如何縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距?
——基于CIP 數(shù)據(jù)的收斂檢驗及其影響因素分析

孫亞男，楊名彥，費錦華

(山東財經(jīng)大學 工商管理學院，山東 濟南 250014)

一、引言

工業(yè)競爭力表現(xiàn)為一個國家工業(yè)對于該國資源稟賦結構和市場環(huán)境的反應和調(diào)整能力[1]。在“一帶一路”倡議帶動下，資本、技術、知識等要素的自由流動，促使沿線各國生產(chǎn)要素重新配置的同時，也帶來了潛在的國家間競爭。“一帶一路”倡議在著力推動中國經(jīng)濟發(fā)展的同時，也注重沿線國家間經(jīng)濟實現(xiàn)平衡、可持續(xù)發(fā)展。然而，根據(jù)聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織發(fā)布的工業(yè)競爭力指數(shù)(CIP)測算，雖然2015 年“一帶一路”沿線60個國家整體工業(yè)競爭力水平較1990 年平均增長了52.57%，但是沿線各國工業(yè)競爭力的區(qū)域差距也同期擴大了7.50%①由文中基尼系數(shù)測算得出。，并表現(xiàn)出持續(xù)擴大趨勢。這表明，“一帶一路”沿線國家在提高國家工業(yè)競爭力的同時，沿線國家間工業(yè)競爭力差距也呈現(xiàn)出顯著的擴大趨勢，如果國家間工業(yè)競爭力發(fā)展差距長時間存在和過分拉大，勢必對“一帶一路”倡議目標的實現(xiàn)構成威脅。為此，全面認識“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差異來源、收斂趨勢及其影響因素，對科學制定和有效實施沿線國家工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略和政策意義重大。

當前“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的多極化趨勢呈現(xiàn)出高水平國家與周圍低水平國家共存的現(xiàn)象，俱樂部收斂檢驗方法因其對上述現(xiàn)象可以給出較好的解釋而被廣泛應用[2-4]。隨著俱樂部收斂檢驗方法的不斷發(fā)展，形成了較為系統(tǒng)的實證框架，主要包括分布動態(tài)分析和計量分析兩大類。分布動態(tài)分析主要包括，核密度分析[5]、馬爾科夫鏈分析[6]以及空間馬爾科夫鏈分析[7]；計量分析主要包括，橫截面回歸[8-9]、時間序列分析[10-11]以及空間計量分析[12-13]等方法。但上述方法首先要給出經(jīng)濟體的區(qū)域分類，以滿足同區(qū)域分類內(nèi)部成員具有相似的初始條件和結構特征[3]。具體到“一帶一路”國家的研究，通常依據(jù)地理位置進行分類[14-15]。這種方法的優(yōu)點是能夠分析相同地理分布的國家之間是否存在收斂，但它存在兩個局限：一是它僅能判斷相同地理分布的國家之間是否存在整體收斂，如果不存在收斂趨勢，無法篩選出潛在的部分收斂俱樂部。二是對收斂俱樂部成員“預先”指定，即不同地理分布的國家之間不存在俱樂部收斂現(xiàn)象。事實上，已有研究結論表明“一帶一路”沿線國家間經(jīng)貿(mào)發(fā)展呈現(xiàn)出網(wǎng)絡結構[16]。此外，現(xiàn)有方法更多的采用線性分析方法，但理論和實證上都受到線性假設的挑戰(zhàn)[2]，需要進一步應用非線性方法驗證現(xiàn)有結論。

對于工業(yè)競爭力的研究則主要集中在工業(yè)競爭力的評價體系及其影響因素兩個方面。國內(nèi)外學者對工業(yè)競爭力評價體系的研究，由于競爭力概念的多元化，也呈現(xiàn)出多樣化趨勢[17-19]。國內(nèi)學者魏后凱等[20]、金碚等[21]、陳衍泰等[22]均從多維視角或?qū)用鎸χ袊I(yè)競爭力進行綜合評價，測算出中國或地區(qū)工業(yè)競爭力指數(shù)及其排名。對工業(yè)競爭力影響因素的實證分析，則從宏觀經(jīng)濟因素[23]、投資貿(mào)易[24]、產(chǎn)業(yè)層面[25-27]等角度探究工業(yè)競爭力來源。以上研究成果十分詳實，但測度方面的研究僅揭示出國家工業(yè)競爭力的相對大小和排名，并未解釋國家間工業(yè)競爭力差異的來源及其趨勢特征；影響因素方面的研究，雖然從多個方面揭示出促進和制約國家工業(yè)競爭力提升的因素，但是對于縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的影響因素研究較少。事實上，“一帶一路”的實施是一種“再平衡”的過程，某國工業(yè)競爭力水平不斷提高，而其他國家工業(yè)競爭力水平雖然也有提高，但兩者差距卻被不斷拉大，這種情況勢必影響沿線各國互聯(lián)互通伙伴關系的建立，任其發(fā)展將對“一帶一路”長期實施帶來致命影響。為此，提升國家工業(yè)競爭力水平的同時，兼顧國家間工業(yè)競爭力差距的縮小，是“一帶一路”目標成功實施的內(nèi)在訴求，也是本文研究的出發(fā)點。

基于上述現(xiàn)實背景和研究進展，本文試圖在以下三個方面拓展和豐富現(xiàn)有研究：第一，從關注本國工業(yè)競爭力提升的“絕對”發(fā)展視角，轉(zhuǎn)向縮小沿線各國工業(yè)競爭力差距的“比較”發(fā)展視角，揭示沿線國家工業(yè)競爭力產(chǎn)生差距的來源及其影響因素，重新審視“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的提升路徑；第二，在“一帶一路”沿線國家工業(yè)化進程存在明顯異質(zhì)性條件下，克服預先同質(zhì)性分類和線性假設局限，基于數(shù)據(jù)驅(qū)動識別沿線國家工業(yè)競爭力差距的俱樂部收斂趨勢，解決因缺乏科學的劃分標準，無法對“一帶一路”沿線國家進行俱樂部收斂趨勢檢驗的問題；第三，應用復雜系統(tǒng)分析技術進一步揭示出影響俱樂部收斂趨勢的核心因素及其相互作用路徑。

二、方法與數(shù)據(jù)

(一)收斂分析方法

1.非線性時變因子模型

“一帶一路”沿線國家處于不同工業(yè)化發(fā)展階段，相同發(fā)展階段的國家工業(yè)競爭力水平較為接近，而不同發(fā)展階段的國家工業(yè)競爭力水平存在較大差異。換言之，“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距或?qū)⒊尸F(xiàn)出俱樂部收斂趨勢。為此，本文依據(jù)Schnurbus 等[28]提出的非線性時變因子模型分析框架，突破“預先人為設定同質(zhì)分類”的限制，在沿線國家工業(yè)化競爭力存在異質(zhì)性特征條件下，克服線性假設的局限，基于數(shù)據(jù)驅(qū)動識別“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距呈現(xiàn)出的俱樂部收斂趨勢。

該模型具有以下優(yōu)點：一是不但考慮研究個體存在的異質(zhì)性，而且允許研究個體的異質(zhì)性隨時間在不同的演變路徑上改變。當“一帶一路”沿線國家的工業(yè)競爭力短期內(nèi)存在分散趨勢，而長期內(nèi)各國依據(jù)各自的發(fā)展路徑實現(xiàn)穩(wěn)態(tài)收斂時，常用收斂檢驗方法會錯誤地拒接收斂，而該模型的上述優(yōu)勢可以準確的識別出收斂特征。二是該模型不存在回歸分析中因內(nèi)生性問題導致估計結果的偏差和不一致的問題，也有效規(guī)避了傳統(tǒng)協(xié)整檢驗對個體間存在漸進協(xié)動性時具有較低解釋力的局限。模型具體形式如式(1)：

將N個觀察對象中個體i在時點t的觀測數(shù)據(jù)Xit表示為：

其中，git表示數(shù)據(jù)中穩(wěn)定的系統(tǒng)性共有成分，γit表示數(shù)據(jù)中包含的暫時性異變成分，δit表示時變因子載荷系數(shù)，μt表示確定性的或者隨機性趨勢行為，式(1)稱為動態(tài)因子模型。

假設載荷系數(shù)δit滿足半?yún)?shù)形式，具體表示如式(2)：

式(2)中，δi為不隨時間變化的個體特征，ψ跨截面滿足標準獨立同分布，并與時間序列存在弱相關。本文借鑒Sul[29]的研究結論，選擇自然對數(shù)函數(shù)log(t)表示L(t)函數(shù)。因此，當α＞0 時，本文提出“一帶一路”國家i和國家j之間TFP 存在收斂的假設為式(3)：

為檢驗上述假設，提出相對轉(zhuǎn)移參數(shù)hit，如式(4)所示：

當原假設成立時，跨截面變量Hit滿足如下條件。如式(5)：

進一步構建“l(fā)og t”回歸模型，如式(6)所示：

Phillips 等[30]建議使用異方差自相關穩(wěn)健標準誤(HAC)計算參數(shù)b的t統(tǒng)計值tb，僅當tb＜1.65 時，在5%顯著性水平上拒絕原假設，tb計算公式如式(7)：

(二)數(shù)據(jù)來源

鑒于前文分析結論，本文選擇聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織發(fā)布的國家工業(yè)競爭力指數(shù)(CIP)作為研究數(shù)據(jù)，剔除了數(shù)據(jù)缺失國家共得到60 個“一帶一路”沿線國家CIP 數(shù)據(jù)①具體國家包括：阿爾巴尼亞、阿富汗、阿聯(lián)酋、阿曼、阿塞拜疆、埃及、愛沙尼亞、巴基斯坦、巴勒斯坦、巴林、白俄羅斯、保加利亞、波黑、波蘭、俄羅斯、菲律賓、格魯吉亞、哈薩克斯坦、黑山、吉爾吉斯斯坦、柬埔寨、捷克、卡塔爾、科威特、克羅地亞、拉脫維亞、黎巴嫩、立陶宛、羅馬尼亞、馬爾代夫、馬來西亞、馬其頓、蒙古、孟加拉、緬甸、摩爾多瓦、尼泊爾、塞爾維亞、沙特阿拉伯、斯里蘭卡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、塔吉克斯坦、泰國、土耳其、文萊、烏克蘭、新加坡、匈牙利、敘利亞、亞美尼亞、也門、伊拉克、伊朗、以色列、印度、印度尼西亞、約旦、越南、中國。。CIP(Competitive Industrial Performance)指數(shù)是聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織(UNIDO)公布的衡量一個國家地區(qū)工業(yè)競爭力水平的指標，采用此數(shù)據(jù)基于以下兩點考慮，第一，本文的重點在于揭示“一帶一路”沿線國家的工業(yè)競爭力差距的來源、收斂趨勢及其影響因素，采用國際公開的權威指標，可以避免因為不同測度方法帶來的偏差；第二，CIP 指數(shù)是綜合反映國家工業(yè)競爭力水平的指標體系，包含生產(chǎn)和出口能力、技術深化和升級能力、對世界的影響三個維度，以及包括人均制造業(yè)增加值、人均制造業(yè)出口、工業(yè)化強度、出口質(zhì)量、一國占全球制造業(yè)增加值的比重、一國占全球制造業(yè)出口的比重共六個子指標。上述指標體系側重于國家工業(yè)競爭力在產(chǎn)品出口、技術升級以及對外影響等方面的作用，反映出工業(yè)競爭力的區(qū)域溢出效應，這更加契合當前“一帶一路”倡議對沿線國家工業(yè)競爭力的提升路徑。因此，本文選取“一帶一路”沿線60 個國家1990—2015 年的CIP 指數(shù)數(shù)據(jù)，研究“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的差異來源、收斂趨勢及其影響因素。

三、“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的區(qū)域差異

為揭示“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力區(qū)域差異的來源，本文將“一帶一路”國家按照地理分布特征和經(jīng)濟走廊框架進行區(qū)域劃分①由于篇幅限制并未列出詳細國家分類目錄，如需詳細分類目錄可隨時向作者索取。，并根據(jù)Dagum[31]提出的基尼系數(shù)及其分解方法，測算了1990—2015 年“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的區(qū)域差異及其來源?；嵯禂?shù)作為有效分析方法，廣泛應用于區(qū)域差距的分析中[32-33]。具體結果如表1 所示。

表1 區(qū)域差異來源及貢獻②區(qū)域內(nèi)差距貢獻率和區(qū)域間差距貢獻率分別表示出在地理分布特征或經(jīng)濟走廊框架的區(qū)域劃分方式下，同一個區(qū)域內(nèi)部和不同區(qū)域之間的國家工業(yè)競爭力差距對總體差距的貢獻大小，超變密度貢獻率揭示出不同區(qū)域劃分下國家工業(yè)競爭力區(qū)域間差距與區(qū)域內(nèi)差距的交互作用對總體國家工業(yè)競爭力差距的貢獻。由于篇幅限制僅報告了2006—2015 年的總體差距和差異來源貢獻率測算結果。

(一)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的總體區(qū)域差異

表1 中沿線國家工業(yè)競爭力的基尼系數(shù)由1990 年的0.49 增長到2015 年的0.53，增幅為7.5%，說明考察期內(nèi)沿線國家間工業(yè)競爭力的差距整體呈現(xiàn)出擴大趨勢。具體而言，1990—1995 年沿線國家間工業(yè)競爭力的總體基尼系數(shù)呈現(xiàn)出快速增長態(tài)勢，由0.49 迅速增長到0.53，或許受到亞洲金融危機的影響，1995～1998年呈現(xiàn)出略微下降趨勢，隨后呈現(xiàn)出反彈態(tài)勢，2000 年沿線國家工業(yè)競爭力總體基尼系數(shù)達到最大值(0.54)。2001 年之后沿線國家工業(yè)競爭力總體基尼系數(shù)恢復至亞洲經(jīng)濟危機之前的水平，呈現(xiàn)出較為平穩(wěn)的波動水平。總體而言，考察期內(nèi)自1995 年之后，除亞洲金融危機期間存在較大波動外，“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的總體基尼系數(shù)波動較小，這表明沿線國家工業(yè)競爭力差距整體呈現(xiàn)出一種收斂趨勢。

(二)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差異的來源

為了揭示工業(yè)競爭力差距的來源，本文測算了兩種分組方式下“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差異的來源及其貢獻率，如表1 所示①由于篇幅限制僅報告了2006—2015 年的總體差距和差異來源貢獻率測算結果。。從差異的貢獻率中看，在考察期內(nèi)，按照地理分布分組的區(qū)域間差距貢獻率均值為48.70%、區(qū)域內(nèi)差距貢獻率均值為19.63%，超變密度貢獻率為31.67%，按照經(jīng)濟走廊分組的區(qū)域間差距貢獻率均值為48.05%，區(qū)域內(nèi)差距貢獻率均值為19.39%，超變密度貢獻率均值為32.57%。這表明，無論是按照地理分布分組還是按照經(jīng)濟走廊分組，區(qū)域間差距都是一帶一路國家工業(yè)競爭力差異產(chǎn)生的主要來源，為此，縮小區(qū)域間差距是解決一帶一路國家工業(yè)競爭力不平衡的關鍵。

圖1 地理分布差距來源的演變趨勢

圖2 經(jīng)濟走廊差距來源的演變趨勢

圖1 和圖2 報告了地理分布和經(jīng)濟走廊兩種分組下沿線國家工業(yè)競爭力區(qū)域間差距貢獻率和區(qū)域內(nèi)差距貢獻率的演變趨勢?？梢钥闯鰞煞N分組下區(qū)域內(nèi)差距貢獻率與區(qū)域間差距貢獻率趨勢都呈現(xiàn)出反向變動趨勢；比較而言，經(jīng)濟走廊分組差異貢獻率波動更大。具體而言，地理分布情況下，區(qū)域間差距貢獻率整體呈現(xiàn)波動上升趨勢，1990—2015 年累計上升5.54%，經(jīng)濟走廊分組情況下，區(qū)域間差距呈現(xiàn)出先下降后上升的演變趨勢，1998 年達到最低點(44.93%)，之后呈現(xiàn)出迅速上升趨勢。同時，兩種分組的區(qū)域內(nèi)差距整體呈現(xiàn)出下降-上升-下降的倒“N”趨勢，與1990 年區(qū)域內(nèi)差距貢獻率相比較，2015 年區(qū)域內(nèi)差距貢獻率變動未超過1%。上述結果表明，“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距主要源自地區(qū)間差距，而不同的地區(qū)劃分方式下沿線國家工業(yè)競爭力差距的演變趨勢也呈現(xiàn)出明顯的差異，因此，需有效解決預先地區(qū)分類的局限，對“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的收斂趨勢進行檢驗。

四、工業(yè)競爭力的俱樂部收斂檢驗

在沿線國家工業(yè)化進程存在異質(zhì)性條件下，為克服預先同質(zhì)性分類和線性假設局限，本文運用非線性時變因子模型檢驗工業(yè)競爭力的俱樂部收斂特征。首先運用非線性時變因子模型對“一帶一路”沿線國家競爭力是否存在絕對收斂進行檢驗，結果如表2 所示。

表2 中整體檢驗結果表明，t 統(tǒng)計值小于-1.65，在5%的顯著性水平下拒絕收斂。換言之，“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的收斂趨勢并不表現(xiàn)出整體絕對收斂特征，同時由于沿線國家間工業(yè)競爭力差距主要源自地區(qū)間差異，這意味著“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力或?qū)⒋嬖谥熬植俊本銟凡渴諗?。為此，依?jù)收斂俱樂部的識別和篩選流程[34]，得到六個收斂俱樂部和一個非收斂小組，具體結果如表2 所示。收斂俱樂部的統(tǒng)計值t＞-1.65，表明在5%的顯著性水平上具有收斂趨勢，非收斂小組t ＝-25.13＜-1.65，表明該小組不具有收斂趨勢，具體構成國家如表3 所示。

表2 “俱樂部”篩選結果

表3 “一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的收斂俱樂部

從表3 中可以看出，除去工業(yè)發(fā)展長期滯后的馬爾代夫和尼泊爾，當前“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力呈現(xiàn)出多極收斂趨勢，總計形成6 個收斂俱樂部。其中，新加坡和中國作為“一帶一路”沿線國家中工業(yè)競爭力最強的國家形成了第一個收斂俱樂部，這表明中國與新加坡兩國雖然分處工業(yè)化發(fā)展的不同階段，但兩國之間工業(yè)競爭力差距正呈現(xiàn)出縮小趨勢。隨后的收斂俱樂部2、3 和4 構成國家數(shù)量占本文分析國家總數(shù)的80%，是“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距的主要構成來源。進一步分析可知，收斂俱樂部2 整體年均工業(yè)競爭力指數(shù)為0.11，約為新加坡和中國兩國工業(yè)競爭力指數(shù)的40%，而收斂俱樂部3 和4 的整體年均工業(yè)競爭力指數(shù)僅為0.044 和0.017，分別約為收斂俱樂部1 的17%和7%。這一方面表明當前“一帶一路”沿線國家整體工業(yè)競爭力水平較低，另一方面表明“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距呈現(xiàn)出極端非均衡分布趨勢。為此，在“一帶一路”倡議下提高各國工業(yè)競爭力水平的同時，需要進一步探究沿線各國工業(yè)競爭力收斂的影響因素，不斷縮小沿線各國間工業(yè)競爭力差距。

五、“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力俱樂部收斂的影響因素

基于“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的收斂俱樂部，本文進一步揭示影響工業(yè)競爭力俱樂部形成的關鍵因素及其作用路徑。鑒于“一帶一路”沿線國家歸屬上述不同收斂俱樂部具有的概率分布特征，以及收斂俱樂部排序所體現(xiàn)出的成員國工業(yè)競爭力的高低次序，本文將采用Order-Logit 模型對“一帶一路”沿線國家俱樂部收斂的影響因素進行實證分析。囿于數(shù)據(jù)可獲得性，除去非收斂俱樂部國家，共得到49 個國家數(shù)據(jù)①限于篇幅未匯報具體國家。，占到表3 中俱樂部1 至俱樂部5 中所有成員國的87.5%，具有較高的代表性。由此，按照國家工業(yè)競爭力水平由高到低將5 個俱樂部賦值為5 至1，并根據(jù)陳卓[35]的研究，本文將模型設定如式(8)：

y表示各個國家的俱樂部歸屬，y*表示各個國家的所屬俱樂部級別的評價，不能被直接觀測，稱之為潛變量，μ1、μ2、μ3、μ4稱為臨界值。假設潛變量受一組變量X的影響，即y*＝α＋βX＋ε，α為常數(shù)項，β表示參數(shù)向量，ε為符合邏輯分布的隨機擾動項。

y取值為1～5 的order-logit 回歸方程如式(9)：

根據(jù)以上假設及模型設定如(10)實證模型：

club*表示各個國家歸屬的俱樂部，按水平由高到低表示為5-1，作為回歸模型的因變量；α、β1至β17為待估參數(shù)，ε為隨機擾動項，服從邏輯分布；xi為自變量，根據(jù)黃群慧[36]、陳衍泰[22]等學者提出的影響工業(yè)化發(fā)展的因素以及UNIDO 國家工業(yè)競爭力測算框架，本文總結出包括生產(chǎn)、出口、投資、技術、基礎建設等方面的17 個因素作為自變量，具體見表4。上述投資數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會議(UNCTAD)官方數(shù)據(jù)庫，人均GDP、工業(yè)增加值、單位GDP 能耗、出口貿(mào)易量、港口基礎設施質(zhì)量來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。為去除量綱影響，數(shù)據(jù)均采用增長比值并進行極差標準化處理。

表4 “一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力影響因素

表5 給出了影響因素實證結果。模型Pseudo R2為0.294，通過了5%的顯著性水平檢驗，可以接受模型的預測結果?；貧w結果中，“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力俱樂部收斂的影響因素包括人均制造業(yè)增加值的增長率(x1)、人均制造業(yè)出口的增長率(x2)、中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增加(x3)、制造業(yè)增加值占GDP 比重的增加(x4)、對外投資存量全球占比的增加(x9)、外國直接投資存量全球占比的增加(x11)、港口基礎設施質(zhì)量增長率(x17)七種因素，這些因素不但有助于各個國家工業(yè)競爭力的提升，而且對于縮小沿線國家間工業(yè)競爭力差距具有顯著影響。

表5 工業(yè)競爭力俱樂部收斂影響因素的有序logit 模型回歸結果

上述結果給出了關鍵影響因素及其影響程度和方向，但仍需進一步明確縮小國家間工業(yè)競爭力差距的著力點及其可能的實現(xiàn)路徑。為此，本文通過構建DEMATEL-ISM(Decision Making Trial and Evaluation Laboratory-Interpretive Structural Modeling)復雜系統(tǒng)層次模型[37]，對上述因素在縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距中的關聯(lián)關系與層級結構進行分析。

決策與試驗評價實驗室分析法(DEMATEL)和解釋結構模型(ISM)是對復雜系統(tǒng)進行分析和決策的重要方法。周德群和章玲[37]提出集成DEMATEL-ISM 方法，其基本原理是，通過確定系統(tǒng)的多種影響因素及其相互關系，利用圖論中的關聯(lián)矩陣原理，對影響因素及其相互關系的信息進行識別處理，以明確多種影響因素間的關聯(lián)性和層次性，從而揭示復雜社會經(jīng)濟系統(tǒng)中主要影響因素的內(nèi)在聯(lián)系，是對社會經(jīng)濟系統(tǒng)進行結構分解的有效方法，近年來，在企業(yè)核心競爭力、綠色供應鏈實施效果、產(chǎn)業(yè)集群風險、工程質(zhì)量事故形成和經(jīng)濟增長等領域的關鍵影響因素分析與識別方面得到了廣泛應用。具體分析過程如下：

(1)確定因素間的直接影響矩陣X；

(2)計算因素間整體影響矩陣D；

其中I為單位矩陣

(3)確定可達矩陣K：

λ為閾值，借鑒Lim 的設置，本文取λ＝0。

(4)確定各個因素的可達集合Mi和前項集合Ni

(5)驗證下列公式是否成立：

若成立，說明相對應的因素xi為底層因素，并在矩陣K中除去i行和i列。

(6)重復過程(3)和(4)，直至所有因素被劃去，并按照劃去的順序，建立因素層次結構。

依據(jù)上述算法本文得出影響“一帶一路”沿線國家俱樂部收斂的關鍵因素之間的關聯(lián)關系與層次結構，如圖3 所示。

圖3 影響因素間的關聯(lián)與層次結構

圖3 中影響“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力收斂的關鍵因素之間具有較為復雜的關聯(lián)關系，并且其影響程度也呈現(xiàn)出較為明顯的層級結構。具體而言，人均制造業(yè)出口的增長率和中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增長是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的深層因素；人均制造業(yè)增加值的增長率、對外投資存量全球占比的增加、外國直接投資存量全球占比增加、制造業(yè)增加值占GDP 比重的增加處于中間因素；而港口基礎設施質(zhì)量增長率則是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的表層因素。從影響因素之間的關聯(lián)關系來看，中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加比重的增長、人均制造業(yè)出口的增長率、對外投資存量全球占比增加、外國直接投資存量全球占比增加以及制造業(yè)增加值占GDP 比重的增加之間的聯(lián)系較多，這表明制造業(yè)位于工業(yè)中心地位，提高制造業(yè)的創(chuàng)新能力，滿足海外市場的需求，有助于本國吸引外國投資，以及實施本國制造業(yè)“走出去”戰(zhàn)略，在推進本國工業(yè)發(fā)展階段躍遷的同時，有利于縮小國家間工業(yè)競爭力差距。

表5 中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重增加的回歸系數(shù)為5.12，表明當其他影響因素作用相同時，中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重增加1%，沿線國家工業(yè)競爭力進入更高等級收斂俱樂部的概率提高1.05%①由以e 為底的指數(shù)函數(shù)計算得出，下同。。換言之，隨著中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增加，工業(yè)競爭力處于較低等級收斂俱樂部的國家，縮小了與更高等級收斂俱樂部中國家之間的工業(yè)競爭力差距。同時，圖3 中上述因素作為縮小沿線國家工業(yè)競爭力的深層次因素，也反映出當前“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距主要源自各國工業(yè)發(fā)展質(zhì)量的差異，為此，縮小沿線各國工業(yè)競爭力差距需聚焦于提升制造業(yè)的科技創(chuàng)新能力，進而提高制造業(yè)技術水平，擴大中高端技術產(chǎn)品在制造業(yè)中的比重，通過提升沿線國家工業(yè)發(fā)展質(zhì)量，實現(xiàn)“一帶一路”沿線各國工業(yè)競爭力差距的不斷縮小。

人均制造業(yè)出口的增長率回歸系數(shù)為8.51，表明當其他影響因素作用相同時，人均制造業(yè)出口每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進入更高等級收斂俱樂部的概率提高1.09%。相較于其他因素而言，人均制造業(yè)出口的增長和中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增加對沿線國家進入更高等級收斂俱樂部概率的貢獻較小，往往成為各國工業(yè)化發(fā)展進程中極易被忽視的關鍵因素。但兩者均是縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距的深層次原因。人均制造業(yè)出口增長是本國工業(yè)產(chǎn)品滿足國際市場需求的表現(xiàn)，是衡量本國工業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ闹匾笜?，同時，制造業(yè)出口也是獲得大量外匯的重要途徑，實施促進出口政策是吸引外資、擴大對外投資的基礎。綜上而言，提高本國制造業(yè)技術水平，滿足國際市場需求，不斷擴大制造業(yè)出口，是縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的有效途徑。

人均制造業(yè)增加值的增長率回歸系數(shù)為-19.16，表明當其他影響因素作用相同時，人均制造業(yè)增加值每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進入更高等級收斂俱樂部的概率下降1.21%，上述結果說明人均制造業(yè)增加值的增長并不利于縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距，但這并不否認人均制造業(yè)增加值的增長對沿線各國工業(yè)化發(fā)展的貢獻。人均制造業(yè)增加值的增長在影響因素結構中具有連接作用。當中高端技術產(chǎn)品占比和人均制造業(yè)出口成為人均制造業(yè)增加值增長的核心來源時，人均制造業(yè)增加值將具有雙重貢獻，即促進工業(yè)化發(fā)展和縮小工業(yè)競爭力差距。但在忽視工業(yè)發(fā)展質(zhì)量和效率的前提下，人均制造業(yè)增加值的增長雖然帶動本國工業(yè)規(guī)模的擴大，但是也成為擴大各國工業(yè)競爭力差距的來源之一。

對外投資存量全球占比增加的回歸系數(shù)為101.49，表明對外投資存量全球占比的增加對“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力收斂俱樂部等級的提升具有較強的影響作用。當其他影響因素作用相同時，對外投資存量全球占比每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進入更高等級收斂俱樂部的概率上升2.76%。對外投資存量的增加對投資國工業(yè)結構調(diào)整具有顯著的影響效應，另一方面，在工業(yè)化進程中具有助力本國工業(yè)發(fā)展的推動作用。換言之，對外投資通過傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、資源互補、投資收益等方面的效應帶動了投資國工業(yè)結構調(diào)整，同時，為減少投資國與東道國重合工業(yè)產(chǎn)業(yè)間的競爭，投資國則需提升創(chuàng)新能力和技術積累，不斷實現(xiàn)本國工業(yè)結構調(diào)整和升級。為此，“一帶一路”倡議背景下，沿線各國應積極實施“走出去”戰(zhàn)略，提高對外投資存量將有助于提升本國工業(yè)化發(fā)展水平，縮小與其他國家之間的工業(yè)競爭力差距。

外國直接投資存量全球占比增加的回歸系數(shù)為-27.36，表明當其他影響因素作用相同時，外國直接投資存量全球占比每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進入更高等級收斂俱樂部的概率下降1.31%。作為發(fā)展中國家，“一帶一路”沿線國家普遍采取積極的吸引外資政策，外國直接投資的增加帶動了本國工業(yè)發(fā)展，擴大了本國貿(mào)易出口，使得本國經(jīng)濟實現(xiàn)了較快增長。但外國直接投資卻削弱了東道國工業(yè)及其產(chǎn)品的國際競爭力，可能的原因在于優(yōu)惠的外資政策，如稅收政策等，使得外國投資具有明顯的成本優(yōu)勢，提高了其出口份額和競爭力，而外資企業(yè)與東道國企業(yè)較低的關聯(lián)度，阻礙了先進技術、知識和管理經(jīng)驗的溢出效應。為此，積極引導和利用外資，通過引入先進的工業(yè)技術、知識和經(jīng)驗，提高制造業(yè)中高端技術產(chǎn)品占比并著力擴大其出口增長份額，可以縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距。

制造業(yè)增加值占GDP 比重增加的回歸系數(shù)為17.22，表明當其他影響因素作用相同時，制造業(yè)增加值占GDP 比重每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進入更高等級收斂俱樂部的概率提高1.19%。當前“一帶一路”沿線國家普遍處于工業(yè)化發(fā)展的中、后期階段，制造業(yè)增加值占GDP 比重的上升有利于各個國家工業(yè)化發(fā)展。伴隨著制造業(yè)增加值占GDP 比重的上升，沿線各國工業(yè)化發(fā)展階段將呈現(xiàn)出長期趨向趨勢，表現(xiàn)為沿線各國之間工業(yè)競爭力差距出現(xiàn)收斂趨勢。制造業(yè)增加值占GDP 比重作為縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的中層因素，僅反映出“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距縮小的趨勢，并非是各國工業(yè)競爭力差距縮小的關鍵因素。在后工業(yè)化階段，制造業(yè)增加值占GDP 比重將呈現(xiàn)出下降趨勢，國家工業(yè)發(fā)展逐漸實現(xiàn)由工業(yè)大國向工業(yè)強國的轉(zhuǎn)變。

港口基礎設施質(zhì)量增長率的回歸系數(shù)為7.34，表明當其他影響因素作用相同時，港口基礎設施質(zhì)量每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進入更高等級收斂俱樂部的概率提高1.08%。港口基礎設施質(zhì)量增長從一個側面反映出一個國家在基礎建設方面的長期投入成效。正如張培剛先生在其著作《農(nóng)業(yè)與工業(yè)化》中闡述到，交通運輸?shù)然A設施或基礎工業(yè)是工業(yè)化的“先行官”。港口基礎設施質(zhì)量作為縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的表層因素，僅反映出各國工業(yè)競爭力差距的縮小，而并非是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的真正原因之一。換言之，基礎設施質(zhì)量的提升是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的先決條件，各國工業(yè)競爭力差距的縮小將不同程度的帶動基礎設施質(zhì)量的提升，然而，基礎設施質(zhì)量的提升并不會必然縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距。

綜上所述，立足于深層次影響因素，在積極推進沿線各國工業(yè)化發(fā)展進程的同時，全面提升“一帶一路”沿線國家工業(yè)發(fā)展質(zhì)量，才是縮小當前“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的根本途徑。需特別指出的是，人均制造業(yè)出口的增長率和中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增長作為縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的深層因素，雖然上述因素對縮小各國工業(yè)競爭力差距的直接影響程度較小，但卻與其他因素具有深入關聯(lián)關系，對縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距產(chǎn)生積極影響。這其中主要體現(xiàn)在對人均制造業(yè)增加值的增長、外國直接投資存量全球占比增加、制造業(yè)增加值占GDP 比重的增加等中間因素的正向影響，以及對表層因素的間接影響。正是基于上述不同程度的關聯(lián)影響，才能轉(zhuǎn)變上述中間因素對縮小沿線各國工業(yè)競爭力差距的負向影響，實現(xiàn)沿線國家由工業(yè)大國向工業(yè)強國轉(zhuǎn)變，不斷縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距。

六、結論與建議

(一)研究結論

本文利用1990—2015 年“一帶一路”沿線60 個國家CIP 數(shù)據(jù)，運用非線性時變因子模型和Logit-ISM 模型等方法，對“一帶一路”沿線國家工業(yè)化發(fā)展的俱樂部收斂及其成因進行分析，主要研究發(fā)現(xiàn)如下：

1.2015 年“一帶一路”沿線國家CIP 的總體基尼系數(shù)為0.53，區(qū)域間差距是“一帶一路”國家工業(yè)化總體差異產(chǎn)生的主要來源。但是，“一帶一路”沿線60 個國家間CIP 不存在整體收斂趨勢，工業(yè)競爭力差距呈現(xiàn)出多極化收斂發(fā)展趨勢，形成6 個潛在收斂俱樂部。其中，第1 收斂俱樂部僅包含新加坡和中國兩個國家，發(fā)展水平較高，80%的國家位于第2、第3、第4 收斂俱樂部，發(fā)展水平較低，工業(yè)競爭力差距分布極端不均衡。

2.“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力形成俱樂部收斂的影響因素包括人均制造業(yè)增加值、人均制造業(yè)出口、中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重、制造業(yè)增加值占GDP 比重、對外投資存量全球占比、外國直接投資存量全球占比、港口基礎設施質(zhì)量。其中，人均制造業(yè)增加值的增長率和外國直接投資存量全球占比的增加兩種因素對縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距具有負向作用，其他因素對于縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距均具有正向作用。

3.“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的影響因素之間具有較為復雜的關聯(lián)關系，其影響程度也呈現(xiàn)出明顯的層級結構。人均制造業(yè)出口的增長和中高端技術產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增加是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的深層次原因，人均制造業(yè)增加值、對外投資存量全球占比、外國直接投資存量全球占比和制造業(yè)增加值占GDP 比重處于中間因素，而港口基礎設施質(zhì)量增長則是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的表層因素。

(二)政策建議

基于以上研究結論，本文得到如下政策建議：

1.提高工業(yè)競爭力的同時，重視縮小沿線國家間工業(yè)競爭力差距?！耙粠б宦贰背h的提出，為提升沿線各國工業(yè)競爭力帶來了機遇，隨著沿線國家之間資源要素的流動，沿線國家需不斷提高對資源稟賦結構和市場環(huán)境的反應和調(diào)整能力，提高沿線國家工業(yè)競爭力的同時，縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距，實現(xiàn)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力均衡發(fā)展。

2.抓住深層次因素，提高自身工業(yè)發(fā)展質(zhì)量，實現(xiàn)沿線國家間工業(yè)競爭力差距的縮小。立足于人均制造業(yè)出口和中高端技術產(chǎn)品的增加等深層次因素，在“一帶一路”積極推進沿線各國工業(yè)化進程的同時，全面提升“一帶一路”沿線國家工業(yè)發(fā)展質(zhì)量。同時，利用“一帶一路”倡議實施對沿線國家間貿(mào)易出口的帶動作用，積極促進本國制造業(yè)出口，特別是中高端制造業(yè)產(chǎn)品的出口份額，通過工業(yè)發(fā)展質(zhì)量與制造業(yè)出口良性互動，實現(xiàn)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的不斷縮小。

3.人均制造業(yè)增加值和外國直接投資存量的增長有助于各國工業(yè)化發(fā)展，但忽視制造業(yè)生產(chǎn)質(zhì)量的提高，則不利于縮小沿線國家間工業(yè)競爭力差距。在引進外資擴大出口的同時，應重視招商引資政策與本國工業(yè)發(fā)展的內(nèi)在一致性要求，特別是對本國中高端制造業(yè)提升具有積極推動作用的政策。通過上述政策的實施，引入先進的工業(yè)技術、知識和經(jīng)驗，提高制造業(yè)增加值和制造業(yè)中高端技術產(chǎn)品占比，并著力擴大制造業(yè)出口增長份額，縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距。