趙莉娜，周 丹

（1.浙江長征職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財務(wù)與會計學(xué)院，杭州 310023；2.浙江財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，杭州 310018）

一、引言

2018年是習(xí)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(shè)了82個境外經(jīng)貿(mào)合作區(qū)，在“共商、共建、共享”的基礎(chǔ)上，“一帶一路”為沿線國家注入了新的發(fā)展活力，帶動世界經(jīng)濟逐步走出低增長的格局。亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行（簡稱亞投行）的成立，更將金融資源和金融發(fā)展有效地整合互補，在合作的框架內(nèi)為各國提供了基礎(chǔ)設(shè)施乃至經(jīng)濟增長所亟需的技術(shù)與資金支持。

從金融發(fā)展的角度，“一帶一路”沿線國家的金融發(fā)展和經(jīng)濟增長間存在著怎樣的動態(tài)關(guān)聯(lián)關(guān)系？其中金融體制又發(fā)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(yīng)該進行相應(yīng)的策略性調(diào)整？這些既是關(guān)乎國際經(jīng)濟金融合作的發(fā)展策略問題，也是當(dāng)前金融發(fā)展關(guān)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(fā)展對經(jīng)濟增長的影響；從動態(tài)的視角檢驗了上述國家金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的關(guān)聯(lián)關(guān)系；跨國比較了“一帶一路”沿線國家金融發(fā)展經(jīng)濟增長效應(yīng)的非線性與異質(zhì)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(diào)整提供了新的制度層面的解釋。

二、文獻綜述

關(guān)于不同收入國家金融發(fā)展起到的作用，在金融發(fā)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(shù)據(jù)對56個國家的“金融-經(jīng)濟”關(guān)系進行了檢驗，研究發(fā)現(xiàn)其中19個發(fā)達國家的經(jīng)濟增長引領(lǐng)了金融發(fā)展，37個非發(fā)達國家則是金融發(fā)展領(lǐng)先于經(jīng)濟增長[1]。Shan等（2001）研究發(fā)現(xiàn)，對于發(fā)達國家來說常常是經(jīng)濟增長引致了金融發(fā)展而不是金融發(fā)展促進了經(jīng)濟的增長，甚至對于部分發(fā)達國家來說金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間并不存在著顯著的相互因果關(guān)系[2]。

關(guān)于支持金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長的國別研究，其中的共識是金融發(fā)展可以提高效率（全要素生產(chǎn)率）、促進要素積累、改善資源配置等[3-5]。Rousseau（1998）對 5個工業(yè)化國家 1870—1929年的發(fā)展經(jīng)歷展開研究，發(fā)現(xiàn)了金融單向促進經(jīng)濟發(fā)展的證據(jù)[6]。Fry（1978）的研究發(fā)現(xiàn)二戰(zhàn)后7個亞洲國家和地區(qū)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(jì)60年代到70年代的金融狀況變化都導(dǎo)致了這些國家的儲蓄率提高和經(jīng)濟增長[7]。Levine等（1998）和 Rajan 等（1998）的研究證明金融發(fā)展具有正向經(jīng)濟功能[8-9]，Rousseau等（2005）、King等（1993）在證明了金融發(fā)展功能的文獻基礎(chǔ)上總結(jié)出：金融技術(shù)和創(chuàng)新發(fā)展能提高資源配置的效率，改善信息不對稱，優(yōu)化項目的選擇和監(jiān)管[10-11]；Gurley等（1955）、Bencivenga等（1991）、Bell等（2001）認(rèn)為金融發(fā)展能動員非生產(chǎn)性資源并將其配置到有需求的生產(chǎn)性項目中去，緩解金融約束，從而促進經(jīng)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(jīng)濟金融發(fā)展變化證明，金融發(fā)展的功能與貢獻主要體現(xiàn)在“優(yōu)化資源配置”[10]。

而有的研究則對金融發(fā)展持相反觀點，Arestis等（1997）研究認(rèn)為在相對落后的國家和地區(qū)，金融抑制政策是行之有效的發(fā)展政策之一，東亞的經(jīng)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(fā)展只有在制度環(huán)境匹配或經(jīng)濟體具有良好治理能力的條件下，才可能發(fā)揮正面的促進經(jīng)濟增長的金融功能[16-17]。

Aghion等（2005）的研究還關(guān)注到，金融發(fā)展在短期內(nèi)對于經(jīng)濟決策的調(diào)整可能是重要的，但長期的經(jīng)濟均衡狀態(tài)卻并不受到金融發(fā)展的實質(zhì)影響[18]；Kaminsky等（1999）發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展在短期內(nèi)的迅速變化往往成為經(jīng)濟波動或金融風(fēng)險的誘因[19]，而Levine（2005）發(fā)現(xiàn)只有在長時期內(nèi)金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)性影響才會慢慢凸顯[20]；Arcand等（2012）、Cecchetti等（2012）、Law 等（2014）認(rèn)為金融發(fā)展對經(jīng)濟增長的影響存在著效應(yīng)遞減的現(xiàn)象，或是門檻效應(yīng)的變化[21-23]。

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

我國學(xué)者則從宏觀經(jīng)濟波動、國別風(fēng)險、產(chǎn)能合作的國別風(fēng)險和國別風(fēng)險的限額等角度，對金融發(fā)展的經(jīng)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(jīng)濟金融發(fā)展為樣本，檢驗了金融發(fā)展與GDP、投資、消費增長波動率之間的統(tǒng)計關(guān)系，證明金融發(fā)展與GDP、投資和消費增長波動率之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，金融發(fā)展越發(fā)達，宏觀經(jīng)濟的波動程度越低，也即金融發(fā)展更加有利于發(fā)達國家的經(jīng)濟發(fā)展[24]。另有學(xué)者從國別風(fēng)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(fēng)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(yīng)根據(jù)自身的國別風(fēng)險綜合利用多樣化的融資方式來支持國際產(chǎn)能合作項目的建設(shè)[26]；朱宇等（2016）則指出商業(yè)銀行海外機構(gòu)應(yīng)該根據(jù)國別風(fēng)險設(shè)置債權(quán)的管理限額，作為海外融資業(yè)務(wù)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(fā)展經(jīng)濟功能的實證檢驗與金融發(fā)展體制的國別比較，在“金融-經(jīng)濟”關(guān)聯(lián)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(chuàng)新：（1）從動態(tài)的視角來檢驗“一帶一路”沿線國家金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系，重視金融發(fā)展功能的國別差異；（2）同時關(guān)注“金融-經(jīng)濟”關(guān)聯(lián)的短期調(diào)整和長期均衡關(guān)系；（3）從制度的角度，為金融發(fā)展的經(jīng)濟效應(yīng)差異尋找制度的短板及相應(yīng)的政策措施。

三、“一帶一路”沿線國家金融發(fā)展與經(jīng)濟增長效應(yīng)的實證分析

（一）指標(biāo)選擇、數(shù)據(jù)來源和樣本范圍

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

關(guān)于控制變量，本文根據(jù)不同的模型方法設(shè)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(yōu)勢①可在較大程度上避免內(nèi)生性所導(dǎo)致的估計偏差。，選取了物價指數(shù)（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(biāo)作為新模型的控制變量。制度變量包括：法律權(quán)利強度指數(shù)、處理政府相關(guān)事務(wù)所花時間、賄賂幾率、執(zhí)行合同所需天數(shù)（天）和清盤時間（年）。金融深度和普惠程度指標(biāo)包括：實際利息率（%）、商業(yè)銀行網(wǎng)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(shù)（0=low to 8=high）。

本文的數(shù)據(jù)來源于世界銀行的網(wǎng)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(wǎng)站https：//www.yidaiyilu.gov.cn/。（由于數(shù)據(jù)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(fā)展與經(jīng)濟增長相互動態(tài)影響的實證分析

對“一帶一路”各國“金融-經(jīng)濟”關(guān)聯(lián)關(guān)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(yōu)勢在于：（1）擺脫金融發(fā)展理論及其理論模型的框架束縛；（2）可以發(fā)揮向量自回歸模型（PVAR）的優(yōu)勢，從動態(tài)的角度研究金融發(fā)展和經(jīng)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(shè)定和內(nèi)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(tài)關(guān)聯(lián)的基礎(chǔ)上進一步檢驗“金融-經(jīng)濟”的長期均衡關(guān)系，為尋找金融發(fā)展異質(zhì)性的內(nèi)在制度原因奠定了實證基礎(chǔ)。

1.面板單位根檢驗

對金融發(fā)展（fin）和經(jīng)濟增長（gdpp）指標(biāo)進行面板單位根檢驗。檢驗的結(jié)果顯示（見表1），金融發(fā)展指標(biāo)原序列無法拒絕面板中所有截面對應(yīng)序列都是非平穩(wěn)的原假設(shè)（伴隨概率為0.940），金融發(fā)展指標(biāo)具有單位根過程。經(jīng)一階差分后，金融發(fā)展指標(biāo)在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，序列變得平穩(wěn)。綜合檢驗結(jié)果表明，在65個國家的面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)中，金融發(fā)展指標(biāo)為一階單整序列。經(jīng)濟增長指標(biāo)原序列也同樣未拒絕單位根檢驗的原假設(shè)（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(jīng)濟增長指標(biāo)（gdpp）同樣也為一階單整。

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

2.Granger因果關(guān)系檢驗

對金融發(fā)展增長率（fing）和經(jīng)濟增長率指標(biāo)（gdppg）構(gòu)建VAR模型，進一步檢驗各國“金融-經(jīng)濟”關(guān)聯(lián)的Granger因果關(guān)系。根據(jù)信息準(zhǔn)則，可確定“金融-經(jīng)濟”二變量VAR模型的最佳滯后階數(shù)為滯后1階，各信息準(zhǔn)則的統(tǒng)計量見表2。

表2 VAR模型滯后階數(shù)選擇的信息準(zhǔn)則結(jié)果

表3 金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的VAR模型估計及Granger因果檢驗結(jié)果

建立1階滯后VAR模型，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長間的動態(tài)影響可更清晰地反映出來。表3是模型的估計結(jié)果，從中可以看到金融發(fā)展指標(biāo)的滯后項對經(jīng)濟增長變化具有統(tǒng)計顯著的影響（1%的顯著性水平）。盡管模型系數(shù)的絕對值并不很大（0.00029），但金融發(fā)展正向的經(jīng)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(jīng)濟”關(guān)聯(lián)當(dāng)中，其中包含的政策意義與影響更為深遠(yuǎn)。同時也發(fā)現(xiàn)，在樣本對象的VAR系統(tǒng)中金融發(fā)展和經(jīng)濟增長指標(biāo)的滯后影響卻并未顯著影響金融發(fā)展，這不太符合Robinson（1952）關(guān)于金融發(fā)展是跟隨經(jīng)濟增長的過程[28]，而更接近Patrick（1966）的觀點。Patrick（1966）認(rèn)為，在經(jīng)濟發(fā)展的較早階段（即經(jīng)濟尚未進入平穩(wěn)或快速增長階段），“供給推動”的金融發(fā)展模式更加占據(jù)優(yōu)勢或主導(dǎo)地位，金融資源成為經(jīng)濟起飛的催化劑和助推劑；而當(dāng)經(jīng)濟增長漸趨平穩(wěn)后，金融發(fā)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(jīng)濟發(fā)展的實際需求[29]。在這個意義上，本文VAR模型關(guān)于“金融-經(jīng)濟”動態(tài)關(guān)系的估計結(jié)果，則不僅只是證明金融發(fā)展對經(jīng)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(jīng)濟金融環(huán)境尚處于較“幼稚”的發(fā)展階段，它們的經(jīng)濟社會發(fā)展需要有豐富的金融資源投入，存在著對金融基礎(chǔ)設(shè)施和金融制度發(fā)展的需求。

在VAR模型的框架內(nèi)，再對金融發(fā)展和經(jīng)濟增長間的Granger因果關(guān)系進行進一步檢驗。與VAR模型估計系數(shù)所反映的事實一致，金融發(fā)展指標(biāo)（金融發(fā)展增長率fing）是經(jīng)濟增長變化的Granger原因；而反過來，經(jīng)濟增長的變化卻并不能構(gòu)成金融發(fā)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(xié)整檢驗與VEC模型估計

由于金融發(fā)展和經(jīng)濟增長指標(biāo)的原序列都為一階單整I（1），因此我們用指標(biāo)的原序列為內(nèi)生變量構(gòu)建面板VEC模型，以考察“一帶一路”沿線國家金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的長期均衡與短期動態(tài)調(diào)整關(guān)系。

應(yīng)用面板協(xié)整檢驗，無論是哪種方法設(shè)定，結(jié)果均在1%的顯著性水平下拒絕金融發(fā)展和經(jīng)濟增長間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，支持二者構(gòu)建面板VEC模型。進一步，因為Hausman檢驗結(jié)果支持固定效應(yīng)模型設(shè)置，因此獲得經(jīng)濟增長對金融發(fā)展的固定效應(yīng)面板回歸結(jié)果如（1）式所示：

式中括號內(nèi)的值為模型系數(shù)估計的t統(tǒng)計量，系數(shù)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(tǒng)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(shè)（伴隨概率值為0.048），模型殘差為平穩(wěn)序列。這也從另一角度證明了經(jīng)濟增長和金融發(fā)展間的協(xié)整關(guān)系的確存在。

表4是金融發(fā)展與經(jīng)濟增長誤差修正模型（VEC）的估計結(jié)果。從表中的結(jié)果可以看到，誤差修正項（ecmi，t-1），也即金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的長期均衡關(guān)系，并不能顯著制約“金融”與“經(jīng)濟”間的短期動態(tài)調(diào)整。在整體上，“一帶一路”沿線國家尚未能建立起經(jīng)濟金融發(fā)展的協(xié)調(diào)機制，金融發(fā)展的功能在各國經(jīng)濟增長中的作用與影響還不盡相同。當(dāng)然也有理由認(rèn)為，“一帶一路”沿線國家間的基礎(chǔ)設(shè)施互通，乃至金融領(lǐng)域的深度合作仍有廣闊發(fā)展空間，需要各國更充分地加以發(fā)掘。另外，和VAR模型所呈現(xiàn)的結(jié)論不同，誤差修正模型（VEC）反映出經(jīng)濟增長的動態(tài)調(diào)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(nèi)，“一帶一路”沿線國家整體上金融發(fā)展的成就并未形成自身經(jīng)濟成長的重要驅(qū)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(fā)展和經(jīng)濟增長的VEC模型估計結(jié)果

（三）金融發(fā)展與經(jīng)濟增長相互動態(tài)影響的國別異質(zhì)性

在整體研究的基礎(chǔ)上，進一步展開對“一帶一路”沿線國家各國金融發(fā)展與經(jīng)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(jié)果統(tǒng)計于表5之中。

與研究預(yù)期一致，在“一帶一路”沿線國家當(dāng)中，金融與經(jīng)濟發(fā)展的實際狀況相差巨大，所呈現(xiàn)出的金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系也同樣充滿了較大的國別異質(zhì)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(shù)據(jù)，而無法判斷其“金融-經(jīng)濟”的動態(tài)關(guān)聯(lián)關(guān)系外，在其他國家中，有48國其金融發(fā)展和經(jīng)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(guān)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(jīng)濟增長引致金融發(fā)展的Granger關(guān)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(fā)展是經(jīng)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(jīng)濟”的關(guān)系則并不存在任何顯著的統(tǒng)計影響。

表5“一帶一路”沿線各國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長的互動關(guān)系統(tǒng)計結(jié)果

在短期的動態(tài)調(diào)整方面，48國中（排除缺乏數(shù)據(jù)、單向和無因果關(guān)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(fā)展和經(jīng)濟增長的變動關(guān)系間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系，這些國家的良性金融發(fā)展并未真正有效建立起來；其余的43個沿線國家，金融發(fā)展和經(jīng)濟增長間都存在著較顯著的協(xié)整關(guān)系（5%顯著性水平及以上），但“金融-經(jīng)濟”間的短期調(diào)整行為仍然存在著明顯的不同，其中有20國的金融發(fā)展動態(tài)調(diào)整更為顯著和活躍，有12國的經(jīng)濟增長變動明顯受到金融發(fā)展變化的推動或影響，只有11國在“金融-經(jīng)濟”的雙向都顯著存在著短期動態(tài)調(diào)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(jīng)濟”長期的均衡關(guān)系對于金融發(fā)展或經(jīng)濟增長的短期調(diào)整行為制約作用并不顯著，金融發(fā)展的基礎(chǔ)還不穩(wěn)定。

總結(jié)“金融-經(jīng)濟”互動關(guān)系的國別差異性，可發(fā)現(xiàn)：（1）“一帶一路”沿線國家的經(jīng)濟發(fā)展階段、速度、模式均存在著明顯差別；（2）金融發(fā)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(xù)深入合作的門檻。當(dāng)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(xiàn)和制度背景的來源及本質(zhì)。

（四）“一帶一路”沿線國家金融發(fā)展增長效應(yīng)的非線性表現(xiàn)

在“一帶一路”沿線國家范圍內(nèi)，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)究竟還存在著怎樣的異質(zhì)性？下面分別用門檻效應(yīng)模型和設(shè)置模型二次項的方法來進行相關(guān)檢驗及分析。

1.金融發(fā)展經(jīng)濟增長效應(yīng)的門檻模型

對金融發(fā)展非線性經(jīng)濟效應(yīng)的估計，本文采用面板和截面數(shù)據(jù)的門檻模型，利用數(shù)據(jù)自身信息（通過搜索門檻值來篩選模型）來確定最優(yōu)的實證模型形式，以避免主觀人為設(shè)定的隨意性。

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

式中I（·）表示示性函數(shù)，即當(dāng)門檻變量qit小于 γ 值時，I（·）函數(shù)取值為 1，反之則 I（·）取值為0。經(jīng)過模型測試并結(jié)合數(shù)據(jù)來源與可得性，（2）式采用的控制變量（controlit）包括：物價指數(shù)（cpiit），廣義貨幣投放（m2it），實際利率水平（riit）。而經(jīng)本文實際測算發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展在“金融規(guī)模”“貨幣投放”兩方面都存在著顯著的門檻經(jīng)濟效應(yīng)，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(biāo)。

表6是門檻模型各變量的基本統(tǒng)計量。可看到各國在相關(guān)指標(biāo)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(fā)展門檻經(jīng)濟效應(yīng)的存在及變化，再由于樣本、數(shù)據(jù)量也較為有限，因此本文此處未對數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)量，并不會實質(zhì)改變門檻模型的實證結(jié)論。。

表6 金融發(fā)展門檻經(jīng)濟效應(yīng)的各變量描述性統(tǒng)計

應(yīng)用（2）式即面板門檻效應(yīng)模型研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展的門檻經(jīng)濟效應(yīng)顯著地表現(xiàn)在兩個方面，分別是金融規(guī)模發(fā)展和貨幣政策影響。估計結(jié)果見表7中的各列，相比不考慮門檻效應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)模型，門檻效應(yīng)模型反映出金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)存在著明顯的作用閾值范圍。當(dāng)把“金融規(guī)模發(fā)展（fin）”作為門檻變量時，模型搜索得到的閾值②是指金融規(guī)模發(fā)展占GDP比重的百分?jǐn)?shù)。范圍是從33.858～75.027。處于這一區(qū)間范圍內(nèi)，金融發(fā)展對于經(jīng)濟增長的正向作用最為顯著，系數(shù)估計值為37.17，在5%的顯著性水平下顯著。當(dāng)金融發(fā)展小于33.858時，金融發(fā)展的正面經(jīng)濟作用會變得不再顯著，而當(dāng)金融發(fā)展大于75.027時，“金融-經(jīng)濟”關(guān)聯(lián)的非線性特征此時便會凸顯，金融發(fā)展的負(fù)向經(jīng)濟效應(yīng)成為金融規(guī)模過度擴張的政策后果及表現(xiàn)形式。根據(jù)本文統(tǒng)計，在近三年中年均金融發(fā)展規(guī)模處于33.858～75.027區(qū)間的國家共有32個，占“一帶一路”沿線國家總數(shù)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(guān)年份的數(shù)據(jù)。。結(jié)合回歸和統(tǒng)計結(jié)果，本文認(rèn)為“一帶一路”沿線國家間的金融合作動因與空間都是現(xiàn)實存在的。

應(yīng)用相似的方法，當(dāng)將門檻變量換成“貨幣投放規(guī)模”時，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)也存在兩個門檻值的變化，處于三個門檻范圍內(nèi)的國家總數(shù)占比分別為：4.62%，43.08%和35.38%，反映出貨幣政策與金融發(fā)展、金融功能間的權(quán)衡與辯證關(guān)系。同時，附加了金融發(fā)展二次項的回歸結(jié)果顯示（表7中第4列），金融發(fā)展的二次項并不存在顯著的經(jīng)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(jīng)濟”的關(guān)聯(lián)關(guān)系[21]；而且也否定了楊友才（2014）關(guān)于金融發(fā)展規(guī)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(shù)估計應(yīng)顯著）[32]。此時結(jié)合門檻效應(yīng)的估計結(jié)果，本文認(rèn)為至少在“一帶一路”沿線國家的范疇內(nèi)，金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)不只是因為規(guī)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(guī)模發(fā)展所導(dǎo)致的金融機制變化。特別是“一帶一路”沿線國家中的發(fā)展中經(jīng)濟體，其信用制度不完善，當(dāng)金融規(guī)模快速增長時，缺乏有效監(jiān)管的金融市場在短期內(nèi)便會催生大量低質(zhì)或不合規(guī)的金融合約，不僅集聚了風(fēng)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(chǎn)性行業(yè)，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(biāo)。

2.包含制度因素的金融發(fā)展經(jīng)濟效應(yīng)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(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)設(shè)置為跨國截面的數(shù)據(jù)類型，此時包含制度因素的金融發(fā)展門檻經(jīng)濟效應(yīng)的模型形式如（3）式所示：

表7“一帶一路”沿線國家金融發(fā)展門檻經(jīng)濟效應(yīng)的估計結(jié)果

（3）式中的門檻變量分別選取法律權(quán)利強度指數(shù)（slr）、處理政府相關(guān)事務(wù)所花時間（timesp）、賄賂幾率（bribery）、執(zhí)行合同所需天數(shù)（time_ec）、清盤時間（time_ri）、商業(yè)銀行網(wǎng)點覆蓋率（cbb）、ATM 機覆蓋率（atms）和信用信息深度指數(shù)（dep_info）。截面數(shù)據(jù)跨國比較的結(jié)果如表8所示。

表8 包含制度因素的金融發(fā)展經(jīng)濟效應(yīng)跨國比較結(jié)果

表中的結(jié)果和數(shù)據(jù)顯示，制度變量對金融發(fā)展的經(jīng)濟增長效應(yīng)確實普遍存在門檻效應(yīng)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(yīng)變化，同時也存在著特征鮮明的異質(zhì)性。具體來說，金融普惠與金融基礎(chǔ)設(shè)施類的環(huán)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(fā)展硬件上都并不存在服務(wù)不到位或金融資源缺乏的狀況。相反，在法律權(quán)利、營商環(huán)境和制度質(zhì)量等方面，“一帶一路”沿線國家有40%～50%遭遇了金融發(fā)展質(zhì)量的瓶頸。從制度軟環(huán)境的發(fā)展角度看，“一帶一路”沿線國家在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和金融合作的進程中，很有必要加強相關(guān)制度的引進及政策的協(xié)調(diào)配合。

四、中國與“一帶一路”沿線國家金融發(fā)展制度的差異比較

在“一帶一路”沿線國家當(dāng)中，能夠算作發(fā)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(shù)7個國家，而大部分的“一帶一路”沿線國家都處于發(fā)展中或待發(fā)展的社會經(jīng)濟狀態(tài)。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(jīng)歷過社會主義建設(shè)的高潮與社會巨變的嚴(yán)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(fā)展或轉(zhuǎn)型的過程之中；金融體系不完整、不成熟；金融結(jié)構(gòu)不合理，與實際融資需求結(jié)構(gòu)不匹配；金融的市場化程度不高，以政府主導(dǎo)型的發(fā)展戰(zhàn)略為主；缺乏完備與市場化的信用體系，金融產(chǎn)品結(jié)構(gòu)單一，較難滿足實體經(jīng)濟的金融服務(wù)需求；或多或少地存在金融抑制與金融管制的現(xiàn)象等。

從“發(fā)展戰(zhàn)略、構(gòu)造方式、框架結(jié)構(gòu)、組織形式、業(yè)務(wù)分工、監(jiān)督管理、運行機制、運轉(zhuǎn)環(huán)境和總體效應(yīng)”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(fā)現(xiàn)不僅差異的表現(xiàn)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(guān)注。本文以中國（“一帶一路”倡議發(fā)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(xiàn)實中的合作困難。

（一）中哈金融機構(gòu)的格局相似，但服務(wù)質(zhì)量與服務(wù)效率相差較大。哈薩克斯坦以國家銀行為核心，以二級商業(yè)銀行為主體，形成了多種金融機構(gòu)合作并存的二級銀行體制。二級金融機構(gòu)中除商業(yè)銀行外，還包括證券經(jīng)營機構(gòu)、保險公司、抵押貸款公司和典當(dāng)行等非銀行金融機構(gòu)。但哈薩克斯坦金融機構(gòu)的資產(chǎn)業(yè)務(wù)較單一，以貸款業(yè)務(wù)為主，且消費信貸業(yè)務(wù)尚未發(fā)展起來。從國際金融危機中的表現(xiàn)來看，哈薩克斯坦金融機構(gòu)對實體經(jīng)濟的投機性融資要高于投資性融資，風(fēng)險控制的能力也較弱。哈薩克斯坦國內(nèi)儲蓄率較低，銀行融資依賴國際金融市場較為嚴(yán)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(shù)迅猛發(fā)展的今天，哈薩克斯坦的網(wǎng)上銀行、手機銀行及移動支付等業(yè)務(wù)卻仍然發(fā)展滯后，加上銀行體系以中小銀行占據(jù)較大比重，規(guī)模有限，因而哈薩克斯坦銀行業(yè)（包括其他金融機構(gòu)）的整體市場競爭力較弱。

表9 中哈兩國部分經(jīng)濟金融指標(biāo)對比

（二）哈薩克斯坦的資本市場規(guī)模較小，發(fā)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(fā)行國債和央行票據(jù)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(fā)行的銀行債券。哈薩克斯坦的股票市場在1997年發(fā)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(fā)展與其經(jīng)濟增長間的相關(guān)性還仍然較低。

（三）中哈兩國在商貿(mào)領(lǐng)域尚缺乏深度金融合作的基礎(chǔ)。中國和哈薩克斯坦之間的商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)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(chǎn)品與工程技術(shù)，兩國間商品貿(mào)易的層次不高、規(guī)模不大，因此決定了商貿(mào)往來對金融及貿(mào)易結(jié)算的需求不高，進行進一步金融協(xié)作的空間較為有限。

（四）在金融監(jiān)管領(lǐng)域，中國實行分業(yè)監(jiān)管，并注重監(jiān)管協(xié)調(diào)，靈活采用經(jīng)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(lǐng)導(dǎo)，實行行業(yè)、機構(gòu)、業(yè)務(wù)的統(tǒng)一監(jiān)管。雖然哈薩克斯坦的金融法律體系相對完備，但在具體執(zhí)法上卻存在著有法不依的現(xiàn)象，行政式的監(jiān)管手段也缺乏市場工具或法制的約束。兩國在體量、金融規(guī)模和發(fā)展速度上的差異（見圖1）未能形成優(yōu)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(jié)語

圍繞“一帶一路”沿線國家的“金融-經(jīng)濟”動態(tài)關(guān)聯(lián)的異質(zhì)性表現(xiàn)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(fā)展與經(jīng)濟增長的動態(tài)關(guān)聯(lián)關(guān)系；又應(yīng)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(fā)展門檻經(jīng)濟效應(yīng)的異質(zhì)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(xiàn)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(jīng)過實證研究及金融體制的差異比較，本文的研究結(jié)論與發(fā)現(xiàn)包括：

1.金融發(fā)展的正向經(jīng)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(jīng)濟”關(guān)聯(lián)中。本文研究證明“一帶一路”沿線國家的金融發(fā)展對經(jīng)濟增長具有單向的正向影響，“一帶一路”沿線國家整體的經(jīng)濟金融環(huán)境還處于較“幼稚”的發(fā)展階段，其整體的經(jīng)濟社會發(fā)展需要豐富的金融資源投入，存在著對金融基礎(chǔ)設(shè)施和金融制度發(fā)展的深切需求。

2.“一帶一路”沿線國家整體上金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間存在著長期的協(xié)整關(guān)系，但這種長期均衡關(guān)系不能顯著制約“金融”與“經(jīng)濟”間的短期動態(tài)調(diào)整。整體上，“一帶一路”沿線國家尚未能形成經(jīng)濟金融發(fā)展的協(xié)調(diào)機制。同時“一帶一路”沿線國家間的基礎(chǔ)設(shè)施乃至金融領(lǐng)域的深度合作仍有廣闊的發(fā)展空間。

3.“一帶一路”沿線國家的“金融-經(jīng)濟”互動關(guān)系存在著顯著的國別差異，其經(jīng)濟發(fā)展階段、速度、模式均存在著明顯差別；金融發(fā)展的功能與作用也不盡相同；“金融-經(jīng)濟”互動關(guān)系所隱含的金融制度背景是差異的起因，也是繼續(xù)深入合作的門檻。金融發(fā)展經(jīng)濟效應(yīng)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(fā)展的門檻經(jīng)濟效應(yīng)顯著的表現(xiàn)在兩個方面，分別是金融規(guī)模發(fā)展和貨幣政策影響。金融發(fā)展的二次項卻并不存在顯著的經(jīng)濟增長影響。本文認(rèn)為，至少在“一帶一路”沿線國家的范疇內(nèi)，金融發(fā)展經(jīng)濟增長效應(yīng)的非線性，并不只是金融規(guī)模擴張而導(dǎo)致的效率下降，其更是反映了制度約束背景下金融發(fā)展所形成的金融機制變化。

5.金融普惠與金融基礎(chǔ)設(shè)施對“一帶一路”合作的門檻制約較弱，而法律權(quán)利、營商環(huán)境和制度質(zhì)量的“軟”環(huán)境制約則影響范圍更廣、更大?！耙粠б宦贰毖鼐€國家在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和金融合作的進程中，有必要加強對相關(guān)制度的引進與政策的協(xié)調(diào)配合?！耙粠б宦贰毖鼐€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。