我國對外金融合作的經濟增長效應：來自“一帶一路”沿線國家的研究

李紅權，唐　純，甘順利

（1.湖南師范大學 商學院，湖南 長沙 410081；2.湖南師范大學“一帶一路”研究院，湖南 長沙 410081）

一、引言

自2013年提出共建“絲綢之路經濟帶”和“21世紀海上絲綢之路”倡議至今，其已經上升為我國在新形勢下對外開放的國家級頂層合作倡議。后金融危機時代，全球正發生復雜而深刻的變化，全球經濟增長形勢仍不容樂觀。在此背景下“一帶一路”倡導合作共贏思維，致力于維護全球自由貿易體系和開放型經濟，對于維持世界經濟的長期穩定發展而言意義重大。絲路基金和亞洲基礎設施投資銀行（AIIB）的成立更是加速了“一帶一路”倡議的落地，標志著金融合作機制達到新的高度，對沿線國家和地區的發展注入了新動力。事實上，我國的對外投資與金融合作有著較長的歷史，從最初的政府援助、大型國有金融機構和開發性機構的對外投資，到現在各類企業積極“走出去”進行海外投資、雙邊或多邊金融合作機制的不斷推出，我國的對外投資與金融合作取得了令人矚目的成果。金融是經濟的血液，我國的對外投資與金融合作，不僅為投資所在國帶來了稀缺的金融資源，也為所在國輸入了技術、人才和新的信息，優化了所在國的資源配置，提升了經濟效率和社會總福利。本文旨在“一帶一路”的新背景下詳細考察我國對外金融合作對于投資國的經濟增長效應，特別是通過考察我國與“一帶一路”沿線21個國家開展金融合作與所在國經濟增長的關系，為我國與“一帶一路”沿線國家深入開展金融與經濟合作提供實證依據與未來發展指引。

二、文獻回顧

（一）金融發展與經濟增長的關系

1.國外研究

國外學者的研究一方面集中在金融發展能否促進經濟增長。Gurley等（1955）[1]和 Goldsmith（1969）[2]認為，金融體系的發展對促進經濟增長至關重要，但欠發達地區的金融體系會阻礙經濟增長。Mckinnon（1973）認識到發展中國家的金融抑制政策阻礙了經濟增長，而金融深化對經濟增長具有促進作用[3]。King 等（1993）用 80 個國家1960—1989年的數據進行實證分析，證明金融發展促進了經濟增長[4]。Beck等（2004）認為總體上金融發展對經濟增長有積極貢獻[5]。Mccaig等（2005）的實證分析結果表明，當私人國內信貸或流動負債被用作衡量金融發展時，金融對經濟增長有積極影響，然而當商業銀行資產與中央銀行資產的比率被用作金融發展的指標時這種聯系相當弱[6]。

另一方面的研究則集中在金融發展促進經濟增長的機制上。通過對跨國數據的實證分析，Harris（1997）發現股票市場活動對發達國家經濟增長有一定影響，但對于欠發達國家，作用比較微弱[7]。Levine（1998）發現具有更高效的法律制度的國家往往有更好的銀行系統，銀行部門發展促進人均 GDP 增長[8]。Demirguc-Kunt等（1998）研究表明更大的銀行部門、更積極的股票市場和完善的法律制度使公司更容易獲得外部資金，從而促進公司的增長[9]。Levine（1999）研究表明，在具有健全的法律和監管體系的國家，金融系統得到更好地發展，進一步促進經濟增長[10]。Rioja等（2004）研究了金融發展對不同組別國家經濟增長來源的影響，結果發現金融對更發達經濟體的生產率增長有顯著的正向影響，對于不發達的經濟體，金融發展對產出增長的影響主要通過資本積累[11]。

2.國內研究

國內學者對金融發展與經濟增長關系的研究也非常重視，主要集中在通過實證分析考察跨國層面或中國省市區域層面的金融發展對經濟增長的影響。

在跨國層面的實證分析上，李延凱等（2013）基于國際層面對金融環境演化下的金融發展與經濟增長之間的關系進行了一個跨國經驗研究，發現金融環境對金融資源轉化和配置效率起關鍵性作用，即更為規范和優良的金融環境會強化金融發展對經濟增長的促進作用[12]。李正輝等（2008）通過對51個國家2005—2007年的面板數據進行實證分析，發現金融生態國際競爭力及其各個要素對經濟增長的作用大小并不顯著，其對經濟發展的促進作用是通過金融發展進而促進經濟增長而形成的，且在這種間接作用中具有乘數效應[13]。

在中國省市區域層面上，周立等（2002）通過對中國各地區1978—2000年金融發展與經濟增長關系的實證研究，發現促進金融發展有利于長期快速有質量的經濟增長，開放金融業可有效提高金融發展質量[14]。趙志華等（2005）實證檢驗了內蒙古地區金融發展與經濟增長的相關性，發現金融瓶頸的確存在且制約經濟增長，但經濟發展水平也是制約金融發展的一個因素，兩者互為因果[15]。王舒健等（2006）討論了金融開放的測度、金融開放促進經濟增長的渠道以及金融開放促進經濟增長的前提條件[16]。閆麗瑞等（2012）研究發現，不論東部、中部還是西部，金融發展與經濟增長都具有長期均衡關系，金融發展對經濟增長都發揮著重要作用[17]。李苗苗等（2015）用省際面板數據分析得出，技術創新對經濟增長具有顯著且直接的正向作用；而以銀行主導型的金融系統發展短期內雖有助于地區的經濟增長，但不利于地區經濟增長的可持續性；金融發展規模短期內雖不利于地區的經濟增長，但可以通過促進地區技術創新水平的提高間接地促進經濟增長[18]。

（二）“一帶一路”金融合作

國外文獻對“一帶一路”金融方面主要關注點在亞洲基礎設施投資銀行（簡稱亞投行，AIIB）。Reisen（2015）認為AIIB有利于全球經濟的發展，有助于覆蓋一些當前基礎設施融資缺口，加速已有的多邊開發銀行的改革[19]。Callaghan等（2016）從中國成立亞投行的動機和全球對亞投行的看法、亞投行的治理結構以及在未來需要注意和學習的領域等多個方面進行了分析[20]。Ito（2015）認為AIIB可能是中國國家戰略計劃的一個部分，以提高其在國際金融體系中的地位，并將AIIB與亞洲發展銀行（ADB）進行了比較[21]。MING（2014）認為 AIIB對于中國和亞太經合組織各成員國至關重要，一方面，建立AIIB將有助于建立一個APEC金融合作平臺，另一方面，AIIB可以改變富國、大國或APEC成員國引領區域經濟合作的總體趨勢[22]。

國內文獻多以理論性分析為主。夏彩云等（2015）認為“一帶一路”倡議下開展區域金融合作有利于促進金融資本總量的增長、提升區域金融發展水平和帶動區域基礎設施的建設[23]。楊枝煌（2015）提出“一帶一路金融+”的戰略目標，認為應該分別從“一帶一路金融+制度”“一帶一路金融+體系”“一帶一路金融+項目”三個方面來實現[24]。

以上文獻都強調了金融在經濟發展中的核心地位。“一帶一路”金融方面的文獻目前多以理論性分析為主，較少涉及到實證分析。而有關金融發展與經濟增長的實證研究文獻，大多關注的是一國金融發展水平對該國經濟增長的影響以及影響路徑，較少涉及到兩國金融合作對一國經濟增長的影響。本文研究的創新之處與實踐價值主要體現在以下方面：其一，首次構建了兩國金融合作指標。從中資銀行海外數量、貨幣互換金額、QFII被批準的投資額度三個維度全面刻畫了金融合作，并用分段計分法將這三個不同量綱的指標合為一個金融合作指標。其二，聚焦于“一帶一路”背景，運用跨國數據，實證分析我國與“一帶一路”沿線21個國家開展金融合作與所在國經濟增長的關系。本文的研究結果不僅對我國與“一帶一路”沿線國家開展金融合作具有重要的指導意義，而且對全球深入開展金融與經濟合作也具有一定參考價值。

三、研究設計

（一）研究假設

從參與范圍劃分，金融合作可分為國際金融合作和區域金融合作，從合作內容上包括狹義和廣義兩種。雙邊和多邊金融合作都屬于區域金融合作，狹義的區域金融合作即區域貨幣合作。廣義的區域金融合作可以分為三個層階：第一層階是初級階段，金融合作的特點是合作主體為雙邊而非多邊、松散性、功能單一，缺乏信息交流和組織機制。貨幣互換協定是這一階段的最高形態。第二層階是匯率協調與聯動機制，通常采取匯率目標區的方式，一般有比較清晰的干預界限、干預責任，并有基金保障市場干預的進行，基金也同時用于解決成員國的國際收支問題。第三個層階是統一貨幣。在這個階段，成員國政策協調的程度很高，合作區域內只存在一種貨幣，實施統一的貨幣政策和財政政策。

近年來，中國與中亞、俄羅斯、南亞、西亞、中東歐國家的金融合作不斷深化，對促進中國與“一帶一路”沿線國家的經貿合作發揮了重要作用。金融合作主要體現在簽訂雙邊貨幣互換協議、設立境外金融機構、雙多邊金融機構和合作機制等方面。基于雙邊貿易、投資往來以及抵御金融危機的需要，貨幣互換協議在全球各央行間非常普遍，我國央行已與20多個國家簽署了貨幣互換協議。雙方貨幣互換資金可用于支持本地企業貿易、投資，同時，在發生金融危機或市場異常波動時，可能導致流動性枯竭，互換貨幣部分可以用于維持市場流動性。貨幣互換協議的簽署，不但簡化了雙方銀行間進行結算的程序，降低跨境企業的籌資成本和匯率風險，而且在一定程度上促進了跨境區域之間的貿易和投資合作。近年來，先后設立的金磚國家開發銀行、亞洲基礎設施投資銀行、絲路基金，以及上合組織銀行聯合體、中國—東盟銀行聯合體，金磚國家銀行合作機制等雙多邊金融機構和合作機制，不僅是對現有國際金融體系的重要補充，而且有利于推動“一帶一路”基礎設施的建設，進一步帶動經濟增長。隨著“一帶一路”國家戰略的穩步推進，中國銀行業充分發揮金融優勢，積極響應相關金融服務新要求，抓住市場新契機，加快海內外業務布局，持續提升境內外金融服務水平。截至2015年底，9家中資銀行在“一帶一路”沿線的24個國家設立了56家一級分支機構，助推“一帶一路”倡議下的對外合作。

基于以上討論，提出以下假設：我國與“一帶一路”沿線國家開展的金融合作對所在國經濟增長有促進作用。

（二）金融合作與經濟增長關系的研究設計

1.數據描述和變量構造

當前，鑒于我國與“一帶一路”沿線國家基本處于金融合作的初級階段，所以研究對象只考慮我國與沿線國家的雙邊金融合作。根據前面的文獻綜述，目前國內外還沒有相應的文獻構建過金融合作變量。因此，為了構建這一核心變量，將我國與“一帶一路”沿線65個國家開展的金融合作進行相關信息的海量搜集，從中整理出了中資銀行海外數量、各國QFII被批準的投資額度和貨幣互換金額三個最能反映金融合作程度且數據最多、最全的指標。

鑒于研究的是金融合作與經濟增長的關系，被解釋變量選取實際人均GDP，并取對數。核心解釋變量金融合作指標用中資銀行海外數量、各國QFII被批準的投資額度和貨幣互換金額來衡量。

考慮到數據的可得性，共選取了“一帶一路”沿線21個國家2000—2015年之間336個樣本觀察值作為研究樣本①該樣本包括的21個國家為馬來西亞、緬甸、印度尼西亞、菲律賓、柬埔寨、新加坡、越南、老撾、泰國、印度、巴基斯坦、哈薩克斯坦、埃及、土耳其、卡塔爾、阿曼、阿拉伯聯合酋長國、匈牙利、波蘭、俄羅斯和蒙古。，數據資料均來源于世界銀行官網。中資銀行②中資銀行包括中國工商銀行、中國建設銀行、中國銀行、中國農業銀行、中國交通銀行和中國招商銀行。海外數量（Oversea Banks）統計的是各大中資銀行在“一帶一路”沿線21個國家分布的歷年分支機構數量③包括各大中資銀行在21個沿線國家每年的分行和支行機構數量之和，如果中資銀行是通過并購當地銀行的方式進入該國市場，那么當年以該國當地銀行在全國的機構數量進行統計。，數據來源于金融統計年鑒和各大銀行官網。貨幣互換金額（Currency Swap）統計的是歷年中國與21個沿線國家簽署的貨幣互換協議平均到每年的額度，以人民幣為單位進行統計，數據來源于中國人民銀行官網。合格境外機構投資者被批準的投資（QFII）額度統計的是歷年21個沿線國家所有QFII被批準的額度平均到每年再進行加總的金額，數據來源于國家外匯管理局官網。

由于中資銀行海外數量、貨幣互換金額和各國QFII被批準的投資額度三個變量存在量綱差異，中資銀行海外數量的單位是家，而貨幣互換金額和各國QFII被批準的投資額度單位是億元。因此，采取將三個變量分別進行分段計分再加總的辦法來得到每年的金融合作數據。中資銀行海外數量由于數據比較連續，每年都有觀察值，因此，設立1家分支機構直接記1分。貨幣互換金額和QFII被批準的投資額度兩個變量數據不連續，所以采取分段計分的方法。由于我國與“一帶一路”沿線各國簽訂的貨幣互換金額差距較大，因此，將貨幣互換金額分為10組，每組間隔100，計分對應為1—10分。例如第一組為[0，100]，貨幣互換金額在此區間計1分，第二組為（100，200]，相應地計2分，以此類推。QFII被批準的投資額度數據本身差距相對較小，所以將其分為5組，每組間隔為5，計分對應為 1—5分。例如第一組為[0，5]，QFII被批準的投資額度在此區間計1分，第二組為（5，10]，計2分，以此類推。具體分段計分方法如表1所示。

通過表1對貨幣互換金額和QFII被批準的投資額度兩個變量進行分段計分，再加上中資銀行海外數量相對應的計分便可以構建中國與沿線21個國家每年的金融合作指標（FCI），并且可以得到的數據是連續的。計分數值越大，表明兩國的金融合作程度越深，表2顯示了中國與新加坡的金融合作指標情況。

表1　分段計分方法

2.模型設定與計量方法

基于面板數據的計量模型，一方面有助于增加樣本的觀測值，另一方面可以擴大統計模型獲取信息的能力，從而提高了數據分析和模型的解釋力度。為了分析我國與“一帶一路”沿線國家的金融合作對其經濟增長的作用機制，將模型設定如下:

ln_Gdprji，t=βi+β1FCIi，t+β2Xi，t+εi，t，

i=1，2，…，N；t=1，2，…，T

其中，被解釋變量為人均實際GDP取對數；FCIi，t是金融合作指標；Xi，t為一組控制變量，以控制其他因素影響經濟增長的效果，參考大多數文獻的做法，選取了包括貿易開放度（Tradei，t，等于當年商品進出口總額/GDP）、金融發展程度（Fini，t，用股票市場總市值與GDP之比來衡量）和國民總支出占GDP的百分比（TNEi，t）。另外，計量模型中下標i代表不同的國家和地區，下標t表示不同的年份，β1表示對經濟增長存在影響的、與截面個體相關的未觀測因素，εi，t表示隨機干擾項。模型中主要變量的定義及說明詳見表3。

表2　中國與新加坡歷年的金融合作指標數據

表3　主要變量定義及說明

對于面板數據的處理，根據對模型參數的不同設定有Pooled OLS、固定效應模型（FE）以及隨機效應模型（RE）三種方法可以使用。Wald檢驗、Hausman檢驗可以在統計意義上提供判斷的依據，在以下的估計中，本文將根據Wald檢驗、Hausman檢驗值確定使用Pooled OLS、固定效應模型還是隨機效應模型。

四、檢驗分析結果

（一）金融合作與經濟增長的關系

利用“一帶一路”沿線21個國家和地區2010—2015年的面板數據，在回歸之前，先看一下各變量之間的相關矩陣，具體如表4所示。數據顯示，FCI與ln_Gdprj的相關系數為正，說明金融合作與所在國的經濟增長呈正相關關系。其中，Trade與ln_Gdprj的相關系數（0.54）最高，這說明一個國家的貿易開放與該國的經濟增長是高度相關的。

為了避免出現偽回歸，在實證分析之前對各相關變量進行面板單位根檢驗。由于金融發展程度（Fin）和國民總支出（TNE）部分數據的缺失，造成變量成為非平行面板數據，因此，本文采取Fisher-type檢驗，檢驗結果如表5所示。可以看出，檢驗結果均顯著，拒絕了所有序列都是非平穩的原假設。

表4　各變量的相關矩陣

表5　變量面板單位根檢驗

為了進一步研究變量之間的相關性，本文運用stata14.0對數據進行實證分析，Wald檢驗和Hausman檢驗拒絕了不存在個體效應和FE、RE的估計系數沒有系統性差異的零假設，此處省略了檢驗結果，模型接受固定效應模型。基于總體樣本，分別考察了金融合作指標以及構成它的三個維度指標對所在國經濟增長的影響，回歸結果如表6所示。從表中的數據可以看出，金融合作指標（FCI）的回歸系數正向且十分顯著，表明兩國的金融合作程度越深，越能促進該國經濟的發展，證明了前面的假設。其中，金融合作促進所在國經濟增長的方式主要體現在中資銀行海外數量和貨幣互換兩個方面。從表中數據可以看出，中資銀行海外數量和貨幣互換金額兩個變量的系數是正向且顯著的，說明海外銀行分支機構和簽署的貨幣互換協議能顯著提高所在國的人均實際GDP，且銀行分支機構越多、簽署的貨幣互換金額越大，促進作用越明顯。從回歸結果來看，QFII被批準的投資額度對經濟增長的作用較弱。由于沿線的21個國家大多是一些發展中國家，不顯著的原因可能與該國所處的政治、金融環境有關。

表6　基于總體樣本的金融合作對經濟增長的影響

（二）基于細分樣本的結果

以上基于總體樣本的回歸結果顯示，就“一帶一路”沿線各經濟體平均而言，與中國開展的金融合作越密切，對該國經濟增長作用越顯著。但是這種基于總體樣本的結果無法揭示在不同經濟體中可能存在的不同影響，為了進一步探討金融合作與所在國的經濟增長是否具有區域性特征，以樣本所處的地理位置為分組依據，將總樣本細分為東南亞國家和非東南亞國家兩大類，分別進行實證分析。東南亞國家包括馬來西亞、緬甸、印度尼西亞、菲律賓、柬埔寨、新加坡、越南、老撾、泰國9個國家，非東南亞國家包括印度、巴基斯坦、哈薩克斯坦、埃及、土耳其、卡塔爾、阿曼、阿拉伯聯合酋長國、匈牙利、波蘭、俄羅斯和蒙古12個國家。表7和表8是相應的回歸結果。

表7　基于東南亞國家的金融合作對經濟增長的影響

從表7的回歸結果可以看出，金融合作指標（FCI）的回歸結果與總樣本保持一致，系數依然是正向且顯著的，表明我國與東南亞國家開展的金融合作能夠顯著提高東南亞國家的人均實際GDP。中資銀行海外數量和貨幣互換金額的系數依舊正向且顯著，表明金融合作促進經濟增長的方式依舊主要體現在這兩個方面。QFII被批準的投資額度的系數為正但不顯著，表明即便是在金融合作比較緊密的東南亞國家，QFII對經濟增長的作用依然較弱。其他控制變量的回歸結果與表6類似，值得注意的是，表7的結果相比于表6有了很大程度的提高，說明該模型對東南亞國家擬合的效果更好。

與表6和表7的回歸結果相比，表8中不僅中資銀行海外數量、貨幣互換金額的系數不顯著，而且金融合作指標（FCI）的系數也變得不顯著了，并且QFII的系數在5%的水平下顯著為負。這些數據說明中國與非東南亞國家的金融合作與經濟增長的關系尚不明確，金融合作對非東南亞國家經濟增長的作用較弱。

表8　基于非東南亞國家的金融合作對經濟增長的影響

造成表8和表7金融合作指標（FCI）回歸結果差異的原因可能是亞洲金融危機爆發后，許多東南亞國家認識到，任何國家和地區都很難依靠自身的力量防止危機的深化和蔓延。加強地區金融合作是保持金融市場穩定、防止金融危機再度發生的有效途徑。2000年5月4日，第九屆東盟與中日韓“10+3”財長在泰國清邁共同簽署了建立區域性貨幣互換網絡的協議，即《清邁協議》。在《清邁協議》框架下中國與東南亞國家陸續簽訂了貨幣互換協議，開展了多層次的金融合作，相比于非東南亞國家而言，金融合作廣度更廣深度更深，因此對東南亞國家經濟增長作用更顯著。

（三）穩健性檢驗

由于面板數據既具有截面數據的特征又具有時間序列數據的特征，所以異方差和序列相關必然會存在于面板數據中。同時，由于面板數據中每個國家之間還可能存在一些內在聯系，所以還需要考慮截面相關性。而在前面采用固定效應所做的系列回歸中，尚未考慮到這些因素。

穩健性檢驗不僅單獨檢驗了金融合作指標和人均實際GDP之間的關系，還處理了面板數據存在的異方差、序列相關和截面相關性問題，結果如表9所示。從穩健性檢驗的結果來看，在不加其他控制變量的情況下，金融合作指標變量對經濟增長依然有顯著的正向影響。并且通過處理面板數據存在的異方差、序列相關和截面相關性問題，對模型進行進一步修正后，金融合作指標（FCI）的回歸結果依然正向顯著。這充分說明我國與“一帶一路”沿線國家開展的金融合作確實能夠促進所在國的經濟增長，并且結果是穩健的。

四、結論

運用面板數據模型考察了2000—2015年我國與“一帶一路”沿線21個國家開展的金融合作與該國經濟增長的關系，實證分析結果表明：第一，開展的金融合作總體而言能顯著地促進所在國的經濟增長。從金融合作的三個維度來看，中資銀行海外數量和貨幣互換對經濟增長有顯著的正面影響，而QFII被批準的投資額度目前對經濟增長的促進作用尚不顯著，原因可能跟各國所處的政治金融環境有關。第二，金融合作對東南亞國家經濟增長作用更明顯，而對非東南亞國家的經濟增長作用微弱。原因可能是亞洲金融危機后，中國便加快了與東南亞國家的金融合作，例如簽署《清邁協議》等。在清邁協議框架下中國與東南亞國家陸續簽訂了貨幣互換協議，開展了多層次的金融合作。相比于非東南亞國家而言，我國與東南國家間的金融合作更具有深度和廣度，因此對東南亞國家經濟增長作用更顯著。

表9　處理結果對比

未來在推進我國與“一帶一路”沿線國家的跨境金融合作過程中，建議降低合作雙方互設金融機構的標準，支持國內大型銀行等金融機構在“一帶一路”沿線國家開設分支機構或子公司，同時也鼓勵沿線國家的大型銀行和金融機構在我國設立分支機構。此外，進一步推進境外機構人民幣結算賬戶的設立，推動跨境人民幣結算業務的落實與辦理。最后，受到數據可得性的限制，本文的研究還有拓展空間：金融合作只考慮了三個維度的測度，后續的研究還可以涵蓋更廣的金融合作指標體系；其次，只選取研究了中國與“一帶一路”沿線21個國家的金融合作與經濟增長的關系，后續研究還可以拓展到更多的其他國家。

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