金融合作、对外直接投资与东道国经济增长——基于“一带一路”国家面板数据的实证分析

申 韬 周吴越

（广西大学，广西 南宁 530004）

一、引言

“一带一路”倡议的提出积极响应了全球化趋势和各国渴望共同合作的愿望，坚持区域开放合作的精神，构建全方面开放的世界新格局。2020年，我国对“一带一路”沿线国家投资177.9 亿美元，为沿线各国提供更良好的营商环境、更便利的生活条件、更多样的发展机遇，进而带动沿线国家经济增长，缩小与世界经济发展的差距。“一带一路”倡议下，我国高度重视深化与沿线国家之间的金融合作，但是我国与沿线国家金融合作的显著性差异、金融合作效率等问题却无法忽视。金融合作的显著性差异是否会使得我国的对外直接投资对东道国经济增长产生显著性影响？现阶段鲜有文献实证研究两者之间的关系，且从金融合作视角考察对外直接投资对东道国经济增长影响的研究成果较少。为了更好地促进中国与“一带一路”沿线国家之间合作，充分发挥“一带一路”倡议推动世界经济增长的作用，本文深入研究金融合作与东道国经济增长是否存在着一定的关系，基于金融合作视角，重点考察对外直接投资是否对“一带一路”沿线国家经济增长具有促进作用，以期厘清“一带一路”沿线国家经济增长的具体路径。

二、文献回顾

目前，国内外学者对于区域金融合作如何界定尚未达成共识。龚钰涵（2009）认为区域金融合作是双方或多方为金融主体的金融产业之间相互关联、相互联系的金融关系。田静云（2015）认为金融合作是不同地区在集聚效应和辐射效应下合理地分配金融资源，从而产生一个一体化程度较高、发展较平衡的地区。张彬和胡晓珊（2018）指出区域金融合作是各区域国家通过双方或者多方谈判的方式建立符合各自自身利益的区域性制度安排中的有机组成部分。基于区域经济发展角度，本文认为区域金融合作是经济一体化的初级阶段，是各区域国家通过相互间的各种制度性安排，以实现区域间金融资源的自由流动，并通过区域间货币合作推进金融合作的发展，最终实现区域经济一体化。

近年来，在“一带一路”倡议下，我国与其他国家在金融领域开展多层次、宽领域的合作，以推动经济发展，因此金融合作研究受到广泛关注。高小琼（2006）指出我国还处于新发展时期，“区划壁垒”的限制导致资源分配不均，影响区域经济发展。但随着“一带一路”倡议实施，区域金融合作打破地域限制，有效地促进资源高效配置，推动区域经济整体和协调发展。张滢（2017）认为随着双边金融合作的深化，我国与中东欧国家之间的双边经贸合作不断得到加强，促进双方经济发展，从而实现互利共赢的局面。张帅（2019）通过GTAP 模型证实我国同中亚五国之间的金融合作能够推动中亚国家经济发展，且能够减小中亚国家与世界经济的差距。

另外，随着我国“走出去”战略与管理体系不断调整，对外直接投资正处于历史最好时期。国外专家已在20世纪就对外直接投资与东道国经济增长之间的关系进行大量研究。Chenery（1968）基于资本供需角度分析，研究指出OFDI投入的东道国为资本需求方，其可以通过吸收外资缩小资金的缺口，从而推动自身经济增长。Ran et al.（2007）对60多个发展中国家的实证研究发现，OFDI的投入促进东道国技术进步，从而推动东道国经济增长。黄亮雄和钱馨蓓（2016）运用VAR模型对“一带一路”沿线国家面板数据进行实证研究，认为沿线国家在吸收外资后经济得到一定程度的增长，且这种推动增长效应具备一定的持续性。乔敏健（2019）通过固定效应模型对沿线国家的面板数据进行实证研究，认为中国资本的进入会给东道国经济带来增长效应，但是增长效应会受到人均GDP水平的影响。

以上研究观点认为，我国的对外直接投资能够为与我国建立金融合作关系的“一带一路”国家带来多种生产要素，进而推动东道国经济增长。但是通常情况下，不同宏观经济变量之间的关系不能使用简单线性模型，因此二者之间的关系无法通过简单的线性关系完好刻画出来。近年来，门槛模型为进一步研究对外直接投资与东道国经济增长的关系提供新的研究思路。通过基于对外直接投资对全要素生产率的金融发展水平双门槛效应，郑强（2017）证实当金融发展水平跨越第二个门槛值后，对外直接投资显著促进全生产要素增长。张建和李占风（2020）采用门槛回归方法构建面板门槛模型，分别以环境规制、制度环境作为门槛变量，进一步分析对外直接投资对绿色全要素生产率的非线性影响。陈杨（2018）利用门槛面板回归方法，基于经济发展水平门槛和对外开放程度门槛两个角度检验对外直接投资对创新能力的门槛效应。已有研究均证实对外直接投资存在门槛效应，为进一步研究奠定基础，但对外直接投资的经济增长门槛效应尚未有涉及。

综上所述，本文基于面板固定效应模型，拟选取“一带一路”沿线47 个国家2013～2019 年的金融合作面板数据研究金融合作与东道国经济增长之间的相关关系。运用门槛模型，从金融合作视角考察对外直接投资与东道国经济增长关系的非线性特征，剖析对外直接投资对东道国经济增长的影响，提出有利于推动东道国经济增长并减少其与世界经济发展差距的若干建议。

三、研究假设

（一）金融合作与东道国经济增长的关系

一国经济增长不仅受到国内诸多因素的影响，还会受到外部因素的影响，尤其是“一带一路”沿线国家，外部因素影响尤为显著。沿线国家自“一带一路”倡议提出以来，不断深化与我国之间的金融合作。其主要原因可分为如下几点：一是双边金融合作的深化可以更好地发挥金融在“一带一路”建设的作用，为沿线各国的实体经济提供金融支持，拉动区域经济发展；二是金融危机之后，全球经济处于恢复状态，发达国家缺乏经济增长动力，投资实力下降，无法带领全球经济增长，与我国多层次、全方位的金融合作能够为经济发展提供新动力；三是金融合作可以加强双边伙伴关系和互联互通，解决基础设施落后问题，减少对美元的依赖，降低汇率波动，建立符合双方利益的金融制度，促进双方共同发展。基于此，本文提出以下假设：

假设1：金融合作能够在一定程度上推动东道国经济增长。

（二）不同金融合作程度下对外直接投资对东道国经济增长的影响作用机制

作为国际资本流动的主要形式，对外直接投资可以提高国际分工效率，开拓新市场。此外，外资进入还能给东道国提供资本和技术，提高东道国资本积累和技术水平，从而促进东道国经济增长。但是由于我国与其他国家之间的政治因素、发展水平、地理位置以及金融合作存在差异，导致我国对不同国家的对外直接投资所发挥作用的程度并不一致。而金融合作能够加强资本自由流动的能力，增加资本流入机会和提高资本使用效率，是对外直接投资能够更好发挥作用的重要因素。与我国关系紧密度高的国家依靠政治因素、地理位置等优势，在获得我国对外直接投资的同时，也加强了双边金融合作，提高资本使用效率，从而充分发挥对外直接投资对经济增长的正向作用。而关系紧密度有限的国家，尽管获得我国对外直接投资，但是由于金融合作程度偏低，无法更好地提升资本使用效率，阻碍对外直接投资对经济增长正向作用的有效发挥。因此，本文提出以下假设：

假设2：金融合作约束条件下，对外直接投资对东道国经济增长的边际效应会出现突变，即存在“金融合作门槛效应”。

基于上述分析，金融合作对贸易合作主要有两条影响路径：一是金融合作能够在一定程度上推动东道国经济增长；二是金融合作能够影响对外直接投资的规模和投向，充分提高投资效率，进而对东道国经济增长产生促进作用。金融合作、对外直接投资与东道国经济增长的作用机制如图1所示。

图1 金融合作、对外直接投资与东道国经济增长的作用机制

四、研究设计

（一）模型设计

1.固定效应模型。在“两缺口模型”和经济增长核算方程等相关理论的基础上，参考乔敏健（2019）的研究，构建模型如公式（1）所示。

式中，i表示国别，t表示年份，∂o为常数项，νi为个体固定效应，μi为时间固定效应，εit为随机误差。为了消除因量级不同产生的影响，模型中除fcit、urbanit、HTit和LAWit外，其余变量数据进行对数化处理。

2.门槛模型。门槛效应指当一个研究变量参数存在一个适当阈值，变量取值处于不同区间时存在不同的区间效应，一旦超过阈值，该变量会引起另一个变量发生突变，并发展为其他形式，其中阈值为门槛值。门槛模型主要研究被解释变量在控制变量的约束下与门槛变量之间的非对称线性关系。根据前述理论模型的推导结果，为了考察“一带一路”倡议背景下我国对外直接投资对东道国经济增长影响的门槛效应，本文构建门槛模型，深入探析对外直接投资对东道国经济增长影响是否存在着金融合作门槛效应。本文分别构建单门槛回归模型和多门槛回归模型，单门槛回归模型如公式（2）所示。

多门槛回归模型如公式（3）所示。

式中，FCit为门槛变量，即金融合作；r1,r2,r3为门槛值；W（）表示指示函数，若条件成立值为1，否则为0。

（二）变量选取

由于数据容量、可获得性和完整性等原因，本文从东北亚、东南亚、南亚、西亚北非、中东欧、中亚等区域中选取具有代表性的47个国家，详见表1。样本数据涵盖2013～2019 年对外直接投资和金融合作等多个领域。

表1 “一带一路”沿线47个样本国

模型中变量的说明情况如下：

1.被解释变量（lnGDPit）。“一带一路”沿线47 个国家的GDP。数据来源于世界银行数据库。

2.核心解释变量（lnofdiit）。中国对“一带一路”沿线47个国家的对外直接投资存量额。数据来源于国家统计局。

3.门槛变量（fcit）。“一带一路”金融合作是指“一带一路”沿线国家通过相互间各种制度性安排，以实现区域间金融资源的自由流动，并通过区域间货币合作推进金融合作发展，最终实现区域经济一体化。借鉴刘卫东（2019）关于资金融通度量的研究，根据表2测度双边金融合作程度。数据来源于中国人民银行以及各银行官网。

表2 金融合作程度的测度

4.控制变量。为了确保回归估计结果的准确性，基于新古典经济增长模型和已有研究（刘敏，2020；杨继梅等，2020），采用部分影响东道国经济增长的指标作为控制变量，主要包括：劳动水平、政府支出、消费水平、贸易水平、城镇化水平、技术水平、法律规定。劳动水平（Lit）和技术水平（HTit）：从各国发展历史来看，劳动和技术水平对经济增长具有重要影响，本文选取样本国劳动人口数和高技术出口占比作为劳动水平和技术水平的代理变量。政府支出（lnGOVit）：政府支出影响经济增长，因此将一般政府最终消费支出纳入控制变量组以代表政府支出。消费水平（lnconsumpit）：消费对拉动经济增长具有积极作用，本文选取人均居民最终消费支出作为代理变量。贸易水平（lntrade）：本文将双边贸易额作为控制变量。城镇化水平（urban）：城镇化作为经济增长的重要动力，其提高会拉动经济的增长，本文选取城镇人口占比表示城镇化水平。法律规定（LAW）：本文选取世界银行的法律规定指标作为控制变量。以上控制变量数据除了贸易水平来源于中国统计局，其余均来源于世界银行数据库。

各变量描述性统计结果如表3所示。

表3 样本描述性统计量

五、实证结果与分析

（一）金融合作直接影响东道国经济增长的效应

由于沿线国家的国情不同，可能会存在一些遗漏变量，将固定效应模型设置为回归模型可以解决因控制变量组遗漏某些变量导致结果存在较大偏差问题，提高估计准确性。为了证明深化金融合作能够在一定程度上推动东道国经济增长，本文运用统计软件Stata 15.0对固定效应模型进行回归分析。通过豪斯曼检验的结果表明，固定效应模型估计效率更高且更准确。

表4 中，模型（1）～（9）中fcit均在1%水平下通过显著性检验，表明中国与沿线国家双边金融合作有助于东道国经济增长。除了技术水平（HTit）和法律规定（LAWit）对东道国经济增长未通过显著性检验外，其余变量均在5%水平下通过检验，即东道国经济增长主要受到双边金融合作水平、劳动水平、政府支出、消费水平、我国对外直接投资、贸易水平和城镇化水平等因素的影响，技术水平和法律规定对东道国经济增长的影响并不显著。此外，回归结果显示，各控制变量系数、符号与预期基本符合，对东道国经济增长具有积极作用。

表4 固定效应模型回归结果

（二）门槛效应

1.门槛效应检验结果。运用Stata 15.0 检验门槛效应，以确定门槛值和门槛个数，分别估计单一门槛、双门槛效应，并通过Bootstrap 反复抽样500 次计算F值，具体结果如表5 所示。在5%的显著性水平下单一门槛能通过显著性检验，而双重门槛未能通过显著性检验，说明金融合作影响东道国经济增长的门槛效应确实存在，且为单一门槛效应。

表5 门槛效应检验结果

根据上述检验结果，对模型进行单一门槛回归，结果如表6所示。

表6 门槛估计值

从表6 可知，金融合作作为门槛变量时，对外直接投资与经济增长确实存在单一门槛效应，门槛值为4，即划分出两个区间，金融合作程度小于等于4为第一个区间，金融合作程度大于4为第二区间。

2.单一门槛回归模型估计结果。表7 显示当金融合作水平不高于门槛值时，对外直接投资对东道国经济的弹性系数为0.0102；当金融合作水平高于门槛值时，对外直接投资对东道国经济的弹性系数为0.0231。门槛回归结果说明对外直接投资对东道国经济具有促进作用，随着金融合作水平的逐步提高，对外直接投资对东道国经济增长的促进作用呈现出递增趋势。

表7 门槛效应回归结果

3.不同区间内样本国数量的变化分析。当以金融合作作为门槛变量时，存在单一门槛效应。不同区间内，金融合作对东道国经济增长的影响不同。以“一带一路”倡议提出的2013年和发展6年后的2019年数据为基础，样本国家金融合作程度分类如表8所示。

表8 2013年和2019年的样本国家金融合作程度分类

从整体上看，2013年“一带一路”倡议提出时，34个样本国家的金融合作程度低于或等于4，13个样本国的金融合作程度大于4。随着金融合作的深化，截至2019 年末，样本国有20 个国家的金融合作程度低于或等于4，27 个国家的金融合作程度大于4。对外直接投资门槛效应的检验表明，我国对外直接投资对“一带一路”沿线国家经济增长发挥着促进作用，该促进作用由于金融合作程度的差异存在地区异质性，且金融合作程度提高到一定水平时，有利于对外直接投资的充分吸收利用，更好地促进东道国经济增长。从地区分布看，金融合作的地区异质性十分明显。截至2019年末，东北亚、东南亚和中亚地区样本国的金融合作程度均大于4，而南亚、西亚北非和中东欧地区部分样本国的金融合作程度大于4。其中，金融合作程度偏低的样本国主要集中于西亚北非和中东欧地区，主要原因在于这些地区金融环境未完善、基础设施建设滞后、监管较为混乱以及空间地理距离较大。从金融合作程度测度的角度来看，金融合作程度偏低主要是由于样本国与我国尚未签订双方货币互换协议和人民币清算协议。此外，中东欧区域大部分国家境内未设立中资银行机构和建立金融监管合作备忘录也成为导致金融合作水平偏低的主要原因。

由于沿线低收入国家发展面临的最大问题是无法满足融资需求，“一带一路”倡议中提出政策沟通、设施联通、贸易畅通、资金融通和民心相通在内的“五通”，解决“一带一路”沿线国家发展问题。“一带一路”金融合作不仅拓宽低收入国家融资渠道，以多样化方式满足发展融资需求，而且能有效引导资金流向效益更高的项目。实证研究结果表明，随着“一带一路”倡议提出，双边金融合作水平逐渐提高，但是不同地区之间、各地区不同国家之间的金融合作水平存在差异化显著，收入较为落后的样本国金融合作水平偏低，尚未与我国建立更为有效的金融合作方式和渠道，导致融资渠道和资金流向问题无法解决。我国应继续拓展与沿线各国之间金融合作的广度、深度和维度，特别是加强金融合作的力度，打破区域壁垒，扩宽融资渠道并正确引导资金流向，以满足不同地区和同一地区不同国家之间的共性化、差异化并存的多样化融资需求。

六、研究结论与政策建议

本文通过固定效应模型，重点测度双边金融合作能否在一定程度上促进东道国经济增长，进而构建面板门槛模型，实证检验对外直接投资对东道国经济增长的金融合作门槛效应。主要研究结论如下：第一，金融合作能够在一定程度上推动东道国经济增长；第二，对外直接投资对东道国经济增长影响存在金融合作门槛效应；第三，对外直接投资对东道国经济增长确实存在着门槛效应且为单一门槛，当金融合作跨过门槛值时，对外直接投资对东道国经济增长的促进作用远远大于未跨过门槛值时的作用。以上研究结论对实践具有以下政策建议：

第一，引导对外直接投资实施差异化布局。金融合作程度低的国家应着重做好经营战略的选择，全方位提高经济效率，避免重复建设，随着金融合作深化，可加大对外直接投资的投入。金融合作程度高的国家应积极优化对外直接投资结构，确保对外直接投资能够更切实、更有效地发挥作用，促进双边贸易合作的纵深扩展。

第二，持续深化我国与沿线国家金融合作。一是通过签订本币互换协议、人民币清算协议等途径推动处于低水平区域国家之间的金融合作，积极扩大“一带一路”金融市场，促使金融服务范围沿着“一带一路”快速蔓延和辐射，助推双边金融合作迈向新的历史高度。二是通过签订金融监管合作备忘录的方式，加强金融领域的双边监管交流合作，共同维护双边金融市场的稳定发展，增强双边金融合作的紧密度。三是加快和优化中资银行境外布局。一方面，设立中资银行境外机构，加强双边金融合作；另一方面，通过海外设立中资银行能够通过缓解信息不对称、安排内部资本市场以及提供融资等方式降低境外投资的搜寻成本和融资成本，促进对外直接投资发展，进而深化双边贸易合作。

第三，充分发挥多边合作机构作用。亚投行作为金融合作的“助推器”为双边带来新的合作机遇，“一带一路”国家应充分利用其框架下金融服务与互联网技术融合发展的资源优势，积极推进双边金融合作，并通过大数据与云计算技术等信息化手段，给予强有力的技术支持以及提供良好的投资环境，扩大对外直接投资，促使双边贸易合作更加紧密。

第四，重点强化双边金融合作的约束力。完善金融合作渠道和机制，实现金融合作制度化安排，突破软性机制建设、论坛讨论、对话与发表宣言阶段，形成具备强约束力的金融合作协议，探索建立类似欧盟货币委员会等形式的权力机构，形成具有强制性的惩罚机制，巩固已签署金融合作协议的执行与落实，并及时改善和调整无效或阻碍合作进程的政策协议，从制度上解决相关协议不落实的根本问题，确保协议发挥实质性作用，确保金融合作的全局性、稳定性和长期性，尤其是货币互换方面，应充分考虑具有长期金融合作的货币互换政策，而非仅仅以简单条约约束双边货币互换。