申 韜 陸斯琪

（廣西大學(xué)，廣西 南寧 530004）

一、引言

區(qū)域金融合作內(nèi)涵最早由羅伯特·蒙代爾于1961 年提出的“最優(yōu)貨幣區(qū)”理論演化而來，后續(xù)由經(jīng)濟(jì)學(xué)家如麥金農(nóng)、弗萊明等對(duì)其理論進(jìn)行完善，但其內(nèi)涵都停留在區(qū)域貨幣合作的層次，現(xiàn)中國與“一帶一路”沿線國家區(qū)域金融合作方式涵蓋甚廣，其動(dòng)因已不再局限于最初打造“區(qū)域貨幣合作”的構(gòu)想。后來，以解決金融危機(jī)為主的區(qū)域金融合作形式是20世紀(jì)末國家或地區(qū)之間維護(hù)本國內(nèi)金融穩(wěn)定的動(dòng)因之一（Wang，2004）。隨著經(jīng)濟(jì)不斷向前發(fā)展，各個(gè)國家或地區(qū)之間采取區(qū)域金融合作的目的已拓展為促進(jìn)雙方經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展。在“一帶一路”倡議背景下，中國最初的區(qū)域金融合作由共同應(yīng)對(duì)金融風(fēng)險(xiǎn)向促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)變，因此，本文在中國與“一帶一路”沿線國家已開展的多形式金融合作基礎(chǔ)上，重點(diǎn)研究現(xiàn)有金融合作形式是否能夠促進(jìn)并如何促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)問題。

二、文獻(xiàn)綜述

在當(dāng)今全球經(jīng)濟(jì)一體化背景下，一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展不能獨(dú)善其身，終究會(huì)融入世界發(fā)展趨勢(shì)，而經(jīng)濟(jì)一體化的“雙刃劍”又可能因?yàn)橥獠繘_擊與自身環(huán)境矛盾導(dǎo)致本國經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定，所以相關(guān)金融合作研究按主流因素劃分，可大體分為維護(hù)區(qū)域金融穩(wěn)定和促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展、提高資源利用率等方面（Wang，2004）。

中國與各國的金融合作相關(guān)研究主要圍繞金融合作動(dòng)因、評(píng)估效果、金融合作效應(yīng)以及金融合作機(jī)制設(shè)計(jì)展開。早期，中國與周邊部分國家區(qū)域金融合作的目的是維護(hù)雙邊金融穩(wěn)定，自2013 年中國提出“一帶一路”倡議后，區(qū)域金融合作便由危機(jī)驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)向增長驅(qū)動(dòng)（張彬和胡曉珊，2018）。對(duì)金融合作評(píng)估效果的相關(guān)研究進(jìn)展如下：吳佳茗和李蕊（2019）認(rèn)為由于政治因素、金融體系和文化認(rèn)同等方面有較大差異，導(dǎo)致中國與海合會(huì)國家的金融合作仍處于金融合作初級(jí)層次。肖姿懿（2019）指出中國與中亞五國的金融合作在“一帶一路”倡議下成效顯著，但仍面臨諸如政局動(dòng)蕩、金融環(huán)境較差和金融監(jiān)管體系不全等難題。米軍（2019）指出現(xiàn)實(shí)仍舊存在諸多因素阻礙中國與歐亞經(jīng)濟(jì)聯(lián)盟國家的金融合作往更深層次發(fā)展，中國與東盟國家金融合作存在政治互信、法律融合與金融資源錯(cuò)配等問題，設(shè)計(jì)“需求雙重匹配”金融合作機(jī)制以提升金融合作高度尤為迫切（申韜等，2017）。云倩（2019）也表明，在“一帶一路”倡議政策向好背景下，雖然中國與東盟國家金融合作頗有成效，但深入合作仍面臨眾多困境。

圍繞國家層面的貨幣互換協(xié)議、國有金融機(jī)構(gòu)“走出去”、聯(lián)合相關(guān)國家建立的亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行、金磚國家新開發(fā)銀行、絲路國際銀行以及絲路基金等多形式的金融合作途徑，學(xué)者們展開各種具體金融合作現(xiàn)狀評(píng)估并提出未來合作戰(zhàn)略。曹強(qiáng)和曾國慶（2019）研究證明貨幣互換協(xié)議對(duì)雙方貿(mào)易額增長的促進(jìn)效果明顯。朱藝泓和李?。?014）、Mcdowell（2019）則認(rèn)為中國的貨幣互換金融合作方式是政治互信的表現(xiàn)，是一種金融外交手段。王豐龍和司月芳（2019）研究發(fā)現(xiàn)，設(shè)立亞投行能夠增強(qiáng)“一帶一路”沿線國家的成員國對(duì)中國海外投資的吸引力。以上研究成果說明，參與金融合作目的在于互惠互利，以達(dá)到促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的共贏局面。但以往研究多為在單一金融合作途徑的基礎(chǔ)上進(jìn)行分析，缺少總體金融合作與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證研究。因此本文聚焦于衡量中國與東道國整體金融合作綜合水平，探求是否可以通過金融合作提高整體經(jīng)濟(jì)增長水平。

綜上所述，現(xiàn)有研究仍存在以下不足：一是由于存在涵蓋較多的金融合作渠道，相關(guān)文獻(xiàn)注重探討某個(gè)層面的金融合作指標(biāo)與貿(mào)易投資的關(guān)系，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的問題研究鮮有涉及，對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)增長研究的內(nèi)生性問題和背后的機(jī)制運(yùn)行問題尚未解決，金融合作機(jī)制設(shè)計(jì)缺乏實(shí)證數(shù)據(jù)支持；二是中國與各國金融合作水平難以比較，過往研究對(duì)金融合作水平指數(shù)量化仍存在主觀賦值、測(cè)算方法簡略、指標(biāo)涵蓋金融合作領(lǐng)域范圍單一等不足，尚未形成統(tǒng)一的、科學(xué)的、適用的測(cè)量指標(biāo)體系；三是缺少進(jìn)一步的異質(zhì)性分析，由于“一帶一路”沿線國家之間存在異質(zhì)性，包括自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度、政治因素、金融生態(tài)環(huán)境和貿(mào)易結(jié)構(gòu)等原因，中國與各國開展金融合作的形式、程度也不同，各國自身金融發(fā)展?fàn)顩r、貿(mào)易結(jié)構(gòu)都會(huì)影響金融合作的深層次布局，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)增長的效果。

本文可能產(chǎn)生的貢獻(xiàn)在于：基于“一帶一路”沿線61 個(gè)國家樣本，選取多個(gè)金融合作指標(biāo)——雙邊本幣互換規(guī)模、東道國中資銀行設(shè)立分支機(jī)構(gòu)數(shù)量、雙邊金融監(jiān)管合作諒解備忘錄和人民幣清算行設(shè)立數(shù)量，用因子分析法構(gòu)建中國與東道國的整體金融合作綜合指數(shù)，該指數(shù)數(shù)值越高表明金融合作程度越深。在解決金融合作與經(jīng)濟(jì)增長內(nèi)生性問題時(shí)通過多期雙重差分方法估計(jì)和替換相關(guān)控制變量回歸等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，得出雙邊金融合作能夠促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長、并且金融合作程度越深越能促進(jìn)對(duì)方經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)論。在金融合作對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制分析上運(yùn)用中介效應(yīng)，選取雙方貿(mào)易總額和中國對(duì)東道國直接投資流量作為兩條路徑，分析得出雙方貿(mào)易總額與中國對(duì)外直接投資流量對(duì)金融合作指數(shù)水平發(fā)揮中介作用的結(jié)論，表明“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長很大程度上依賴雙方貿(mào)易額增長和中國對(duì)外直接投資流量的帶動(dòng)；結(jié)合以上兩條路徑進(jìn)一步分析，認(rèn)為在金融合作條件下，東道國對(duì)中國的貿(mào)易出口額對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長具有顯著促進(jìn)作用。在現(xiàn)有條件下，自然資源依賴度越低、金融發(fā)展程度越低的國家，金融合作對(duì)其增長效應(yīng)更明顯，表明未來金融合作機(jī)制設(shè)計(jì)應(yīng)注重雙方經(jīng)貿(mào)聯(lián)系，促進(jìn)雙方經(jīng)濟(jì)增長。

三、理論假設(shè)

整理相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長具有正相關(guān)關(guān)系，在一定條件下，金融體系提高金融服務(wù)水平可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長：第一，金融發(fā)展水平影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)；第二，金融體系一方面通過各種金融安排發(fā)揮規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)、資金利用、中介、監(jiān)督、促進(jìn)交易等方面效用，另一方面也由于外來資本不穩(wěn)定性、市場(chǎng)競爭劇烈、金融配套設(shè)施不全以及法律制度缺失等因素，各國采取金融合作手段提高資源利用效率，緩解信息不對(duì)稱和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長等問題。綜上，本文提出研究假設(shè)H1：

H1：中國與東道國金融合作程度越深，金融合作對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效應(yīng)越大。

在機(jī)制分析中，李紅權(quán)等（2018）以“一帶一路”沿線國家為樣本，實(shí)證分析金融合作對(duì)沿線國家的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，得出貨幣互換、金融機(jī)構(gòu)海外設(shè)立對(duì)經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效用較大。本文涉及的中國與“一帶一路”沿線國家金融合作指標(biāo)中，貨幣互換協(xié)議占比較大，金融機(jī)構(gòu)海外設(shè)立以及人民幣清算行設(shè)立也分布較廣，為貿(mào)易境外結(jié)算營造良好環(huán)境，并有效拓寬中國與“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易渠道，雙方貿(mào)易額增長進(jìn)而推動(dòng)其經(jīng)濟(jì)增長，因此提出研究假設(shè)H2：

H2：金融合作能夠促進(jìn)雙邊貿(mào)易進(jìn)出口總額增長，從而促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長。

呂越和鄧?yán)o（2019）認(rèn)為中資銀行海外設(shè)立分支機(jī)構(gòu)目的在于擴(kuò)大目標(biāo)國市場(chǎng)規(guī)模和出口，提高對(duì)外投資流量。不少學(xué)者通過跨國數(shù)據(jù)分析為中國對(duì)外直接投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)效益的研究作鋪墊，在目前的金融合作條件下，中國對(duì)外投資是否成為推進(jìn)目標(biāo)國經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力有待驗(yàn)證，因此提出研究假設(shè)H3：

H3：多樣化的金融合作途徑通過促進(jìn)中國對(duì)外直接投資額增長以促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長。

各國金融發(fā)展?fàn)顩r影響金融合作具體路徑，從而間接影響金融合作對(duì)經(jīng)濟(jì)增長效果（如圖1 所示）。各國采取國際金融合作手段來提高資源利用效率、緩解信息不對(duì)稱和實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長等問題，為中國與“一帶一路”沿線國家開展金融合作提供一定理論基礎(chǔ)。據(jù)此，為探討總體金融合作水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)在多大程度上受到東道國金融發(fā)展水平狀況、東道國貿(mào)易結(jié)構(gòu)等影響，本文分析金融合作與以上因素的交互效應(yīng)，提出金融合作機(jī)制設(shè)計(jì)建議。

圖1 多樣化金融合作途徑對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制

四、研究設(shè)計(jì)

（一）研究對(duì)象

1.被解釋變量。本文選取東道國經(jīng)濟(jì)增長水平（ln gdp）作為被解釋變量。

2.核心解釋變量。本文選取金融合作（fcidid）、金融合作水平指數(shù)（fci）作為核心解釋變量。

金融合作（fcidid）：剔除數(shù)據(jù)較少的國家樣本后，選取“一帶一路”沿線61 個(gè)國家樣本，運(yùn)用多期雙重差分方法來研究金融合作與東道國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。結(jié)合以往研究基礎(chǔ)，本文選取雙邊本幣互換額度（Swap，按照三年平均值處理）、人民幣清算行設(shè)立數(shù)量（Clear）、中資銀行海外分支機(jī)構(gòu)數(shù)量（Bank）、銀保監(jiān)會(huì)與各國貨幣當(dāng)局簽署的監(jiān)管雙方諒解備忘錄數(shù)量（MOUs）四個(gè)指標(biāo)，若其中一個(gè)指標(biāo)與“一帶一路”沿線國家樣本有交集，則設(shè)為中國與“一帶一路”沿線國家金融合作的起始年份。

金融合作水平指數(shù)（fci）：借鑒劉方和丁文麗（2020）對(duì)東盟各國的金融合作效率指數(shù)構(gòu)建方法，選取以上四個(gè)指標(biāo)并通過因子分析法計(jì)算，得出衡量中國與“一帶一路”沿線國家金融合作總體水平指數(shù)。首先，運(yùn)用SPSS26.0對(duì)以上四種金融合作指標(biāo)變量進(jìn)行ZSore 標(biāo)準(zhǔn)化處理數(shù)據(jù)，消除量綱不同帶來的影響，對(duì)四個(gè)變量進(jìn)行KMO 檢驗(yàn)和Bartlett’s 球度檢驗(yàn)，結(jié)果顯示KMO檢驗(yàn)為0.659＞0.6，Bartlett’s球度檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)p值為0，表明變量之間具有相關(guān)關(guān)系，滿足因子分析適用性。其次，對(duì)原始特征值大于0.8 的成分抓取2個(gè)因子，因子1 和因子2 的累計(jì)方差百分比為79.102%，基本實(shí)現(xiàn)原始變量降維。由結(jié)果得出因子1 對(duì)Bank、Clear、Swap存在強(qiáng)正相關(guān)，因子2 對(duì)MOUs具有強(qiáng)正相關(guān)，因子1取為貨幣銀行合作因子（f1），因子2 取為監(jiān)管合作因子（f2），兩者結(jié)合對(duì)四種金融合作指標(biāo)變量具有較強(qiáng)解釋性，用最大方差法進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)后，再運(yùn)用回歸法得出各因子得分系數(shù)：

最后，利用各因子乘以自身對(duì)總方差的貢獻(xiàn)值與兩者對(duì)總方差累積貢獻(xiàn)值的比值作為權(quán)重，計(jì)算中國與各國總體金融合作水平指數(shù)，如公式（1）所示：

3.控制變量：本文選取金融發(fā)展水平（ln fdl）、人口增長率（ln pop）、貿(mào)易總額占GDP比重增長率（ln trade）、最終消費(fèi)支出增長率（ln consu）和投資總額占GDP比重增長率（ln invest）作為控制變量。

金融發(fā)展水平（ln fdl）：該指標(biāo)分值包含各國金融機(jī)構(gòu)數(shù)量、金融市場(chǎng)規(guī)模、金融市場(chǎng)準(zhǔn)入難易度和金融市場(chǎng)效率等，本文對(duì)其作對(duì)數(shù)化處理。

人口增長率（ln pop）：選用GDP 衡量經(jīng)濟(jì)增長水平，以人口增長率作為控制變量，可以平滑由于人口增長對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)力。

貿(mào)易總額占GDP比重增長率（ln trade）：該指標(biāo)通常描述不同國家外貿(mào)依存度。從經(jīng)濟(jì)理論得出，對(duì)外貿(mào)易能使一個(gè)經(jīng)濟(jì)體發(fā)揮其比較優(yōu)勢(shì)以提高生產(chǎn)率，促進(jìn)技術(shù)轉(zhuǎn)移，以及通過國際競爭提高效率，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。

最終消費(fèi)支出增長率（ln consu）和投資總額占GDP比重增長率（ln invest）：消費(fèi)和投資對(duì)GDP 增長具有顯著促進(jìn)作用。

所有涉及貨幣單位均為萬美元，并且以2010 年為基期，對(duì)其進(jìn)行不變價(jià)處理。數(shù)據(jù)來源于世界銀行、國際貨幣基金組織和中資銀行官方網(wǎng)站。考慮到金融合作的門檻效應(yīng)，在研究金融合作程度與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系時(shí)，只選擇與中國開展金融合作的“一帶一路”沿線國家。以上變量描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）模型設(shè)定

1.模型的基準(zhǔn)回歸分析。以經(jīng)濟(jì)增長率（ln gdp）作為被解釋變量，以是否建立金融合作關(guān)系（fcidid）作為核心解釋變量，以貿(mào)易總額占GDP 比重增長率（ln trade）、投資總額占GDP比重增長率（ln invest）、最終消費(fèi)支出增長率（ln consu）和人口增長率（ln pop）作為控制變量，運(yùn)用多期雙重差分方法（DID）設(shè)計(jì)模型，回歸過程采用固定效應(yīng)，如公式（2）所示：

其中，i（=1，2，…，61）為國家樣本，t（=2000，2001，…，2020）為年份。fcididi t為雙重差分估計(jì)量，如果國家i在j年與中國建立金融合作，則國家i在j年以及之后的年份設(shè)置為1，否則為0。X表示一系列控制變量，v表示個(gè)體固定效應(yīng)，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

以經(jīng)濟(jì)增長率（ln gdp）作為被解釋變量，以整體金融合作綜合水平指數(shù)（fci）作為核心解釋變量，與公式（2）控制變量相同，采用固定效應(yīng)模型設(shè)計(jì)基準(zhǔn)面板模型，如公式（3）所示：

其中，i和t分別表示國家和年份，X表示一系列控制變量，v表示個(gè)體固定效應(yīng)，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

2.內(nèi)生性檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)使用多期雙重差分方法這一前提條件是否成立，采用回歸法設(shè)定風(fēng)險(xiǎn)回歸（生存分析）模型，如公式（4）所示：

其中，Tit為國家i在t年的生存時(shí)間，Xit為其他影響國家i能否與中國建立金融合作關(guān)系的控制變量，控制變量與上文一致。在回歸中假定生存時(shí)間Tit服從Weibull分布，使用加速失效時(shí)間模型來估計(jì)。

考慮到多期雙重差分估計(jì)的樣本里，若與中國建立金融合作關(guān)系的“一帶一路”沿線國家樣本（處理組）和沒有與中國建立金融合作關(guān)系的國家樣本（對(duì)照組）在政策實(shí)施之前其經(jīng)濟(jì)增長率不存在顯著差異，則表明運(yùn)用雙重差分方法估計(jì)的結(jié)果較為可靠。

利用PSM-DID方法修正樣本選擇性偏誤。利用與中國建立金融合作的40個(gè)樣本作為處理組。按照1：1近鄰匹配有放回抽樣的方法，對(duì)處理組進(jìn)行隨機(jī)匹配。若經(jīng)過重新匹配后，不同變量處理組與對(duì)照組樣本均值差異的p值在10%的水平下不顯著，則處理組與對(duì)照組樣本具有平衡性。

關(guān)于遺漏變量問題檢驗(yàn)。選取外商直接投資凈額（ln fdi）、自然資源稟賦（ln product）和人力資本（ln labor）等替代投資總額占GDP 比重增長率（ln invest）、貿(mào)易總額占GDP 比重增長率（ln trade）和人口增長率（ln pop），因?yàn)橄M(fèi)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)效應(yīng)，故不作替換。

3.機(jī)制分析檢驗(yàn)。引入每年中國與“一帶一路”沿線國家雙邊進(jìn)出口貿(mào)易總額（ln total）與每年中國分國別對(duì)外直接投資流量（ln ofdi）作為金融合作對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的中介分析，采用逐步回歸法檢驗(yàn)其中介效應(yīng)。結(jié)合本文研究內(nèi)容設(shè)定以下中介效應(yīng)模型進(jìn)行分析：

式（5）和式（6）中，i和t分別表示國家和年份，X表示一系列控制變量，ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

五、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸

回歸結(jié)果如表2 所示。加入控制變量后，表2 中選取的變量都與經(jīng)濟(jì)增長具有正相關(guān)關(guān)系。在其他條件不變的情況下，金融合作水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)具有顯著性。結(jié)合所選取的控制變量進(jìn)行總體分析，與中國具有金融合作關(guān)系的樣本國家，其經(jīng)濟(jì)增長率貢獻(xiàn)值為3.58%；一單位標(biāo)準(zhǔn)差金融合作水平使所在國經(jīng)濟(jì)增長水平提高約3.37%，證明中國與“一帶一路”沿線國家展開金融合作對(duì)東道國經(jīng)濟(jì)增長起到一定拉動(dòng)作用。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.探究與中國建立金融合作關(guān)系是否受東道國經(jīng)濟(jì)增長率的逆向影響。表3 的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)水平增長率（ln gdp）的系數(shù)不顯著，表明某一國家樣本的經(jīng)濟(jì)增長率對(duì)其是否能夠與中國建立金融合作關(guān)系不存在顯著影響。

2.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。選取與中國具有金融合作關(guān)系的樣本國家作為處理組，與中國沒有金融合作關(guān)系的樣本國家作為對(duì)照組，對(duì)選擇樣本運(yùn)用時(shí)間固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)方法進(jìn)行回歸。結(jié)果表明，在建立與中國金融合作關(guān)系之前的年份，95%的置信區(qū)間內(nèi)都包含0，東道國的經(jīng)濟(jì)增長水平處理組和對(duì)照組不具有顯著差異，即雙方建立金融合作關(guān)系之前兩組的經(jīng)濟(jì)增長水平不具有差異性，表明平行趨勢(shì)檢驗(yàn)通過，運(yùn)用雙重差分方法估計(jì)的結(jié)果具有穩(wěn)健性（見圖2），即與中國開展金融合作的國家的確促進(jìn)了其經(jīng)濟(jì)增長。

圖2 平行檢驗(yàn)趨勢(shì)圖

3.運(yùn)用PSM-DID 修正樣本選擇性偏誤。匹配后各變量在p值為10%水平上不具有顯著性，因此匹配后處理組和對(duì)照組不具有顯著差異。再由此結(jié)果進(jìn)行DID 回歸，得到結(jié)果如表3 所示，與中國開展金融合作的國家對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長仍然具有顯著性。

4.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。采取穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸（見表3），結(jié)果依然穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

（三）機(jī)制分析

擬引入每年中國與“一帶一路”沿線國家雙邊進(jìn)出口貿(mào)易總額（ln total）與每年中國分國別對(duì)外直接投資流量（ln ofdi）作為金融合作對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的中介分析，采用逐步回歸法檢驗(yàn)其中介效應(yīng)。由于逐步回歸法回歸系數(shù)具有明確解釋，并且對(duì)于系數(shù)乘積的檢驗(yàn)，若檢驗(yàn)結(jié)果都顯著，依次檢驗(yàn)結(jié)果強(qiáng)于Sobel檢驗(yàn)結(jié)果，所以在檢驗(yàn)流程中，先進(jìn)行依次檢驗(yàn)，不顯著才需要做Sobel檢驗(yàn)（溫忠麟等，2004），回歸結(jié)果見表4。

依次檢驗(yàn)相關(guān)系數(shù)，表4數(shù)據(jù)說明金融合作對(duì)經(jīng)濟(jì)增長間接效應(yīng)在1%水平下顯著，在第一步回歸中，金融合作對(duì)雙方貿(mào)易額促進(jìn)作用在1%水平下顯著，影響系數(shù)為0.146，金融合作、雙方進(jìn)出口貿(mào)易總額對(duì)促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長也在1%水平下顯著，影響系數(shù)和彈性系數(shù)分別為0.051和0.088，即直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著，因此，雙方貿(mào)易總額起到部分中介作用，中介效果為0.279，表明金融合作水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有27.90%是通過促進(jìn)雙方貿(mào)易總額實(shí)現(xiàn)，充分驗(yàn)證雙方貿(mào)易總額在促進(jìn)對(duì)方經(jīng)濟(jì)增長過程中存在中介效應(yīng)；同理，對(duì)中國對(duì)外直接投資流量的中介效應(yīng)結(jié)果表明，在第一步回歸中，金融合作促進(jìn)中國對(duì)東道國的投資效應(yīng)在1%水平下正向顯著，影響系數(shù)為1.077，金融合作、對(duì)東道國投資流量對(duì)促進(jìn)東道國經(jīng)濟(jì)增長也在1%水平下顯著，影響系數(shù)和彈性系數(shù)分別為0.032和0.017，直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著，因此，中國對(duì)東道國投資流量起到部分中介作用，中介效果為0.394，表明金融合作水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用有39.38%是通過促進(jìn)對(duì)東道國投資流量實(shí)現(xiàn)，中介效應(yīng)存在（如圖3所示）。綜上可知：第一，中國與“一帶一路”沿線國家金融合作，可以通過促進(jìn)雙方貿(mào)易總額與中國對(duì)東道國的投資促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，即雙方貿(mào)易總額與中國對(duì)東道國投資流量是金融合作的“部分中介”。第二，加入雙方貿(mào)易總額后，東道國貿(mào)易總額占其GDP 比重對(duì)經(jīng)濟(jì)增長影響變?yōu)椴伙@著，且一個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差雙方貿(mào)易總額變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長提高約18.32%，原因可能為該國的貿(mào)易總額比重多被與中國的貿(mào)易總額占據(jù)，在此模型中顯示出與中國的貿(mào)易總額對(duì)其國內(nèi)貿(mào)易總額產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，也從另一個(gè)方面表明，“一帶一路”倡議促進(jìn)雙方貿(mào)易額作用顯著，對(duì)其經(jīng)濟(jì)水平提高具有顯著作用；金融合作對(duì)中國對(duì)外直接投資作用顯著，究其背后原因，可能是由于金融合作促進(jìn)了所選取的樣本國家的金融水平發(fā)展，在整體金融合作綜合水平存有差異的情況下，貨幣互換、金融機(jī)構(gòu)海外設(shè)立和人民幣清算行設(shè)立等，在“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)中充當(dāng)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的角色。為提高機(jī)制分析結(jié)論的準(zhǔn)確性，本文對(duì)樣本國家進(jìn)行異質(zhì)性分析。

圖3 中介效應(yīng)機(jī)制分析

表4 機(jī)制分析結(jié)果

（四）異質(zhì)性分析

機(jī)制分析結(jié)果顯示，金融合作主要是通過促進(jìn)雙方貿(mào)易額和中國對(duì)東道國直接投資額來帶動(dòng)其經(jīng)濟(jì)增長，因此，東道國貿(mào)易結(jié)構(gòu)與東道國金融發(fā)展水平是對(duì)經(jīng)濟(jì)增長路徑的補(bǔ)充分析。結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)和所選取的目標(biāo)國家樣本，分析金融合作（fci）與東道國雙方貿(mào)易依存度（ln depen）、貿(mào)易產(chǎn)品多樣化程度和金融發(fā)展水平（ln fdl）的交互效應(yīng)。得出以下結(jié)論：

一是整體金融合作綜合水平（fci）與雙方貿(mào)易依存度（ln depen）的交互效應(yīng)顯著。說明在金融合作的條件下，雙方貿(mào)易依存度越高，越能促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長。表明雙邊金融合作對(duì)雙邊貿(mào)易總額增長具有溢出效應(yīng)。進(jìn)一步分析，ln export*fci交互效應(yīng)顯著，表明在雙邊金融合作條件下，東道國可以通過擴(kuò)大對(duì)中國的出口，促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長。其中，ln nature*fci交互效應(yīng)顯著，說明自然資源出口依賴度越低的國家，金融合作程度越深，對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長效果更好，金融合作可以彌補(bǔ)部分自然資源貧乏的國家或不依靠自然資源貨物出口的國家以促進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長，即雙邊金融合作對(duì)雙邊貿(mào)易中商品貨物出口占比較大的國家的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)更好。二是ln fdl*fci在1%水平下負(fù)向顯著，說明金融合作對(duì)東道國金融發(fā)展水平程度具有一定替代關(guān)系，雙邊金融合作可彌補(bǔ)東道國金融發(fā)展水平的不足，帶動(dòng)?xùn)|道國經(jīng)濟(jì)增長（見表5）。

表5 異質(zhì)性分析結(jié)果

六、結(jié)論與建議

本文選取“一帶一路”沿線61 個(gè)國家樣本，研究金融合作對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)和增長機(jī)制。結(jié)果表明：

第一，中國與“一帶一路”沿線國家開展的金融合作能夠顯著促進(jìn)對(duì)方經(jīng)濟(jì)增長；第二，雙方開展的金融合作主要通過擴(kuò)大雙方貿(mào)易總額與促進(jìn)中國對(duì)外直接投資金額的路徑，促進(jìn)對(duì)方經(jīng)濟(jì)增長；第三，不依賴自然資源出口的國家，金融合作程度越深，對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長拉動(dòng)更強(qiáng)；金融發(fā)展程度低的國家，隨著金融合作程度加深，對(duì)其經(jīng)濟(jì)增長更有利，表明通過金融合作能夠使自身經(jīng)濟(jì)條件較差、金融發(fā)展不足、貿(mào)易結(jié)構(gòu)較好的國家推動(dòng)其經(jīng)濟(jì)增長。但本文也仍存在不足之處：一是由于金融合作方式受到政治因素方面影響，并且一些具體利于貿(mào)易的合作途徑，例如本幣結(jié)算協(xié)議、QFII、亞投行和自由貿(mào)易協(xié)定等未列入整體金融合作綜合水平指標(biāo)選取范圍，故本文金融合作水平指數(shù)僅具有一般代表性；二是樣本選取范圍只包括“一帶一路”沿線國家，后續(xù)可把樣本拓展至沿線國家和非沿線國家樣本比較，或以經(jīng)濟(jì)發(fā)展中位數(shù)水平為界的樣本國家比較，增強(qiáng)金融合作促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的說服力。

考慮到目前阻礙金融深度合作的因素在短期內(nèi)無法消除，結(jié)合目前金融合作的成效，提出以下四點(diǎn)加強(qiáng)金融合作機(jī)制建議：

第一，金融合作程度越深越能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，因此，我國應(yīng)提高金融合作水平和層次。加大海外金融供給，提高金融便利性，制定并完善相關(guān)金融政策，提升我國金融機(jī)構(gòu)、中小企業(yè)海外經(jīng)營環(huán)境便利度。致力提高金融創(chuàng)新力度，推動(dòng)綠色金融、科技金融、金融安全等區(qū)域金融合作發(fā)展。加強(qiáng)證券業(yè)和保險(xiǎn)業(yè)的合作力度，提高多層次的貨幣市場(chǎng)合作程度。建立服務(wù)于海外企業(yè)的債券市場(chǎng)信息咨詢系統(tǒng)，促進(jìn)我國海外企業(yè)在債券市場(chǎng)上融資，降低海外企業(yè)融資成本，拓寬融資渠道，降低資金期限錯(cuò)配風(fēng)險(xiǎn)，推動(dòng)我國海外企業(yè)向東道國優(yōu)勢(shì)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行投資，培育該地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長新動(dòng)能。

第二，在金融合作機(jī)制設(shè)計(jì)中，應(yīng)注重向利于雙方貿(mào)易額增長和優(yōu)化雙方投資環(huán)境的方向設(shè)計(jì)。擴(kuò)大簽訂雙邊本幣互換協(xié)議范圍與金額、簽訂本幣結(jié)算協(xié)議等措施；加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，提高海關(guān)通過效率，促進(jìn)雙方貿(mào)易往來。建立投融資金融合作新機(jī)制，優(yōu)化金融生態(tài)環(huán)境，促進(jìn)中國金融機(jī)構(gòu)更好地“走出去”，服務(wù)海外中資企業(yè)投資與結(jié)算，與“一帶一路”沿線國家建立人民幣清算行、人民幣代理行關(guān)系，拓寬人民幣海外基金業(yè)務(wù)試點(diǎn)范圍，提高人民幣的結(jié)算便利度。完善“一帶一路”金融監(jiān)管合作體系，通過雙方互訪和論壇的形式，加強(qiáng)雙方金融監(jiān)管部門溝通與協(xié)作，完善議事機(jī)制和信息共享機(jī)制，共同商定相關(guān)政策與規(guī)則，完善相關(guān)法律法規(guī)，共同落實(shí)雙方監(jiān)管合作機(jī)制。建立“一帶一路”投資風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警系統(tǒng)和指標(biāo)評(píng)價(jià)體系，加強(qiáng)對(duì)東道國各類金融風(fēng)險(xiǎn)的有效性預(yù)測(cè)、分析與預(yù)警，降低跨境金融風(fēng)險(xiǎn)，提高對(duì)海外企業(yè)投資引導(dǎo)的科學(xué)性，從多方面為雙方貿(mào)易、投資的順利進(jìn)行保駕護(hù)航。

第三，根據(jù)異質(zhì)性分析結(jié)果來看，由于我國“一帶一路”沿線國家雙方貿(mào)易互補(bǔ)性較強(qiáng)，應(yīng)提高中資企業(yè)貿(mào)易結(jié)算便利度。出臺(tái)相關(guān)政策提高中方金融機(jī)構(gòu)開設(shè)海外分支機(jī)構(gòu)意愿，開展跨境人民幣結(jié)算、信貸和擔(dān)保業(yè)務(wù)，建立境外人民幣清算系統(tǒng)，根據(jù)“一帶一路”國家不同貿(mào)易狀況針對(duì)性創(chuàng)新金融工具，降低東道國由于利率、匯率和政治等風(fēng)險(xiǎn)帶來的不確定性，保證貿(mào)易結(jié)算、支付業(yè)務(wù)的順利進(jìn)行。同時(shí)加強(qiáng)雙方貿(mào)易流程標(biāo)準(zhǔn)化建設(shè)，對(duì)利于雙方貿(mào)易增長的領(lǐng)域應(yīng)共同研究制定相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)，以進(jìn)一步提升雙方貿(mào)易質(zhì)量。