張 帥

（新疆財經(jīng)大學(xué)，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

隨著金融創(chuàng)新水平的不斷提高以及金融自由化程度的日益加深，國際金融市場呈現(xiàn)出投資者跨多市場交易、金融機構(gòu)混業(yè)經(jīng)營、企業(yè)交叉上市等特征，且不同市場間的聯(lián)系日益緊密，金融市場的高度聯(lián)動性加劇了金融風(fēng)險的國際傳染。2008年美國金融危機的爆發(fā)及其在全球范圍的傳播在一定程度上印證了眾多國家與美國金融市場的高度關(guān)聯(lián)性。當(dāng)前國際環(huán)境呈現(xiàn)出新的變化特點，意大利公投、英國脫歐等重大政治事件引發(fā)歐洲金融市場大幅震蕩；美國“逆全球化”經(jīng)濟政治主張更加激化了全球市場恐慌，加劇了金融市場的波動震蕩；持續(xù)爆發(fā)的“黑天鵝”事件凸顯出當(dāng)前國際金融風(fēng)險傳染的短期化、迅速化、常態(tài)化特征，金融風(fēng)險傳染的預(yù)防管理更加困難。受新冠疫情全球蔓延影響，亞洲、美洲、歐洲等地股市全線大跌，同時美國、巴西、印度等國家嚴(yán)峻的疫情形勢導(dǎo)致全球范圍內(nèi)經(jīng)濟增速急劇下降、金融風(fēng)險急劇攀升，新一輪全球金融危機是否會爆發(fā)我們還不得而知。

“一帶一路”倡議涵蓋東南亞、南亞、西亞、中亞、中東歐等區(qū)域，沿線國家在經(jīng)濟、文化、制度等方面差異明顯，金融風(fēng)險呈現(xiàn)復(fù)雜化、多樣化特征，這也決定了控制金融風(fēng)險傳染的難度較大。我國同“一帶一路”沿線國家在各領(lǐng)域的合作將顯著提高市場之間的關(guān)聯(lián)性，從而加大了金融風(fēng)險傳染的可能性。因此，把握我國與“一帶一路”沿線國家的金融關(guān)聯(lián)性，明確國家之間金融風(fēng)險傳染的方向及強度，對落實堅決守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的底線要求、降低外部風(fēng)險沖擊影響、完善我國金融風(fēng)險防控機制、提升金融風(fēng)險抵御能力、實現(xiàn)金融市場健康穩(wěn)定發(fā)展等具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

目前學(xué)界針對國際金融風(fēng)險傳染，主要圍繞國際金融風(fēng)險評價和傳染渠道進行了大量研究。關(guān)于國際金融風(fēng)險評價，學(xué)者們主要選擇單一市場如股票市場、債券市場、外匯市場作為一國金融風(fēng)險的來源，對應(yīng)的風(fēng)險評價指標(biāo)選擇主要集中于股價波動率、債券收益波動率、匯率波動率等。在股票市場方面，楊子暉［1-2］選擇50個國家股票市場作為樣本，驗證了新冠疫情期間全球股市間存在的風(fēng)險溢出效應(yīng)，并發(fā)現(xiàn)股票市場風(fēng)險更容易在貿(mào)易依存度及資本開放度較高的國家之間進行傳導(dǎo)。在債券市場方面，Ahmad［3］通過構(gòu)建DECO-MGARCH模型分析驗證了全球主要債券市場存在的風(fēng)險溢出效應(yīng)，認(rèn)為美國債券市場對中國債券市場存在明顯的單向溢出效應(yīng)。在外匯市場方面，Kilic［4］通過隨機跳躍模型驗證了未預(yù)期到的匯率波動會加劇中美外匯市場金融風(fēng)險傳染；方意［5］以新冠疫情的暴發(fā)為研究節(jié)點進行分析，得出新興市場國家是全球外匯市場主要風(fēng)險輸出者的結(jié)論。

關(guān)于國際金融風(fēng)險傳染渠道，按照世界銀行對風(fēng)險傳染的定義，金融風(fēng)險（危機）國際傳染的渠道主要有實體渠道、金融貿(mào)易渠道、市場預(yù)期渠道，Masson［6］在此基礎(chǔ)上提出金融風(fēng)險傳染的季風(fēng)效應(yīng)（實體）、溢出效應(yīng)（金融貿(mào)易）及凈傳染效應(yīng)（投資預(yù)期）。諸多學(xué)者對這3種渠道進行了驗證。第一，實體渠道主要對應(yīng)于一國經(jīng)濟發(fā)展的基本面，經(jīng)濟基本面的惡化會導(dǎo)致該國金融風(fēng)險傳染至其他國家。經(jīng)濟基本面主要包括貨幣發(fā)行量、通貨膨脹率、信用風(fēng)險、政府債務(wù)、資本流動、匯率水平、房價指數(shù)、經(jīng)濟周期、信貸水平等。由于經(jīng)濟基本面因素選擇基本相似，故學(xué)者們研究得到的結(jié)論大致相同。如牟曉云［7］在分析美國金融危機對日本的溢出效應(yīng)時發(fā)現(xiàn)，較小的信貸規(guī)模及較多的政府債務(wù)會加劇金融風(fēng)險傳染；程棵［8］認(rèn)為金融風(fēng)險傳染與信用風(fēng)險、流動性風(fēng)險、匯率正相關(guān)，而與經(jīng)濟周期負(fù)相關(guān)。第二，金融貿(mào)易渠道可細(xì)分為國際貿(mào)易渠道和金融聯(lián)系渠道，其中國際貿(mào)易渠道是最早獲得學(xué)者們驗證的傳染路徑。在經(jīng)濟環(huán)境大致相似的情形下，貿(mào)易往來密切的國家之間可能通過進口效應(yīng)、收入效應(yīng)、競爭性貶值等引發(fā)金融風(fēng)險跨市場傳導(dǎo)［9］，且該傳染渠道具有傳播速度快、持續(xù)時間久的特征［10］。金融聯(lián)系渠道是全球金融發(fā)展一體化背景下重要的風(fēng)險傳導(dǎo)路徑，2008年美國金融危機全球蔓延的一個主要原因便在于美國處在國際金融市場的網(wǎng)絡(luò)中心，很容易通過金融聯(lián)系渠道引發(fā)金融危機的全面擴散［8］。第三，市場預(yù)期渠道集中體現(xiàn)為市場信息不對稱狀態(tài)下投資者的行為趨同，若某市場波動增大則會引發(fā)相關(guān)投資者對該市場所有資產(chǎn)投資組合的厭惡［11］，若某市場爆發(fā)金融危機則會促使投資者在其他具有類似投資環(huán)境的國家中作出非理性的投資行為，Bekaert［12］、劉湘云［13］分別在美國金融危機、歐債危機的研究中對此進行了驗證。此外，還有學(xué)者研究認(rèn)為投資者恐慌情緒會引發(fā)金融風(fēng)險的傳染效應(yīng)［14-15］。

現(xiàn)有文獻對“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險傳染的研究僅涉及部分國家，未形成系統(tǒng)性研究。如Naoui［16］、Mollah［17］研究發(fā)現(xiàn)發(fā)達市場在金融危機期間對新興市場有明顯的風(fēng)險傳染效應(yīng)，陳赤平［18］基于發(fā)達國家股票市場的研究得出了相同的結(jié)論。Christos［19］以世界主要經(jīng)濟體為樣本，研究顯示幾乎所有部門都存在風(fēng)險傳染現(xiàn)象，蔣勝杰［20］研究表明經(jīng)濟波動期間傳染效應(yīng)更明顯。相較于通過實體渠道的傳導(dǎo)力度差異顯著［21］，金融風(fēng)險在金融貿(mào)易聯(lián)系緊密的國家之間的傳染效應(yīng)更為顯著［22］。

綜合來看，現(xiàn)有研究多從某一特定風(fēng)險事件如美國金融危機、歐洲債務(wù)危機等展開，考察該風(fēng)險源對世界其他經(jīng)濟體的影響，樣本多取自美洲、歐洲、亞洲等區(qū)域中經(jīng)濟體量相對較大的國家，涉及“一帶一路”沿線國家的研究甚少；同時，現(xiàn)有研究多局限于單一市場（如股票市場、債券市場、外匯市場）的金融風(fēng)險傳染進行實證分析，鮮有將經(jīng)濟基本面相關(guān)因素納入金融風(fēng)險的考量當(dāng)中，不能真實反映一國金融風(fēng)險的整體水平。本文將以“一帶一路”沿線國家為樣本，構(gòu)建金融風(fēng)險指數(shù)作為一國金融風(fēng)險的衡量指標(biāo)，通過VARX模型考察我國與“一帶一路”沿線國家之間金融風(fēng)險的傳染特征，以期為該領(lǐng)域的研究提供有價值的參考。

三、研究設(shè)計

（一）樣本篩選

“一帶一路”沿線國家數(shù)量多、分布范圍廣，部分國家之間存在金融風(fēng)險傳染的概率極小，因此合理選擇樣本國家較為重要。結(jié)合世界銀行及Masson［6］對于金融風(fēng)險傳染渠道的定義，同時考慮到經(jīng)濟基本面涉及指標(biāo)較多，對樣本國篩選的難度較大，因而本文主要擬從國際貿(mào)易、投資市場、金融市場①國際貿(mào)易與金融市場對應(yīng)的是金融貿(mào)易渠道，而市場預(yù)期渠道主要體現(xiàn)為因投資者心理預(yù)期變化進而影響其投資行為，此處用投資市場的關(guān)聯(lián)性來反映。3個層面分別篩選與我國市場關(guān)聯(lián)度較高的國家作為風(fēng)險傳染的樣本國。

通常來講，進出口貿(mào)易額及投資規(guī)模是衡量國家之間貿(mào)易市場及投資市場關(guān)聯(lián)性的重要指標(biāo)。目前學(xué)界對貿(mào)易關(guān)聯(lián)性及投資關(guān)聯(lián)緊密度并未作出明確界定，通過對歷次國際金融危機傳染涉及樣本國家的分析可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)兩國國際貿(mào)易規(guī)模占對外貿(mào)易總規(guī)模的比重及投資規(guī)模占對外投資總規(guī)模的比重均超過10%時，兩國之間會產(chǎn)生明顯的金融風(fēng)險傳染效應(yīng)。因此，基于現(xiàn)有經(jīng)驗，本文選取我國與“一帶一路”沿線國家進出口貿(mào)易規(guī)模占該國進出口貿(mào)易總規(guī)模的比重超過10%的國家作為研究樣本，同時選取我國對“一帶一路”沿線國家投資規(guī)模占該國吸收外資總規(guī)模的比重超過10%的國家作為研究樣本。匯率和股票價格指數(shù)是評估國家之間金融市場關(guān)聯(lián)性的關(guān)鍵指標(biāo)，但考慮到“一帶一路”沿線部分國家股票市場發(fā)展相對滯后，數(shù)據(jù)缺乏可得性，因此本文選擇匯率波動率作為衡量我國與“一帶一路”沿線國家金融市場關(guān)聯(lián)性的指標(biāo)?；疑P(guān)聯(lián)法在分析小樣本變量之間相關(guān)性方面具有明顯優(yōu)勢。一般認(rèn)為，若灰色關(guān)聯(lián)度超過0.5表示變量之間存在相關(guān)性，若灰色關(guān)聯(lián)度超過0.7則表示變量之間存在較高的相關(guān)性。因此，在金融市場關(guān)聯(lián)性方面，本文選取我國與“一帶一路”沿線國家匯率波動灰色關(guān)聯(lián)度超過0.7的國家作為研究樣本。

通過3種篩選標(biāo)準(zhǔn)得出的樣本國家之間均存在金融風(fēng)險傳染的可能，因此按照最小化原則即只要滿足一種篩選標(biāo)準(zhǔn)即可選取為本研究的樣本國家，最終確定的“一帶一路”沿線樣本國家見表1。

（二）金融風(fēng)險指數(shù)

本文借鑒國內(nèi)學(xué)者從宏觀經(jīng)濟、銀行市場、股票市場、外匯市場、債務(wù)水平等不同層面構(gòu)建金融風(fēng)險指數(shù)對我國整體金融風(fēng)險進行評價的做法，來考察我國與“一帶一路”沿線國家的整體金融風(fēng)險狀態(tài)。結(jié)合“一帶一路”沿線國家部分指標(biāo)數(shù)據(jù)的可得性，選擇從宏觀經(jīng)濟、銀行市場、外匯市場、國際債務(wù)4個層面構(gòu)建金融風(fēng)險評價指標(biāo)體系，并采用突變級數(shù)法②突變級數(shù)法來源于突變理論，是涉及多指標(biāo)綜合評價的常用方法，限于篇幅，其原理及分析過程本文不作過多闡述，如需要可向作者索取。構(gòu)建“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險指數(shù)，作為沿線各國金融風(fēng)險的代理變量。其中宏觀經(jīng)濟評價指標(biāo)包括GDP增長率、通貨膨脹率、失業(yè)率；銀行市場評價指標(biāo)包括不良貸款率、M2增長率、銀行信貸/GDP、M2/GDP；外匯市場評價指標(biāo)包括匯率波動率、外匯儲備/GDP；國際債務(wù)評價指標(biāo)包括負(fù)債率、短期外債/外債、外債/外匯儲備。

研究的時間跨度為2013年—2020年，數(shù)據(jù)來源于World Bank及Trading Economics數(shù)據(jù)庫。為確保樣本充足性，本文對金融風(fēng)險評價指標(biāo)年度數(shù)據(jù)進行月度化處理，同時將沿線國家分為中亞、西亞、南亞、獨聯(lián)體、中東歐、東南亞六大區(qū)域，最終得到我國與沿線國家金融風(fēng)險指數(shù)，詳見表1。

表1 2013年—2020年我國與“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險指數(shù)（部分月份）

（三）方法選擇

傳統(tǒng)VAR模型將所選變量均視為內(nèi)生變量，考察各變量不同滯后階數(shù)對所有變量的影響，進而從整體上評價所選變量間的動態(tài)變化特征，其缺陷主要在于不能處理有公共影響因素的外生變量。我國與“一帶一路”沿線國家之間金融風(fēng)險的傳染必然會受外部全球金融風(fēng)險因素（如美國金融風(fēng)險）的影響，傳統(tǒng)VAR模型無法對該共同外生變量進行控制，而VARX模型則能有效解決該難題。該模型是基于VAR模型并添加了能衡量外部共同因素的控制變量，其表達式如下：

其中，等式左邊表示內(nèi)生變量（不同國家的金融風(fēng)險指數(shù)），p、q分別表示內(nèi)生變量及外生變量（美國金融風(fēng)險指數(shù)）的滯后階數(shù)分別表示內(nèi)生變量、外生變量在不同滯后階數(shù)的矩陣形式分別表示內(nèi)生變量、外生變量在不同滯后階數(shù)的系數(shù)估計矩陣形式分別為常系數(shù)、白噪聲擾動項向量。

通過構(gòu)建VARX模型，可借助廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)（GIRF）考察我國與“一帶一路”沿線國家的金融風(fēng)險傳染效應(yīng)。一般脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）識別出的沖擊效應(yīng)具有不穩(wěn)定性，效應(yīng)值會因內(nèi)生變量在模型中排序的不同而發(fā)生變化，而GIRF在處理變量間動態(tài)關(guān)系方面具有明顯優(yōu)勢，其表達式如下：

四、實證分析

（一）傳染效應(yīng)矩陣構(gòu)建

依據(jù)廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)（GIRF）的輸出結(jié)果，可構(gòu)建我國與“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險傳染效應(yīng)矩陣，分別如表2、表3所示。

表2 我國與西亞、南亞、中亞、獨聯(lián)體金融風(fēng)險傳染效應(yīng)矩陣

續(xù)表2

表3我國與東南亞、中東歐金融風(fēng)險傳染效應(yīng)矩陣

（二）數(shù)據(jù)處理及結(jié)果分析

在傳染效應(yīng)矩陣構(gòu)建的基礎(chǔ)上，為便于分析，本文構(gòu)造下列指標(biāo)進一步考察我國與“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險的傳染特征。定義某國（yi）對其他樣本國家金融風(fēng)險傳染的總傳染效應(yīng)指標(biāo)（FRout,yi→*）；定義某國（yi）受到其他樣本國家金融風(fēng)險傳染的總吸收效應(yīng)指標(biāo)（FRin,*→yi）；定義某國（yi）對別國（yj）金融風(fēng)險傳染的凈效應(yīng)指標(biāo)（FRnet,yi→yj），由該國（yi）對別國（yj）金融風(fēng)險傳染效應(yīng)減去別國（yj）對該國（yi）金融風(fēng)險的傳染效應(yīng)得到。計算公式分別為此外，定義某國（yi）對其他樣本國家金融風(fēng)險傳染的總凈效應(yīng)指標(biāo)（TFRnet,yi），由該國（yi）對其他樣本國家金融風(fēng)險傳染凈效應(yīng)加總得到；定義所有樣本國家對外凈傳染效應(yīng)指標(biāo)（TFRnet），由TFRnet,yi為正的所有國家的風(fēng)險傳染效應(yīng)加總得到；定義某國（yi）金融風(fēng)險傳染的貢獻度指標(biāo)（SCyi），該指標(biāo)反映TFRnet,yi為 正 的 某 國（yi）占TFRnet的 比 重。計 算 公 式 分 別 為

依照上述公式，結(jié)合表2、表3的風(fēng)險傳染效應(yīng)矩陣，可分別計算出我國與“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險對外總傳染效應(yīng)（FRout,yi→*）、總吸收效應(yīng)（FRin,*→yi）、凈傳染效應(yīng)（TFRnet），結(jié)果如表4所示。

表4我國與“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險傳染效應(yīng)計算結(jié)果

從總傳染效應(yīng)來看，我國對中亞、西亞、中東歐區(qū)域均存在金融風(fēng)險傳染效應(yīng)，而對南亞、獨聯(lián)體、東南亞區(qū)域則不存在金融風(fēng)險傳染效應(yīng)。具體來看：我國對中亞區(qū)域的金融風(fēng)險總傳染效應(yīng)值最高，為0.019（見表4），主要集中在對塔吉克斯坦、哈薩克斯坦金融風(fēng)險的傳導(dǎo)，效應(yīng)值分別為0.027、0.017（見表2），其中投資行為是主要風(fēng)險傳染渠道。我國對西亞區(qū)域金融風(fēng)險傳染強度也較高，總效應(yīng)值為0.009（見表4），主要集中在對土耳其、以色列、阿曼的傳導(dǎo)，效應(yīng)值分別為0.001、0.017、0.004（見表2），其中國際貿(mào)易是主要風(fēng)險傳染渠道。我國對中東歐區(qū)域金融風(fēng)險的傳染強度整體相對較低，總效應(yīng)值僅為0.002（見表2），除對斯洛文尼亞、波黑的傳染效應(yīng)值為負(fù)外，對區(qū)域內(nèi)其他國家均存在微弱的正向傳染效應(yīng)（見表3）。雖然我國對南亞、獨聯(lián)體、東南亞區(qū)域整體不存在金融風(fēng)險傳染效應(yīng)，但對這些區(qū)域內(nèi)的部分國家仍然存在風(fēng)險傳染情形，如對南亞區(qū)域的印度以及東南亞區(qū)域的馬來西亞、柬埔寨，風(fēng)險傳染效應(yīng)值分別為0.012、0.006、0.001（見表2、表3），其中國際貿(mào)易是主要的風(fēng)險傳染渠道。

從總吸收效應(yīng)來看，除中亞、中東歐以外，西亞、南亞、獨聯(lián)體、東南亞區(qū)域均對我國存在金融風(fēng)險傳染效應(yīng)。具體來看：東南亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的傳染效應(yīng)排在第一位，總效應(yīng)值為0.066（見表4），其中泰國、菲律賓、老撾的傳染效應(yīng)最強，效應(yīng)值分別為0.027、0.024、0.015，馬來西亞、新加坡、緬甸的傳染效應(yīng)稍弱，效應(yīng)值分別為0.008、0.007、0.002（見表3），而印度尼西亞、越南、柬埔寨對我國金融市場不存在風(fēng)險傳染效應(yīng)；東南亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險傳染的路徑既包括國際貿(mào)易渠道，又涉及投資行為渠道。南亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的傳染效應(yīng)排在第二位，總效應(yīng)值為0.050（見表4），主要集中在孟加拉國、印度兩國，效應(yīng)值分別為0.043、0.016（見表2），且主要通過國際貿(mào)易及金融市場聯(lián)動渠道進行風(fēng)險傳染。獨聯(lián)體區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的傳染效應(yīng)排在第三位，總效應(yīng)值為0.035（見表4），主要通過國際貿(mào)易及投資行為渠道進行風(fēng)險傳染。西亞區(qū)域作為我國金融風(fēng)險輸出的主要區(qū)域，同時又對我國金融市場存在風(fēng)險傳染情形，總效應(yīng)值為0.019（見表4），其中科威特的傳染效應(yīng)最為顯著，效應(yīng)值為0.039，阿曼、土耳其、希臘的傳染效應(yīng)相對較弱，效應(yīng)值分別為0.006、0.003、0.001（見表2）；國際貿(mào)易、投資行為及金融市場聯(lián)動均是該區(qū)域?qū)ξ覈M行風(fēng)險傳染的渠道。此外，雖然中亞、中東歐區(qū)域整體對我國不存在金融風(fēng)險傳染效應(yīng)，但區(qū)域內(nèi)的部分國家仍然存在對我國進行風(fēng)險傳染的情形，如中亞區(qū)域的烏茲別克斯坦，效應(yīng)值為0.004（見表2），以及中東歐區(qū)域的斯洛文尼亞、阿爾巴尼亞、黑山，效應(yīng)值分別為0.017、0.007、0.003（見表3），這些國家主要通過金融市場聯(lián)動渠道對我國進行風(fēng)險傳染。

從凈傳染效應(yīng)來看，中亞、中東歐是我國對“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險凈輸出的主要區(qū)域。我國對中東歐區(qū)域金融風(fēng)險的凈傳染強度最高，總效應(yīng)值為0.070（見表4），其中對克羅地亞、斯洛伐克、波蘭的風(fēng)險凈傳染強度最強，效應(yīng)值分別為0.048、0.035、0.018，而斯洛文尼亞、阿爾巴尼亞、黑山則對我國呈現(xiàn)金融風(fēng)險凈輸出狀態(tài)，效應(yīng)值分別為-0.030、-0.005、-0.003（由表3數(shù)據(jù)計算得出①由表3中我國對“一帶一路”沿線國家的金融風(fēng)險傳染效應(yīng)值減去其對我國的金融風(fēng)險傳染效應(yīng)值得到，若該值為負(fù)則表示我國受到該國的凈傳染，下同。）；我國對中東歐區(qū)域金融風(fēng)險凈傳染主要通過金融市場聯(lián)動渠道實現(xiàn)。我國對中亞區(qū)域金融風(fēng)險的凈傳染效應(yīng)值為0.042（見表4），該區(qū)域中塔吉克斯坦受到我國金融風(fēng)險凈傳染的影響最大，凈效應(yīng)值達到0.047，哈薩克斯坦（0.024）次之，而烏茲別克斯坦（-0.029）則對我國呈現(xiàn)風(fēng)險凈輸出狀態(tài)（由表2數(shù)據(jù)計算得出）；我國對中亞區(qū)域主要通過投資行為渠道進行金融風(fēng)險凈傳染。

西亞、南亞、獨聯(lián)體、東南亞區(qū)域是“一帶一路”沿線國家對我國金融風(fēng)險凈輸出的主要區(qū)域。南亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的凈傳染強度排在第一位，效應(yīng)值為0.098②凈傳染總效應(yīng)值為負(fù)代表我國受到該區(qū)域的金融風(fēng)險傳染，若效應(yīng)值為正則代表我國對該區(qū)域存在金融風(fēng)險傳染，數(shù)值代表金融風(fēng)險凈傳染效應(yīng)的大小，下同。（見表4），其中孟加拉國、斯里蘭卡對我國金融風(fēng)險的凈傳染效應(yīng)表現(xiàn)最明顯，巴基斯坦、印度次之，效應(yīng)值分別為0.047、0.031、0.016、0.004（由表2數(shù)據(jù)計算得出③由表2中“一帶一路”沿線國家對我國金融風(fēng)險傳染效應(yīng)值減去我國對其金融風(fēng)險傳染效應(yīng)值得到，若該值為負(fù)表示我國對其呈現(xiàn)金融風(fēng)險凈輸出狀態(tài)，下同。）；南亞區(qū)域主要通過國際貿(mào)易渠道對我國實現(xiàn)金融風(fēng)險凈輸出。東南亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的凈傳染強度排在第二位，效應(yīng)值為0.092（見表4），該區(qū)域內(nèi)不同國家對我國金融風(fēng)險傳染方向及強度差異顯著，其中泰國、菲律賓對我國金融風(fēng)險的凈傳染強度較高，印度尼西亞、老撾、新加坡次之，緬甸、馬來西亞凈傳染強度相對較弱，效應(yīng)值分別為0.027、0.024、0.016、0.015、0.014、0.006、0.002（由表3數(shù)據(jù)計算得出），而該區(qū)域中柬埔寨、越南對我國則呈現(xiàn)風(fēng)險凈吸收的狀態(tài)，并無風(fēng)險傳染效應(yīng)；東南亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險凈傳染主要通過國際貿(mào)易及投資行為渠道實現(xiàn)。獨聯(lián)體區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的凈傳染強度排在第三位，效應(yīng)值為0.053（見表4），凈傳染渠道與東南亞區(qū)域類似。西亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的凈傳染強度相對較低，總效應(yīng)值僅為0.010（見表4），其中科威特對我國金融風(fēng)險的凈傳染效應(yīng)最顯著，希臘、土耳其、阿曼次之，效應(yīng)值分別為0.046、0.004、0.002、0.002，而以色列、塞浦路斯則對我國呈現(xiàn)金融風(fēng)險凈吸收狀態(tài)（由表2數(shù)據(jù)計算得出）；西亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的凈傳染渠道主要以國際貿(mào)易為主。

另外，我國對“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險凈傳染及凈吸收貢獻度測算結(jié)果顯示：我國對“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險凈傳染貢獻度從高到低排序依次為克羅地亞（20.3%）、塔吉克斯坦（19.8%）、以色列（16.7%）、斯洛伐克（14.5%）、哈薩克斯坦（9.8%）、波蘭（7.5%）、柬埔寨（4.4%）、捷克（2.9%）、塞浦路斯（2.1%）、越南（2%），貢獻度排名前五位的國家累計凈傳染強度達到81.1%；“一帶一路”沿線國家對我國金融風(fēng)險凈傳染貢獻度從高到低排序依次為孟加拉國（13.9%）、科威特（13.4%）、斯里蘭卡（9%）、斯洛文尼亞（8.7%）、烏茲別克斯坦（8.3%）、泰國（8%）、菲律賓（7.1%）、俄羅斯（5.4%）、老撾（4.7%）、印度尼西亞（4.6%）、巴基斯坦（4.7%）、新加坡（4.3%），其余8個國家對我國金融風(fēng)險凈傳染貢獻度均小于2%①限于篇幅文中未列示，結(jié)果留存?zhèn)渌?。。整體來看，相較于我國對“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險凈傳染的分布情況，我國受到金融風(fēng)險凈傳染的國家數(shù)量更多，區(qū)域分布更分散，金融風(fēng)險傳染防范難度更大。因此，加強對“一帶一路”沿線重點國家金融市場的風(fēng)險監(jiān)測及評估，提前制定金融風(fēng)險“外防輸入”預(yù)案，對于提升我國金融市場穩(wěn)定性意義重大。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文基于金融市場聯(lián)動視角，通過構(gòu)建金融風(fēng)險指數(shù)，利用VARX模型對我國與“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險的傳染特征進行研究，主要結(jié)論如下：第一，從總傳染效應(yīng)來看，我國對中亞、西亞、中東歐區(qū)域整體上存在金融風(fēng)險傳染效應(yīng)，且對中亞區(qū)域的總傳染強度明顯高于其他區(qū)域；從區(qū)域內(nèi)具體國家來看，3個區(qū)域內(nèi)部分國家對我國金融市場仍存在風(fēng)險傳染的情形。雖然我國對南亞、獨聯(lián)體、東南亞區(qū)域整體不存在風(fēng)險傳染效應(yīng)，但對區(qū)域內(nèi)部分國家仍然存在風(fēng)險傳染的情形。第二，從總吸收效應(yīng)來看，西亞、南亞、獨聯(lián)體、東南亞區(qū)域均對我國金融市場存在風(fēng)險傳染效應(yīng)，其中東南亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑谑袌龅娘L(fēng)險傳染效應(yīng)最強。第三，從凈傳染效應(yīng)來看，我國對中亞、中東歐區(qū)域呈現(xiàn)金融風(fēng)險凈輸出狀態(tài)，而西亞、南亞、獨聯(lián)體、東南亞區(qū)域?qū)ξ覈鴦t呈現(xiàn)金融風(fēng)險凈輸出狀態(tài)。我國對中東歐區(qū)域金融風(fēng)險的凈傳染強度最高，南亞區(qū)域?qū)ξ覈鹑陲L(fēng)險的凈傳染強度最高。

（二）啟示

金融風(fēng)險的跨國傳染過程復(fù)雜，不僅存在國家之間風(fēng)險的交叉?zhèn)魅荆€存在反復(fù)傳染的可能，這就決定了單一國家難以獨自防范國際金融風(fēng)險的沖擊。隨著我國與“一帶一路”沿線國家合作的不斷拓展及深化，建立完善的金融風(fēng)險傳染防范管理機制意義重大。

首先，推進“一帶一路”沿線區(qū)域金融治理協(xié)調(diào)機制建設(shè)。一是進一步完善區(qū)域性金融組織建設(shè)。積極拓展亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行在“一帶一路”沿線國家的服務(wù)職能，如加強在沿線國家經(jīng)濟運行信息統(tǒng)計、政治經(jīng)濟穩(wěn)定形勢研判、金融風(fēng)險防范化解協(xié)商等領(lǐng)域的合作，努力改善沿線國家投資環(huán)境，實現(xiàn)沿線國家經(jīng)貿(mào)交往互聯(lián)互通。二是著力構(gòu)建長期多邊貨幣互換機制。貨幣互換是金融危機爆發(fā)時維持貨幣及經(jīng)濟運行穩(wěn)定的重要機制。我國已同“一帶一路”沿線30多個國家簽署了貨幣互換協(xié)議，但大多是短期的，部分已經(jīng)失效，且貿(mào)易結(jié)算比重過低。因此，應(yīng)當(dāng)考慮構(gòu)建多邊長效貨幣互換機制，并加強同美國、歐洲等發(fā)達國家中央銀行的合作。三是充分利用區(qū)域合作組織加強政策溝通協(xié)調(diào)。依托上海合作組織、亞太經(jīng)合組織、中亞區(qū)域經(jīng)濟合作等區(qū)域經(jīng)貿(mào)合作組織，加強區(qū)域成員國家在投資、貿(mào)易、金融等領(lǐng)域的政策溝通協(xié)調(diào)，為區(qū)域經(jīng)濟金融發(fā)展創(chuàng)造穩(wěn)定環(huán)境。圍繞東盟“10+1”“10+3”合作機制，充分對接各自發(fā)展戰(zhàn)略，加強政治互信及政策溝通，夯實合作基礎(chǔ)。此外，還應(yīng)充分發(fā)揮亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行、絲路基金等平臺的作用，促進區(qū)域經(jīng)濟金融協(xié)調(diào)發(fā)展。

其次，構(gòu)建“一帶一路”沿線國家金融風(fēng)險傳染協(xié)調(diào)處置機制。金融風(fēng)險的國際傳染通常會導(dǎo)致各國基于自身利益制定有效方案來緩解風(fēng)險沖擊，可能會引發(fā)金融風(fēng)險國際傳染速度的加快，致使各國制定的局部理性預(yù)案演化成全局性非理性行為，而國家之間通過協(xié)商制定處置方案能夠從整體層面將風(fēng)險損失降至最低。具體來講，該協(xié)調(diào)處置機制應(yīng)對風(fēng)險傳染的損益分擔(dān)、處置方案制定、參與國履約以及處罰等各方面作出明確規(guī)定，提高參與國執(zhí)行相關(guān)處置機制的積極性。

最后，加強同“一帶一路”沿線國家在金融風(fēng)險監(jiān)管層面的信息共享，包括各國金融市場風(fēng)險實時狀態(tài)及發(fā)展態(tài)勢的信息共享、各種針對防范金融風(fēng)險傳染成熟管理經(jīng)驗的共享等。這不僅有利于各國提早發(fā)現(xiàn)本國潛在的風(fēng)險傳染源，及時做好風(fēng)險防控預(yù)案，從而提高政策制定的前瞻性及針對性；還能對各國金融風(fēng)險傳染防范長效管理機制的構(gòu)建及完善起到重要的推動作用。同時，應(yīng)選擇合理的測度模型對金融風(fēng)險的跨國傳染進行實時監(jiān)控。評價金融風(fēng)險傳染效應(yīng)要求監(jiān)測樣本數(shù)據(jù)規(guī)模大、計算時間短、測度結(jié)果精度高，這對監(jiān)測模型有較為嚴(yán)苛的要求。一方面，模型構(gòu)建不能過于繁瑣，以縮短運算時間，保證監(jiān)測結(jié)果能夠及時發(fā)布；另一方面，模型要能夠準(zhǔn)確識別各頻率下風(fēng)險傳染效應(yīng)的微小變動，確保監(jiān)測結(jié)果的準(zhǔn)確性。