對外直接投資、金融發展與雙邊金融合作
——基于中國與“一帶一路”沿線國家的研究

■申 韜，蒙飄飄

一、引言

自“一帶一路”倡議提出以來，中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作取得了較大進展。貨幣合作方面，截至2019年底，中國先后與21個“一帶一路”沿線國家簽署了本幣互換協議，與7個國家建立人民幣清算安排。在金融機構互設方面，截至2019年底，共有11家中資銀行在29個“一帶一路”沿線國家設立19家子行、47家分行和13家代表處共79家一級分支機構。此外，23個“一帶一路”沿線國家的48家銀行在我國設立了銀行分支機構。融資方式方面，除傳統信貸工具外，創新跨境人民幣融資、“一帶一路”主題債券和出口信用保險等金融產品與多邊國際金融機構和外國銀行間的同業合作。金融監管合作方面，截至2019年末，中國銀保監會已與83個國家和地區的金融監管當局簽署120份監管合作諒解備忘錄（MOU）或監管合作協議，并通過高層和跨部委雙多邊對話機制加強跨境監管合作。中國與“一帶一路”沿線國家金融合作范圍不斷擴寬，合作層次不斷深化，但也呈現出區位布局集中、金融合作由政府及開放性金融主導，而民營主體間的金融合作不多等問題，仍需持續完善金融合作的國際布局并深化合作層次。

“一帶一路”倡議提出以來的對外直接投資快速增長。2013—2018年中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資約900億美元，與50多個國家簽署雙邊投資協定，雙方投資不斷升級。2020年《政府工作報告》指出要高質量共建“一帶一路”，堅持共商共建共享，遵循市場原則和國際通行規則，發揮企業主體作用，開展互惠互利合作，引導對外投資健康發展。這意味著在“一帶一路”建設中，應充分發揮企業主體在海外投資中的作用，筆者嘗試從對“一帶一路”沿線國家直接投資的角度分析金融合作機制的建設路徑，通過構建2003—2018年中國與“一帶一路”沿線50個國家的金融合作指數，著重分析中國向“一帶一路”沿線國家的投資規模對雙邊金融合作的影響，加入對外投資與東道國金融發展交互項考察東道國金融發展水平如何調節中國對雙邊金融合作產生的影響。

本研究的貢獻在于：首先，現有研究主要從人民幣國際化與區域金融一體化角度衡量中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作程度，筆者則基于中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作現狀選取金融合作代理指標，采用熵值法構建金融合作綜合指標體系，較為全面地衡量中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作程度。其次，筆者著重分析中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資對雙邊金融合作的促進作用，同時考慮東道國金融發展水平的調節作用，豐富了現有金融合作相關研究。最后，在現有雙邊金融合作的基礎上，從對外投資的視角分析沿線國家金融合作條件，為進一步提升“一帶一路”倡議中金融合作機制效率提供借鑒。

二、相關文獻綜述與機制分析

（一）中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作

現有文獻對金融合作的研究主要關注三類：第一類分析我國與“一帶一路”沿線國家金融合作面臨的挑戰、困境并提出對策，以定性研究為主。第二類基于最優貨幣區理論分析區域金融合作的可行性。第三類依據各類數據衡量中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作程度，并在此基礎上分析金融合作的經濟影響。

首先，關于金融合作的定性研究，中國與沿線國家的金融合作仍處于初級階段，金融合作雙邊機制主要圍繞高層對話機制、金融領域的安全管理及市場發展等方面開展，各國金融機構互設分支機構、簽訂本幣結算和貨幣互換協議等方面取得較大進展（米軍，2019）。但仍面臨經濟發展水平和金融發展程度差異以及政治風險等挑戰，差異化的金融發展基礎與金融合作訴求增加了金融合作的難度（云倩，2019）。金融合作主要由政府及開放性金融主導，市場化的金融合作仍有較大的發展空間。中國對“一帶一路”倡議的金融支持呈現出資金主要由銀行貸款與投資金融提供、承擔大量融資壓力和風險、資本市場未能發揮有效作用、區域和行業分布不平衡等特征（宋爽和王永中，2018）。

其次，關于金融合作的可行性研究，基于最優貨幣區理論，從國家間貿易聯系性、生產流動性與經濟周期同步性等衡量金融合作可行性。姚佳和陳麗婷（2016）分析中國與中亞五國貨幣金融合作的經濟基礎發現，在經濟開放度和貿易互補性方面的條件較好，通脹率相似性及生產要素流動性等方面仍有待提高，認為中國與中亞尚未完全具備建立貨幣合作區的基礎條件。孫瑾等（2019）基于修正OCA指數模型分析中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作可行性，關注國家間的貿易聯系程度和生產流動性程度，以年度雙邊名義匯率標準差作為金融合作可行性的代理變量，發現在東南亞區域，中國與馬來西亞北非進行貨幣金融合作的成本收益最優，中亞和中東區域尚未完全具備貨幣金融合作的條件與潛力。米軍（2019）指出中國與歐亞國家存在生產要素流動性低、貿易產品多樣化程度不足、經濟周期不具有顯著的趨同性、通貨膨脹相關性低和匯率波動差異大等問題，尚未具備金融深度合作的經濟基礎。

最后，在金融合作的經濟影響方面，張帥（2019）采用GTAP模型模擬中國與中亞五國金融合作得出使用人民幣進行貿易結算能夠有效促進我國大部分產業的進口、擴張進出口總值、改善貿易條件、提升GDP增長和提高福利水平的結論。李紅權等（2018）發現金融合作會促進“一帶一路”沿線國家經濟增長，對東南亞國家的促進作用比非東南亞國家更明顯，中資銀行的海外數量和貨幣互換的經濟增長效應穩健。

（二）對外直接投資與金融合作

鮮有研究關注對外直接投資與金融合作的關系，較多研究聚焦于對外直接投資對母國貨幣國際化的影響。林樂芬和王少楠（2016）認為投資和貿易是人民幣國際化的兩大途徑，特別是對“一帶一路”沿線國家的基礎設施投資形成的融資需求和融資缺口刺激人民幣的海外需求。此外，直接投資形成的乘數效應明顯，將有力地促進東道國經濟增長，增強與中國經濟的協同程度。傅纓捷和廖雅夢（2019）指出日本企業“走出去”能有效提升日元的國際地位，但長期對外直接投資對日元國際化的積極影響弱于短期，為持續提升日元國際化程度，應當對東道國持續投資。對外投資有助于提升母國貨幣的國際化水平，但人民幣國際化可能受特定因素影響，諸如人民幣資本賬戶跨境結算在“一帶一路”國家尚處在建設階段，大部分跨境投資項目仍以第三方貨幣為結算貨幣，導致中國對外直接投資的擴大對人民幣跨境結算資本賬戶總額增長的影響并不顯著（張原和宋曉玲，2020）。

綜上所述，關于金融合作的現狀、可行性及經濟增長效應的研究已較為豐富，但鮮有研究基于金融合作現狀分析金融合作的影響因素，并在此基礎上提出金融合作機制建設的針對性建議。筆者借鑒人民幣國際化研究成果，從中國對沿線國家直接投資的角度探討如何完善雙邊金融合作機制，并考慮東道國金融發展水平對直接投資與金融合作的實質性影響。

（三）機制分析

對外直接投資對雙邊金融合作的影響主要集中在三個方面：首先，“一帶一路”倡議提出以來，我國對沿線國家的直接投資快速增長，特別是對“一帶一路”沿線發展中國家的基礎設施投資。基礎設施的完善能降低運輸成本，提高多邊貿易效率，拉動“一帶一路”沿線國家經濟增長，激發新的貿易需求，因此直接投資通過貿易渠道和資本流動渠道影響國際收支。基礎設施投資不同于生產性投資，更容易產生有利于人民幣國際化的貿易順差（施慧洪等，2019），從而產生人民幣結算需求，增強貨幣層面金融合作。其次，從客戶追隨理論看，對“一帶一路”沿線國家的直接投資離不開本國金融機構的服務，出于滿足客戶需求和占據市場目的，金融機構必然會隨之加大海外擴張，使涉外企業能夠便捷地獲得本國貨幣的金融服務，為本國貨幣在海外的流通和存貸款奠定基礎，同時推動了與“一帶一路”沿線國家間的金融機構合作（張敬之，2014）。最后，對外直接投資對產業鏈上下游的帶動效應明顯，中國對東道國的直接投資，可以增加被投資境外實體經濟的依賴度，刺激與中國金融合作需求，增強對人民幣的黏性，促進貨幣合作（林樂芬和王少楠，2016）。據此，提出假設1：中國對沿線國家的直接投資能推動雙邊金融合作。

“一帶一路”沿線國家大部分屬于低收入國家，尚未啟動工業化進程，金融基礎設施不完善，本國經濟金融缺乏良性循環的條件（蔣志剛，2014）。東道國金融發展異質性使其金融市場效率和風險大小存在差異，直接投資轉化為產出的能力不同（舒家先和唐璟宜，2019）。對于金融發展程度較高的國家，較為完善的金融基礎設施能更高效地服務于投資與貿易，進而提高投資與貿易活動效率，推動國家間的經濟依賴程度，進而提升金融合作需求、促進金融對外開放。例如，中國與馬來西亞的投資貿易活動頻繁，且馬來西亞的金融發展水平較高，具備良好的雙邊金融合作基礎，因此馬來西亞是與東盟國家金融合作的關鍵點。但較低的金融發展水平不利于金融資源在各部門間的流動與利用和減小外來投資與貿易活動的乘數效應，一方面減弱東道國外來投資對雙邊金融合作的需求與福利效應，另一方面阻礙東道國經濟發展，進而阻礙對外金融開放與雙邊金融合作的規模擴張。此外，雙邊金融合作，特別是區域金融一體化與東道國金融市場發展和金融開放程度顯著相關，高度發達的金融市場可提供流動性、安全性和盈利性較好的金融產品，提供跨境投資便利，吸引海外資金流入，在此過程中可大大增加以本幣計價的金融產品的使用，提升本幣國際化程度（張曉濤等，2016）。

據此，提出假設2：金融發展水平可調節直接投資對金融合作的影響，金融發展水平的提高將放大對外直接投資對雙邊金融合作的推動作用。

三、中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作評價

（一）中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作程度測度

1.指標體系構建

圖1 直接投資影響雙邊金融合作的機制分析

現有研究較少基于現階段金融合作進展直接構建金融合作指標體系，而是從最優貨幣區理論出發研究金融合作的可行性，可行性的高低側面說明當前金融合作水平。但由于大部分“一帶一路”沿線國家為發展中國家，金融發展水平不高，基于金融一體化指標的金融衡量方法無法貼合現階段中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作進展。因此，筆者以構建貼合現階段我國與沿線國家金融合作進展的指標體系為出發點，從貨幣合作、金融監管合作、金融機構合作、金融市場合作及多邊金融合作五個維度構建指標體系。

綜合從中國人民銀行網站、國家外匯管理局網站、中國銀保監會網站、亞投行網站等公開渠道搜集的信息，參考劉方和丁文麗（2020）指標構建思路，將我國與“一帶一路”沿線國家金融合作按合作主體分類，總結貨幣合作、金融監管合作、金融機構合作、金融市場合作的雙邊金融合作成果。在此基礎上，筆者認為各國是否參與多邊金融合作可側面體現金融合作意愿，有必要將多邊金融合作納入指標體系，更全面地衡量國家間的金融合作進展。同時，考慮到數據有效性和可得性，結合現階段我國與“一帶一路”沿線國家金融合作進展，將金融合作一級指標拓展為貨幣互換協議、人民幣清算行等7個可量化、具有代表性的二級指標。具體指標體系見表1。

2.指標權重確定

由于各二級指標間可能存在信息重疊，采用客觀賦權法中的熵值法確定各指標間的權重。參考楊麗和孫之淳（2015）改進的基于面板數據的熵值法確定各二級指標的權重，權重及金融合作指標公式如下：

其中，Dj為第j個指標的差異系數，wj為第j個指標的權重系數，指標差異系數越大，在評價體系中所占權重越大。

根據線性加權法計算綜合評分，Fincooperi，t為國家j在年份t的金融合作綜合指數：

根據熵值法確定各金融合作指標權重如表1所示。由式（1）可知，指標差異系數越大，對應權重越大。各二級指標中，貨幣互換協議、中資銀行海外機構、人民幣境外機構投資者額度和合格境外機構投資者數量指標的權重較大，說明該指標體系更側重于國家間的貨幣合作、金融機構合作和金融市場合作。其原因在于數據考察期2003—2018年內貨幣互換協議、中資銀行海外機構、人民幣境外機構投資者額度和合格境外機構投資者數量指標的數據變動性較大。這與近年來我國與沿線國家在貨幣合作、金融機構合作和金融市場合作等方面取得較大進展的現實相一致。而監管合作備忘錄及亞投行成員國指標在考察年度內變動較小，因此權重相應較低，側面佐證了指標體系的科學性與合理性。

（二）“一帶一路”沿線國家金融合作程度分析

根據前文金融合作指標構建方法，計算“一帶一路”沿線50個國家的金融合作指數，并根據各國在2003—2018年的金融合作指數均值排序如表2所示。現階段我國與“一帶一路”沿線國家金融合作呈現出3個特點：首先，金融合作布局較為集中，與中國地理距離較近的東南亞地區國家金融合作指數較高，與東歐、南亞、西亞北非地區部分地理距離較遠的國家尚未開展評價體系范圍內的金融合作。其次，與金融發展水平較高的國家金融合作指數較高，特別是新加坡和馬來西亞。最后，各沿線國家間金融合作指數兩級分化，雙邊金融合作總體上仍處于較低水平。

表2 50個沿線國家按雙邊金融合作指數排序

四、研究設計

（一）模型設定

首先，為考察中國向沿線國家直接投資對雙邊金融合作的影響，建立如下模型：

其中，Fincooperi，j，t為中國i與“一帶一路”沿線國家 j在 t時刻的雙邊金融合作指數，OFDIi，j，t指 t時刻中國對沿線國家 j的直接投資額，Controlsi，j，t為其他一系列的控制變量，μj為個體效應，以捕獲其他不可觀測的因素，λt為時間效應，α0為常數項，εj，t為隨機擾動項。

進一步，為驗證研究假設2，在式（3）的基礎上加入金融發展、金融發展與金融合作指數的交互項，同時為保持加入交互項前后模型的系數具有可比性，參考Balli&Sorensen（2013）的做法，對交乘變量做去中心化處理，如式（4）所示。

其中，DcreditPSi，j，t為沿線國家 j在 t時刻的金融發展水平，模型中同時包含金融發展水平DcreditPSi，j，t和對外直接投資 OFDIi，j，t可確保交互項不是代表兩個單獨的變量而產生偏誤（文淑惠等，為樣本均值。（OFDIi，j，t-為去中心化的交互項，其他與前文一致。β3為核心估計參數，若顯著為正，金融發展水平越高，對外直接投資對雙邊金融合作的促進作用越大，進而驗證假設2。

（二）變量選擇與數據來源

借鑒國家信息中心發布的《“一帶一路”貿易合作大數據報告2017》將“一帶一路”沿線國家劃分為64個，剔除部分數據缺失較多的國家③剔除不丹、黑山、摩爾多瓦、老撾、塞爾維亞、敘利亞、巴勒斯坦、烏茲別克斯坦、土庫曼斯坦、阿富汗、東帝汶、羅馬尼亞、文萊、伊拉克共14個國家。。此外，國家商務部從2003年開始公布分國別對外投資數據，筆者以50個國家2003—2018年的數據為樣本，采用多重插補法處理缺失值。具體變量的選擇如下：

1.被解釋變量

金融合作程度 Fincooperi，j，t。采用基于上文構建的金融合作指標體系計算的金融合作程度（Fincooper），其中15個國家在樣本期間內金融合作指數為0，反映了中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作仍處于初級水平。相比基于通貨膨脹相關性等最優貨幣區理論指標，金融合作指數更貼合我國與“一帶一路”沿線國家金融合作進展。

2.核心解釋變量

對外直接投資（OFDI）。采用對外直接投資存量和對外直接投資流量作為代理變量。數據來源于2003—2018年的《中國對外直接投資統計公報》。為緩解極端值的影響，均進行對數化處理。

3.調節變量

金融發展水平。參考Munemo（2017）和文淑惠等（2019）的方法，采用“金融部門提供的私營部門國內信貸占GDP比重”（DcreditPS）作為代理變量。對私營部門的國內信貸包括商業銀行、保險公司和其他可提供融資服務的金融機構提供的貸款、證券、貿易信貸等融資形式的金融資源。相比而言，股票市值占GDP比重等指標不適用于部分金融發展水平較低、證券市場發展不成熟的“一帶一路”沿線國家情況。此外，考慮到大多數“一帶一路”沿線國家是銀行主導型金融市場，采用“銀行向私營部門提供的信貸占GDP比重”（DcreditBank）衡量其金融發展水平作為穩健性檢驗。數據來源于世界銀行WDI數據庫。

為剔除其他因素對回歸模型和數據分析的影響，控制以下兩個方面的變量：一是雙邊聯系。主要是雙邊貿易和人民幣兌各國匯率。二是東道國因素。主要是經濟發展水平、金融開放程度和制度質量。雙邊貿易額（Comtrade）：跨境貿易是產生金融合作需求進而促進雙邊金融合作的另一渠道，因此有必要控制雙邊貿易的影響。以中國對沿線國家的商品進出口總合作為雙邊貿易代理變量，并做取對數處理。數據來源UN comtrade數據庫。人民幣兌各國貨幣匯率：采用單位美元兌各國匯率數據為基礎計算單位人民幣兌各國匯率，即轉化為間接標價法衡量人民幣匯率對雙邊金融合作的影響，數據來源于WDI數據庫。本幣相對于東道國貨幣升值，有利于母國貨幣在東道國中的使用，提高在投資貿易中的利用率。經濟發展水平：采用人均GDP（2010年不變價）取對數為代理變量。人均GDP可剔除國家規模差異影響的同時指代各國的經濟發展水平和市場潛力。經濟發展水平越高的國家跨境金融規模和需求往往越大，可正向促進雙邊金融合作。從“市場機會”假說看，東道國的市場潛力是吸引海外金融機構的重要誘因，市場潛力的提升將推動外資金融機構入駐。金融開放度：東道國金融開放程度越高，外資金融機構和外國投資者可參與的金融投資活動越多，金融市場外資進入門檻和經營成本相應較低，也隨之形成金融監管合作及金融機構合作等合作需求。筆者使用Chinn—Ito指數衡量各國的資本賬戶開放程度，數據來源于Chinn—Ito網站。東道國制度質量：東道國制度質量是營商環境的重要部分，采用WGI數據庫的制度質量指標，將其6個子指標控制腐敗能力（corruption）、民眾話語權（voice）、政治穩定程度（stability）、法治水平（rule of Law）、公共部門效力（effective-ness）和管制能力（regulation）求算數平均數，指數范圍在[-2.5，2.5]。其中，部分沿線國家的控制腐敗能力、政治穩定程度和管制能力不足，被認為是“一帶一路”重大項目推進受阻的主要原因。相關變量的描述性統計如表3所示。

表3 主要變量描述性統計

五、實證結果與分析

（一）直接投資、東道國金融發展與雙邊金融合作的基準回歸

基于基準回歸公式（3）檢驗直接投資對雙邊金融合作的直接影響，結果如表4所示。面板數據模型選擇中，Hausman檢驗結果均拒絕采用隨機效應的原假設，基準回歸公式采用固定效應模型。表4為固定效應模型回歸結果，其中列（1）為檢驗直接投資對雙邊金融合作的直接影響結果，顯示對“一帶一路”沿線國家的直接投資對雙邊金融合作正向促進作用顯著。列（2）—（3）列在列（1）的基礎上分別引入東道國金融發展指標及直接投資與金融發展的交互項，列（2）表明東道國金融發展與雙邊金融合作顯著正相關，列（3）顯示東道國金融發展的調節作用顯著為正。列（4）—（6）為加入控制變量的結果，對外直接投資系數始終顯著為正，支持假設1中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資能推動雙邊金融合作的結論。

為捕捉東道國金融發展水平對直接投資與金融合作影響的調節效應，基于式（4）進行回歸檢驗，結果如列（6）所示。從交互項回歸系數來看，固定效應下直接投資與東道國金融發展交互項顯著為正。且加入交互項后單項的直接投資與金融發展指標仍顯著為正，說明東道國金融發展對直接投資與雙邊金融合作具有正向放大作用，隨著東道國金融發展水平提高，對外直接投資對金融合作的正向促進作用就越強，與研究假設2結論一致。

表4 固定效應回歸結果

控制變量主要關注加入交互項后即列（6）的結果，雙邊貿易指標與雙邊金融合作負相關但不顯著，一方面，說明雙邊貿易不是中國與“一帶一路”沿線國家雙邊金融合作的關鍵因素；另一方面，雙邊貿易系數為負，與金融機構的客戶追隨理論結論相反，可能的原因是現階段在中國與“一帶一路”沿線國家的雙邊貿易中，采用人民幣結算的貿易活動占比相對較少，非本幣結算的雙邊貿易規模越大，越會加劇對第三方貨幣如美元的依賴程度，不利于人民幣國際化和雙邊貨幣合作。此外，對外直接投資與雙邊貿易存在一定的替代性，部分雙邊貿易活動因對外直接投資而轉為在東道國的內部貿易。

代表東道國市場潛力的人均GDP指標顯著為正，說明雙邊金融合作一定程度上受東道國的市場規模影響，市場規模越大，形成的跨境金融需求越大，越能促成雙邊金融合作。東道國金融開放指數為負但不顯著，可能的原因是現階段中國與大多數“一帶一路”沿線國家的雙邊金融合作水平偏低，金融開放程度對雙邊金融合作的影響不大。中國對其他國家貨幣匯率顯著為負，說明人民幣升值不利于雙邊金融合作。

（二）穩健性檢驗

首先，考慮可能存在雙邊金融合作慣性，加入被解釋變量的一階滯后項，建立動態面板GMM模型，以檢驗模型是否滿足GMM成立的前提條件，殘差序列是否存在二階及以上的自相關，以及工具變量是否嚴格外生。回歸結果如表5的列（1）—（3）所示，列（1）—（3）的Arellano—Bond序列相關檢驗顯示AR（1）拒絕一階序列相關，AR（2）接受序列相關，模型通過了自相關檢驗，且Sargan檢驗均接受了工具變量有效的原假設，GMM模型估計結果可靠。

GMM模型回歸結果顯示，雙邊金融合作一期滯后項均在1%的顯著性水平上顯著為正，說明雙邊金融合作存在慣性影響，往期雙邊金融合作水平與當期金融合作正相關，符合中國與“一帶一路”沿線國家金融合作現實。在直接投資（lnOFDI）、東道國金融發展（DcreditPS）和兩者交互項（OFDI_DcreditPS）系數方面，與前文基礎回歸結果一致，均在1%的水平顯著為正。

其次，考慮對外直接投資與雙邊金融合作可能存在的反向因果關系，將直接投資的一期滯后項作為其工具變量，一定程度緩解內生性，回歸結果為表5的列（4）—（6），直接投資、東道國金融發展水平和兩者交互項仍顯著為正，在一定程度上確保前文結論的穩健性。

最后，置換代理變量。以對外直接投資流量替代直接投資存量，以銀行提供的國內信貸占GDP比重量化東道國金融發展水平進行穩健性檢驗，回歸結果依然支持假設1和假設2①限于篇幅，結果留存備索。。

表5 穩健性檢驗——GMM模型和2SLS模型

（三）分樣本研究

借鑒左喜梅（2018）將50個國家按金融發展水平中位數分為金融發展水平較高和較低組，減少部分國家極端值對分組的干擾，檢驗金融發展差異對于對外直接投資與金融合作的影響。采用固定效應模型回歸，分樣本回歸結果如表6所示。列（1）表示高金融發展組基準模型中直接投資系數顯著為正，列（2）—（3）依次加入金融發展、金融發展及交互項，回歸結果與總樣本一致。低金融發展水平組中列（4）的直接投資系數為負且不顯著。可能的原因是低金融發展水平組國家往往經濟發展水平較低，通過直接投資形成的乘數效應、金融機構客戶追隨及產業鏈上下游與中國經濟協同等影響機制效率不高，直接投資對金融合作的正效應渠道不暢通。加入金融發展及交互項后，低金融發展水平組列（6）直接投資系數、交互項系數均顯著為正，說明低樣本組中，金融發展水平的調節作用存在，且東道國金融發展有利于暢通直接投資對雙邊金融合作的作用機制。隨著東道國金融發展水平的提高與資金利用效率的提升，能更有力地發揮直接投資對雙邊金融合作的促進作用。兩個子樣本回歸結果的對比進一步說明了東道國金融發展水平的提高可加強直接投資對雙邊金融合作的推動作用。

表6 按金融發展水平分組回歸結果

六、結論與政策建議

筆者從現階段中國與“一帶一路”沿線國家的金融合作進展出發，構建金融合作指標體系衡量金融合作程度，在此基礎上討論中國對外直接投資與雙邊金融合作的關系，從東道國金融發展視角闡釋東道國金融發展水平對直接投資與雙邊金融合作的調節效應，豐富了對外直接投資、東道國金融發展與雙邊金融合作的理論探討和經驗證據。主要結論如下：

第一，中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資對雙邊金融合作具有穩健正向的直接影響，對外直接投資是促成與“一帶一路”沿線國家金融合作的重要驅動力。第二，東道國金融發展水平的提高，將會放大直接投資對雙邊金融合作的正向影響，金融發展水平持續提升有利于暢通金融合作通道。第三，將“一帶一路”沿線國家按金融發展水平分組，東道國金融發展對直接投資與雙邊金融合作的調節效應依然穩健。但低金融發展組基礎回歸中，直接投資系數不顯著，在模型中加入金融發展及交互項后，直接投資系數及交互項系數均顯著為正，說明在低金融發展國家中發揮好金融的資源配置作用對加強雙邊金融合作極為重要。

研究的結果對如何優化金融合作機制，提升金融合作效率具有重要啟示。一是結合當前對“一帶一路”沿線國家投資布局積極跟進金融合作，特別是與基礎設施投資東道國的金融合作，充分利用直接投資項目的合作優勢，加快海外金融機構設立和提高人民幣結算便利，為直接投資提供更便捷高效的金融服務。一方面，有利于有效發揮投資乘數，加快東道國經濟增長及對中國經濟的協同效應，增強與中國金融合作意愿及行動力；另一方面，將能形成“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。二是在金融發展水平較高的國家進行直接投資時，應當充分利用東道國先進完善的金融體系，海外投資項目應積極尋求東道國的金融支持。此外，金融機構應學習東道國的管理體系與金融科技，減少與東道國金融機構與金融市場間的合作障礙。在金融發展水平較低國家進行直接投資時，需要積極發揮東道國金融系統的調節作用，利用投資項目優勢為中資金融機構海外服務和人民幣結算提供條件，增加中資銀行海外分支機構影響力，提升東道國使用人民幣的黏性，持續激發與中國的金融合作需求。