絲綢之路經濟帶經濟與金融發展的協同關系探討

■朱俊圖（安徽新華學院）

絲綢之路經濟帶是目前途徑國家最多、輻射區域最廣、里程最長的陸路經濟帶，也是我國與歐洲連接的重要交通線?？傮w來說，絲綢之路經濟帶在全球經濟發展中占據重要地位，構建的了經濟發展的新局面。實際上，絲綢之路經濟帶區域經濟增長存在著不平衡的現象，需要重點關注與解決。這使得分析該經濟帶與金融發展之間的協同關系更加重要。

一、絲綢之路經濟帶的概念界定

當前的絲綢之路經濟帶（新絲綢之路經濟帶）東邊牽著亞太經濟圈，西邊系著發達的歐洲經濟圈，被認為是“世界上最長、最具有發展潛力的經濟大走廊”[1]。在現階段的研究中，國內外學者對絲綢之路經濟帶的區域界定尚未形成統一意見。在本文研究中，主要使用了最廣泛的界定，即以中亞以及中國新疆為核心區域，東邊連接中國，向西一直延伸到中東和東歐的整區域為絲綢之路經濟帶的空間范疇，其中包含的國家地區共計49 個。

二、絲綢之路經濟帶的區域與劃分

在絲綢之路經濟帶中，可將區帶劃分為4 大區域，即有中亞地區、南亞地區、東歐地區以及西亞地區。同時，根據經濟金融規模大小、與我國貿易額大小，可以進一步將不同區域內的國家分類，形成重要國家與次要國家，具體有：

中亞地區的重要國家包括哈薩克斯坦、吉爾吉斯斯坦、烏茲別克斯坦，次要國家包括塔吉克斯坦、土庫曼斯坦；南亞地區的重要國家為巴基斯坦，次要國家為阿富汗；東歐地區的重要國家包括俄羅斯、立陶宛、烏克蘭、克羅地亞、羅馬尼亞，次要國家包括白俄羅斯、愛沙尼亞、拉脫維亞、保加利亞、塞爾維亞、黑山、馬其頓、波黑、阿爾巴尼亞、摩爾多瓦、格魯吉亞、亞美尼亞以及阿塞拜疆；西亞地區的重要國家包括沙特阿拉伯、伊拉克、伊朗、以色列、土耳其，次要國家包括敘利亞、黎巴嫩、約旦、阿曼、巴勒斯坦、科威特、也門、卡塔爾、巴林、阿聯酋。

三、絲綢之路經濟帶經濟與金融發展協同關系的分析

（一）絲綢之路經濟帶不同區塊經濟的特征分析

1.經濟規模與國民收入

總體上來看，絲綢之路經濟帶的整體區域經濟發展分布表現出“啞鈴狀”的特點。將整個區域劃分為東部、中部以及西部展開進一步分析可得出，以中國、俄羅斯等國家為代表的東部地區經濟體量較大；以歐洲經濟圈為代表的西部地區有著更為完善的經濟金融體系；但是，中部地區的區域經濟整體發展相對滯后，國家之間的差異較大。

2.經濟增長的空間集聚

對絲綢之路經濟帶沿線國家GDP 以及人均GDP 指標進行Moran指數檢驗，能夠確定空間自相關的存在與否[2]。得出的絲綢之路經濟帶國家GDP 全局Moran 空間自相關指數具體如下：1995 年沿線國家的名義人均GDP 的全局Moran 空間自相關指數為-0.0400、2000 年為0.1370、2005 年為0.1430、2010 年為0.1388、2013 年為0.1524、2014 年為0.1508；1995 年沿線國家的名義GDP 的全局Moran 空間自相關指數為-0.0132、2000 年為-0.1333、2005 年為-0.0132、2010年為-0.0002、2013年為0.0045、2014年為0.0068。能夠看出，對于絲綢之路經濟帶沿線國家來說，各國之間的聚集特征并不顯著，名義GDP 的Moran 指數空間不相關，且相對較低。筆者認為，造成這一現象的原因在于沿線國家本身的發展水平存在較大差異。

同時，絲綢之路經濟帶沿線國家的名義GDP Moran 指數逐步由負轉正，并逐年增加，說明沿線各國的空間集聚特征的明顯程度提升，各國之間經濟方面的相互影響程度加深，

3.產業結構

結合工業增加值在GDP 中的占比能夠確定絲綢之路經濟帶不同區域在產業結構方面的差異[3]。具體有：2000 年，中國工業增加值在GDP 中的占比為45.92%、中亞為35.41%、南亞為17.17%、西亞為43.86%、東歐為31.39%；2010 年，中國工業增加值在GDP中的占比為46.56%、中亞為37.76%、南亞為20.38%、西亞為45.44%、東歐為30.14%；2014 年，中國工業增加值在GDP 中的占比為47.34%、中亞為34.15%、南亞為19.97%、西亞為43.24%、東歐為29.65%。

能夠看出，絲綢之路經濟帶的四大區域中，產業結構并未發生顯著的變化，西亞地區的工業比重最大、南亞最低；我國與距離較遠的西亞區域產業結構相似，與距離較近的南亞地區產業結構差異更大。

4.金融資源分布

總體上來看，絲綢之路經濟帶沿線各國之間的經濟發展水平有著較大的差距，金融市場發展情況存在不均衡的問題，甚至有一些國家尚未形成直接融資市場。因此，間接融資成為絲綢之路經濟帶沿線國家金融資源配置中的主要模式。

（二）空間計量模型的設定

在本次研究中，主要使用了空間杜賓模型作為基礎模型展開分析，即有：

利用這一空間計量模型，能夠在真實數據生成過程是空間滯后或者空間誤差模型的條件下，依然可以實現無偏估計。同時，該模型并未限定空間溢出效應的大小，能夠結合解釋變量的不同完成變化。

（三）變量選擇

結合上文的分析能夠了解到，絲綢之路經濟帶沿線國家在落實金融資源調配時更多的依賴著銀行，由于保險、證券等行業的缺失，導致經濟杠桿的作用難以最大程度的發揮出來?；谶@樣的情況，本次研究中主要選定了貨幣供應量指標完成各個國家金融發展現實程度的衡量，即有：解釋變量為國家名義GDP、貨幣供應量M2，并落實數據的對數處理。同時，在世界銀行在線數據庫中提取絲綢之路經濟帶沿線34個國家（已剔除數據不全的國家，以此保證面板平衡）的面板數據展開分析計算。

（四）結果分析

使用大似然法對不存在空間效應的面板數據進行分析，對比時間與空間固定效應，得出的結果如下：聯合OLS 的截距為3.4900、R 方為0.9188、LM 空間滯后為41.0569、LM 空間誤差為39.5123、穩健LM 空間滯后為83.1016、穩健LM 空間誤差為81.5570；空間固定效應的R 方為0.9577、LM 空間滯后為64.1787、LM 空間誤差為102.4139、穩健LM 空間滯后為6.8005、穩健LM 空間誤差為45.0357；時間固定效應的R 方為0.9100、LM 空間滯后為31.9671、LM 空間誤差為41.5582、穩健LM 空間滯后為68.6167、穩健LM 空間誤差為78.2087；時間與空間固定效應的R 方為0.6840、LM 空間滯后為11.2814、LM 空間誤差為57.4988、穩健LM 空間滯后為7.1648、穩健LM 空間誤差為53.3822。為了進一步保證結果的科學性，驗證空間固定效應聯合的非顯著性，筆者落實了似然比檢驗。該檢驗結果表明拒絕原假設以及時間固定效應的非顯著性。

使用Hauman 檢驗判斷使用固定效應模型或隨機效應模型，得出的估計值為18.8547，表明應當使用固定效應模型。在非空間模型中，解釋變量的系數不為零，且符號符合預期；在具有雙向固定效應的模型中，證實了金融發展程度與經濟增長呈現出正比例關系，得到的彈性值為0.5828。

對于非空間模型的參數估計來說，其可以視為金融發展對經濟增長的邊際效應進行使用，但是空間杜賓模型的系數估計卻無法同樣使用?；诖耍狙芯繎昧酥苯优c間接效應估計，結果有：無固定效應的直接效應為0.8694、間接效應為-0.1822、總效應為0.6871；空間固定效應的直接效應為0.6451、間接效應為0.1042、總效應為0.7493；時間固定效應的直接效應為0.86316、間接效應為-0.2020、總效應為0.6610；空間與時間固定效應的直接效應為0.6066、間接效應為-0.0598、總效應為0.54685；空間隨機時間固定效應的直接效應為0.6430、間接效應為-0.0881、總效應為0.5549。結果說明，非空間模型中的金融深化彈性得到高估；本國金融發展能夠促進本國的經濟增長，但是也會對鄰國的經濟增長產生抑制。

三、總結

綜上所述，對絲綢之路經濟帶經濟與金融發展的協同性進行分析，得出的結果如下：沿線各國的經濟金融壁壘依舊較為嚴重，單個國家金融的發展會抑制鄰國的經濟發展；絲綢之路經濟帶建設有利于金融壁壘的消除，能夠促進區域經濟一體化發展；絲綢之路經濟帶的建設價加深了沿線各國之間的金融合作程度，實現雙贏格局的創建，促進資金要素在整個區域內流動，推動區域經濟協同發展。