中國與中亞五國區(qū)域金融合作研究

楊肅昌 于淑利

【摘要】絲綢之路經濟帶的建設離不開金融的介入與支持，所以推動區(qū)域金融合作是構建經濟帶的關鍵環(huán)節(jié)。文章采用中國與中亞五國1995～2013年的數(shù)據(jù)，通過向量自回歸模型進行實證。實證表明，通過改善國家宏觀經濟環(huán)境，增加儲蓄規(guī)模與潛在資本轉化能力，加強吸引外資能力補給經濟發(fā)展所需資金可以提高金融發(fā)展水平，逐步實現(xiàn)金融合作。最后提出加強區(qū)貿合作、推進本幣結算、以區(qū)域和全球性合作組織為平臺深化金融合作的相關建議。

【關鍵詞】絲綢之路經濟帶 中亞五國 區(qū)域金融合作

一、問題的提出

中亞五國曾是絲綢古道沿線的商路要沖，其地處亞歐大陸的中心地帶，東臨中國，西瀕里海，而今更是共建絲綢之路經濟帶的重要支點與關鍵鏈條。同時，隨著經濟全球化的深入發(fā)展，以雙邊或多邊框架為基礎的政治經濟合作呈現(xiàn)競爭加劇化態(tài)勢。積極開展金融合作不僅是經貿合作的基礎，而且也是順應金融市場全球化和金融監(jiān)管國際化的內在要求。研究表明，金融合作和經濟發(fā)展存在相互促進，相互制約關系，因此探討加強中國與中亞國家金融合作對于降低貿易和投資成本、增強抵御風險能力和共同打擊金融犯罪，打造新絲綢之路經濟帶，從而提升經貿合作水平、地區(qū)經濟發(fā)展、國際競爭力具有重要作用。

目前，中國與中亞五國政治，經濟，文化交流不斷加深，中國同五國貿易投資活動幅度不斷加大，但金融合作仍處于初級階段。從上海合作組織成員國之間開展的金融合作項目來看：雙邊合作多于多邊合作、簽訂協(xié)議多于建立的合作實體、政策性開發(fā)的項目多于商業(yè)性項目、非約束性的平臺多于緊密型的合作平臺。關于中國與中亞五國金融合作的理論研究更為薄弱，而且關于金融合作大多討論的是金融合作的可行性，無論從胡穎（2014）、趙先立（2015）、馬光奇（2015）等研究者提出的建立金融中心觀點，或者是李澤華（2014）、郭新明（2014）等研究者提出的以金融創(chuàng)新為基礎的觀點，亦或是陳文新（2010）、李翠華（2013）等研究者提出的以發(fā)展金融市場為前提的觀點，都沒有得出能夠促進金融合作的一致結論。如何才能促進中國與中亞五國金融合作？從理論上講，促進金融發(fā)展能夠降低區(qū)域之間的貿易成本、提高貿易效率、拓寬投融資渠道。這對提高區(qū)域之間經濟增長、合理配置與優(yōu)化資源、促進產業(yè)升級及專業(yè)化分工、支持實體企業(yè)發(fā)展產生積極作用。因此，提高金融發(fā)展水平應該是深化金融合作的一項重要途徑。

本文基于目前金融合作狀況，以金融發(fā)展為支點，采用向量自回歸方法，試圖發(fā)現(xiàn)促進金融合作的影響因素。實證結果表明，國內生產總值、儲蓄總額、外商投資額與金融發(fā)展具有顯著的正向關系。金融發(fā)展作為促進金融合作的重要途徑，以其實證結果為基礎提出深化金融合作的相關建議則具有參考性意義。

二、研究設計

中亞五國在地理區(qū)位、資源稟賦、經濟開放度、經濟發(fā)展水平、金融市場發(fā)展水平等方面存在相似的基礎，基于數(shù)據(jù)可獲得性的考慮，文章將選取哈薩克斯坦作為中亞五國的代表進行實證分析。同時，由于金融發(fā)展在促進中國與中亞五國金融合作中處于核心地位，只有深入分析中國與中亞五國金融發(fā)展因素，才能真正意義上尋找出推動中國與中亞五國金融發(fā)展的動力，進而推動區(qū)域金融合作。所以文章將以金融發(fā)展作為分析切入點，來探尋并分析影響金融發(fā)展的重要因素。

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

文章選取中國和代表中亞五國的哈薩克斯坦作為實證研究對象，利用兩國1995年至2013年的數(shù)據(jù)，采用向量自回歸方法進行實證，試圖驗證選取的解釋變量對被解釋變量的影響，從而提出相關建議。

數(shù)據(jù)來源：中國、哈薩克斯坦的GDP和儲蓄總額數(shù)據(jù)來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫；信貸規(guī)模數(shù)據(jù)來源于亞洲開發(fā)銀行官網；中國外商投資數(shù)據(jù)來源于中國統(tǒng)計年鑒，哈薩克斯坦外商投資數(shù)據(jù)來源于中國駐哈薩克斯坦參贊處。

（二）變量選取及待檢驗模型

因為信貸規(guī)模/GDP可以很好地衡量一國金融發(fā)展水平和金融資產規(guī)模的變化，因此文章將其作為被解釋變量金融發(fā)展指標（FIR）是合適的。國內生產總值（GDP）衡量一國國內生產能力與生產規(guī)模，也反映一國經濟宏觀發(fā)展環(huán)境，國內生產能力越強，宏觀狀況越穩(wěn)定，則金融發(fā)展越快。儲蓄總額（TSD）反映一國儲蓄規(guī)模與潛在資本轉化能力，儲蓄規(guī)模較大，則潛在資本轉化能力越強，為金融發(fā)展提供經濟基礎。外商投資額（FDI）衡量一國吸引外來資本的能力及外來資本對國內經濟發(fā)展所需資金的補給規(guī)模，外商投資不僅可以帶動一國產業(yè)發(fā)展升級、促進經濟增長、金融創(chuàng)新，而且可以發(fā)展金融市場，加速金融發(fā)展。錢方明（2008）、蔣水冰（2010）等關于金融發(fā)展的文章也很好的說明了文章選取指標的可行性。

由于通脹因素的影響，使用原始數(shù)據(jù)衡量變量的相互作用往往存在偏差，文章使用GDP平減指數(shù)（1995=100）對國內生產總值（GDP）、儲蓄總額（TSD）、外商投資額（FDI）進行平減，以排除物價變動對各個變量的影響。此外，數(shù)據(jù)的自然對數(shù)能夠有效消除變量數(shù)量級的差異和異方差的影響，并且對變量之間原有存在的協(xié)整關系不造成影響。因此，文章對金融發(fā)展指標、國內生產總值、儲蓄總額、外商投資額數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，取過對數(shù)的變量分別用LFIR、LGDP、LTSD、LFDI表示。綜合前文分析，文章設定待驗證模型為：

LFIR=a+b*LGDP+c*LTSD+d*LFDI+μ

三、協(xié)整分析

協(xié)整關系是指雖然某些變量自身不是平穩(wěn)時間序列，但是多個變量的線性組合卻有可能是平穩(wěn)序列，即變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。在協(xié)整關系確立之前，首先要對變量及其差分后的序列進行平穩(wěn)性檢驗，以確定變量的單整階數(shù)。若變量為同階單整序列，表明存在協(xié)整關系，可以構建協(xié)整方程。

（一）平穩(wěn)性檢驗

對所選取的變量LFIR、LGDP、LTSD、LFDI數(shù)據(jù)進行ADF平穩(wěn)性檢驗以確定各個變量是否滿足協(xié)整關系前提條件即是否存在同階平穩(wěn)。采用Eviews6對時間序列數(shù)據(jù)LFIR、LGDP、LTSD、LFDI進行檢驗，結果如表1：

表1 兩國各個變量數(shù)據(jù)ADF檢驗

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（二）協(xié)整檢驗

文章利用向量自回歸模型進行實證分析，結果表明中國變量數(shù)據(jù)滯后階數(shù)為3的VAR方程擬合優(yōu)度最好，殘差序列具有穩(wěn)定性。哈薩克斯坦數(shù)據(jù)變量滯后階數(shù)為3的VAR方程擬合優(yōu)度最好，殘差序列具有穩(wěn)定性。由于協(xié)整檢驗模型實際上是對無約束VAR模型進行協(xié)整約束以后得到VAR模型，其滯后期是無約束VAR模型一階差分的滯后期。因此中國協(xié)整檢驗VAR模型的滯后期為2，哈薩克斯坦協(xié)整檢驗VAR模型滯后期為2。

通過跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量檢驗，中國與哈薩克斯坦都存在兩個協(xié)整關系。從中國數(shù)據(jù)分析來看，5%的顯著性水平上，變量LFIR、LGDP、LTSD、LFDI之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，協(xié)整方程為：

LFIRt=1.15+2.39 LGDPt+0.78 LTSDt+0.51 LFDIt+eit（1）

（0.41） （0.31） （0.19）

方程（1）括號內的數(shù)字代表參數(shù)估計的標準誤差，下標t代表年份，eit代表均衡誤差，對方程（1）中的殘差項進行ADF值檢驗，結果表明它為平穩(wěn)序列。表明方程（1）所列示的協(xié)整關系是顯著的。方程的實際經濟意義為在其余兩變量彈性系數(shù)不變的前提下，GDP每增長1%，可促進金融發(fā)展提高2.39%，儲蓄總額每增加1%，可促進金融發(fā)展提高0.78%，外商投資每增長1%，可促進金融發(fā)展提高0.5%。從哈薩克斯坦數(shù)據(jù)分析來看，5%的顯著性水平上，變量LFIR、LGDP、LTSD、LFDI之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，協(xié)整方程為：

LFIRt=9.07+0.68LGDPt+0.57LTSDt+0.33LFDIt+eit（2）

（0.32） （0.29） （0.13）

對方程（2）中的殘差項進行ADF值檢驗，結果表明它為平穩(wěn)序列，表明方程（2）所列示的協(xié)整關系是顯著的。方程的實際經濟意義為在其余兩變量彈性系數(shù)不變的前提下，GDP每增長1%，可促進金融發(fā)展提高0.68%，儲蓄總額每增加1%，可促進金融發(fā)展提高0.57%，外商投資每增長1%，可促進金融發(fā)展提高0.33%。

四、結論與建議

從中國與代表中亞五國的哈薩克斯坦實證結果來看，中國實證結果的R2為0.99，哈薩克斯坦實證結果的R2為0.98，表明兩國實證方程的整體擬合性較好、顯著性水平高。同時表明所選的解釋變量國內生產總值、總儲蓄額、外商直接投資可以較大程度解釋中國和中亞五國金融發(fā)展水平。

一國經濟的發(fā)展速度與規(guī)模對于該國金融發(fā)展具有基礎性的影響，經濟發(fā)達程度關系到金融發(fā)展的廣度與深度。從國內生產總值角度分析，中國與哈薩克斯坦兩國實證結果，GDP每增長1%，對金融發(fā)展的促進作用分別為2.39%和0.68%。因此，制定合理的宏觀調控政策，大力發(fā)展國內經濟對于促進本國金融發(fā)展具有重要意義。

經濟發(fā)展的初期階段，儲蓄能夠有效積累社會資金從而通過銀行信貸有效緩解實體經濟的資金短缺。總儲蓄額越高，銀行可放貸規(guī)模就會越大，在國內生產總體一定條件下，信貸規(guī)模越大，金融發(fā)展水平就越高。從中國與哈薩克斯坦儲蓄角度實證結果分析，儲蓄率每提高1%，對金融發(fā)展的促進作用分別為0.78%和0.57%。因此，增加國民財富，引導社會剩余流入銀行體系形成儲蓄，對于金融發(fā)展具有重要作用。

除此之外，外商投資在經濟起步階段能夠有效補充國內資金的不足，外來資本與本國資本能夠相互補充共同支持實體經濟，為金融發(fā)展提供良好的宏觀經濟環(huán)境。同時外商投資能夠提高國內金融機構服務水平從而促進金融發(fā)展水平的提高。從中國與哈薩克斯坦兩國外商直接投資方面實證分析，外商直接投資每增加1%，中國與哈薩克斯坦金融發(fā)展水平上升0.51%和0.33%。因此創(chuàng)建良好的國內宏觀經濟環(huán)境，積極吸引外商投資，能夠有效促進本國金融業(yè)發(fā)展。

基于上文針對金融發(fā)展的實證研究，本文得出國內生產總值、總儲蓄額、外商直接投資對金融發(fā)展水平影響較大，進而對金融合作產生重要的影響，結合研究結論和區(qū)域金融合作現(xiàn)狀，提出以下建議：

一是加強區(qū)域經貿合作推進區(qū)域金融合作。區(qū)域經貿往來對提高國民生產總值，經濟發(fā)展具有決定性作用。不斷推進區(qū)域經貿合作，可以推進貿易服務的結算、融資、擔保等方面的金融業(yè)務不斷創(chuàng)新、深化，最終形成以貿易需求拉動金融服務需求，金融服務需求可以有效催化區(qū)域金融合作。二是推進本幣結算促進雙邊金融合作。區(qū)域貨幣合作不僅能夠實現(xiàn)雙邊貨幣實現(xiàn)直接掛鉤，減少匯兌成本，而且貨幣合作作為金融合作的先導往往能夠擴大金融合作的領域，豐富金融合作的內涵。三是以區(qū)域和全球性合作組織為平臺深化金融合作。以次區(qū)域、區(qū)域或全球性的合作組織下屬的支付結算體系已經成為便利成員國實現(xiàn)投融資的重要載體。投融資不僅能夠有效促進我國與中亞五國經濟發(fā)展，而且能夠提高國家金融開放水平，增加區(qū)域內部金融業(yè)務往來進而加深中國與中亞五國區(qū)域金融合作。

作者簡介：楊肅昌（1964-），男，甘肅蘭州人，蘭州大學經濟學院教授、博士生導師，研究方向為風險管理與控制、區(qū)域環(huán)境審計、審計研究；于淑利（1988-），女，河南許昌人，蘭州大學經濟學院碩士研究生，研究方向為風險管理與控制。