“一帶一路”沿線國家金融-經濟關聯異質性及其金融體制比較研究

趙莉娜，周 丹

（1.浙江長征職業技術學院 財務與會計學院，杭州 310023；2.浙江財經大學 金融學院，杭州 310018）

一、引言

2018年是習近平總書記提出“一帶一路”倡議的5周年。在過去的5年間，中國先后與80多個國家或組織簽署了合作文件，與24個“一帶一路”沿線國家合作建設了82個境外經貿合作區，在“共商、共建、共享”的基礎上，“一帶一路”為沿線國家注入了新的發展活力，帶動世界經濟逐步走出低增長的格局。亞洲基礎設施投資銀行（簡稱亞投行）的成立，更將金融資源和金融發展有效地整合互補，在合作的框架內為各國提供了基礎設施乃至經濟增長所亟需的技術與資金支持。

從金融發展的角度，“一帶一路”沿線國家的金融發展和經濟增長間存在著怎樣的動態關聯關系？其中金融體制又發揮著怎樣的作用？基于此以亞投行為核心的金融組織及金融制度安排是否應該進行相應的策略性調整？這些既是關乎國際經濟金融合作的發展策略問題，也是當前金融發展關注并迫切需要解決的理論性問題。本文以“一帶一路”沿線國家為樣本，實證分析了沿線國家金融發展對經濟增長的影響；從動態的視角檢驗了上述國家金融發展與經濟增長的關聯關系；跨國比較了“一帶一路”沿線國家金融發展經濟增長效應的非線性與異質性特征。在金融體制的深層根源方面，本文分析了“一帶一路”沿線國家間所突出存在的金融體制差異及其形成的金融合作障礙，為“一帶一路”合作框架的金融策略性調整提供了新的制度層面的解釋。

二、文獻綜述

關于不同收入國家金融發展起到的作用，在金融發展理論的研究文獻中存在著截然不同的觀點。Jung（1986）利用1950—1970年的時間序列數據對56個國家的“金融-經濟”關系進行了檢驗，研究發現其中19個發達國家的經濟增長引領了金融發展，37個非發達國家則是金融發展領先于經濟增長[1]。Shan等（2001）研究發現，對于發達國家來說常常是經濟增長引致了金融發展而不是金融發展促進了經濟的增長，甚至對于部分發達國家來說金融發展與經濟增長之間并不存在著顯著的相互因果關系[2]。

關于支持金融發展促進經濟增長的國別研究，其中的共識是金融發展可以提高效率（全要素生產率）、促進要素積累、改善資源配置等[3-5]。Rousseau（1998）對 5個工業化國家 1870—1929年的發展經歷展開研究，發現了金融單向促進經濟發展的證據[6]。Fry（1978）的研究發現二戰后7個亞洲國家和地區①包括印度、韓國、馬來西亞、菲律賓、新加坡、中國臺灣和緬甸。從20世紀60年代到70年代的金融狀況變化都導致了這些國家的儲蓄率提高和經濟增長[7]。Levine等（1998）和 Rajan 等（1998）的研究證明金融發展具有正向經濟功能[8-9]，Rousseau等（2005）、King等（1993）在證明了金融發展功能的文獻基礎上總結出：金融技術和創新發展能提高資源配置的效率，改善信息不對稱，優化項目的選擇和監管[10-11]；Gurley等（1955）、Bencivenga等（1991）、Bell等（2001）認為金融發展能動員非生產性資源并將其配置到有需求的生產性項目中去，緩解金融約束，從而促進經濟增長[12-14]。Rousseau 等（2005）通過對10個亞洲國家②包括印度、印度尼西亞、日本、韓國、馬來西亞、巴基斯坦、菲律賓、新加坡、斯里蘭卡和泰國。1950—2000年的經濟金融發展變化證明，金融發展的功能與貢獻主要體現在“優化資源配置”[10]。

而有的研究則對金融發展持相反觀點，Arestis等（1997）研究認為在相對落后的國家和地區，金融抑制政策是行之有效的發展政策之一，東亞的經濟奇跡很大程度上也受益于各國所采取的適度的金融抑制政策[15]。Demetriades 等（1996）和 Yilmazkuday（2011）通過對印度的研究還表明，以金融自由化為代表的金融發展只有在制度環境匹配或經濟體具有良好治理能力的條件下，才可能發揮正面的促進經濟增長的金融功能[16-17]。

Aghion等（2005）的研究還關注到，金融發展在短期內對于經濟決策的調整可能是重要的，但長期的經濟均衡狀態卻并不受到金融發展的實質影響[18]；Kaminsky等（1999）發現金融發展在短期內的迅速變化往往成為經濟波動或金融風險的誘因[19]，而Levine（2005）發現只有在長時期內金融發展對經濟增長的基礎性影響才會慢慢凸顯[20]；Arcand等（2012）、Cecchetti等（2012）、Law 等（2014）認為金融發展對經濟增長的影響存在著效應遞減的現象，或是門檻效應的變化[21-23]。

綜合這些不同角度的金融發展研究可以看出，金融發展對經濟增長的作用存在著時期長短和具體經濟發展階段（環境）的復雜性，其經濟增長效應需結合經濟實際而展開具體分析。

我國學者則從宏觀經濟波動、國別風險、產能合作的國別風險和國別風險的限額等角度，對金融發展的經濟功能展開過跨國的比較研究。王宇鵬等（2015）以214個國家1961—2012年的經濟金融發展為樣本，檢驗了金融發展與GDP、投資、消費增長波動率之間的統計關系，證明金融發展與GDP、投資和消費增長波動率之間存在著顯著的負相關關系，金融發展越發達，宏觀經濟的波動程度越低，也即金融發展更加有利于發達國家的經濟發展[24]。另有學者從國別風險的角度進行分析。胡俊超等（2016）利用聚類分析和判別分析等方法對“一帶一路”65個國家的國別風險進行了刻畫與評價[25]；梅建平（2018）的研究提出東道國（指“一帶一路”沿線國家）應根據自身的國別風險綜合利用多樣化的融資方式來支持國際產能合作項目的建設[26]；朱宇等（2016）則指出商業銀行海外機構應該根據國別風險設置債權的管理限額，作為海外融資業務的底線要求[27]。

已有文獻的不足是缺少針對“一帶一路”沿線國家進行金融發展經濟功能的實證檢驗與金融發展體制的國別比較，在“金融-經濟”關聯的差異性研究方面已有文獻也相對缺乏。本文針對這些不足進行了如下的研究創新：（1）從動態的視角來檢驗“一帶一路”沿線國家金融發展與經濟增長的相互關系，重視金融發展功能的國別差異；（2）同時關注“金融-經濟”關聯的短期調整和長期均衡關系；（3）從制度的角度，為金融發展的經濟效應差異尋找制度的短板及相應的政策措施。

三、“一帶一路”沿線國家金融發展與經濟增長效應的實證分析

（一）指標選擇、數據來源和樣本范圍

關于金融發展指標（fin），本文用銀行和其他金融機構授予民營部門的信用總額占GDP的比重來進行替代。相對其他指標，這一指標反映了銀行和其他金融機構通過緩解民營部門的信用約束來達到促進經濟發展的功能作用，民營部門是經濟體中最富活力和生產力的部分，而且其還帶動了大部分的社會就業，將金融資源授予民營部門代表了金融機構對實體經濟發展效率和風險的綜合評價結果。因此這一指標（民營部門信用額比重）是文獻中用于代理金融發展最重要和最有代表性的替代指標之一。關于經濟增長本文用人均實際GDP（含增長率）來進行替代。

關于控制變量，本文根據不同的模型方法設置了不同的控制變量。在時序模型中，由于VAR系列模型本身的優勢①可在較大程度上避免內生性所導致的估計偏差。，選取了物價指數（CPI）和廣義貨幣增速（M2G）作為控制變量；而在跨國比較的截面模型里，本文以制度變量和金融深度、金融普惠程度等指標作為新模型的控制變量。制度變量包括：法律權利強度指數、處理政府相關事務所花時間、賄賂幾率、執行合同所需天數（天）和清盤時間（年）。金融深度和普惠程度指標包括：實際利息率（%）、商業銀行網點覆蓋率（每10萬成年人）、ATM機覆蓋率（每10萬成年人）、利率差（貸款利率減存款利率，%）和信用信息深度指數（0=low to 8=high）。

本文的數據來源于世界銀行的網站（World Development Indicators），覆蓋 65 個“一帶一路”沿線國家②65個“一帶一路”沿線國家參見中國一帶一路網站https：//www.yidaiyilu.gov.cn/。（由于數據可得性的原因，65國包含了中國，但不含巴勒斯坦），時間跨度為1990—2017年。

（二）金融發展與經濟增長相互動態影響的實證分析

對“一帶一路”各國“金融-經濟”關聯關系的考察，本文擬用面板VAR和VECM模型來進行理論描述和實證分析。選用這兩類模型的原因或優勢在于：（1）擺脫金融發展理論及其理論模型的框架束縛；（2）可以發揮向量自回歸模型（PVAR）的優勢，從動態的角度研究金融發展和經濟增長間的相互影響，同時，還避免了因遺漏變量所可能造成的模型錯誤設定和內生性等問題的影響；（3）更重要的，面板VECM模型可以在短期動態關聯的基礎上進一步檢驗“金融-經濟”的長期均衡關系，為尋找金融發展異質性的內在制度原因奠定了實證基礎。

1.面板單位根檢驗

對金融發展（fin）和經濟增長（gdpp）指標進行面板單位根檢驗。檢驗的結果顯示（見表1），金融發展指標原序列無法拒絕面板中所有截面對應序列都是非平穩的原假設（伴隨概率為0.940），金融發展指標具有單位根過程。經一階差分后，金融發展指標在1%的顯著性水平下拒絕原假設，序列變得平穩。綜合檢驗結果表明，在65個國家的面板數據結構中，金融發展指標為一階單整序列。經濟增長指標原序列也同樣未拒絕單位根檢驗的原假設（伴隨概率為0.663），差分序列即人均GDP增長率，以1%的顯著性水平拒絕了單位根過程，表明經濟增長指標（gdpp）同樣也為一階單整。

表1 面板單位根檢驗結果

2.Granger因果關系檢驗

對金融發展增長率（fing）和經濟增長率指標（gdppg）構建VAR模型，進一步檢驗各國“金融-經濟”關聯的Granger因果關系。根據信息準則，可確定“金融-經濟”二變量VAR模型的最佳滯后階數為滯后1階，各信息準則的統計量見表2。

表2 VAR模型滯后階數選擇的信息準則結果

表3 金融發展和經濟增長的VAR模型估計及Granger因果檢驗結果

建立1階滯后VAR模型，金融發展和經濟增長間的動態影響可更清晰地反映出來。表3是模型的估計結果，從中可以看到金融發展指標的滯后項對經濟增長變化具有統計顯著的影響（1%的顯著性水平）。盡管模型系數的絕對值并不很大（0.00029），但金融發展正向的經濟增長作用仍然十分顯著地存在于“一帶一路”沿線國家的“金融-經濟”關聯當中，其中包含的政策意義與影響更為深遠。同時也發現，在樣本對象的VAR系統中金融發展和經濟增長指標的滯后影響卻并未顯著影響金融發展，這不太符合Robinson（1952）關于金融發展是跟隨經濟增長的過程[28]，而更接近Patrick（1966）的觀點。Patrick（1966）認為，在經濟發展的較早階段（即經濟尚未進入平穩或快速增長階段），“供給推動”的金融發展模式更加占據優勢或主導地位，金融資源成為經濟起飛的催化劑和助推劑；而當經濟增長漸趨平穩后，金融發展的“需求拉動”模式則變得更為典型，此時的金融成長往往是源于經濟發展的實際需求[29]。在這個意義上，本文VAR模型關于“金融-經濟”動態關系的估計結果，則不僅只是證明金融發展對經濟增長具有單向的正向影響，更重要的是明示了“一帶一路”沿線國家整體的經濟金融環境尚處于較“幼稚”的發展階段，它們的經濟社會發展需要有豐富的金融資源投入，存在著對金融基礎設施和金融制度發展的需求。

在VAR模型的框架內，再對金融發展和經濟增長間的Granger因果關系進行進一步檢驗。與VAR模型估計系數所反映的事實一致，金融發展指標（金融發展增長率fing）是經濟增長變化的Granger原因；而反過來，經濟增長的變化卻并不能構成金融發展（增長率）的Granger原因。其中的理論與政策啟示此處不再贅述。

3.協整檢驗與VEC模型估計

由于金融發展和經濟增長指標的原序列都為一階單整I（1），因此我們用指標的原序列為內生變量構建面板VEC模型，以考察“一帶一路”沿線國家金融發展和經濟增長的長期均衡與短期動態調整關系。

應用面板協整檢驗，無論是哪種方法設定，結果均在1%的顯著性水平下拒絕金融發展和經濟增長間不存在協整關系的原假設，支持二者構建面板VEC模型。進一步，因為Hausman檢驗結果支持固定效應模型設置，因此獲得經濟增長對金融發展的固定效應面板回歸結果如（1）式所示：

式中括號內的值為模型系數估計的t統計量，系數顯著性水平都在1%以上。方程回歸的殘差，也即VEC模型中的誤差修正項（ecm）面板單位根檢驗的χ2統計量為151.28，在5%的顯著性水平下拒絕具有單位根的原假設（伴隨概率值為0.048），模型殘差為平穩序列。這也從另一角度證明了經濟增長和金融發展間的協整關系的確存在。

表4是金融發展與經濟增長誤差修正模型（VEC）的估計結果。從表中的結果可以看到，誤差修正項（ecmi，t-1），也即金融發展與經濟增長之間的長期均衡關系，并不能顯著制約“金融”與“經濟”間的短期動態調整。在整體上，“一帶一路”沿線國家尚未能建立起經濟金融發展的協調機制，金融發展的功能在各國經濟增長中的作用與影響還不盡相同。當然也有理由認為，“一帶一路”沿線國家間的基礎設施互通，乃至金融領域的深度合作仍有廣闊發展空間，需要各國更充分地加以發掘。另外，和VAR模型所呈現的結論不同，誤差修正模型（VEC）反映出經濟增長的動態調整更可能影響金融要素的短期變動（d（gdpp）i，t-1在 1%的顯著性水平下促進了d（fin）it的提高）；在相對短的時期內，“一帶一路”沿線國家整體上金融發展的成就并未形成自身經濟成長的重要驅動力（d（fin）it的滯后項對 d（gdpp）it無顯著解釋力）。

表4“一帶一路”沿線國家金融發展和經濟增長的VEC模型估計結果

（三）金融發展與經濟增長相互動態影響的國別異質性

在整體研究的基礎上，進一步展開對“一帶一路”沿線國家各國金融發展與經濟增長互動影響的差異性研究。以國家為單位，分別建立VAR和VEC模型，回歸結果統計于表5之中。

與研究預期一致，在“一帶一路”沿線國家當中，金融與經濟發展的實際狀況相差巨大，所呈現出的金融發展與經濟增長的互動關系也同樣充滿了較大的國別異質性。具體來看，在65國中除敘利亞、土庫曼斯坦和烏茲別克斯坦因為缺乏足夠多的數據，而無法判斷其“金融-經濟”的動態關聯關系外，在其他國家中，有48國其金融發展和經濟增長間存在著雙向的互動影響，在Granger意義上存在著相互因果關系；有4國，分別是不丹、伊朗、塔吉克斯坦和烏克蘭，只具有單向的經濟增長引致金融發展的Granger關系影響；有7國，分別是阿塞拜疆、巴林、柬埔寨、捷克、愛沙尼亞、拉脫維亞和羅馬尼亞，其金融發展是經濟增長的單向Granger原因；而余下的亞美尼亞、孟加拉和希臘3國，其“金融-經濟”的關系則并不存在任何顯著的統計影響。

表5“一帶一路”沿線各國金融發展與經濟增長的互動關系統計結果

在短期的動態調整方面，48國中（排除缺乏數據、單向和無因果關系的17國）有5個國家，分別是文萊、塞浦路斯、老撾、立陶宛和土耳其，其金融發展和經濟增長的變動關系間不存在顯著的協整關系，即長期均衡關系，這些國家的良性金融發展并未真正有效建立起來；其余的43個沿線國家，金融發展和經濟增長間都存在著較顯著的協整關系（5%顯著性水平及以上），但“金融-經濟”間的短期調整行為仍然存在著明顯的不同，其中有20國的金融發展動態調整更為顯著和活躍，有12國的經濟增長變動明顯受到金融發展變化的推動或影響，只有11國在“金融-經濟”的雙向都顯著存在著短期動態調整行為。不過同時也需要指出，有7個國家，分別是保加利亞、格魯吉亞、馬其頓、緬甸、菲律賓、泰國和越南，“金融-經濟”長期的均衡關系對于金融發展或經濟增長的短期調整行為制約作用并不顯著，金融發展的基礎還不穩定。

總結“金融-經濟”互動關系的國別差異性，可發現：（1）“一帶一路”沿線國家的經濟發展階段、速度、模式均存在著明顯差別；（2）金融發展的功能和作用因此也不盡相同；（3）其中隱含的金融制度背景成為差異的起因和繼續深入合作的門檻。當然，國別差異也佐證了“一帶一路”合作框架的互補性和必要性，只是研究仍需要明確差異形成的原因、表現和制度背景的來源及本質。

（四）“一帶一路”沿線國家金融發展增長效應的非線性表現

在“一帶一路”沿線國家范圍內，金融發展的經濟增長效應究竟還存在著怎樣的異質性？下面分別用門檻效應模型和設置模型二次項的方法來進行相關檢驗及分析。

1.金融發展經濟增長效應的門檻模型

對金融發展非線性經濟效應的估計，本文采用面板和截面數據的門檻模型，利用數據自身信息（通過搜索門檻值來篩選模型）來確定最優的實證模型形式，以避免主觀人為設定的隨意性。

根據 Levine（2004）、Hansen（1999）典型研究的理論框架，金融發展經濟增長效應的門檻模型[30-31]的設定形式如（2）式所示。

式中I（·）表示示性函數，即當門檻變量qit小于 γ 值時，I（·）函數取值為 1，反之則 I（·）取值為0。經過模型測試并結合數據來源與可得性，（2）式采用的控制變量（controlit）包括：物價指數（cpiit），廣義貨幣投放（m2it），實際利率水平（riit）。而經本文實際測算發現，金融發展在“金融規模”“貨幣投放”兩方面都存在著顯著的門檻經濟效應，因此門檻變量qit并不惟一，會分別采用finit和m2it作為門檻替代指標。

表6是門檻模型各變量的基本統計量。可看到各國在相關指標上的差別相距懸殊，但因為門檻模型實證的目的是尋找金融發展門檻經濟效應的存在及變化，再由于樣本、數據量也較為有限，因此本文此處未對數據再作截尾或縮尾處理①實際上，此處若進行截尾或縮尾處理只是減少了模型的樣本與數據量，并不會實質改變門檻模型的實證結論。。

表6 金融發展門檻經濟效應的各變量描述性統計

應用（2）式即面板門檻效應模型研究發現金融發展的門檻經濟效應顯著地表現在兩個方面，分別是金融規模發展和貨幣政策影響。估計結果見表7中的各列，相比不考慮門檻效應的標準模型，門檻效應模型反映出金融發展的經濟增長效應存在著明顯的作用閾值范圍。當把“金融規模發展（fin）”作為門檻變量時，模型搜索得到的閾值②是指金融規模發展占GDP比重的百分數。范圍是從33.858～75.027。處于這一區間范圍內，金融發展對于經濟增長的正向作用最為顯著，系數估計值為37.17，在5%的顯著性水平下顯著。當金融發展小于33.858時，金融發展的正面經濟作用會變得不再顯著，而當金融發展大于75.027時，“金融-經濟”關聯的非線性特征此時便會凸顯，金融發展的負向經濟效應成為金融規模過度擴張的政策后果及表現形式。根據本文統計，在近三年中年均金融發展規模處于33.858～75.027區間的國家共有32個，占“一帶一路”沿線國家總數的49.23%；低于門檻下限的國家15個，占23.08%；而高于門檻上限的國家14個，占總體的21.54%③有4個國家缺乏相關年份的數據。。結合回歸和統計結果，本文認為“一帶一路”沿線國家間的金融合作動因與空間都是現實存在的。

應用相似的方法，當將門檻變量換成“貨幣投放規模”時，金融發展的經濟增長效應也存在兩個門檻值的變化，處于三個門檻范圍內的國家總數占比分別為：4.62%，43.08%和35.38%，反映出貨幣政策與金融發展、金融功能間的權衡與辯證關系。同時，附加了金融發展二次項的回歸結果顯示（表7中第4列），金融發展的二次項并不存在顯著的經濟增長影響，這并不支持文獻Arcand等（2012）的論斷，即二次曲線能較好擬合“金融-經濟”的關聯關系[21]；而且也否定了楊友才（2014）關于金融發展規模邊際效率遞減的觀點（因為如果邊際效率遞減，二次項的系數估計應顯著）[32]。此時結合門檻效應的估計結果，本文認為至少在“一帶一路”沿線國家的范疇內，金融發展的經濟增長效應不只是因為規模擴張而形成的金融效率下降，更反映出制度約束背景下金融規模發展所導致的金融機制變化。特別是“一帶一路”沿線國家中的發展中經濟體，其信用制度不完善，當金融規模快速增長時，缺乏有效監管的金融市場在短期內便會催生大量低質或不合規的金融合約，不僅集聚了風險，而且金融資源也會由于逐利及投機的推波助瀾，而流入低效率甚至非生產性行業，這在根本上就改變了“金融促進資源配置改善”的金融功能目標。

2.包含制度因素的金融發展經濟效應跨國比較

為考察不隨時間變化的制度因素的影響，本文將模型數據結構設置為跨國截面的數據類型，此時包含制度因素的金融發展門檻經濟效應的模型形式如（3）式所示：

表7“一帶一路”沿線國家金融發展門檻經濟效應的估計結果

（3）式中的門檻變量分別選取法律權利強度指數（slr）、處理政府相關事務所花時間（timesp）、賄賂幾率（bribery）、執行合同所需天數（time_ec）、清盤時間（time_ri）、商業銀行網點覆蓋率（cbb）、ATM 機覆蓋率（atms）和信用信息深度指數（dep_info）。截面數據跨國比較的結果如表8所示。

表8 包含制度因素的金融發展經濟效應跨國比較結果

表中的結果和數據顯示，制度變量對金融發展的經濟增長效應確實普遍存在門檻效應的影響，在本文選取的8個制度變量中，有7個存在著顯著的門檻效應變化，同時也存在著特征鮮明的異質性。具體來說，金融普惠與金融基礎設施類的環境變量（cbb、atms和dep_info）門檻較低，在“一帶一路”沿線國家中大約有80%的國家在金融發展硬件上都并不存在服務不到位或金融資源缺乏的狀況。相反，在法律權利、營商環境和制度質量等方面，“一帶一路”沿線國家有40%～50%遭遇了金融發展質量的瓶頸。從制度軟環境的發展角度看，“一帶一路”沿線國家在基礎設施建設和金融合作的進程中，很有必要加強相關制度的引進及政策的協調配合。

四、中國與“一帶一路”沿線國家金融發展制度的差異比較

在“一帶一路”沿線國家當中，能夠算作發達國家的只有以色列、愛沙尼亞、拉脫維亞、捷克、斯洛伐克、匈牙利和斯洛文尼亞等少數7個國家，而大部分的“一帶一路”沿線國家都處于發展中或待發展的社會經濟狀態。許多“一帶一路”沿線國家有殖民地或半殖民地的歷史，很多還曾經歷過社會主義建設的高潮與社會巨變的嚴峻考驗。比較“一帶一路”沿線國家金融體制的共同點是：金融體制都處于發展或轉型的過程之中；金融體系不完整、不成熟；金融結構不合理，與實際融資需求結構不匹配；金融的市場化程度不高，以政府主導型的發展戰略為主；缺乏完備與市場化的信用體系，金融產品結構單一，較難滿足實體經濟的金融服務需求；或多或少地存在金融抑制與金融管制的現象等。

從“發展戰略、構造方式、框架結構、組織形式、業務分工、監督管理、運行機制、運轉環境和總體效應”等金融要素的制度框架角度來審視“一帶一路”沿線國家的金融體制差異，發現不僅差異的表現各式各樣，更重要的是，這些金融體制的差異還事實上形成了“一帶一路”沿線國家尋求深入金融合作的障礙與困難，這不得不引起人們的思索與關注。本文以中國（“一帶一路”倡議發起國）和哈薩克斯坦（倡議提出地）為例，具體比較一下兩國在金融體制上的差異及現實中的合作困難。

（一）中哈金融機構的格局相似，但服務質量與服務效率相差較大。哈薩克斯坦以國家銀行為核心，以二級商業銀行為主體，形成了多種金融機構合作并存的二級銀行體制。二級金融機構中除商業銀行外，還包括證券經營機構、保險公司、抵押貸款公司和典當行等非銀行金融機構。但哈薩克斯坦金融機構的資產業務較單一，以貸款業務為主，且消費信貸業務尚未發展起來。從國際金融危機中的表現來看，哈薩克斯坦金融機構對實體經濟的投機性融資要高于投資性融資，風險控制的能力也較弱。哈薩克斯坦國內儲蓄率較低，銀行融資依賴國際金融市場較為嚴重，因為貨幣可兌換程度又相對較高，所以哈薩克斯坦的金融體系更易遭受國際金融市場波動的影響。另外，在信息技術迅猛發展的今天，哈薩克斯坦的網上銀行、手機銀行及移動支付等業務卻仍然發展滯后，加上銀行體系以中小銀行占據較大比重，規模有限，因而哈薩克斯坦銀行業（包括其他金融機構）的整體市場競爭力較弱。

表9 中哈兩國部分經濟金融指標對比

（二）哈薩克斯坦的資本市場規模較小，發展速度也相對較慢（見表9）。哈薩克斯坦資本市場中一級市場以發行國債和央行票據為主，公司債又大部分屬銀行類債券，比如在哈薩克斯坦的A級證券中60%都為二級銀行所發行的銀行債券。哈薩克斯坦的股票市場在1997年發行了第一只股票，但直到2017年仍然只有90家上市公司，股票交易額比重為0.49%，證券化率只有28.58%，在國際市場中也都處于較低水平。哈薩克斯坦資本市場發展與其經濟增長間的相關性還仍然較低。

（三）中哈兩國在商貿領域尚缺乏深度金融合作的基礎。中國和哈薩克斯坦之間的商品貿易結構決定了兩國金融合作的廣度和深度，哈薩克斯坦主要向中國出口礦石和能源，中國則主要對哈薩克斯坦輸出機電產品與工程技術，兩國間商品貿易的層次不高、規模不大，因此決定了商貿往來對金融及貿易結算的需求不高，進行進一步金融協作的空間較為有限。

（四）在金融監管領域，中國實行分業監管，并注重監管協調，靈活采用經濟或法律手段來貫徹政策措施的落實；哈薩克斯坦則由“國家銀行”領導，實行行業、機構、業務的統一監管。雖然哈薩克斯坦的金融法律體系相對完備，但在具體執法上卻存在著有法不依的現象，行政式的監管手段也缺乏市場工具或法制的約束。兩國在體量、金融規模和發展速度上的差異（見圖1）未能形成優勢互補的合作機會，反而成為人為制造隔閡和障礙的借口與說辭。

圖1 中哈兩國GDP增長率對比

五、結語

圍繞“一帶一路”沿線國家的“金融-經濟”動態關聯的異質性表現和金融體制差異兩個核心問題，運用面板VAR與ECM模型，從整體和國別兩個層面分別實證分析了“一帶一路”沿線國家金融發展與經濟增長的動態關聯關系；又應用面板和截面門檻模型，跨國比較了“一帶一路”沿線國家金融發展門檻經濟效應的異質性特征，從制度因素影響的角度，檢驗了“一帶一路”各國所存在的制度性門檻的表現形式；在金融體制的深層根源方面，本文分析比較了“一帶一路”沿線國家（尤其是中國與哈薩克斯坦）間所突出存在的金融體制差異，以及這些差異所造成的金融合作障礙與困難。經過實證研究及金融體制的差異比較，本文的研究結論與發現包括：

1.金融發展的正向經濟增長作用顯著地存在于“一帶一路”沿線國家整體的“金融-經濟”關聯中。本文研究證明“一帶一路”沿線國家的金融發展對經濟增長具有單向的正向影響，“一帶一路”沿線國家整體的經濟金融環境還處于較“幼稚”的發展階段，其整體的經濟社會發展需要豐富的金融資源投入，存在著對金融基礎設施和金融制度發展的深切需求。

2.“一帶一路”沿線國家整體上金融發展與經濟增長間存在著長期的協整關系，但這種長期均衡關系不能顯著制約“金融”與“經濟”間的短期動態調整。整體上，“一帶一路”沿線國家尚未能形成經濟金融發展的協調機制。同時“一帶一路”沿線國家間的基礎設施乃至金融領域的深度合作仍有廣闊的發展空間。

3.“一帶一路”沿線國家的“金融-經濟”互動關系存在著顯著的國別差異，其經濟發展階段、速度、模式均存在著明顯差別；金融發展的功能與作用也不盡相同；“金融-經濟”互動關系所隱含的金融制度背景是差異的起因，也是繼續深入合作的門檻。金融發展經濟效應的國別差異，恰恰佐證了“一帶一路”合作框架的互補性和必要性。

4.金融發展的門檻經濟效應顯著的表現在兩個方面，分別是金融規模發展和貨幣政策影響。金融發展的二次項卻并不存在顯著的經濟增長影響。本文認為，至少在“一帶一路”沿線國家的范疇內，金融發展經濟增長效應的非線性，并不只是金融規模擴張而導致的效率下降，其更是反映了制度約束背景下金融發展所形成的金融機制變化。

5.金融普惠與金融基礎設施對“一帶一路”合作的門檻制約較弱，而法律權利、營商環境和制度質量的“軟”環境制約則影響范圍更廣、更大。“一帶一路”沿線國家在基礎設施建設和金融合作的進程中，有必要加強對相關制度的引進與政策的協調配合。“一帶一路”沿線國家的金融體制差異事實上還形成了國家間尋求深入金融合作的困難和障礙。