國際金融合作與經濟增長
——基于中國-東盟國家經驗的實證研究

杜 婕，喬 琳，花秋玲

(吉林大學 經濟學院， 長春 130012)

一、引言

經濟增長對金融的依賴是現代經濟發展中的一個基本現象。在經濟全球化程度越來越加深的背景下，金融的國際合作不僅放大了金融活動范圍，而且也在更大視域內展示金融對經濟增長的作用。這樣的事實自二戰后變得越來越普遍，發達國家之間、發達國家與發展中國家之間、發展中國家之間形成了形式多樣、內容豐富的金融合作，對各國經濟甚至世界經濟都產生了積極的影響。

在世界經濟增長格局中，日益明顯地呈現增長極的地區轉移，這不僅是歷史事實，也是現實趨勢。近代以來，西方主導世界經濟發展的格局一直是主流的趨勢，但進入21世紀后東亞地區經濟活躍度快速提升，被人們認為是21世紀世界最重要的增長極。在經濟快速增長的東亞區域內，中國作為世界主要經濟體中增長最快的國家與東盟各國的合作，將成為東亞地區經濟持續增長的重要動力。截至2021年前4個月，中國-東盟貿易總額為1.72萬億元，同比增長27.6%，雙方自2020年以來持續互為第一大貿易伙伴。中國-東盟不但成了區域關系和平穩定與發展繁榮的重要支柱，而且成了“一帶一路”沿線國家和地區合作的示范高地。

中國與東盟合作成為世界經濟增長的一大亮點，也自然引起學界的高度重視和深入研究。在學者關注的中國與東盟合作研究中，金融合作是關注的重點之一。隨著“一帶一路”建設的推進和深入，中國與東盟的經濟合作進一步拓展，表現在金融合作方面的效果不斷增強和擴大，從而為學者們進一步研究中國與東盟金融合作提供了新的素材。

張家壽(2015)闡述了東盟參與中國“一帶一路”建設所具備的優勢和條件，并強調金融支持在“一帶一路”建設中的功能逐漸增強，由此提出中國-東盟合作參與構建“一帶一路”建設的金融支撐體系[1]。申韜、蔡琦等(2017)以廣西與東盟各國金融合作需求在時間、空間上的雙重匹配為切入點，總結中國-東盟金融合作成果，指出當前中國-東盟金融合作進程緩慢的問題，并深度分析了雙邊金融合作的現實需求和潛在需求[2]。陳俊宏(2018)以人民幣東盟區域化為例，基于“一帶一路”建設、人民幣被納入SDR、建立亞投行等為歷史背景，分析了中國與東盟各國之間實現貨幣金融合作的可行性以及面臨的障礙，最后為推動人民幣實現東盟區域化提出政策建議[3]。云倩(2019)認為隨著“一帶一路”建設在東盟國家持續推進，雖然中國-東盟金融合作取得了諸多成效，但由于東盟涉及的成員國較多，受歷史遺留問題以及較大的政治、經濟、文化差異等現實問題影響，導致中國-東盟金融合作仍然處于初級階段[4]。尤宏兵(2019)以“一帶一路”倡議為背景，從中國-東盟貨幣合作、金融分支機構互設、金融監管合作以及金融交流平臺合作四個層面，證實了中國-東盟金融合作對促進經貿發展、提升基礎設施效率、加快經濟創新與轉型、推進人民幣區域化等方面具有重要意義[5]。趙麗君(2019)從中國-東盟區域金融業務合作規模、合作機構數量以及合作業務類別，分析了中國與東盟金融合作現狀和機遇，并為“一帶一路”背景下中國-東盟區域金融合作提出了創新路徑[6]。與以往的研究不同，劉方、丁文麗(2020)對中國-東盟金融合作問題進行了量化分析，通過運用賦值法和主成分分析法，構建中國-東盟金融合作指數，從而更加直觀地考察了當前中國-東盟金融合作的進展以及深化程度[7]。陳悄悄、鄭天歌(2021)研究了新冠肺炎疫情暴發后，中國-東盟金融合作面臨的新訴求，同時結合東盟國家的經濟刺激政策和現實需求，對中國-東盟金融合作提出展望[8]。馮彥明、張點(2021)以《區域全面經濟伙伴關系協定》(RCEP)的簽署為背景，研究了域內各國面臨的內外部形勢變化、金融基礎設施支撐不足以及金融監管合作有限等問題，并為其促進中國-東盟金融合作提出了相應的對策建議[9]。

關于國際金融合作對經濟增長影響的研究。李紅權、唐純等(2018)選取跨國數據，通過構建金融合作指標，實證分析了中國與“一帶一路”沿線21個國家開展金融合作對經濟增長的影響。實證結果表明：與中國金融合作越緊密，對參與國的經濟增長影響越顯著[10]。申韜、周吳越(2021)選取“一帶一路”沿線國家2013-2019年的國別數據，建立門檻回歸模型，以金融合作為門檻變量，實證研究金融合作、對外直接投資與經濟增長三者的關系。研究結果表明：金融合作不僅可以直接促進東道國的經濟增長，而且可以作為門檻變量影響對外直接投資[11]。

總體來看，國際金融合作對經濟增長的影響具有廣泛性，但目前學界的相關研究較少，實證結論明顯不足。本文將通過構建中國-東盟金融合作指數，聚焦于實證分析中國-東盟金融合作對經濟增長影響，以此為國際金融合作對經濟增長的影響提供新的證據。

二、中國-東盟金融合作現狀

隨著中國-東盟貿易規模的快速增長，中國-東盟貿易合作已達到自貿區升級版以及對接《區域全面經濟伙伴關系協定》(RCEP)的高度，雙方貿易合作與金融合作不平衡問題日益凸現。由于東盟各國在經濟和金融發展水平上存在較大的差距，導致中國與東盟各國的金融合作程度也具有明顯的差異。

從東盟十國的經濟發展現狀來看，可將東盟各國按人均收入水平劃分為四個層次：第一層次為高收入國家包括新加坡和文萊；第二層次為中高收入國家包括馬來西亞和泰國；第三層次為中低收入國家包括印度尼西亞和菲律賓；第四層次為低收入國家包括越南、老撾、柬埔寨和緬甸。從東盟各國金融市場的發展現狀來看，新加坡、馬來西亞和泰國的金融市場較為發達；菲律賓、越南和印尼也形成了具有一定規模的金融市場；而老撾、柬埔寨、緬甸和文萊的金融市場相對落后。如老撾雖然2011年就已建立了證券交易所，但2020年其股票市值占GDP比重僅為4.58%；而緬甸、柬埔寨雖然也已經建立了證券交易所，但上市公司較少，市場規模較小；文萊的證券交易所至今仍在籌建中。

從中國與東盟國家金融合作的現狀來看，中國-東盟金融合作仍處于初級階段，需要向縱深方向加快推進。在貨幣合作方面，截至2021年末，中國人民銀行已與馬來西亞、印度尼西亞、新加坡、泰國和老撾銀行或貨幣當局簽署了雙邊本幣互換協議，而與東盟較不發達的國家，如柬埔寨、緬甸等國尚未簽署貨幣互換協議。同時，隨著中國與東盟雙邊貿易合作水平的不斷提升，跨境人民幣結算業務也取得了較大程度的突破。截至2020年12月末，全國跨境貿易人民幣結算業務量為6.77萬億元。目前，中國已與越南、老撾、馬來西亞、印度尼西亞建立了雙邊本幣結算合作框架體系，并且隨著中國-東盟雙邊結算規模的擴大，雙邊人民幣結算網絡也將不斷擴大和完善。

在金融機構合作方面，為響應“一帶一路”倡議，為中國企業“走出去”提供更好的金融服務，中資商業性銀行實現了對東盟十國金融機構全覆蓋。此外，截至2020年末，共有3家中資保險公司分別在新加坡、印尼、馬來西亞設立了保險分支機構。但是，當前東盟僅有菲律賓、泰國、馬來西亞、新加坡和印度尼西亞5個國家在華成立了分支機構，并且各國所設的分支機構多以中國的幾大核心城市為主。其中，菲律賓、泰國、馬來西亞、新加坡以及印度尼西亞都在上海成立了分支機構，這與上海國際金融中心的地位密切相關。同時，新加坡和泰國在華設立的分支機構最多。新加坡在華共設立了3家總行、32家分行和36家支行；泰國在華共設立了2家總行、9家分行、2家支行和4個代表處。

在金融市場合作方面，受到東盟國家金融市場發展水平以及金融政策的限制，目前僅在新加坡、泰國、馬來西亞、菲律賓和老撾設立了人民幣清算行，用以提供人民幣的清算和結算服務。同時，為了進一步掃除外資引入障礙，便利包括東盟國家在內的境外國家和地區使用人民幣結算，便捷外資進入中國資本市場，國家外匯管理局決定取消合格境外機構投資者(QFII)和人民幣合格境外機構投資者(RQFII)投資額度限制，從而顯著提升了東盟相關金融機構的參與度。據中國人民銀行官方最新數據統計，截至2020年5月31日， QFII共有295家獲得批準投資額計1 162.59億美元，東盟國家有28家QFII獲得批準投資額度達到105.8億美元，占全部QFII額度的10.99%。其中，包括新加坡22家、馬來西亞3家、泰國2家以及文萊1家。RQFII共有230家獲得批準投資額共計7 229.92億元人民幣，東盟國家共有35家RQFII獲得批準投資額度達到819.55億元人民幣，占全部RQFII額度的8.82%。其中，包括新加坡32家、泰國2家以及馬來西亞1家。

在金融監管合作方面，中國銀保監會從2004年開始就先后與新加坡、菲律賓、泰國、越南、馬來西亞、印度尼西亞以及柬埔寨7個東盟國家簽訂了雙邊監管合作諒解備忘錄和監管合作協議，旨在維護雙邊互設銀行業金融機構的合法、穩健經營。中國證監會自1995年開始先后與新加坡、馬來西亞、印度尼西亞、越南、泰國、老撾、文萊和柬埔寨8個東盟國家簽署了證券(期貨)監管合作諒解備忘錄，旨在提升雙方在資本市場、期貨市場的經驗交流、信息共享以及跨境監管等方面的合作力度。此外，中國反洗錢監測分析中心自2006年開始先后與印度尼西亞、泰國、老撾、柬埔寨、緬甸和菲律賓6個東盟國家簽訂了反洗錢監管合作備忘錄，加強在打擊洗錢和恐怖融資等領域的合作，加快中國與東盟國家之間反洗錢合作機制的建立。不難看出，中國與東盟國家金融合作仍以雙邊金融合作為主，且金融合作程度參差不齊。

三、中國-東盟金融合作指數的測度

(一)研究方法與模型設定

目前，針對金融合作指數的研究方法，主要包括主成分分析法、因子分析法、賦值法、熵值法等。其中，熵值法是一種客觀賦權的方法，它通過計算特定指標的信息熵，根據指標的相對變化程度對系統整體的影響確定指標權重，最大化地保留了原始數據的信息，具有極高的可信度。因此，本文借助熵值法來確定金融合作指標的權重，并利用線性加權求和的方法測算出“一帶一路”背景下中國與東盟各國金融合作指數的綜合得分。

在熵值法中，假設有m個樣本，n個指標，Xij則表示為第i個樣本的第j個指標對應的數值(i=1,2,…,m；j=1,2,…,n)，其一般計算步驟如下：

1.對數據標準化處理。生成m*n階指標特征矢量矩陣：

(1)

(2)

(3)

2.計算特征權重。第j項指標下第i個樣本所占比重如下：

(4)

3.計算指標信息熵。第j項指標的信息熵如下：

(5)

4.確定各指標權重。第j項指標的權重如下：

(6)

5.計算第i個樣本的綜合得分如下：

(7)

(二)指標選取與說明

本文在參考國內外學者研究成果的基礎上，結合研究實際，選取了東盟10個國家共13個金融指標，探究基于“一帶一路”背景下中國-東盟金融合作的影響因素，并得到中國-東盟金融合作指數。具體指標體系見表1。

表1 中國-東盟金融合作指標體系

(三)實證結果與分析

1.數據的描述性統計

首先，本文對中國-東盟金融合作指標體系中選取的13個研究變量進行描述性統計分析。由于文章篇幅所限，僅以2020年為例，其他年份省略。結果如表2所示。

從表2可知，通過對13個指標的最小值、最大值、均值和標準差進行基礎性的對比分析，發現由于各指標數據的數量級和數據單位的量綱不同，導致數據的統計量存在較大的差異。因此，應對原始數據進行數據的標準化處理。

表2 數據的描述性統計

此外，在所有變量中既有正向指標又有負向指標，且兩者對于中國-東盟雙邊金融合作的影響不同。正向指標隨數值的增大對金融合作具有促進作用，而負向指標隨數值的增大對金融合作則具有負向的影響。因此，在進行權重分配之前，按照公式(2)、(3)采用極差法對原始數據進行標準化處理。

依照公式(2)、(3)可以得到標準化后的數據如下：

表3 數據標準化

2.金融合作指標體系的權重分配

根據公式(4)、(5)、(6)按步驟依次求出計算結果，最終得出各指標權重最終結果如下表4所示：

表4 2020年中國-東盟金融合作指標的權重分配

根據表4權重分配結果可知：

在衡量金融合作的二級指標中，金融市場合作的指標權重最大，為0.3 001；金融市場發展和金融機構合作的指標權重次之，分別為0.2167和0.2 019。這表明金融市場合作、金融市場發展以及金融機構合作對于中國-東盟金融合作的影響程度較大。

此外，從13個三級指標權重可以看出，合格境外機構投資者數量、東盟各國銀行在華分布數量以及人民幣合格境外機構投資者額度等指標的權重相對較大，表明這些指標對于中國-東盟金融合作具有十分重要的影響。

3.中國-東盟金融合作指數測度

運用熵值法并結合公式(7)，計算出2013-2020年度中國-東盟金融合作的綜合得分，即中國-東盟金融合作指數，如表5所示。

表5 2013—2020年度中國-東盟金融合作指數

從橫向來看，中國-東盟金融合作指數的平均值為0.287。其中，高于平均值的東盟國家有3個，包括新加坡、泰國和馬來西亞，而其他7個東盟國家與中國的金融合作指數相對較低。從縱向來看，2013年-2020年中國-東盟金融合作指數雖有波動，但金融合作指數的平均水平總體保持上升趨勢，平均值從2013年0.244上升到2020年的0.305。從單個國家與中國的金融合作指數來看，各東盟國家的金融合作指數差異相對較大。

四、中國-東盟金融合作與經濟增長的實證分析

(一)研究假設

一國經濟的增長不僅受到國內經濟和金融等諸多因素的影響，而且還會受到國外相關宏觀經濟政策以及金融政策等外部因素的影響。而東盟各國由于經濟體量普遍較小且對外依存度較高，導致其受外部因素的影響更加顯著。自2013年“一帶一路”倡議提出以來，隨著中國-東盟貿易、投資合作的不斷深入，中國與東盟雙邊金融合作隨之不斷加強，從而對各國的經濟增長具有明顯的促進作用。其原因主要包括以下幾點：第一，雙邊金融合作水平的提高有助于滿足中國-東盟貿易、投資合作對于金融業務和服務的需求，為東盟各國實體經濟提供資金支持；第二，受到新冠肺炎疫情的影響，全球經濟處于停滯和緩慢恢復狀態，西方發達國家的經濟增長動力不足，投資能力明顯下降，無法帶動全球經濟增長，中國作為世界第二大經濟體，與我國開展金融合作能夠為東盟國家的經濟增長提供新動力；第三，金融合作能夠深化中國與東盟國家的雙邊伙伴關系和互聯互通，解決部分東盟國家基礎設施落后問題，減少各國對美元的依賴，降低匯率波動，從而促進中國-東盟共同發展。

此外，東盟各國的經濟發展差異不僅反映到它們的金融發展中，而且反映到中國-東盟金融合作中，東盟各國與中國的金融合作差距巨大。以中國-東盟金融合作指數的平均值為衡量標準，高于平均值的東盟國家有3個，包括新加坡、泰國和馬來西亞；而印尼、越南、老撾、菲律賓、柬埔寨、文萊和緬甸7個東盟國家與中國的金融合作指數相對較低，低于平均值。對于金融合作指數較高的國家，與中國開展金融合作程度越深，對其經濟增長的促進作用越顯著。然而，對于金融合作指數較低的國家，由于受到其金融發展水平的限制，導致其金融合作程度相對較低。鑒于上述討論，本文提出以下假設：

假設1：中國-東盟金融合作能夠促進經濟增長。

假設2：中國-東盟金融合作的差異對參與國經濟增長具有不同影響，與中國金融合作指數越高，對其經濟增長越顯著。

(二)模型設定與計量方法

為了考察中國與東盟國家的金融合作對其經濟增長的作用機制，將回歸模型設定如下：

GGDPGi,t=β0+β1FCi,t+β2FDi,t+β3Xi,t+εi,t

(8)

其中，GGDPG代表被解釋變量經濟增長，用GDP增長率來表示；FC代表金融合作，用前文中國-東盟雙邊金融合作指數來表示；FD代表金融發展，分別選取了銀行資產占GDP比重(BANK)和上市公司股票市值占GDP比重(STOCK)來表示；X代表一組控制變量，用來控制其他因素對經濟增長的影響效果，為了確保回歸結果的準確性，依據新古典經濟增長模型和相關文獻的研究成果，選取了政府支出(GOV)、外商直接投資(FDI)和貿易開放度(TRADE)等影響經濟增長的指標作為控制變量。此外，面板數據模型中i代表國別，t代表年份，β0表示常數項，εi,t表示隨機誤差項。

(三) 指標選擇與數據來源

以東盟十國為實證研究樣本，選取2013-2020年世界銀行數據庫的最新數據，建立面板數據模型，研究金融合作對經濟增長的效應，試圖對研究假設進行驗證，從而為“一帶一路”背景下的中國-東盟金融合作提出具有針對性的建議。

1.被解釋變量

GDP增長率(GGDPG)：在現有文獻中，國內外學者對于經濟增長指標的選擇比較一致，通常采用一國的GDP總量或者GDP增長率來表示。本文選取東盟十國GDP增長率作為經濟增長的衡量指標。數據來源于世界銀行WDI數據庫。

2.解釋變量

金融合作指數(FC)：基于前文運用熵值法測算得到的中國-東盟雙邊金融合作指數來表示，并在模型運算中取自然對數進行平滑。 金融發展(FD):分別選取金融中介(BANK)和資本市場(STOCK)作為衡量金融發展的代理變量。 金融中介(BANK)：選用存款銀行資產占GDP比重來表示金融發展中金融中介的發展狀況。 資本市場(STOCK)：選用上市公司股票市值占GDP比重來表示金融發展中資本市場的發展狀況。

河南盧氏偉晶巖群內部的南陽山鈮鉭礦區，花崗偉晶巖脈群嚴格受構造控制，距母巖由近到遠，具明顯的水平分帶現象，即母巖→黑云母偉晶巖→二云母偉晶巖→白云母偉晶巖→鋰云母偉晶巖(以云母為分類標志)；垂向上亦有分帶現象：自上向下為鋰云母-鈉長石偉晶巖→白云母鈉長石-微斜長石偉晶巖→白云母-微斜長石偉晶巖(以云母-長石組合為分類標志)。伴生的礦化類型亦有水平和垂直兩方向上的繼承、發展演化現象[8]。

3.控制變量

為了保證回歸估計結果的準確性和穩健性，在新古典經濟增長模型的基礎上，參考了Ahmed(2016)、李澤廣和呂劍(2017)、喬敏健(2019)楊繼梅和馬潔等(2020)等相關研究成果，并結合本文的研究實際，選取了政府支出(GOV)、外商直接投資(FDI)、貿易開放(TRADE)3個指標作為經濟增長的控制變量。

政府支出(GOV)：依照國民經濟核算理論，政府支出能夠直接或間接影響經濟增長。因此，本文選取政府最終消費支出占GDP比重作為控制變量來代表政府支出。

外商直接投資(FDI):外商直接投資會帶動東道國的產業升級，從而有助于該國的經濟增長。因此，本文選取外商直接投資額(流入)占GDP比重來表示外商直接投資狀況。

貿易開放(TRADE)：通常來說，一國的對外貿易情況對經濟增長具有關鍵性影響。因此，本文選取進出口貿易總額占GDP比重來表示貿易開放水平。

綜上所述，面板數據回歸模型中所涉及的指標及其數據來源詳見表6。

表6 指標選擇及數據來源

(四)描述性統計

在面板回歸之前，首先對被解釋變量、解釋變量以及控制變量進行基本的描述。從表7中看出，樣本國家之間在金融中介和資本市場變量中的數據具有顯著的差異。

表7 變量的描述性統計

五、實證結果與分析

(一)金融合作與經濟增長的基準回歸

如表8基準回歸結果所示：M-(1)為金融合作與經濟增長的直接回歸，結果表明金融合作對經濟增長的影響不顯著，未能通過顯著性檢驗；M-(2)、M-(3)在M-(1)基礎上，分別加入金融中介和資本市場變量后，結果顯示金融合作對經濟增長的回歸系數為正，且均通過了5%水平下的顯著性檢驗。由此證明了中國-東盟金融合作對參與國經濟增長具有顯著的正向促進作用，支持了前文的假設1。同時，M-(2)、M-(3)中，金融中介對經濟增長的回歸系數為負，且均通過1%水平下的顯著性檢驗；而M-(3)中，資本市場對經濟增長的影響不顯著。

表8 基準回歸結果

此外，從表8可知，M-(1)～M-(3)各控制變量系數、符號與實際基本一致。除外商直接投資對經濟增長的影響不顯著以外，政府支出對經濟增長的回歸系數為負，全部回歸結果通過了10%水平下的顯著性檢驗；貿易開放對經濟增長的回歸系數為正，全部回歸結果通過了在5%水平下的顯著性檢驗。從而表明過高的政府支出不利于經濟增長，而貿易開放能夠顯著地促進經濟增長。

(二)穩健性檢驗

為了確保上文回歸結果的可靠性，本文選取人均GDP增長率替代GDP增長率，通過替換被解釋變量的方法對全樣本回歸模型進行穩健性檢驗，回歸結果見表9。

表9 穩健性檢驗回歸結果

如表9所示，穩健性檢驗所得結果與表8全樣本回歸結果是一致的。如表9穩健性檢驗回歸結果所示：除M-(4)以外，M-(5)、M-(6)的回歸結果表明金融合作對經濟增長的回歸系數為正，且均通過了5%水平下的顯著性檢驗。同時，金融中介變量、資本市場變量以及各控制變量的系數符號也與基準回歸一致。

綜上所述，通過替換被解釋變量的方法對基準回歸進行檢驗后，金融合作的回歸結果依然正向顯著。由此充分說明中國-東盟金融合作能夠促進參與國經濟增長，依然支持了前文的假設1，并且可以認定基準回歸結果較為穩健。

(三)分樣本回歸

從基準回歸結果可知，就東盟國家而言，與中國開展金融合作對參與國經濟增長具有顯著的促進作用。但由于中國-東盟金融合作指數差異相對較大，而基于基準回歸結果無法解釋不同金融合作水平國家可能對經濟增長存在的不同影響。鑒于此，為了進一步檢驗中國-東盟金融合作差異對參與國經濟增長具有不同影響，且與中國金融合作指數越高，對經濟增長越顯著的假設。以前文中國-東盟金融合作指數的分類標準為分組依據，將全樣本細分為高金融合作組和低金融合作組，并分別進行實證檢驗。其中，高金融合作組中包括新加坡、泰國和馬來西亞3個國家，低金融合作組中包括印尼、越南、老撾、菲律賓、文萊、柬埔寨和緬甸7個國家。分樣本回歸結果分別參見表10和表11。

表10 分樣本(高金融合作組)回歸結果

在表10分樣本(高金融合作組)回歸結果中，M-(7)為金融合作與經濟增長的直接回歸，結果顯示金融合作對經濟增長的影響不顯著，未能通過顯著性檢驗；M-(8)在M-(7)基礎上加入金融中介變量，結果表明金融合作對經濟增長的回歸系數為正，且通過了5%水平下的顯著性檢驗；而金融中介對經濟增長的回歸系數為負，且通過了1%水平下的顯著性檢驗；M-(9)在M-(8)基礎上加入資本市場變量，結果顯示金融合作對經濟增長的回歸系數為正，且通過了5%水平下的顯著性檢驗；金融中介對經濟增長的回歸系數為負，通過了1%水平下的顯著性檢驗；而資本市場對經濟增長未通過顯著性檢驗。基于以上回歸結果可知，高金融合作組的回歸結果與基準回歸結果一致,并且高金融合作組金融合作對經濟增長的回歸系數大于全樣本中金融合作的回歸系數。由此說明高金融合作組的金融合作對經濟增長的正向作用明顯高于全樣本中國-東盟金融合作對經濟增長的正向影響，支持假設2。

表11 分樣本(低金融合作組)回歸結果

在表11分樣本(低金融合作組)回歸結果中，M-(10)為金融合作與經濟增長的直接回歸，結果表明金融合作對經濟增長的回歸系數為負，且通過了10%水平下的顯著性檢驗；M-(11)在M-(10)基礎上加入金融中介變量，結果顯示金融合作對經濟增長的影響不顯著，尚未通過顯著性檢驗；而金融中介對經濟增長的回歸系數為負，且通過5%水平下的顯著性檢驗；M-(12)在M-(11)基礎上加入資本市場變量，結果顯示金融合作對經濟增長的影響不顯著，也未能通過顯著性檢驗；金融中介對經濟增長的回歸系數為負，且通過5%水平下的顯著性檢驗；而資本市場對經濟增長的影響不顯著，且未能通過顯著性檢驗。基于以上回歸結果可知，中國與低金融合作組的金融合作、資本市場變量對經濟增長的促進作用不顯著，而金融中介對經濟增長具有顯著的阻礙作用，其回歸結果的系數、符號與現實基本相符。低金融合作組國家的金融整體發展水平較低，大部分國家金融中介在金融發展中處于主導地位，而資本市場發展相對落后，仍處于正在形成或起步階段，其較低的金融發展水平嚴重制約了與中國開展金融合作的進程，從而導致金融合作難以推動經濟增長。此外，由于低金融合作組國家金融中介規模較小，且金融產品和業務結構單一，導致金融中介的發展對經濟增長具有顯著的阻礙作用。

綜上所述，通過高金融合作組和低金融合作組的回歸結果支持了前文假設2，證實了中國-東盟金融合作與參與國經濟增長具有不同影響，且與中國金融合作指數越高，對經濟增長越顯著的假設。

六、政策建議

“一帶一路”背景下的中國-東盟金融合作能夠顯著地促進參與國的經濟增長，并且中國-東盟金融合作的差異對參與國經濟增長具有不同影響，與中國金融合作指數越高，對其經濟增長越顯著。因此，基于以上研究結論，并結合影響中國-東盟金融合作指數的權重分配結果，提出以下幾點建議：

(一)加強中國-東盟金融市場合作，構建多國共同參與的多層次資本市場

首先，鼓勵優質企業進行交叉上市，實現金融資源的自由流動，使金融資源充足的國家引導剩余資本投入落后國家，增強國際金融資源的優化配置能力。其次，中國應積極與新加坡、馬來西亞和泰國開展股票市場合作，共同研究國際金融發展戰略，建立各有側重、互為補充、層次清晰、分工明確的中國-東盟金融交易體系，共同設立中國-東盟區域性“10+1”股權交易中心，從整體上改善東盟國家金融市場不平衡的狀況。同時，對于尚未成立股票交易所的文萊以及股票交易所處于發展初期的柬埔寨、老撾、緬甸等東盟國家，可借助中國-東盟“10+1”股權交易中心平臺，實現本國優質企業上市融資，實現金融結構的優化和調整。最后，大力推動中國-東盟債券市場合作，加大雙方債券融資扶持力度，促進債券品種以及投資主體的多元化，鼓勵中國-東盟國家間相互發行以本幣計價的債券，加快培育多邊債券市場，逐步推動中國-東盟多層次債券市場的建設。例如，繼續大力宣傳和推廣“熊貓債”，支持符合條件的東盟機構在中國發行債券。

(二)強化中國-東盟金融機構互設，加快金融機構業務和服務創新

首先，在鞏固現有銀行業機構互設分支機構的基礎上，中國與東盟各國應適度放寬互設分支機構的準入門檻，繼續擴大銀行業分支機構的規模和數量，改善分布不平衡的現狀，完善銀行業機構的網絡化布局，從而更好地服務于雙邊貿易和投資業務，助推經濟增長。其次，擴大中國-東盟保險業雙向開放水平，支持雙方保險機構互設區域性總部或分支機構，鼓勵保險機構設立跨境保險服務中心，提高應對經濟風險的能力，并且在合作中探索新產品、新技術、新模式，共同打造中國-東盟全方位、多層次的風險管理和保障體系。再次，中國與東盟應加強證券業機構合作，鼓勵符合條件的券商、期貨公司、基金管理公司等互設分支機構，提升中國-東盟區域內經濟資源的配置效率。同時，鼓勵業務創新，提供綜合性的金融業務和服務，靈活發揮證券、基金、信托等非銀行業金融機構優勢，提供市場化、專業化、個性化的金融產品，鼓勵發展金融衍生品。最后，加快中國與東盟各國在互聯網金融、綠色金融、普惠金融、跨境金融、科技金融等方面進行創新。例如，在新冠肺炎疫情防控的常態化背景下，應充分發揮中國互聯網金融發展優勢，建立高效便捷的“互聯網+”金融機構服務平臺，發揮互聯金融無邊界特征，加快東盟國家線上業務的拓展和普及，實現中國-東盟金融機構雙向互聯互通，提升跨境金融服務效率。