金融一體化視角下中國與“一帶一路”沿線國家貿(mào)易發(fā)展研究
——以“一帶一路”沿線55國為例

左喜梅

（新疆財經(jīng)大學(xué)，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

自“一帶一路”倡議提出以來，沿線國家金融一體化水平不斷上升，我國對沿線各國的對外貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。截至2019年，中國人民銀行與多家多邊開發(fā)機構(gòu)開展聯(lián)合融資，累計投資100多個項目，覆蓋70多個國家和地區(qū)；22個沿線國家的50家銀行在中國設(shè)立7家法人銀行、19家外國銀行分行和34家代表處；我國與20多個沿線國家建立雙邊本幣互換安排；人民幣跨境支付系統(tǒng)覆蓋沿線約40個國家和地區(qū)。中國與沿線國家貨物貿(mào)易進出口在2013～2018年總額超6萬億美元，占中國貨物貿(mào)易總額比重達27.4%；“絲路電商”合作興起，中國與17個國家建立雙邊電子商務(wù)合作機制。中國與沿線國家之間高速的貿(mào)易增長速度是中國對外貿(mào)易的新亮點，也是中國發(fā)展和全面改革開放的新動力。

隨著全球經(jīng)濟的不斷發(fā)展，我國與沿線國家間的貿(mào)易往來也不斷加快，貿(mào)易規(guī)模不斷擴大。沿線國家金融一體化水平的差異是否影響我國與沿線國家的貿(mào)易發(fā)展規(guī)模？現(xiàn)有文獻多從各國金融發(fā)展角度研究國際貿(mào)易的比較優(yōu)勢，認為一國的金融發(fā)展會促進他國對本國的對外貿(mào)易規(guī)模（盛雯雯，2014）。然而，現(xiàn)有文獻未能客觀解釋一國金融發(fā)展對他國與本國對外貿(mào)易規(guī)模的非線性關(guān)系。為此，本文研究沿線各國金融一體化水平對我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模的關(guān)系，提出有針對性的政策建議，對創(chuàng)新我國跨境投資模式，增進我國與沿線國家區(qū)域金融貿(mào)易合作，根據(jù)沿線各國金融發(fā)展水平制定我國與沿線國家對外投資政策，進而提高我國與沿線國家對外投資規(guī)模，具有積極現(xiàn)實意義。

二、文獻綜述

在金融發(fā)展水平對他國與本國對外貿(mào)易規(guī)模影響的研究方面，最具代表性的是Beck（2002）的研究，其認為一國金融發(fā)展水平將影響他國對本國不同行業(yè)的貿(mào)易規(guī)模。當(dāng)一國金融發(fā)展水平較高時，他國對本國資金密集行業(yè)的貿(mào)易規(guī)模增長較快，從而證明金融發(fā)展水平對本國對外貿(mào)易規(guī)模影響的正向線性關(guān)系。之后，學(xué)者們通過金融一體化水平反映一國的金融發(fā)展程度，開展金融一體化水平對對外貿(mào)易規(guī)模的影響研究（謝非和胡小英，2020）。

首先，學(xué)者們用不同方法測度金融一體化水平。Feldstein&Horioka（1980）使用儲蓄與投資的相關(guān)性測度一國金融一體化水平。Grilli&Ferretti（1995）認為金融一體化水平受金融監(jiān)管和法律制度的影響，因此在測量金融一體化水平時，將資本控制和法律限制因素考慮在內(nèi)，這種方法也被稱為限制法。Kearney&Lucey（2004）將金融一體化測度方法分為直接測度法和間接測度法。其中，直接測度法是以“一價定律”為基礎(chǔ)的利率平價法；間接測度法包括Stockman（1998）提出的國際資本市場完整性檢驗與Feldstein&Horioka（1980）使用的儲蓄和投資相關(guān)性檢驗。

其次，學(xué)者們通過不同視角測度金融一體化水平，研究其對本國對外貿(mào)易規(guī)模的影響。一些學(xué)者從儲蓄投資缺口視角出發(fā)測度金融一體化水平，研究其對本國與他國對外貿(mào)易規(guī)模的影響。Khalid&Guan（1999）認為一國金融一體化值越低，該國越容易出現(xiàn)貿(mào)易逆差。Chinn&Ito（2006）指出在金融一體化水平值較低的國家，由于國內(nèi)儲蓄不足，使得該國融資成本較高，出口產(chǎn)品競爭力下降，從而進口增加，貿(mào)易逆差增大。曹小衡等（2018）認為金融一體化值越高，對外投資的能力越強，滿足國民經(jīng)濟需要的進口就越多，從而該國產(chǎn)生貿(mào)易逆差。

一些學(xué)者從比較優(yōu)勢框架出發(fā)測度金融一體化水平，研究其對本國對外貿(mào)易規(guī)模的影響。Beck（2002）探討一國金融一體化水平對該國制成品對外貿(mào)易的影響，研究發(fā)現(xiàn)金融一體化水平越高，該國的制造業(yè)越具有比較優(yōu)勢。王皓和李曉（2016）指出，各國金融一體化水平的提高使得各國政策取向趨同，有助于各國貿(mào)易往來，推動各國金融市場國際化進程，促進區(qū)域國際金融合作。

一些學(xué)者從公司微觀層面分析金融一體化水平對本國對外貿(mào)易規(guī)模的影響。楊振（2018）指出，區(qū)域金融非一體化表現(xiàn)在金融經(jīng)營的地區(qū)封鎖、市場分割及其寡頭競爭的產(chǎn)業(yè)組織格局。區(qū)域金融非一體化將降低該區(qū)域?qū)ν赓Q(mào)易規(guī)模。此外，學(xué)者在研究各國金融一體化水平對本國與他國對外貿(mào)易規(guī)模的非線性關(guān)系時，將各國金融一體化水平劃分為不同的區(qū)間。Rioja&Valev（2004）將金融一體化水平劃分成“高、中、低”三個區(qū)域，金融一體化水平的門檻值由主觀決定，而不是由數(shù)據(jù)內(nèi)在規(guī)律決定。Wachtel&Rousseau（2011）采用滾動回歸方法計算金融一體化的門檻效應(yīng)，但沒有準(zhǔn)確捕捉到門檻值。Chen et al.（2013）研究當(dāng)人均收入為門檻變量時，一國金融一體化對本國與他國對外貿(mào)易規(guī)模的非線性關(guān)系，但沒有考慮金融一體化本身的影響因素，主觀地將金融一體化水平劃分為不同的區(qū)間段，這種方法往往會導(dǎo)致回歸結(jié)果偏誤。

與已有文獻相比，本文在前文的基礎(chǔ)上做出兩點貢獻：第一，本文借鑒Feldstein&Horioka（1980）、趙進文和蘇明政（2014）對金融一體化的測度方法，采用有條件的投資率與儲蓄率的相關(guān)性對金融一體化水平進行測度，分析沿線各國金融一體化水平的差異。第二，選擇Hansen（1999）的門檻面板模型，研究各國金融一體化水平對我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模影響的異質(zhì)性，分組具有一定的客觀性，從而提出我國應(yīng)針對沿線各國不同的金融一體化水平采取不同對外貿(mào)易政策的政策建議。

三、中國與沿線國家的貿(mào)易發(fā)展概況及金融一體化水平測度

（一）中國與沿線國家的貿(mào)易發(fā)展概況

中國與共建“一帶一路”國家的貿(mào)易展現(xiàn)出較強活力，貿(mào)易方式不斷創(chuàng)新，保障體系不斷完善，高質(zhì)量共建“一帶一路”成果豐碩。

2013年以來，中國與沿線國家貿(mào)易規(guī)模持續(xù)增長。貨物貿(mào)易方面，2013～2020年，中國與“一帶一路”沿線國家貨物貿(mào)易額由1.04萬億美元增至1.35萬億美元（見圖1），占中國貨物貿(mào)易總額的比重由25%升至29.1%，2013年以來，中國與沿線國家貨物貿(mào)易額累計9.2萬億美元。

圖1 2013～2020年中國與“一帶一路”沿線國家貨物貿(mào)易額單位：億美元

2020年，根據(jù)中國海關(guān)數(shù)據(jù)，中國與140個簽署“一帶一路”合作文件的國家貨物貿(mào)易總額達1.9萬億美元，占中國貨物貿(mào)易總額的40.9%。亞洲是中國與沿線國家開展貨物貿(mào)易最集中的地區(qū)，貨物貿(mào)易額占中國貨物貿(mào)易總額比重高達67.7%，較2019年上升0.3個百分點（見圖2）。

圖2 2019～2020年中國與“一帶一路”國家貿(mào)易額地區(qū)分布

服務(wù)貿(mào)易方面，2020年，中國與沿線國家完成服務(wù)進出口額844.7億美元；其中，服務(wù)出口377.3億美元，服務(wù)進口467.4億美元（見圖3）。2020年，服務(wù)外包業(yè)務(wù)快速增長，中國承接沿線國家離岸服務(wù)外包執(zhí)行額1360.6億元，同比增長8.9%，比2019年下降3.5個百分點。

圖3 2015～2020年中國與“一帶一路”國家服務(wù)貿(mào)易額單位：億美元

隨著貿(mào)易規(guī)模擴張，沿線國家的貿(mào)易必然影響國際收支平衡。當(dāng)一國國際收支處于不平衡狀態(tài)時，作為宏觀經(jīng)濟的管理者，沿線各國政府在很多情況下要實施不同的宏觀經(jīng)濟政策以彌補市場對國際收支平衡的調(diào)節(jié)力度不足，而貨幣政策作為調(diào)節(jié)沿線各國金融市場的重要手段，必然對各國金融發(fā)展產(chǎn)生影響，這種影響又通過貿(mào)易結(jié)算、貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)、貿(mào)易方式等渠道影響沿線各國的貿(mào)易收支。因此，本文將重點考察沿線國家金融一體化水平的差異對各國貿(mào)易收支的影響。

（二）金融一體化水平測度

1.金融一體化水平測度方法。國際資本流動是推動各國經(jīng)濟增長的重要因素。如果一國金融一體化水平較高，國內(nèi)投資所需資本將可以來源于國外儲蓄，從而使得本國儲蓄與投資的相關(guān)性較低。相反，如果一國金融一體化水平較低，那么該國的國內(nèi)儲蓄和國內(nèi)投資之間的相關(guān)性隨之提高。借鑒Feldstein&Horioka（1980）、趙進文和蘇明政（2014）對金融一體化水平的測度方法，本文采用有條件的投資率與儲蓄率的相關(guān)性對金融一體化水平進行測度，投資率與儲蓄率的相關(guān)系數(shù)越高，說明金融一體化水平越低。

首先，將各國投資率和儲蓄率剔除宏觀政策性因素的影響，如公式（1）和公式（2）所示。

其中，Sit表示第t期i國的儲蓄率與投資率，S-it表示第t期i國以外的整體儲蓄率與投資率。

其次，對剔除宏觀政策性因素后的儲蓄率、投資率進行回歸，如公式（3）和公式（4）所示。

其中，GDP為以2010年美元不變價格統(tǒng)計的各國實際GDP，并采用HP濾波去除數(shù)據(jù)中的趨勢部分。β是儲蓄保有系數(shù)，代表新增國內(nèi)儲蓄的投資占比。相關(guān)系數(shù)β與全球資本流動性負相關(guān)，β接近1意味著一國的新增儲蓄都留在了國內(nèi)，即本國的金融開放性較低。

最后，用新生成的序列與原回歸方程相減得到兩個殘差序列與，兩個殘差序列重新回歸，得到新的儲蓄與投資相關(guān)系數(shù)即金融一體化水平（β值），如公式（5）所示。

2.數(shù)據(jù)選取與各國金融一體化水平。本文選取2000～2018年沿線國家的投資率與儲蓄率數(shù)據(jù)，測度各國金融一體化值。其中，投資率為各國投資與GDP的比重，儲蓄率為各國儲蓄與GDP的比重。最后對公式（5）采取窗口期為10年的時間序列滾動回歸方式得到系數(shù)序列，將2000～2018年各國金融一體化水平按沿線國家進行匯總?cè)【祻亩玫礁鲊鹑谝惑w化水平（見表1）。

表1顯示了2000～2018年樣本期內(nèi)儲蓄率和投資率的10年滾動相關(guān)系數(shù)的均值。數(shù)據(jù)表明，中東歐地區(qū)的平均相關(guān)系數(shù)是0.510，代表樣本期內(nèi)中東歐地區(qū)平均51.0%的國內(nèi)投資來源于國內(nèi)儲蓄；西亞地區(qū)在樣本期間平均相關(guān)系數(shù)最低，僅為0.205，表明金融市場在西亞地區(qū)更開放。相比之下，中東歐地區(qū)和南亞地區(qū)該相關(guān)系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差較大，意味著中東歐地區(qū)和南亞地區(qū)金融市場的開放程度存在較大差異。對比不同樣本期內(nèi)的結(jié)果以及各國金融一體化水平的研究結(jié)果，可以得到如下結(jié)論：

表1 2000～2018年“一帶一路”沿線國家平均金融一體化值

第一，沿線國家中，中東歐地區(qū)的國內(nèi)投資來源于國內(nèi)儲蓄的值最高，平均為51.0%，其他區(qū)域均在50%以下，表明中東歐地區(qū)的金融市場一體化水平相對較低。第二，與其他區(qū)域相比，西亞地區(qū)的平均投資與儲蓄率的相關(guān)系數(shù)最低，表明西亞國家平均金融一體化水平最高，國內(nèi)投資所需資本比較依賴于國外儲蓄，從而使得本國儲蓄與投資的相關(guān)性較低。第三，2000～2018年間，中國平均國內(nèi)投資對國民儲蓄的相關(guān)性較沿線國家的平均水平高，說明中國國內(nèi)投資對外國儲蓄的依賴度不高，中國在沿線國家中的金融一體化水平亟待進一步提升。

四、模型設(shè)定和估計方法

根據(jù)前述理論分析，各國金融一體化水平差異對我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模呈現(xiàn)區(qū)間效應(yīng)。為了避免主觀劃分區(qū)間所造成的誤差，本文采用Hansen（1999）的面板多門檻模型，根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點，客觀地劃分沿線國家金融一體化水平的差異化區(qū)間，進而研究各國金融一體化不同階段對我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模的影響。

設(shè)定單一門檻模型如公式（6）所示。

其中，i表示國家，t表示年份，Yit為被解釋變量即我國與沿線國家對外貿(mào)易進出口總額，dit為解釋變量即各國金融一體化水平。xit為一組對各國貿(mào)易有顯著影響的控制變量，包括GDP、通貨膨脹率、利率，θ為相應(yīng)的系數(shù)向量。git為門檻變量即各國的金融一體化水平，γ為特定的門檻值。I()·為指標(biāo)函數(shù)。μi用于反映各國的個體效應(yīng)，如地理條件、文化差異等不可觀測的因素。εit為隨機干擾項。

以上假設(shè)僅存在一個門檻，但從計量角度來看，可能會出現(xiàn)多個門檻。本文以雙重門檻模型為例進行簡要說明，多門檻模型可以基于此進行擴展，模型設(shè)定如公式（7）所示。

估計方法是先假設(shè)單一門檻模型中估計出的為已知，再進行γ2的搜索，最終得到模型如公式（8）所示。

五、實證過程及結(jié)果分析

（一）變量和樣本選取

1.變量說明。本文的被解釋變量是我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模（T），利用出口（EX）與進口（IM）差額同出口與進口之和的比值表示，這一指標(biāo)的優(yōu)勢在于其有界性，均在（-1，1）之間，處理后沿線各國數(shù)據(jù)間的離差較小。解釋變量是金融一體化水平（FH）；控制變量包括各國人均GDP（GDP）、各國外貿(mào)依存度（FT）、各國實際利率（I）。為了減少數(shù)據(jù)波動，對各國人均GDP和各國對外開放程度均取對數(shù)，利率采用各國的實際利率。

2.樣本選擇及數(shù)據(jù)來源。樣本范圍為2000年至2018年，樣本為“一帶一路”沿線55個國家。數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，實證分析使用Stata15.0軟件。

（二）樣本描述性統(tǒng)計及單位根檢驗

本文選取跨國面板數(shù)據(jù)，為了降低跨國數(shù)據(jù)離群值，在變量上均已做相應(yīng)處理。表2列出了模型變量的基本描述性統(tǒng)計量。

表2 樣本變量描述統(tǒng)計

（三）實證結(jié)果

1.門檻效應(yīng)檢驗。使用Hansen（1999）的“自抽樣法”（Bootstrap）來獲得檢驗統(tǒng)計量的P值，以此來判斷是否存在門檻效應(yīng)。

首先，根據(jù)此方法，需要確定門檻的個數(shù)，以便確定模型的形式。依次在單一門檻、雙重門檻、三重門檻的設(shè)定下對模型（9）進行估計，得到F統(tǒng)計量和采用“自抽樣法”得出的P值。結(jié)果通過驗證發(fā)現(xiàn)，當(dāng)模型設(shè)置自抽樣300次時，單一門檻和雙重門檻的P值分別為0.026和0.017，而三重門檻自抽樣P值為0.427，顯然，單一門檻和雙重門檻均通過檢驗，而三重門檻檢驗沒有通過，實證結(jié)果如表3所示。

表3 門檻值的檢驗結(jié)果

2.門檻值估計結(jié)果。門檻參數(shù)的估計值是指似然比檢驗統(tǒng)計量LR為零時γ的取值，在雙重門檻模型中分別為-0.842（見圖4）和1.013（見圖5）。各個門檻估計值的95%置信區(qū)間是所有LR值小于5%顯著水平下的臨界值7.35（對應(yīng)圖中虛線）的γ構(gòu)成的區(qū)間。根據(jù)表3列出的兩個門檻的估計值，可以將“一帶一路”國家的金融一體化水平劃分為三個階段：金融一體化水平較低（FH≤-0.424）階段、金融一體化水平中等（-0.424＜FH≤0.511）階段、金融一體化水平較高（FH＞0.511）階段。

圖4 第一個門檻的估計值和置信區(qū)間

圖5 第二個門檻的估計值和置信區(qū)間

3.門檻模型控制變量分析結(jié)果。門檻模型變量的估計結(jié)果如表4所示。對于各國人均GDP（GDP）、各國對外開放程度（FT）和各國實際利率（I）三個控制變量而言，實證得出，人均GDP與“一帶一路”沿線國家貿(mào)易之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。其相關(guān)系數(shù)為-0.0139。表明各國人均GDP代表各國的居民消費水平，居民消費水平越高，對國外產(chǎn)品的需求就越大，進而進口就越多，容易形成貿(mào)易逆差，表現(xiàn)為各國人均GDP與各國貿(mào)易顯著負相關(guān)。各國貿(mào)易依存度（FT）與各國貿(mào)易顯著正相關(guān)，其相關(guān)系數(shù)為0.0946，表明各國貿(mào)易依存度代表各國對外開放程度，說明各國對外開放會更大程度影響貿(mào)易平衡。各國實際利率（I）與各國貿(mào)易顯著負相關(guān)，其邊際彈性為0.0011，說明當(dāng)一國利率變化時對一國經(jīng)常項目余額產(chǎn)生影響。

表4 門檻值估計結(jié)果

4.門檻變量分析結(jié)果。表5表明，由于各國金融一體化水平的差異，我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模將顯示出顯著的區(qū)間效應(yīng)。

表5 模型的參數(shù)估計結(jié)果

首先，當(dāng)各國處于金融一體化水平較低（FH≤-0.424）階段時，我國對外進出口企業(yè)外部融資環(huán)境較差，融資成本較高，在這一階段，對外進出口企業(yè)傾向于選擇出口，選擇對外投資的意愿不高。當(dāng)各國金融一體化水平提高時，我國對外進出口企業(yè)的數(shù)量上升，從而擴大我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模，在結(jié)果中表現(xiàn)出金融一體化水平對我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模的影響系數(shù)為正值。即當(dāng)一國金融一體化水平較低時，該國金融一體化水平的提升將會促進我國對外進出口企業(yè)的增加，擴大我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模，因此各國金融一體化水平對我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模呈現(xiàn)正相關(guān)。

其次，當(dāng)各國處于金融一體化水平中等（-0.424＜FH≤0.511）階段時，這一階段各國金融一體化水平對我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模的影響系數(shù)為負值，說明我國對外進出口企業(yè)外部融資成本會隨著沿線國家金融一體化水平的提高而有所降低，沿線國家金融一體化會較多地促進我國對外投資企業(yè)數(shù)量的增加或增加對外進出口企業(yè)對外投資額，其表現(xiàn)為各國金融一體化水平對我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模呈現(xiàn)負相關(guān)。

最后，當(dāng)各國處于金融一體化水平較高（FH＞0.511）階段時，實證結(jié)果顯示各國金融一體化水平對我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模的影響系數(shù)為正值，即沿線國家金融一體化處于高水平階段，我國對外進出口企業(yè)會通過金融一體化帶來的貿(mào)易融資便利提高產(chǎn)品出口規(guī)模，從而出現(xiàn)貿(mào)易順差，因此各國金融一體化對我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模呈現(xiàn)正相關(guān)。

5.穩(wěn)健性檢驗。為了解決門檻模型的內(nèi)生性問題，Caner&Hansen（2004）研究帶有內(nèi)生變量和一個外生門檻變量的面板門檻模型。與靜態(tài)面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型有所不同，在含有內(nèi)生解釋變量的面板數(shù)據(jù)門限回歸模型中，需要利用簡化型對內(nèi)生變量進行一定的處理，然后用2SLS法對參數(shù)進行估計。本文嘗試使用該方法，檢驗結(jié)果與前文結(jié)果一致，回歸系數(shù)大小亦相差不大，這意味著前文估計結(jié)果并未受到模型設(shè)定形式、內(nèi)生性問題及遺漏重要變量等因素影響（見表6）。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文實證得出，金融一體化水平對我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模具有雙重門檻效應(yīng)，各國人均GDP、開放度及利率對我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模影響顯著。當(dāng)沿線各國金融一體化水平處于較低階段時，我國對外進出口企業(yè)外部融資成本較高，提高金融一體化水平將會降低我國對外進出口企業(yè)的固定成本，增加對外進出口企業(yè)的數(shù)量，從而改善貿(mào)易收支，擴大我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模；當(dāng)沿線各國金融一體化水平處于中等階段時，我國對外進出口企業(yè)外部融資成本會隨著金融一體化的提高而有所降低，從而惡化貿(mào)易收支，降低我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模；當(dāng)沿線各國處于金融一體化水平較高階段時，我國對外進出口企業(yè)會通過沿線國家金融一體化帶來的貿(mào)易融資便利出口更多的產(chǎn)品，從而改善貿(mào)易收支，擴大我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模。因此，各國金融一體化水平在提升過程中，我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模將會出現(xiàn)先改善、后惡化再次改善的“N”型曲線結(jié)果。

（二）對策建議

1.加強監(jiān)測和評估，對沿線不同金融一體化水平國家實行差異化對外貿(mào)易策略。金融一體化水平對我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模具有顯著的門檻效應(yīng)。因此，我國應(yīng)積極開展對沿線國家金融一體化水平的動態(tài)監(jiān)測，對沿線不同金融一體化水平國家實行差異化對外貿(mào)易策略。由于沿線各國金融一體化的差異性，構(gòu)建指標(biāo)體系時應(yīng)當(dāng)注重差異性，實時監(jiān)測沿線國家證券、銀行、保險等市場的變化，不僅可以了解各國融資體系，根據(jù)沿線國家金融發(fā)展水平選擇合適的金融進出口貿(mào)易衍生工具來規(guī)避金融風(fēng)險，深化我國與沿線國家的金融合作，擴大我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模。

2.構(gòu)建沿線國家跨境貿(mào)易結(jié)算監(jiān)測數(shù)據(jù)庫，促進人民幣國際化。自2009年我國啟動跨境人民幣結(jié)算試點以來，跨境人民幣結(jié)算規(guī)模迅速發(fā)展，但與美元、歐元等國際貨幣相比，人民幣在跨境貿(mào)易結(jié)算業(yè)務(wù)中的份額相對較小，尤其是中國及周邊中亞國家的人民幣跨境結(jié)算量非常小。金融一體化水平與我國是中亞各國貿(mào)易大國的地位不相吻合。目前，人民幣在跨境貿(mào)易結(jié)算份額較低，不利于中國對外進出口企業(yè)在國際貿(mào)易結(jié)算中占據(jù)人民幣的主導(dǎo)地位。我國應(yīng)建立“一帶一路”沿線國家的跨境貿(mào)易結(jié)算數(shù)據(jù)庫，跟蹤分析各國貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)，分析結(jié)算貨幣的交易成本，幫助我國對外進出口企業(yè)提高跨境貿(mào)易人民幣結(jié)算的話語權(quán)，促進人民幣國際化的市場激勵環(huán)境。

3.密切關(guān)注沿線國家貿(mào)易發(fā)展戰(zhàn)略的調(diào)整，提高我國與沿線國家對外貿(mào)易的規(guī)模。對外貿(mào)易不僅能帶來靜態(tài)效益，還具有拉動經(jīng)濟增長、促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、刺激技術(shù)進步和制度創(chuàng)新的動態(tài)效應(yīng)。任何國家選擇的貿(mào)易戰(zhàn)略必須以價值為導(dǎo)向，以實現(xiàn)自身的國家利益。各國金融一體化水平對我國與沿線國家的對外貿(mào)易規(guī)模影響的實證結(jié)果表明，當(dāng)沿線國家以外的國家對外開放程度不同時，對一國貿(mào)易平衡的影響更為顯著。我國應(yīng)密切關(guān)注沿線國家貿(mào)易戰(zhàn)略調(diào)整的具體措施，跟蹤分析可能帶來的影響，因地制宜，制定本國的貿(mào)易保護措施，促進我國與沿線國家對外貿(mào)易規(guī)模的增長。