申韜 張泉

【摘要】本文運用我國與64個“一帶一路”沿線國家2013 ～ 2020年的金融合作面板數(shù)據(jù)， 首先采用OLS回歸模型檢驗金融合作對東道國經(jīng)濟增長存在溢出效應， 然后根據(jù)金融合作程度進行國別分組， 進一步檢驗溢出效應異質性問題。研究表明， 金融合作的確對東道國經(jīng)濟增長存在正向溢出效應， 主要通過國內消費和科技創(chuàng)新兩個渠道產(chǎn)生促進作用， 且異質性顯著， 主要表現(xiàn)為高金融合作程度國家對東道國經(jīng)濟增長的促進作用高于低金融合作程度國家。進一步研究發(fā)現(xiàn)， 我國與東道國間的金融合作存在國別遷徙現(xiàn)象， 表現(xiàn)為向下遷徙和向上遷徙兩種情況。我國應根據(jù)異質性開展差異化金融合作， 以更好地促進“一帶一路”沿線經(jīng)濟體的經(jīng)濟穩(wěn)定增長。

【關鍵詞】一帶一路；溢出效應；異質性；國別遷徙

【中圖分類號】 F831.6? ? ?【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）03-0143-7

一、 引言

自2013年秋習近平總書記首次提出建設“絲綢之路經(jīng)濟帶”重大倡議以來， “一帶一路”建設工作保持著高質量發(fā)展， 取得了累累碩果。當前， 投資合作持續(xù)增長， 相關政策不斷強化、 法規(guī)不斷完善、 標準逐步制定， 圍繞互聯(lián)互通的金融發(fā)展建設， 金融合作工作從政策、 規(guī)則、 制度等方面展開。習近平總書記在2021年11月出席第三次“一帶一路”建設座談會時也對繼續(xù)推動共建“一帶一路”高質量發(fā)展作出部署， 結合我國促進共同發(fā)展的外交政策， “一帶一路”建設工作必將為世界發(fā)展帶來重大影響， 推動構建全球經(jīng)濟一體化平穩(wěn)高速發(fā)展。

“一帶一路”倡議更好地發(fā)揮了多邊合作對經(jīng)濟體的良好效應， 區(qū)域經(jīng)濟一體化為沿線國家?guī)砹诵聶C遇和新挑戰(zhàn)。但“一帶一路”建設工作面臨著各國宏觀經(jīng)濟環(huán)境差異較大， 金融發(fā)展水平差異較大， 部分區(qū)域金融合作的實際落地和執(zhí)行水平不足， 金融合作在政策、 規(guī)則、 標準等方面的深度與廣度差異等問題， 增大了未來金融合作前景的不確定因素。如何設計平等、 互利的多層次金融合作機制， 成為當下我國推進“一帶一路”倡議所要面臨的重要問題。因此， 本文旨在探討金融合作對“一帶一路”沿線國家經(jīng)濟增長產(chǎn)生的溢出效應的異質性， 根據(jù)研究結果， 積極探討有關“一帶一路”倡導的因地制宜、 因勢利導的多層次金融合作機制的政策建議。

二、 文獻回顧

目前， 有關“一帶一路”沿線國家間合作的研究文獻覆蓋較廣。閆衍（2015）提出， “一帶一路”建設和發(fā)展將更多地依賴金融這一載體。隨著我國經(jīng)濟的高速發(fā)展， 進出口貿易不斷增長， 我國與“一帶一路”沿線國家間的金融合作也在不斷加深， 進一步推進了“一帶一路”國家之間的經(jīng)濟發(fā)展。左喜梅（2018）利用PVAR模型將“一帶一路”沿線55國金融發(fā)展水平按金融一體化中位數(shù)分組， 指出各國金融一體化水平的提高對貨幣金融合作具有非常重要的作用。云倩（2019）提到， 差異化的金融開放程度也在一定程度上影響著區(qū)域金融合作步調。

近幾年， 學者們聚焦金融合作對“一帶一路”沿線國家的作用機制與作用途徑進行研究。Dick Dunmore等（2019）指出， “一帶一路”倡議包括建設亞洲和歐洲之間的陸上運輸連接， 創(chuàng)建歐亞合作的經(jīng)濟帶， 以及我國與所有可能與其進行貿易的大陸之間的海上航線。李延喜等（2019）探討了金融合作提升區(qū)域創(chuàng)新能力的路徑， 為推進“一帶一路”國家金融合作與區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展提供借鑒。申韜和蒙飄飄（2020）指出， 我國與“一帶一路”沿線國家金融合作形成“直接投資—促成金融合作—更高效直接投資—更高質金融合作”的良性循環(huán)。

迄今， “一帶一路”金融合作研究已涵蓋多個領域， 但缺少在時間和空間維度下對“一帶一路”沿線國家金融集聚溢出效應的定性與定量研究。實際上， 在時間和空間兩個維度上深度挖掘金融合作潛力， 有效考察國別層面金融合作差異化投入抉擇具有較大的學術價值和應用價值， 也對進一步研究“一帶一路”金融合作機制設計具有其特殊意義。綜上， 本文擬從以下三點補充現(xiàn)有文獻成果： 第一， 研究層層遞進， 首先基于OLS回歸模型測度金融合作對東道國經(jīng)濟增長的溢出效應， 進一步通過面板數(shù)據(jù)按平均數(shù)分組回歸， 嘗試按照金融合作程度對東道國進行國別分類、 組間差異分析， 獲取差異化的國別溢出效應。第二， 深入研究金融合作對東道國經(jīng)濟增長的傳導機制和溢出效應主要途徑， 探尋金融合作的作用渠道。第三， 針對大多數(shù)文獻樣本選擇的局限性， 本文選取了“一帶一路”沿線國家中64個國家進行研究， 涵蓋了幾乎全部“一帶一路”沿線國家， 使研究更加全面。

三、 研究假設

1. 基本假設。一國經(jīng)濟增長的影響是極為復雜的， 很難將其歸結為某一特定因素。國家經(jīng)濟增長不僅受到國內市場變化與政策調控的影響， 也會受到來自外部環(huán)境的影響。徐永紅和馬賽（2017）通過實證分析得出， 對外直接投資對接受國經(jīng)濟增長具有正向推動作用。這種外部環(huán)境的影響對于發(fā)展差異較大的“一帶一路”沿線國家而言尤甚。在“一帶一路”沿線國家中， 經(jīng)濟發(fā)展水平相對較低的發(fā)展中國家占大多數(shù)， 這些國家普遍缺乏金融基礎設施， 也不能滿足其他硬件基礎設施建設和拓展貿易的資金需求。由此， 國際間的金融合作就成為提供基礎設施建設和促進貿易發(fā)展的重要手段。黃亮雄和錢馨蓓（2016）研究指出， 我國對“一帶一路”沿線國家的直接投資在統(tǒng)計上顯著提高了沿線國家的人均實際GDP。李紅權等（2018）的研究表明， 金融合作顯著提升了“一帶一路”沿線國家的人均實際GDP， 進一步的研究表明， 金融合作的經(jīng)濟增長效應具有區(qū)域性特征。以上研究均說明， 國際間的金融合作對一國經(jīng)濟增長具有推動作用。

基于此， 本文提出H1： 金融合作對東道國經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向溢出效應。

2. 傳導機制。金融合作對東道國經(jīng)濟增長的影響路徑體現(xiàn)在多方面。

（1）國內消費。中國人民銀行秉承“一帶一路”共建理念， 積極協(xié)同多家多邊開發(fā)銀行開展交通運輸、 農業(yè)等領域的聯(lián)合融資， 為東道國打通國內生產(chǎn)、 消費等市場注入動力。同時， 已有研究證明， 居民消費與經(jīng)濟增長耦合明顯， 關聯(lián)較強。隨著“一帶一路”建設穩(wěn)步推進， 我國與沿線國家的線上貿易發(fā)展迅速， 跨境電商行業(yè)高速發(fā)展。我國電商企業(yè)擁有著成熟的經(jīng)營經(jīng)驗和龐大的消費信息市場， 通過“一帶一路”平臺打入簽署了共建“一帶一路”合作文件的歐洲、 亞洲、 非洲的多國消費市場， 為其注入蓬勃動力， 沿線國家因此迎來了新的經(jīng)濟增長點。

（2）科技創(chuàng)新。我國對沿線國家一系列重大基礎設施工程建設的投入構建起一個綜合性立體互聯(lián)互通網(wǎng)絡， 為沿線國家第二產(chǎn)業(yè)提高了發(fā)展效率， 降低了上游成本， 提供了一個便捷、 高效、 穩(wěn)定的優(yōu)勢平臺。以中巴、 中蒙俄等經(jīng)濟走廊建設為標志， 沿線國家經(jīng)濟增長進入新階段。何建軍等（2022）通過構建中國—東盟金融合作水平測度的引力模型發(fā)現(xiàn)， 中國—東盟金融合作能夠提升東盟各國的區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展水平。而在新熊彼特理論視角下， 創(chuàng)新決定了經(jīng)濟增長和國際競爭力?？萍紕?chuàng)新能夠在保持成本不變甚至減少成本的情況下實現(xiàn)產(chǎn)出增加， 提高行業(yè)效率。企業(yè)將大數(shù)據(jù)、 云計算等新興技術運用于日常運營中， 大幅降低了運作成本。同時， 科技創(chuàng)新能夠有效推動形成行業(yè)集聚效應， 例如金融科技公司會運用科技不斷提供新產(chǎn)品、 新服務， 擴大市場、 發(fā)展新客戶， 其他同業(yè)公司也會因為競爭積極模仿和創(chuàng)新， 充分發(fā)揮行業(yè)集聚效應。王立平和鮑鵬程（2022）從地理鄰接、 空間距離和信息空間距離三個維度構建了創(chuàng)新驅動的空間溢出模型， 發(fā)現(xiàn)創(chuàng)新驅動對本地區(qū)經(jīng)濟增長的影響正向顯著。

基于此， 本文提出H2： 金融合作對經(jīng)濟增長的影響作用存在基于國內消費和科技創(chuàng)新的中介效應。

3. 區(qū)域異質性。東道國的政治體制、 經(jīng)濟水平、 地理位置等因素存在較大的國別差異， 導致雙邊金融合作程度的差異化特征明顯。而本國經(jīng)濟發(fā)展的基本環(huán)境、 金融合作程度也在一定程度上影響著一國財政政策、 貨幣政策等宏觀調控政策的實施效果， 進而作用于經(jīng)濟增長。李紅權等（2018）研究發(fā)現(xiàn)， 對于不同地區(qū)的國家而言， 促進經(jīng)濟增長的金融合作方式卻是不一樣的。并且不同的金融合作方式對不同地區(qū)的國家影響也不一樣， 即便同一種金融合作方式對不同國家經(jīng)濟增長作用也不一樣。杜婕等（2022）研究發(fā)現(xiàn)， 中國—東盟金融合作對經(jīng)濟增長具有顯著的正向效應， 同時中國—東盟金融合作對經(jīng)濟增長的影響存在差異性?！耙粠б宦贰背h提出， 將企業(yè)間的金融合作拓展至國家與國家之間， 在促進了區(qū)域經(jīng)濟一體化的同時， 也需積極尋求國與國之間的有效合作機制。盡管在不斷加強雙邊合作， 提高對外投資規(guī)模， 但各國經(jīng)濟環(huán)境、 政策等的差異導致效應程度并不一致， 大大降低了資本利用效率， 導致金融合作效果無法實現(xiàn)預期目標。因此， 分析我國與不同層級東道國間金融合作程度對東道國經(jīng)濟的實際影響， 以獲取經(jīng)濟合作的具體開展情況， 探尋謀求更為全面、 有效的金融合作機制。

基于此， 本文提出H3： 金融合作對東道國的溢出效應強弱取決于金融合作程度， 即存在異質性。

我國與東道國金融合作對東道國經(jīng)濟增長的傳導機制分析和溢出效應主要途徑如圖1和圖2所示。

四、 研究設計

1. 模型構建。為驗證H1， 本文構建基準回歸模型如下：

lnGDPi，t=β0+β1lnFincooperi，t+βiXi，t+εi，t （1）

其中：? lnGDPi，t代表i國家t年經(jīng)濟發(fā)展水平； lnFincooperi，t代表i國家t年與我國金融合作水平； Xi，t為一系列控制變量； εi，t代表隨機干擾選項； β0代表模型截距項； β1代表金融合作變量系數(shù)。

2. 變量選取。

（1）被解釋變量GDP。被解釋變量為“一帶一路”沿線國家的國內生產(chǎn)總值。國內生產(chǎn)總值是檢驗一個國家或地區(qū)經(jīng)濟的一項科學、 有效的重要檢測工具， 具有權威性， 有助于提高實證結果的準確性。

（2）核心解釋變量Fincooper。核心解釋變量為我國與“一帶一路”沿線國家的金融合作程度。“一帶一路”沿線國家大部分屬于發(fā)展中國家， 金融發(fā)展水平參差不齊， 金融合作效率和效果更是差異懸殊。若是采用單一指標作為變量進行數(shù)據(jù)分析， 極有可能導致實證結果與實際情況產(chǎn)生較大偏差， 參考申韜和蒙飄飄（2020）的指標構建體系， 通過東道國與我國的貨幣合作、 金融監(jiān)督合作、 金融機構合作、 金融市場合作、 多邊金融合作等五個方面的具體合作指標分析， 采用熵值法確定各指標間的權重， 規(guī)避直接運算導致的指標間的誤差。具體指標體系如表1所示。

（3）控制變量。為了確保實證研究結果的有效性和真實性， 剔除其他因素對回歸結果的影響， 本文選取以下兩個方面的變量作為控制變量： 一是東道國國內金融市場發(fā)展， 選取東道國通貨膨脹率（inflation）和東道國金融賬戶凈額（account）衡量波動水平； 二是東道國資本市場發(fā)展， 主要選取東道國固定資本形成總額（capital）和東道國勞動力人口數(shù)（woker）衡量資本市場發(fā)展水平。

（4）中介變量。根據(jù)前文機制分析， 本文選取國內消費和科技創(chuàng)新作為模型中介變量。其中， 國內消費采用東道國居民最終消費支出（consume）衡量東道國國內消費水平， 科技創(chuàng)新采用東道國的研發(fā)支出占GDP的比值（R&D）衡量東道國科技創(chuàng)新水平。

3. 數(shù)據(jù)來源。文章數(shù)據(jù)主要來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫以及Wind數(shù)據(jù)庫等， 其中測算核心解釋變量的指標數(shù)據(jù)詳見表1。出于數(shù)據(jù)可得性、 全面性、 可比性原則， 選取除巴勒斯坦以外的64個“一帶一路”沿線國家的面板數(shù)據(jù)進行研究， 研究期設置為2013 ～ 2020年， 上述變量的描述性統(tǒng)計如表 2所示。

五、 實證結果與分析

1. 基準回歸分析。本文通過統(tǒng)計軟件Stata 15.0進行數(shù)據(jù)處理與分析， 采用最小二乘法（OLS）進行計量估計以檢驗金融合作溢出效應的存在性?；貧w結果見表 3。列（1） ～ （5）分別是在基準回歸模型基礎上依次加入控制變量進行處理的回歸結果。

從回歸結果可以看出， 金融合作程度對東道國GDP的影響顯著為正， 且在5%的水平上通過檢驗， 也就是說金融合作對東道國經(jīng)濟增長存在溢出效應， 且為正向溢出?；貧w結果進一步分析發(fā)現(xiàn)， 控制變量中， 固定資本形成總額、 勞動力人口數(shù)和金融賬戶凈額對東道國GDP的影響顯著為正， 而通貨膨脹率則對東道國GDP存在負向影響。

為進一步驗證金融合作程度對東道國經(jīng)濟增長的影響， 同時考慮經(jīng)濟增長影響因素的復雜性， 參照沈永建等（2019）通過經(jīng)濟增長影響因素模型估計上文所列因素無法解釋的金融合作， 即殘差， 然后以此為因變量， 考察金融合作程度與東道國經(jīng)濟增長之間的關系?；貧w結果見列（6）。根據(jù)列（6）可知， 金融合作程度與經(jīng)濟增長的殘差顯著負相關， 說明金融合作程度能夠解釋東道國經(jīng)濟市場和資本市場發(fā)展等因素無法解釋的經(jīng)濟增長情況。

上述結果表明， 核心解釋變量與控制變量的驗證結果基本符合預期，? H1成立。

2. 機制檢驗。為檢驗H2是否成立， 本文采用逐步回歸法對假設進行檢驗。構建模型如下：

lnGDPi，t=γ0+γ1lnFincooperi，t+γiXi，t+εi，t? （2）

Medi，t=θ0+θ1lnFincooperi，t+θiXi，t+εi，t （3）

lnGDPi，t=α0+α1lnFincooperi，t+α2Medi，t+

αiXi，t+εi，t （4）

其中， Medi，t為中介變量， 其余與前文式（1）一致。

機制檢驗如下： 第一步， 利用式（2）檢驗金融合作程度對東道國經(jīng)濟增長的影響， 得到回歸系數(shù)γ1， 如果γ1顯著， 則進行下一步中介效應檢驗。第二步， 對利用式（3）檢驗金融合作程度對中介變量的影響， 得到回歸系數(shù)θ1， 如果θ1顯著， 則進行下一步中介效應的識別。第三步， 檢驗中介效應是否存在， 將中介變量加入式（4）進行檢驗， 得到回歸系數(shù)α2。在α1和α2兩個系數(shù)均顯著的情況下， 當α1的絕對值比γ1小時， 則表明存在部分中介效應， 即金融合作程度會部分通過影響國內消費或科技創(chuàng)新來促進東道國經(jīng)濟增長； 當α1不顯著而α2顯著時， 則表明中介變量具有完全性質的中介效應， 即金融合作程度會完全通過影響國內消費或科技創(chuàng)新來促進東道國經(jīng)濟增長?；貧w結果見表4。

表4中列（2）和列（3）是以國內消費為中介變量的機制檢驗結果。列（2）中， 金融合作程度對居民最終消費支出影響顯著為正， 說明金融合作程度對東道國國內消費具有積極影響； 列（3）中， 居民最終消費支出的系數(shù)在1%的水平上顯著， 這表明金融合作程度能夠有效推動東道國消費市場發(fā)展， 進而促進東道國經(jīng)濟增長。

列（4）和列（5）是以科技創(chuàng)新為中介變量的機制檢驗結果。列（4）中， 金融合作程度對東道國研發(fā)支出影響在5%的水平上為正， 說明金融合作程度對東道國科技創(chuàng)新具有積極影響； 列（5）中， 研發(fā)支出的系數(shù)顯著為正， 這表明金融合作程度能夠有效促進東道國科技創(chuàng)新， 為東道國經(jīng)濟新發(fā)展注入新活力， 進而促進東道國經(jīng)濟水平的提升。

結果表明， 機制假設的驗證結果基本符合預期， H2成立。

3. 穩(wěn)健性檢驗。在實證研究中， 模型內生性問題的存在會導致OLS回歸結果有偏和不一致。在國別層面上， 東道國經(jīng)濟發(fā)展情況會影響政府對國際間金融合作方面的決策， 東道國經(jīng)濟發(fā)展與我國之間的金融合作程度可能存在雙向因果關系。為了有效避免可能存在的雙向因果關系導致的回歸結果偏差， 選取金融合作指數(shù)的滯后一期、 滯后二期作為當期金融合作指數(shù)的工具變量， 因為從與內生變量的相關性上來看， 東道國與我國的金融合作程度是一個循序漸進的過程， 決定金融合作程度指數(shù)的指標數(shù)據(jù)具有一定的積累性， 東道國當期的經(jīng)濟增長和往期與我國的金融合作程度具有較強的相關性， 所以選取金融合作指數(shù)的滯后期作為當期金融合作指數(shù)的工具變量是合理的。

綜上， 為進一步驗證文章的實證結果， 確保研究結論的可靠性， 下面以表3的實證結果為基準模型， 采用縮尾處理法、 工具變量替換法、 因變量替換法對實證分析進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結果見表5。

表5中， 列（1）采用縮尾處理法以后進行了回歸， 對數(shù)據(jù)1%和99%分位做極端值處理， 以避免極端值對研究結果產(chǎn)生負面影響。列（2）（3）采用工具變量替換法進行回歸， 即分別采用金融合作指數(shù)滯后一期值、 金融合作指數(shù)滯后二期值作為當期金融合作程度的工具變量， 以此替換表3中列（6）的金融合作指數(shù)變量。列（4）采用因變量替換法進行回歸， 即采用東道國人均國內生產(chǎn)總值替換列（6）中的國內生產(chǎn)總值變量。上述各模型回歸結果與基準回歸結果保持了較高的一致性， 說明結果具有穩(wěn)健性。

4. 異質性分析。受傳統(tǒng)認知的影響， 雙邊金融合作會促進合作國的經(jīng)濟繁榮， 根據(jù)“一帶一路”倡議構想， 我國與沿線國家或地區(qū)間的金融合作越緊密， 將越有利于促進東道國的金融行業(yè)向縱深發(fā)展以及宏觀金融環(huán)境的穩(wěn)定性。同時， 金融合作的溢出效應可能缺乏同質性， 多呈現(xiàn)為非均衡金融合作現(xiàn)象， 而不同的金融合作程度會對東道國經(jīng)濟產(chǎn)生不同程度的影響， 因此， 金融合作對東道國經(jīng)濟增長存在異質性。

為進一步探討溢出效應可能存在的異質性， 以樣本期間年度平均數(shù)為參考值， 將金融合作指數(shù)設置為啞變量。若合作程度較高， 即金融合作指數(shù)大于或等于平均數(shù)， 則為1， 否則為0。實證結果如表6所示。

表6列（1）（2）的回歸結果均正向顯著。從國別層面來說， 我國與東道國的金融合作程度對東道國經(jīng)濟增長確有正向作用， 但在比較二組影響程度后發(fā)現(xiàn)， 高金融合作程度組和低金融合作程度組存在明顯的組間差異， 高金融合作程度組回歸結果的顯著性遠高于低金融合作程度組。這說明， 沿線國家中與我國金融合作程度低于沿線國家平均值時， 金融合作程度對東道國經(jīng)濟增長的推動作用明顯小于高于金融合作程度平均值的沿線國家， 東道國與中國金融合作程度對東道國經(jīng)濟增長影響存在“高金融合作程度>低金融合作程度”的異質性特征， 與東道國金融合作程度越高， 經(jīng)濟增長的正向溢出效應越大， H3成立。

通過東道國金融合作程度異質性研究發(fā)現(xiàn)， 我國與東道國的金融合作存在國別遷徙現(xiàn)象， 即存在向下遷徙和向上遷徙兩種情況， 隨著不同國家金融合作程度的不斷深化， 不同年度東道國金融合作分組的組別結果不盡相同。本文以樣本2013年和2020年的數(shù)據(jù)為例進行金融合作程度分組分析， 如表7所示。

由表7可知， 向下遷徙國為烏克蘭和印度。烏克蘭是最早響應我國“一帶一路”倡議的國家之一， 烏克蘭參與“一帶一路”建設也加強了其與其他國家的貿易合作關系， 但同時烏克蘭的進口依存度一直處于較高水平， 這說明烏克蘭的實體經(jīng)濟發(fā)展不容樂觀， 而基礎設施建設合作是中烏合作的優(yōu)先方向之一， 因此烏克蘭發(fā)生向下遷徙。另一國家印度對于“一帶一路”倡議各個組成部分態(tài)度不一： 積極參與了亞投行等與“一帶一路”相關的基建項目， 但對于“一帶一路”倡議的旗艦項目中巴經(jīng)濟走廊持反對態(tài)度。隨著我國與其他“一帶一路”沿線國家的合作不斷走深、 走實， 印度不可避免地由高金融合作程度國家轉向低金融合作程度國家。

而向上遷徙國較為典型是柬埔寨。其在“一帶一路”框架下與我國進行的深度合作為21世紀海上絲綢之路向印度洋、 南太平洋方向延伸提供了重要支撐。同時， “一帶一路”建設助力柬埔寨發(fā)展轉型升級， 在基礎建設、 產(chǎn)能合作等方面為柬埔寨注入新發(fā)展理念， 其作為“一帶一路”合作的樣板國家， 充分說明了“一帶一路”為東道國發(fā)展轉型升級注入了巨大動力。

總體來看， 樣本2013年高金融合作程度組只有16個國家， 而 2020年高金融合作程度組增加至20個國家。即“一帶一路”倡議提出7年后， 金融合作程度高于樣本平均數(shù)的國家數(shù)顯著增加， 即使存在國別遷徙現(xiàn)象， 但絕大多數(shù)東道國與我國一直保持著相對緊密的金融合作關系， 金融合作總體趨勢呈現(xiàn)穩(wěn)中向好趨勢。對于沿線各國， “一帶一路”倡議對本國發(fā)展具有積極、 穩(wěn)定和全方面的影響效應。

六、 研究結論與政策建議

基于我國與“一帶一路”64個沿線國家2013 ～ 2020年的宏觀數(shù)據(jù)， 本文運用OLS方法檢驗了我國與東道國間的金融合作對東道國經(jīng)濟增長的溢出效應， 并以金融合作程度為分組條件進行國別組間研究， 主要結論如下： 金融合作對東道國經(jīng)濟增長存在正向溢出效應； 國內消費和科技創(chuàng)新是金融合作促進東道國經(jīng)濟增長的重要渠道； 金融合作對東道國經(jīng)濟增長的溢出效應存在異質性； 與我國金融合作的程度越高， 越能促進東道國經(jīng)濟增長； 我國與東道國的金融合作存在向下遷徙和向上遷徙兩種類型的國別遷徙現(xiàn)象。

基于以上研究結論， 本文提出如下政策建議：

第一， “一帶一路”沿線國家應當重視與我國的金融合作對自身經(jīng)濟增長的溢出效應， 推動雙邊金融合作向縱深發(fā)展。東道國在制定下一階段的經(jīng)濟政策方針時， 應繼續(xù)加強金融基礎設施建設， 推動開展簽訂人民幣清算協(xié)議等貨幣合作協(xié)議、 完善國家間金融監(jiān)管體系等新階段合作， 協(xié)調好國內金融政策環(huán)境， 為深化雙邊合作提供政策保障。與此同時， 我國應把握“一帶一路”經(jīng)濟體多邊合作的巨大優(yōu)勢。隨著全球經(jīng)濟一體化的形勢勢不可擋， 我國“和平、 發(fā)展、 合作、 共贏”的特色大國外交理念也開始顯著發(fā)揮作用?！耙粠б宦贰苯ㄔO已度過初期機遇和挑戰(zhàn)相伴的時期， 開始朝著穩(wěn)定堅實的合作體制和高速經(jīng)濟發(fā)展穩(wěn)步邁進。我國應抓住這一有利發(fā)展時機， 更為積極地推動與沿線國家的協(xié)調政策制定以及相應的金融合作， 促進雙邊共同發(fā)展。

第二， “一帶一路”沿線國家應利用與我國良好的金融合作態(tài)勢， 積極引導國內消費市場的健康發(fā)展。 同時， 充分運用“一帶一路”建設的先進金融合作體系， 加大企業(yè)研發(fā)力度， 推動國內市場技術革新， 借助科技創(chuàng)新內生驅動機制， 提高國內資源配置效率， 實現(xiàn)國內經(jīng)濟高速增長。

第三， 引領“一帶一路”沿線國家差異化合作。由于不同金融合作程度國家溢出效應存在差異， 我國與東道國合作時要注意在合作的方式方法上有所區(qū)分。我國應避免采用“大水漫灌”式的強刺激金融合作， 注意差異化的適度合作理念， 針對不同金融發(fā)展水平的國家或地區(qū)打造多層次的區(qū)域性多邊合作， 提高金融合作效率。高金融合作程度國應優(yōu)化戰(zhàn)略投資結構， 推動本國經(jīng)濟區(qū)域金融合作向更高層次發(fā)展。低金融合作程度國應著力建設好金融市場基本環(huán)境， 為雙邊合作提供高質量發(fā)展的環(huán)境場所， 使得雙邊金融合作有的放矢， 提高金融合作效率， 實現(xiàn)東道國經(jīng)濟更快發(fā)展， 雙邊金融合作程度向深層次同向發(fā)力。

第四， 維持金融合作政策穩(wěn)定性， 降低國別向下遷徙發(fā)生率。近幾年， 東盟已經(jīng)超越歐盟成為我國的第一大貿易合作伙伴。對于東盟各國而言， 本國的經(jīng)濟體量使得在“一帶一路”倡議下的多邊金融市場發(fā)展水平在很大程度上決定了自身金融發(fā)展水平。因此， 我國應基于東道國金融開放程度、 經(jīng)濟發(fā)展程度等維度， 協(xié)調促進國家或地區(qū)間對話， 持續(xù)加強金融監(jiān)管合作， 促成搭建分層次的區(qū)域金融市場合作體系， 著力推動跨境金融創(chuàng)新， 因地制宜、 因勢利導， 從而達到維護區(qū)域金融穩(wěn)定的目的， 規(guī)避國別向下遷徙現(xiàn)象。

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【基金項目】國家社會科學基金項目“雙門檻視角下‘一帶一路金融合作機制設計”（項目編號：18XJY021）

【作者單位】1.廣西大學工商管理學院， 南寧 530004；2.廣西大學經(jīng)濟學院， 南寧 530004