàn)大多數(shù)通過檢驗(yàn)利率(或利差)序列的平穩(wěn)性來證實(shí)RIP理論的有效性，所以協(xié)整方法和單位根檢驗(yàn)方法備受青睞。

從文獻(xiàn)中本文已獲得一些有利的證據(jù)支持協(xié)整方法來檢驗(yàn)RIP(Phylaktis，1999[9])，而那些使用常規(guī)單位根檢驗(yàn)(例如ADF檢驗(yàn))來研究實(shí)際利率偏差平穩(wěn)性的方法未能得到支持。這主要是當(dāng)時間序列顯示出非線性、非正態(tài)或結(jié)構(gòu)突變屬性時，這些常規(guī)單位根檢驗(yàn)方法可能會出現(xiàn)檢驗(yàn)效力不足的問題(Holmes等2011[21]；Obstfeld和Taylor，2002[10])，因此不能作為反對RIP成立的證據(jù)。

為解決這些問題，近年來的研究已經(jīng)開始使用改進(jìn)的檢驗(yàn)方法——面板單位根(Arghyrou等，2009[22])、非線性模型(Ferreira和León-Ledesma，2007[18]；蘇志偉等，2012[14])或結(jié)構(gòu)性斷裂模型(Baharumshah等，2011[23])。相比于截面獨(dú)立性的面板方法(O’Connell，2004[24])檢驗(yàn)RIP理論，允許存在非對稱和截面依賴性的面板單位根檢驗(yàn)方法更加完善，因?yàn)閞id恰好滿足這兩個特征(Corakc等，2015[12])。此外，面板單元根檢驗(yàn)對面板中包含的序列選擇很敏感，Chortareas和Kapetanios(2009)[25]在同一面板中分出I(0)和I(1)序列便很好地闡述了這一問題，如果在實(shí)證分析中沒有充分考慮到數(shù)據(jù)中結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的存在，則極有可能導(dǎo)致長期RIP被拒絕。

正是由于大多數(shù)單位根檢驗(yàn)需要依賴于特定的非線性模型來捕獲不對稱行為，而在分位數(shù)單位根檢驗(yàn)中，不需要對不對稱或非線性的函數(shù)形式做出特定假設(shè)這一突出特征，本文采用由Koenker和Xiao(2004)[26]提出的分位數(shù)單位根檢驗(yàn)來評估“一帶一路”國家與中國實(shí)際利率間的聯(lián)系。除此之外，分位數(shù)單位根檢驗(yàn)方法還有其他優(yōu)于傳統(tǒng)方法的優(yōu)點(diǎn)。首先，利用分位數(shù)單位根檢驗(yàn)方法，本文能夠檢驗(yàn)偏差的整體條件分布。分位數(shù)單位根方法能夠在各種分位數(shù)上有不同的調(diào)整速度并允許在不同的分位數(shù)水平上進(jìn)行不對稱調(diào)整以捕捉非對稱動態(tài)的類型，從而提供了一種研究偏差局部持久性的方法。因此，它使本文能夠檢測偏差的不對稱均值回復(fù)(陳雄強(qiáng)等，2013[27]；吳亮和鄧明，2014[28]；彭小靜等，2015[29])。其次，由于分位數(shù)自回歸模型中的自回歸系數(shù)在分位數(shù)水平上變化，分位數(shù)單位根檢驗(yàn)也可以考慮結(jié)構(gòu)變化(結(jié)構(gòu)性變化可能由于具有破壞性的外生事件諸如戰(zhàn)爭和危機(jī)等導(dǎo)致，因此有可能使時間序列數(shù)據(jù)存在異常值)。使用分位數(shù)單位根檢驗(yàn)，本文能夠避免由于非正態(tài)特性和出現(xiàn)異常值導(dǎo)致的非特定性錯誤。最后，分位數(shù)單位根檢驗(yàn)通過放寬對分布假設(shè)的限制，為本文提供了更靈活的建模技術(shù)。

為了檢驗(yàn)ridt的平穩(wěn)性，本文使用Koenker和Xiao(2004)[26]提出的分位數(shù)單位根檢驗(yàn)方法。由于分位數(shù)單位根檢驗(yàn)方法是對傳統(tǒng)ADF檢驗(yàn)方法的拓展，尤其是當(dāng)本文使用的時間序列數(shù)據(jù)具有“尖峰厚尾”特征時，分位數(shù)單位根檢驗(yàn)具有更高的檢驗(yàn)“勢”(司登奎等，2017[30])。

首先，本文簡單描述關(guān)于殘差序列et的傳統(tǒng)ADF檢驗(yàn)機(jī)理：

(11)

其中，α1表示自回歸系數(shù)，反映沖擊的持續(xù)性，如果|α1|<1，則說明et在均值回復(fù)的過程中具有平穩(wěn)性。Koenker和Xiao(2004)[26]將et的第τ分位形式表示為：

(12)

其中Qet(τ|ξt-1)表示et對過去信息ξt-1的第τ條件分位，α0(τ)用來描述在不同分位水平下受到的沖擊大小，α1(τ)用來描述沖擊效應(yīng)持續(xù)的時間。對應(yīng)偏差序列ridt，本文令Γt-1為ridt過去信息的集合，并令Qridt(τ|Γt-1)表示在τ分位下ridt對Γt-1的條件分位數(shù)，ridt的第τ分位函數(shù)能夠表示為關(guān)于ridt和Δridt滯后的線性函數(shù)表達(dá)式：

(13)

其中xt=(1，ridt-1，Δridt-1，…，Δridt-k)′，α(τ)=(α0(τ)，α1(τ)，…，αk+1(τ))′。α1(τ)用于衡量第τ分位水平{ridt}的持續(xù)性。如果α1(τ)=1，則本文認(rèn)為在第τ分位水平{ridt}服從單位根過程；如果|α1(τ)|<1，則{ridt}不服從單位根過程，即序列是平穩(wěn)的。

給定一個τ，方程(11)中的參數(shù)向量α(τ)通過求解下列最小化問題的最小值估計(jì)：

(14)

其中ρτ(u)=u(τ-I(u<0))是檢查函數(shù)。

Koenker和Xiao(2004)[26]提出t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量來檢驗(yàn)是否存在單位根，原假設(shè)為H0:α1(τ)=1，備擇假設(shè)為H1:|α1(τ)|<1。在不同分位數(shù)水平的t統(tǒng)計(jì)量表達(dá)為：

(15)

(16)

QKS是由之前得到的tn(τ)的絕對值大小決定的，選取絕對值中的最大數(shù)值，以此描述整個時間序列的單位根過程。由于tn(τ)的漸近分布，QKS并非是標(biāo)準(zhǔn)形式，本文能夠通過bootstrap方法進(jìn)行估計(jì)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

表1中列示了對每個樣本國家實(shí)際利率偏差的描述性統(tǒng)計(jì)，觀察均值，本文發(fā)現(xiàn)：平均而言，2005—2017年間“一帶一路”國家的實(shí)際利差基本全都顯著異于0。最大最小值反映出實(shí)際利差的波動幅度。根據(jù)偏度、峰度以及JB統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果，選取的27個樣本國除了馬來西亞、格魯吉亞和烏克蘭之外都在特定顯著性水平下拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)，整體看來，ridt具有“尖峰厚尾”的非正態(tài)分布特征，本文可以對這組數(shù)據(jù)使用分位數(shù)單位根檢驗(yàn)的方法。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表1

數(shù)據(jù)來源：IFS數(shù)據(jù)庫。

注: 前16個國家利差為3個月，后11個國家利差為1年，***表示1%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，*表示10%的顯著性水平。

圖1中列示了27個國家的實(shí)際利差，從圖中本文可以看到實(shí)際利差的波動情況。由于不同國家在不同時期實(shí)施不同的資本自由化政策、在不同時期經(jīng)歷不同的匯率風(fēng)險，因此，不同國家的利率偏差圖呈現(xiàn)出多樣化的特征。捷克、以色列、馬來西亞、尼泊爾、菲律賓、泰國、匈牙利、波蘭、阿塞拜疆、阿爾巴尼亞、科威特的實(shí)際利差有正有負(fù)，波動性相對較大；斯里蘭卡、馬其頓、亞美尼亞、摩爾多瓦、俄羅斯、埃及、巴基斯坦、越南、俄羅斯、白俄羅斯、格魯吉亞、烏克蘭的實(shí)際利差基本全部為正值；新加坡、文萊、印度的實(shí)際利差基本全部為負(fù)值?；蛘蜇?fù)的實(shí)際利差可能是由于被選取國家在分析期間通貨膨脹的巨大波動導(dǎo)致。例如，圖1中以色列對中國的實(shí)際利差在2011年9月前后發(fā)生逆轉(zhuǎn)，探究得知是由于以色列國內(nèi)收入分配體系存在結(jié)構(gòu)性矛盾，由此引發(fā)高通脹?？仆貙?shí)際利差受通脹的影響也很突出，2010年11月前后，科威特通脹顯著增加，造成其相對中國的實(shí)際利差由正轉(zhuǎn)負(fù)。到2015年，科威特政府采取緊縮政策，從而通貨膨脹有所緩解，科威特實(shí)際利率升高，實(shí)際利差由負(fù)值又變回正值。馬來西亞的實(shí)際利差在2013年初有所逆轉(zhuǎn)，但是年底發(fā)生極大逆轉(zhuǎn)。究其原因，年初經(jīng)歷大選，經(jīng)濟(jì)發(fā)展受其影響，存在波動性，而大選結(jié)束之后，馬來西亞政府按照計(jì)劃繼續(xù)加大財政制度改革力度——推動投資、引進(jìn)外資、提升產(chǎn)能、刺激內(nèi)需、削減財政赤字，自2011年以來的三年期經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型計(jì)劃成果也凸顯出來，吸引了大量外資，極大地促進(jìn)了對外貿(mào)易，經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健發(fā)展，從而通脹率下降，導(dǎo)致實(shí)際利率低于中國。

為比較單位根檢驗(yàn)的一致性，本文在表2中列示了27個國家α0(τ)和α1(τ)的值，α0(τ)的值均呈現(xiàn)較為明顯的上升趨勢，且在[0.1，0.4]分位下，該利差沖擊大小為負(fù)；而在[0.6，0.9]分位下，該利差沖擊大小為正，從而表明在0.5分位水平附近，利差沖擊大小接近于0。通過不同分位下的α1(τ)，本文觀察到：低分位時受到負(fù)向利差沖擊，高分位時受到正向利差沖擊，而不同變量在不同的分位水平下又表現(xiàn)出差異化的變動趨勢，總體上可歸納為四種路徑。第一，隨著τ值的增加，6個國家(捷克、馬來西亞、波蘭、新加坡、印度、格魯吉亞)表現(xiàn)為凹型或者直線型下降，低分位的負(fù)向利差沖擊比高分位的正向利差沖擊更具有持久性，即在低分位水平，雖然上述提及的國家與中國的實(shí)際利差較小，但持續(xù)性較長的負(fù)向沖擊很可能導(dǎo)致該國實(shí)際利率偏離中國實(shí)際利率，RIP理論很大程度上不成立，而持續(xù)性較短的正向沖擊可能導(dǎo)致短期收斂，但并沒有長期市場整合效應(yīng)。第二，隨著τ值的增加，12個國家(尼泊爾、斯里蘭卡、匈牙利、亞美尼亞、阿塞拜疆、摩爾多瓦、俄羅斯、巴基斯坦、越南、白俄羅斯、烏克蘭、科威特)表現(xiàn)為凹型或者直線型上升，結(jié)果表明高分位的正向沖擊比低分位的負(fù)向沖擊更具有持久效應(yīng)，即在高分位，上述提及國家的實(shí)際利差較大，其持續(xù)性特征反而有助于“一帶一路”國家與中國的整合。第三，隨著τ值的增加，5個國家(以色列、菲律賓、文萊、緬甸、阿爾巴尼亞)的α1(τ)值在低分位上升、高分位下降，這表明適度的沖擊有長期持續(xù)效應(yīng)，而偏高的正向沖擊與負(fù)向沖擊都只有短期效應(yīng)。第四，隨著τ值的增加，4個國家(泰國、馬其頓、埃及、印度尼西亞)的α1(τ)值在低分位下降、高分位上升，這表明極端正向和負(fù)向沖擊有長期持續(xù)效應(yīng)，而接近零的沖擊都只有短期效應(yīng)。

圖1 實(shí)際利率偏差(rid)

續(xù)表2

續(xù)表2

注:***表示1%的顯著性水平，**表示5%的顯著性水平，*表示10%的顯著性水平；所有的伴隨概率p值均采用bootstrap算法模擬獲得；∞表示當(dāng)α1(τ)不顯著時，其半衰期趨向于無窮。

注：上述27個國家從左至右依次是：捷克、以色列、馬來西亞、尼泊爾、菲律賓、斯里蘭卡、泰國、匈牙利、馬其頓、波蘭、阿美尼亞、阿塞拜疆、摩爾多瓦、俄羅斯、埃及、巴基斯坦、新加坡、文萊、印度、印度尼西亞、緬甸、越南、阿爾巴尼亞、白俄羅斯、格魯吉亞、烏克蘭、科威特。

圖2分位數(shù)截距(α0(τ))和自回歸系數(shù)(α1(τ))

QKS檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果表明，本文研究的27個“一帶一路”國家中有11個國家在[0.1，0.9]分位數(shù)水平上拒絕存在單位跟的原假設(shè)，分別是：路徑一(高利差的正沖擊易于平穩(wěn))——馬來西亞、格魯吉亞，路徑二(低利差的負(fù)沖擊易于平穩(wěn))——尼泊爾、阿塞拜疆、俄羅斯、越南、白俄羅斯、烏克蘭、科威特，路徑三(極端沖擊易于平穩(wěn))——緬甸，路徑四(適當(dāng)沖擊易于平穩(wěn))——印度尼西亞。這表明，這些國家的實(shí)際利率偏差序列具有平穩(wěn)性特征，長期來看，以中國為基準(zhǔn)國，RIP理論在這些國家有很大可能性被認(rèn)為是成立的。由于非平穩(wěn)的16個國家除亞美尼亞和摩爾多瓦外，基本在各分位水平也都呈現(xiàn)非平穩(wěn)特性，沒有單獨(dú)分析不同分位的必要，因此，下面的討論中，本文僅針對平穩(wěn)的11個國家，分別選取四種路徑下的代表國家詳細(xì)分析不同分位下的自回歸系數(shù)α1(τ)與相應(yīng)的半衰期。

第一種路徑下，馬來西亞的偏差系數(shù)α1(τ)在不同分位下的p值都很顯著，各分位水平下都是平穩(wěn)的。隨著分位數(shù)的增加，α1(τ)整體呈下降形態(tài)，但也存在波動，[0.1，0.3]分位下降，接著到0.4分位開始上升，[0.5，0.7]分位再次下降，0.8和0.9的高分位趨于穩(wěn)定，表明利差對于沖擊的反應(yīng)在不同的分位水平下具有不同的特征，也說明該利差的均值回復(fù)過程存在顯著的不對稱性。本文觀察半衰期，發(fā)現(xiàn)半衰期的變動情況和系數(shù)變動保持一致，這表明：沖擊持續(xù)時間α1(τ)能夠較為準(zhǔn)確地反映均值回復(fù)速度。根據(jù)半衰期的具體數(shù)值介于4～8.5，本文認(rèn)為馬來西亞利率平價偏差的均值回復(fù)速度整體較快，并且這類路徑下，高分位的半衰期較短，說明高分位的正向沖擊均值回復(fù)速度較快。

第二種路徑下，本文選擇尼泊爾作為代表性國家，其他國家分析類似。尼泊爾的偏差系數(shù)α1(τ)在在低分位[0.1，0.4]時是顯著的，在高分位[0.5，0.9]時不顯著，說明低分位水平下是平穩(wěn)的，而在高分位不平穩(wěn)，證明該路徑下，RIP理論低利差情況下更有可能成立。隨著分位數(shù)的增加，α1(τ)整體呈上升形態(tài)。其半衰期也隨著分位數(shù)的增加而變大，由2.084增加到12.729，0.5分位及以后，半衰期變?yōu)闊o窮大，說明低分位的均值回復(fù)速度快于高分位，與上述偏差系數(shù)的顯著性結(jié)論相一致。這同時也體現(xiàn)出偏差的均值回復(fù)過程存在顯著的非對稱性。

第三種路徑下，緬甸是唯一拒絕原假設(shè)的國家，其α1(τ)的p值全都不顯著，各分位水平下都不平穩(wěn)。隨著分位數(shù)的增加，α1(τ)在[0.1，0.3]的低分位上升，[0.4，0.8]分位基本保持1的水平狀態(tài)，在0.9的高分位又開始下降。這驗(yàn)證了偏高的正向沖擊與負(fù)向沖擊都只有短期效應(yīng)，適度的沖擊才有長期持續(xù)效應(yīng)。觀察緬甸利差序列的半衰期，在各個分位下都趨于無窮。因此，本文認(rèn)為各分位下都不平穩(wěn)，無法達(dá)到均值回復(fù)狀態(tài)?，F(xiàn)實(shí)情況中，出現(xiàn)適度的沖擊是不易的，更為普遍的情況的是出現(xiàn)具有短期效應(yīng)的沖擊，故根據(jù)QKS統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果，整體拒絕存在單位根的原假設(shè)，整體序列是平穩(wěn)的。

第四種路徑下，選擇印度尼西亞作為代表性國家，除了最高分位0.9分位外，α1(τ)的p值全都顯著，因此，在[0.1，0.8]分位都是平穩(wěn)的。隨著分位數(shù)的增加，α1(τ)在[0.1，0.5]分位下降，從0.6分位開始上升，且增幅要快于降幅。對應(yīng)的半衰期，從0.1分位的16.557下降到0.5分位的10.480，轉(zhuǎn)而一直上升至0.8分位的21.312，最高分位0.9分位時趨于無窮。這表明極端正向和負(fù)向的沖擊有長期持續(xù)效應(yīng)，而接近零的沖擊都只有短期效應(yīng)。同時，對比前半分位與后半分位的半衰期可以發(fā)現(xiàn)，高分位的正向沖擊持續(xù)性長于低分位的負(fù)向沖擊，說明正向沖擊的均值回復(fù)速度更慢些。

五、結(jié)論與政策意義

本文使用分位數(shù)單位根檢驗(yàn)方法，對“一帶一路”國家中的27個國家實(shí)際利率平價理論的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，27個國家中有11個國家(馬來西亞、格魯吉亞、尼泊爾、阿塞拜疆、俄羅斯、越南、白俄羅斯、烏克蘭、科威特、緬甸、印度尼西亞)在不同程度與中國的商品和金融市場較好整合。與以往研究不同，本文的結(jié)論還表明，這些國家相對中國的實(shí)際利差序列在不同分位水平表現(xiàn)出不同的動態(tài)特征，這意味著正負(fù)沖擊對實(shí)際利率偏差的影響會產(chǎn)生不同的收斂行為，其均值回復(fù)的調(diào)整過程是非對稱的，并且調(diào)整速度并非恒定不變，而是會受到?jīng)_擊的性質(zhì)及其分布的影響。這在一定程度上說明，“一帶一路”國家僅有少部分與中國的經(jīng)濟(jì)融合、交流整合較好，經(jīng)濟(jì)一體化趨勢并不顯著。這意味著，中國因素(包括中國的貿(mào)易變動及貨幣政策變動等)對“一帶一路”國家的影響仍不顯著，中國實(shí)際利率成為“一帶一路”國家的主要驅(qū)動利率也存在諸多障礙。

其次，本文總結(jié)出實(shí)際利差的四種變動趨勢，從而對不同類別的“一帶一路”國家與我國的商品及金融市場整合提供指導(dǎo)。滿足路徑一高利差的正沖擊易于平穩(wěn)的國家(馬來西亞、格魯吉亞)，低分位負(fù)向沖擊的持續(xù)性較強(qiáng)。若中國實(shí)際利率上升導(dǎo)致兩國間的實(shí)際利差下降，中國的較高利率同時加速資本流入，進(jìn)一步降低兩國利差，此時沖擊持續(xù)性增強(qiáng)，導(dǎo)致均值回復(fù)過程較慢，此時更容易導(dǎo)致RIP不成立，從而說明兩國的經(jīng)濟(jì)一體化路徑有所偏離。滿足路徑二低利差的負(fù)沖擊易于平穩(wěn)的國家(尼泊爾、阿塞拜疆、俄羅斯、越南、白俄羅斯、烏克蘭和科威特)高分位正向沖擊的持續(xù)性較強(qiáng)。若中國實(shí)際利率下降導(dǎo)致兩國間的實(shí)際利差上升，中國的較低利率減少資本流入，此時中國的利率上升，進(jìn)而減小兩國利差，而低分位均值回復(fù)速度較快，更易于均衡。滿足路徑三極端沖擊易于平穩(wěn)的國家(緬甸)對正向沖擊和負(fù)向沖擊都只有短期效應(yīng)，在推進(jìn)一體化進(jìn)程中著重關(guān)注利差在較低或較高分位即可。滿足路徑四適當(dāng)沖擊易于平穩(wěn)的國家(印度尼西亞)更容易受正向負(fù)向沖擊產(chǎn)生的影響，而對零附近的沖擊只有短期效應(yīng)，這種情況下，兩國經(jīng)濟(jì)大環(huán)境整體的相對穩(wěn)定性在經(jīng)濟(jì)一體化過程中至關(guān)重要。

基于以上研究結(jié)論，本文認(rèn)為，中國若想真正成為“一帶一路”主導(dǎo)國家，還需實(shí)現(xiàn)與“一帶一路”國家之間的貿(mào)易自由化，并在實(shí)現(xiàn)利率及匯率市場化的基礎(chǔ)上對“一帶一路”國家開放資本賬戶，以加速推進(jìn)人民幣的區(qū)域化及國際化。