“一帶一路”倡議、金融發展與GVC地位

■秦建文，覃 煥

一、引言與文獻綜述

全球大多數發展中國家雖然通過努力已初步建立起自己的工業體系，但主要依靠自然資源、廉價勞動力等要素參與國際分工，面向資源開發、產品的簡單制造和組裝等資源密集型、勞動密集型領域，長期處于全球價值鏈（Global Value Chains，GVC）低端位置，獲利甚微。而基本完成了工業化和城市化進程的發達國家正在向后工業化社會邁進，憑借自身優勢繼續利用發展中國家廉價的資源和勞動力進行跨國采購和生產，在科學技術、商品貿易和社會服務等領域處于壟斷地位，處于價值鏈高端位置，利潤豐厚（唐海燕和張會清，2009；饒雨平，2015）。因此，如何更好地融入國際分工體系、借由外國的知識、技術溢出以提高本國的科技創新能力和服務水平進而提升自身在全球價值鏈中的地位，已然成為發展中國家亟待解決的問題。正是在這樣的背景下，“一帶一路”倡議應運而生，旨在通過沿線各國通力合作，共同應對人類面臨的全球發展失衡、經濟增長乏力及逆全球化等問題，共同建設“人類命運共同體”。通過構建一個全球化、開放性合作平臺，將發達國家“再工業化”需求、部分發展中國家的“產能過剩”問題以及大部分發展中國家存在的基礎設施薄弱現象有機結合，互通有無，優化全球資源配置，最終實現協同發展。“一帶一路”倡議為沿線發展中國家提供了發展的契機。那么“一帶一路”倡議的推進能否促使沿線發展中國家提升其在全球價值鏈中的地位呢？為回答這一問題并對相關研究進行有益補充，筆者將基于“一帶一路”倡議的提出這一“準自然”實驗開展實證研究。

全球價值鏈理論興起于20世紀80年代，Porter（1985）在分析企業競爭優勢時開創性地提出了價值鏈（Value Chain）概念，認為每個企業的系列生產經營活動（包括設計、生產、營銷、貨物交付及售后服務）構成了該企業的價值鏈，反映了它的歷史、戰略和生產經營活動本身的潛在經濟效益。但Porter提出的價值鏈概念僅局限于企業活動層面，且僅研究單一個體的價值鏈（如供應商價值鏈、企業價值鏈、買方價值鏈等），并未將價值鏈進行延伸。Gereffi&Korzeniewicz（1994）則 用 全 球 商 品 鏈（Global Commodity Chains，GCC）來形容參與某一種產品生產的各個經濟單元之間形成的綜合網絡，GCC將世界經濟中的家庭、企業和國家聯結起來，形象地描述了全球化背景下產品生產在國際間分工的格局。隨后，Gereffi、Sturgeon等學者發表了研究全球價值鏈的系列文章，從GVC的定義、治理、升級和利益分配等方面開展討論，逐步形成了全球價值鏈的基本理論體系和分析框架（Gereffi et al.，2001；Sturgeon，2001）。Gereffi et al.（2001）將 GVC定義為某一商品或服務在全球范圍內從概念設計、生產、銷售、消費到售后服務整個鏈條的價值創造活動，一國在GVC中地位的攀升可認為是其在國際分工合作中更多地面向創造高附加值產品的領域，從而不斷提升競爭優勢的過程，如新產品研發等知識密集型、技術密集型領域，而非產品簡單裝配加工等資本密集型、勞動密集型領域。國內外研究表明，“一帶一路”倡議的提出對沿線國家的貿易水平（Foo et al.，2019）、城鎮化進程（劉晶等，2019）、經濟發展（Soyres et al.，2019）、基礎設施和營商環境（黃亮雄等，2018；周超等，2019）等都有明顯的促進作用，因此從理論上來講，“一帶一路”倡議也將促使沿線國家提高GVC地位。事實上，彭澎和李佳熠（2018）通過實證研究發現，對“一帶一路”沿線國家的直接投資可以將我國的先進技術溢出到上述國家，通過提高技術水平進而促使其實現GVC升級；劉敏等（2018）則從貿易和外商直接投資（FDI）兩個角度探究“一帶一路”產能合作對發展中國家GVC地位提升的作用，結果表明對于GVC地位較高的發展中國家，來自區域內的中間品進口對該國GVC地位的提升效應大于FDI，而對于GVC地位較低的發展中國家，FDI的作用更顯著；姚戰琪和夏杰長（2018）也發現中國對“一帶一路”沿線國家的直接投資能顯著促進沿線國家GVC參與指數和GVC地位指數的提升；此外，賈妮莎和雷宏振（2019）、喬敏健（2019）等的研究也均表明“一帶一路”倡議能帶動沿線國家實現產業升級。

通過梳理相關文獻，發現現有研究仍存在一些值得完善的地方：首先，目前研究“一帶一路”倡議效果的文章多是從中國的微觀企業或宏觀經濟出發，而鮮有學者關注“一帶一路”倡議對沿線國家特別是沿線發展中國家的影響及作用機制，“一帶一路”倡議的推進能實現互利共贏的證據有待補充。其次，針對“一帶一路”倡議能否提高沿線國家GVC地位的研究并不多，且已有的研究多是從FDI角度進行討論，而“一帶一路”建設明確指出要實現政策溝通、設施聯通、貿易暢通、資金融通、民心相通五大目標，加強沿線國家間的相互投資和貿易往來只是“一帶一路”倡議的一部分，且“一帶一路”倡議提出前我國與大部分沿線國家之間也有投資往來，用FDI作為解釋變量無法識別是“一帶一路”倡議實施的作用還是FDI本身的影響，因而需要從政策評估的角度考察“一帶一路”倡議對沿線國家GVC地位提高的效果。

二、理論分析和研究假說

“一帶一路”倡議明確指出要深化金融合作，推進亞洲投融資體系建設，實現“資金融通”的目標，并專門成立了亞洲基礎設施銀行和絲路基金服務“一帶一路”建設。截至2018年底，亞投行已參與35個項目的建設，累計投資75億美元；截至2019年11月，絲路基金共簽約34個項目，承諾投資額約123億美元；而商務部數據顯示，2014年初至2019年10月底，我國企業對“一帶一路”沿線56個國家非金融類直接投資額累計逾800億美元。上述統計并未包括沿線國家之間的相互投資情況，可見“一帶一路”倡議的推進使大量資金涌入“一帶一路”沿線發展中國家，這些國家也需要提供與之相應的金融服務以合理調配外來資金。事實上，截至2017年底，已有10家中資銀行在26個“一帶一路”沿線國家設立68家一級機構，2013—2017年，中資銀行共參與“一帶一路”建設相關項目近2700個，累計授信近4000億美元，發放貸款超過2000億美元。由此不難推斷，“一帶一路”建設將極大地推動沿線國家的金融發展進程。而根據金融功能理論，金融的發展將通過發揮動員儲蓄、配置資源等功能促使一國優化資源配置、提升技術水平、提高產出效率，進而提升GVC地位：一方面，金融中介將匯集居民的閑散資金并有效轉化為投資，企業的融資約束得以緩解后才更有能力和動力加大技術創新投入以實現工藝升級、產品升級和功能升級；另一方面，相對于個人投資者而言，金融中介在緩解信息不對稱方面具有優勢，金融中介的參與有利于資本向高效益項目流動，進而優化資源配置。

綜合以上分析，“一帶一路”倡議的實施將可能通過促進金融發展的途徑幫助沿線國家實現GVC地位的提升，因此提出以下研究假說：

H1：“一帶一路”建設有助于提升沿線發展中國家在全球價值鏈中的地位；

H2：“一帶一路”建設通過促進沿線發展中國家的金融發展提升其在全球價值鏈中的地位。

三、研究設計

（一）基準回歸模型

為考察“一帶一路”倡議的實施對沿線發展中國家GVC地位提升的作用，構建如下雙重差分（DID）模型進行回歸分析：

其中，i、t分別表示國家和年份，因變量Position為樣本國家的GVC位置指數；Treat為國家分組，以“一帶一路”沿線發展中國家為處理組，以在2017年底之前未參與“一帶一路”倡議的非沿線發展中國家為對照組，處理組和對照組的Treat分別取值為1和0。After為時間分組變量，參照大多數文獻的做法，以2014年為“一帶一路”政策實施年份，因而在2010—2013年和2014—2017年，After分別取值為0和1。X為一系列控制變量，具體釋義見下文。μi為國家個體固定效應，λt為時間固定效應，εi，t為隨機擾動項。α1將是主要關注的系數，若該系數顯著為正，則認為“一帶一路”倡議能顯著提升沿線發展中國家在全球價值鏈中的地位。

（二）變量說明

1.被解釋變量

目前，衡量國家層面GVC地位的常用指標有：出口產品結構的相似度指數ESI（唐海燕和張會清，2009）、增加值出口占出口總額比重（Koopman et al.，2014）、出口產品價格（施炳展，2010）、高附加值行業從事人員占比（Vries et al.，2019）、GVC位置指數（姚戰琪和夏杰長，2018）等。綜合各方面情況，筆者選取GVC位置指數Position來衡量一國在GVC中的地位，具體計算如下：

其中，DVA、FVA分別表示出口產品所包含的國內增加值和國外增加值，Exports即為總出口，Position數值越大，說明一國出口產品包含的國內增加值越多、國外增加值越少，因而在全球價值鏈中創造了更多的價值，GVC地位便越高。

2.控制變量

參考相關文獻的做法（唐海燕和張會清，2009；賈妮莎和雷宏振，2019），選取如下控制變量：

（1）制度環境Institution：該指標是6個分指標的算術平均值，這6個分指標包括腐敗控制、政府效率、政治穩定、監管質量、法制建設、公民話語權和問責制，每個指標的數值介于-2.5～2.5之間，數值越大質量越高，則Institution數值越大，該國的制度環境越好。

（2）對外開放程度Open：（外商直接投資凈流入和凈流出總額/GDP）×100；

（3）自然資源稟賦Resource：（自然資源租金/GDP）×100；

（4）人力資本Labor：15歲及以上勞動力參與率，即（15歲以上就業人數/15歲以上總人口）×100；

（5）物質資本Capital：（資本形成總額/GDP）×100；

（6）貨幣供給水平M2R：M2貨幣增速%；

（7）經濟發展水平GDPR：GDP增速%。

各變量的描述性統計見表1。

表1 變量描述性統計

（三）樣本和數據說明

關于發展中國家和發達國家的劃分，國際社會仍沒有統一的標準，筆者沿用聯合國開發計劃署（UNDP）“2018年人類發展指數和指標”中對發展中國家的劃分。普遍認為“一帶一路”沿線國家即為《共建“一帶一路”：理念、實踐與中國的貢獻》白皮書中提出的“一帶一路”五大方向途徑的64個國家①詳細名單參見《一帶一路貿易合作大數據報告2017》。，但“一帶一路”倡議同樣歡迎非沿線國家的參與，事實上，截至2019年10月底，已有137個國家和30個國際組織陸陸續續與中國簽署了197份共建“一帶一路”合作文件。因此，在剔除數據存在大量缺失的國家后，以42個沿線發展中國家為處理組，以57個非沿線且在2017年底前未參與“一帶一路”倡議的發展中國家為對照組，將非“一帶一路”沿線但在樣本期間與我國簽署了相關合作文件的國家剔除，以提高回歸結果的準確性。樣本國家詳細名單見表2。

表2 樣本國家統計表

構建GVC位置指數的初始數據來源于UNCTAD-Eora全球價值鏈數據庫（UNCTAD-Eora Global Value Chain Database）；制度環境數據來源于全球治理指標數據庫（Worldwide Governance Indicators Database）；人力資本數據從國際勞工組織獲取；工具變量數據來自CEPII數據庫；其余數據均從世界銀行WDI數據庫獲取；研究的樣本期間為2010—2017年。

四、實證分析

（一）基準回歸結果

通過固定效應方法對式（1）進行估計，控制了個體、時間固定效應并使用聚類到國家層面的穩健標準誤，回歸結果見表3第4列。結果顯示雙重差分項Treat×After的系數為0.716，在10%水平下顯著為正，說明與非沿線發展中國家相比，沿線發展中國家的GVC地位在“一帶一路”倡議實施后得到明顯提升，即“一帶一路”倡議提升了沿線發展中國家的GVC地位。表3第3列為不加入控制變量的情形，結果表明就平均水平而言，“一帶一路”倡議的實施在1%的顯著性水平下顯著提升了沿線發展中國家的GVC地位。此外，使用OLS方法對式（1）進行估計，得到的結果與使用固定效應方法的情形保持一致（見表3第1、2列）。

（二）考慮動態效應

考慮到一國提升GVC地位需要經歷一定過程，即“一帶一路”倡議實施的效果存在滯后性，因而通過構建如下模型考察“一帶一路”倡議實施對處理組國家GVC地位提升的動態效果：

表3 基準回歸結果

其中，Yr為2014—2017年的年份虛擬變量，其它變量的定義同式（1），系數βt則反映“一帶一路”倡議提升沿線發展中國家GVC地位的動態效應，估計結果見表3第5列。結果顯示，除了“一帶一路”倡議實施當年（2014年）外，其余年份Treat×Yr的系數均至少在5%的水平上顯著為正，且系數呈逐年增大的趨勢。說明“一帶一路”倡議的實施對處理組國家GVC地位的提升存在滯后性，在“一帶一路”倡議實施第二年才顯現效果，這也比較符合實際情況，而且隨著“一帶一路”倡議的穩步推進，其對處理組國家GVC地位提升的作用逐年增強，也表明了這些國家仍存在GVC提升的空間，因而擁有進一步深化“一帶一路”合作的前景。此外，Treat×Yr2014系數不顯著可能是基準模型中核心解釋變量系數顯著水平不高的重要原因（見表3第4列），因為把未發揮政策作用的2014年也納入政策沖擊范圍將減緩“一帶一路”倡議實施的整體效果。

（三）平行趨勢問題

使用DID模型評估政策效果的前提是處理組和對照組在政策實施前有相同的發展趨勢，即滿足“平行趨勢”假定，否則處理組與對照組的偏離可能是原本就存在的趨勢，難以說明政策實施是否在其中發揮了作用。因此，在式（3）的基礎上將年份虛擬變量Yr的范圍擴寬為2011—2017年，通過圖表形式觀察交互項Treat×Yr的系數βt在政策實施前后三年的動態變化，以此檢驗處理組和對照組的“平行趨勢”是否成立。圖1繪制了βt在95%置信區間下的估計結果，結果顯示βt在2011—2014年間顯著為負、在2015—2017年間為正但不顯著。可見在“一帶一路”倡議實施前處理組國家的GVC地位較對照組而言逐年降低，而在“一帶一路”倡議實施后其GVC地位的發展趨勢與對照組持平（甚至呈逐年升高趨勢），雖然這并不滿足一般意義上的“平行趨勢”假定，但有理由相信“一帶一路”倡議的實施對沿線發展中國家GVC地位的提升發揮了積極作用。為了使結果更嚴謹，下文將通過構建三重差分模型（DDD）開展進一步驗證。

圖1 平行趨勢檢驗

為分享“一帶一路”發展成果并進一步深化合作，中國于2017年舉辦了第一屆“一帶一路”國際合作高峰論壇，未積極參與該論壇的國家可以認為是融入“一帶一路”建設較少或意愿不強的國家，這些國家GVC地位的變化主要是原有的趨勢或受其他因素影響，而“一帶一路”建設參與度較高的國家，其GVC地位的變化包含了原先的趨勢和“一帶一路”倡議的政策效果。這為構建DDD模型提供依據，即經三重差分后處理組GVC的變動便是“一帶一路”倡議實施的凈效果，“非平行趨勢”對回歸結果的影響得到較好改善。因此，下文將一國是否參與2017年“一帶一路”國際合作高峰論壇虛擬變量Parti引入模型進行DDD估計：

其中，Ddd即為三重差分項，實際為Treati×Aftert×Partii，當研究的樣本國家中某一國家有國家元首或政府首腦參加2017年“一帶一路”國際合作高峰論壇時，該國的Parti取值為1，否則為0，詳細名單見表2，資料來源于“中國一帶一路網”①不使用2019年“一帶一路”國際合作高峰論壇參會國家的原因是：2019年參會的國家可能是2017以后才加強與中國的合作，選用這些國家容易高估其在2017年之前參與“一帶一路”建設的水平。，其余變量的定義同式（1）。

DDD模型回歸結果（表4第1列）顯示，相對于非“一帶一路”沿線和沿線內未積極參與合作建設的國家，“一帶一路”倡議的實施能顯著提升屬于“一帶一路”沿線且積極參與合作建設的國家的GVC地位，且三重差分項Ddd的系數達到1.948，在5%的水平上顯著，表明在緩解了潛在的“非平行趨勢”現象后，“一帶一路”倡議的實施仍能對沿線發展中國家提高GVC地位發揮積極作用。

（四）內生性處理

考慮到“一帶一路”沿線國家的選擇并非完全隨機，即式（1）中的Treat變量非嚴格外生，容易使模型估計結果存在偏誤。為緩解潛在的內生性問題，參考金剛和沈坤榮（2019）的做法，使用一國首都到北京之間地理距離的遠近程度Distcap作為是否為“一帶一路”沿線發展中國家Treat的工具變量，并通過兩階段最小二乘法（2SLS）對基準模型進行估計。Distcap是虛擬變量，當一國首都到北京的距離小于樣本國家均值時取值為1，否則為0，數據來源于CEPII數據庫。“一帶一路”基本上沿襲了中國古代張騫出使西域以及鄭和下西洋的路線，由于受交通運輸條件的限制，其出使的國家不會距離中國太遠，也就是說離中國越近的國家越有可能成為“一帶一路”沿線國家，因此工具變量“相關性”的條件得到滿足。此外，一國與中國之間的地理距離是既定的事實，在研究樣本期間只能通過“離中國近—成為‘一帶一路’沿線國家—加強合作—提升GVC地位”這一路徑影響該國的GVC地位，而不會產生直接影響，更不會受因變量及其他因素影響，因而工具變量“獨立性”條件得到滿足。表4第2列報告了2SLS第一階段的回歸結果，Distcap×After的系數高達0.991，且在1%的水平上顯著為正，再次說明工具變量滿足“相關性”假定。表4第3列報告了2SLS第二階段的回歸結果，從結果來看，在使用工具變量法緩解了潛在的內生性問題后，雙重差分項Treat×After的系數仍顯著為正，說明前文基準回歸結果較為可靠。

表4 穩健性檢驗結果

（五）穩健性檢驗

1.傾向得分匹配（PSM）

為避免處理組與控制組國家的個體特征差異對回歸結果產生嚴重影響，使用PSM方法為處理組匹配與之具有相似特征的對照組，并在式（1）的基礎上使用匹配成功后的觀測值進行回歸。具體地，筆者以Treat為因變量、前文所述的一系列控制變量X為解釋變量，通過Logit模型估計樣本國家的傾向得分，然后從非沿線發展中國家選擇與處理組國家具有相近傾向得分的個體作為對照組進行一對一匹配。匹配后處理組與對照組的偏差顯著降低，個體特征差異顯著降低，回歸結果與前文結論保持一致，且雙重差分項系數的大小和顯著性都有明顯提升（見表4第4列）。

2.安慰劑檢驗

借鑒已有研究的做法（呂越等，2019），通過隨機選取處理組和對照組進行安慰劑檢驗。首先從99個樣本國家中隨機選取42個為“虛擬處理組”，即假設這些國家為“一帶一路”沿線國家，其余個體為“虛擬對照組”，并按式（1）進行回歸；然后重復上述操作500次，將每次回歸結果中Treat×After項的系數和P值提取出來，繪制成圖表形式（見圖2）。圖2橫軸表示交互項估計系數，縱軸表示相應的P值，豎直虛線為基準回歸中Treat×After項的系數0.716（見表3第4列）。筆者發現500次回歸中Treat×After項的估計系數集中在0附近，僅個別值落在基準回歸真實值前后，且大多數估計系數的p值大于0.1，說明“一帶一路”倡議對沿線國家GVC地位提升的效應不太可能受國家—年份層面遺漏變量的干擾。

3.其他穩健性測試

為處理可能存在的組內自相關和組間同期相關問題，使用可行廣義最小二乘法（FGLS）對基準模型進行估計，估計結果仍支持上文的主要結論（見表4第5列）。此外，還通過替換、增加控制變量等方法進行穩健性檢驗，均得到與基準回歸相同的結論，因此前文所得結論具有穩健性。

圖2 安慰劑檢驗結果

（六）機制分析：金融發展視角

通過前文的機制研究發現，“一帶一路”倡議可能通過促進金融發展的途徑提升沿線發展中國家的GVC地位，故而構建中介效應模型進行驗證：

其中，Z即為所要研究的中介變量——金融發展水平。更具體地，金融發展水平又包含三個指標：金融便利性Convenient、金融規模Scale和金融效率Efficiency，參考相關文獻的做法，分別用“每10萬名成年人對應的銀行分支機構數量”“金融部門信貸規模占GDP比重”和“私人信貸規模占GDP比重”衡量，數值越大金融發展水平越高，數據來源于世界銀行WDI數據庫①大部分發展中國家的股票市場和債券市場仍處于起步階段，因而樣本國家的相關數據存在大量缺失，故筆者僅使用銀行層面的數據衡量這些國家的金融發展水平。；X為基準回歸模型中的一系列控制變量。若系數φ1和σ2均顯著為正，則認為“一帶一路”倡議可以通過增強Z進而提升一國在全球價值鏈中的地位。

表5報告了分別以金融便利性、金融規模和金融效率為中介變量時式（6）、式（7）的回歸結果（式（5）的回歸結果同基準回歸模型，見表3第4列），主要關注相應的系數φ1（表5第1、3、5列中Treat×After的系數）和系數σ2（表5第2、4、6列中Convenient、Scale、Efficiency的系數）。第1列中差分項系數不顯著而第3、5列中差分項系數均在5%的水平下顯著為正，說明“一帶一路”倡議的實施提升了沿線國家的金融規模和金融效率，但并未提高其金融便利性，可見雖然“一帶一路”倡議的推進給沿線國家帶來了豐富的投資資金，擴大了信貸供給規模，但這些國家并未擴寬銀行網絡，提高金融供給便利性。此外，Convenient、Scale和Efficiency的系數均不顯著，說明樣本國家金融（文中主要指銀行業）發展水平的提高并未促使其提升GVC地位，因而金融的發展并非沿線國家提高GVC地位的渠道，假設2沒有得到支撐，原因分析如下：一般認為發展中國家經濟處于較低水平，成熟、低風險的勞動密集型產業在產業結構中占主導位置，銀行在服務這些產業方面具有優勢，因而在發展中國家，銀行在金融結構中占主導位置，其服務水平的提高將有助于優化資源配置，推動產業轉型升級。而在發達的經濟體中，主導產業往往是風險較高的技術密集型產業，需要多樣化的金融產品和風險管理手段服務這些產業的發展，因而在發達經濟體中，金融市場的發展更能促進產業升級，進而實現該國在GVC地位的升級（龔強等，2014）。文中所使用的“一帶一路”沿線國家全部為發展中國家，根據前人的研究結論，銀行業的發展將有助于其GVC地位的攀升。但一方面“一帶一路”建設的推進為這些國家帶來了充足的發展資金，并為其吸收外資企業的先進技術提供便利，在獲得資金和一定的技術支持后，這些國家更傾向于增加創新投入，更多地涉足高技術、高風險行業以尋求產業轉型升級，而此時金融市場的發展仍未跟上產業發展步伐；另一方面，處理組國家的制度水平偏低，Institution變量的均值僅為-0.46，低于對照組的-0.38，更遠低于世界平均水平，沒有良好的制度環境作為保障，金融功能將難以得到有效發揮。因此，“一帶一路”沿線發展中國家銀行業的發展并未能有效滿足其GVC升級的需求，仍需逐步完善金融市場的建設。

表5 機制檢驗結果：金融發展視角

五、研究結論和政策建議

以“一帶一路”倡議這一準自然實驗的推進為背景，將沿線發展中國家作為處理組、在2017年底前未參與“一帶一路”倡議的非沿線發展中國家作為對照組構建雙重差分模型，并基于全球99個發展中國家2010—2017年的面板數據開展實證研究，進而評估“一帶一路”倡議對沿線發展中國家提升GVC地位的效果及其作用渠道，得出以下結論：第一，相對于非沿線發展中國家而言，“一帶一路”倡議的實施顯著提升了沿線發展中國家的GVC地位，表現為在“一帶一路”倡議實施前處理組國家的GVC地位較對照組而言逐年降低，而在“一帶一路”倡議實施后其GVC地位的發展趨勢與對照組持平（甚至呈逐年升高趨勢）。第二，“一帶一路”倡議雖然提升了沿線發展中國家的金融規模和金融效率，但沒有提升金融便利性水平，且這些國家金融的發展未能帶動GVC升級，金融功能未得到有效發揮。

經研究發現，“一帶一路”建設對沿線發展中國家GVC地位提高的作用在逐年增強，說明仍存在與沿線國家開展深入合作的空間，但這些國家的制度環境處于較低水平，金融發展未能滿足產業轉型升級的需要，這將大大降低投資合作的預期效益，因此加強政策溝通及深化金融合作仍是今后我國與沿線國家開展合作的重要方向。在政策溝通方面，以增強政治互信、深化合作共識為出發點，構建完備的政府間政策溝通交流機制，實現政策和規則的有效對接，注重完善雙邊投資協定，降低我國企業海外投資風險。在深化金融合作方面，注重整合沿線國家金融資源（如新加坡先進的金融科技、馬來西亞成功的“伊斯蘭金融”經驗以及中國龐大的金融機構群體等），以提高金融供給便利性和金融服務效率為導向深化在金融市場建設方面的合作，同時加強征信體系建設，保障資金安全。在加強投資合作方面，應繼續支持鼓勵中國優質企業“走出去”，加強在經濟發展水平較低國家的投資以實現投資效益提升，深化與經濟較為發達國家的合作以獲得“逆向溢出”技術，進而促使中國企業進步升級。