“一帶一路”倡議是否促進(jìn)了沿線國(guó)家的產(chǎn)業(yè)發(fā)展？
——來(lái)自“一帶一路”國(guó)家向中國(guó)出口高技術(shù)產(chǎn)品的證據(jù)

孟 猛 鄭昭陽(yáng)

（1.天津師范大學(xué)，天津 300387；2.南開(kāi)大學(xué)，天津 300071）

一、引言

2013年以來(lái)，中國(guó)本著“共商、共建、共享”原則，不斷加強(qiáng)與“一帶一路”沿線國(guó)家在基礎(chǔ)設(shè)施、產(chǎn)能、金融等領(lǐng)域的合作，并取得了豐碩成果。但是也存在不和諧的聲音，否認(rèn)“一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家產(chǎn)業(yè)發(fā)展的意義和作用。那么，“一帶一路”倡議是否促進(jìn)了沿線國(guó)家的產(chǎn)業(yè)發(fā)展？如果存在促進(jìn)作用，其作用機(jī)制和渠道是什么？是否存在異質(zhì)性的促進(jìn)效果？

高技術(shù)產(chǎn)業(yè)是一國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化的標(biāo)志，其出口規(guī)模的擴(kuò)大往往意味著產(chǎn)業(yè)發(fā)展與升級(jí)?！耙粠б宦贰毖鼐€有較多的發(fā)展中國(guó)家，它們往往不具有高技術(shù)產(chǎn)品的比較優(yōu)勢(shì)。如果“一帶一路”倡議促進(jìn)了沿線國(guó)家產(chǎn)業(yè)發(fā)展，體現(xiàn)了中國(guó)與沿線國(guó)家共商、共建、共享，那么沿線國(guó)家向中國(guó)出口的高技術(shù)產(chǎn)品應(yīng)該明顯增加?；诖?，本文利用2001~2018年中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口數(shù)據(jù)，選取“一帶一路”沿線國(guó)家為處理組，非“一帶一路”沿線國(guó)家為對(duì)照組，并以2013年“一帶一路”倡議正式提出為標(biāo)志，采用雙重差分法較全面地評(píng)估“一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品出口的影響。

本文的邊際貢獻(xiàn)有：較系統(tǒng)地評(píng)估了“一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家的影響，彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)集中于“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)影響研究的不足；利用中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口數(shù)據(jù)可以消除因采用各國(guó)出口數(shù)據(jù)而可能出現(xiàn)的統(tǒng)計(jì)誤差，更準(zhǔn)確地評(píng)估“一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響；準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的分析方法有效緩解了內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)，事后分析的視角更能準(zhǔn)確識(shí)別“一帶一路”倡議的實(shí)施效果，對(duì)影響機(jī)制與影響渠道的研究更是將研究從“是什么”推進(jìn)到“為什么”和“怎么樣”的層面。

二、文獻(xiàn)回顧與理論分析

“一帶一路”倡議的實(shí)施在于通過(guò)促進(jìn)中國(guó)與沿線國(guó)家間經(jīng)濟(jì)要素有序自由流動(dòng)、資源高效配置和市場(chǎng)深度融合，實(shí)現(xiàn)中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家的共同發(fā)展與共同繁榮。

基于對(duì)中國(guó)與沿線國(guó)家資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以及全球價(jià)值鏈位置和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)等的比較分析，學(xué)者們認(rèn)為中國(guó)與沿線國(guó)家存在著巨大經(jīng)貿(mào)合作潛力（孫楚仁和易正容，2019）?！耙粠б宦贰背h的實(shí)施加速了中國(guó)潛能的釋放，推動(dòng)了中國(guó)內(nèi)外發(fā)展。具體來(lái)看，對(duì)外促進(jìn)了中國(guó)出口（陳繼勇和劉燚爽，2018）和對(duì)外直接投資（呂越等，2019），改善了中國(guó)貿(mào)易條件和福利水平（陳虹和楊成玉，2015；張良衛(wèi)，2015）；對(duì)內(nèi)推動(dòng)了國(guó)內(nèi)各區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)（張營(yíng)營(yíng)和高煜，2020），促進(jìn)了國(guó)內(nèi)就業(yè)（李磊等，2016）和綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（胡琰欣等，2019）。此外，基于企業(yè)微觀層面的研究認(rèn)為“一帶一路”倡議推動(dòng)了企業(yè)生產(chǎn)率的提升和企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)（王桂軍和盧瀟瀟，2019）。

關(guān)于“一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家的發(fā)展與繁榮作用，學(xué)者們主要從中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家投資的東道國(guó)效應(yīng)角度展開(kāi)研究，發(fā)現(xiàn)中國(guó)對(duì)沿線國(guó)家的直接投資提升了沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量（徐俊和李金葉，2019），降低了沿線國(guó)家債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)（金剛和沈坤榮，2019），促進(jìn)了沿線國(guó)家就業(yè)、提升了當(dāng)?shù)貑T工的勞動(dòng)技能（陳瑛等，2019），推動(dòng)了沿線國(guó)家經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及縮小了國(guó)際間不平等（馬艷等，2020）。根據(jù)中國(guó)在東亞地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型與發(fā)展中的作用，一些學(xué)者認(rèn)為，沿線國(guó)家向中國(guó)出口了什么以及出口了多少是“一帶一路”倡議深化的基礎(chǔ)和保證（李曉等，2020），但目前對(duì)沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)出口的研究主要集中于出口總額以及農(nóng)產(chǎn)品和大宗產(chǎn)品（孫林等，2019；孫楚仁和易正容，2019），缺少對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品的研究。

傳統(tǒng)貿(mào)易理論認(rèn)為，發(fā)展中國(guó)家并不具有高技術(shù)產(chǎn)品出口的比較優(yōu)勢(shì)，但動(dòng)態(tài)貿(mào)易理論也指出一國(guó)比較優(yōu)勢(shì)并不是一成不變的。資本流入、基礎(chǔ)設(shè)施改善、金融市場(chǎng)發(fā)展以及技術(shù)水平提升均會(huì)影響發(fā)展中國(guó)家的比較優(yōu)勢(shì)，是促進(jìn)其出口高技術(shù)產(chǎn)品的重要因素（包群和張雅楠，2010；楊高舉和黃先海，2013）。

“一帶一路”倡議涉及基礎(chǔ)設(shè)施、資金支持、人員流動(dòng)、科技合作等方面。基礎(chǔ)設(shè)施是“一帶一路”建設(shè)的基礎(chǔ)和優(yōu)先領(lǐng)域。研究發(fā)現(xiàn)，一國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施的改善可以通過(guò)如下3個(gè)渠道推動(dòng)其高技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)與出口：降低企業(yè)運(yùn)輸成本和協(xié)調(diào)成本，減少對(duì)外貿(mào)易的固定成本（Limao and Venables，2001）；便于企業(yè)及時(shí)調(diào)整生產(chǎn)要素和庫(kù)存，減少對(duì)外貿(mào)易中的不確定性（王永進(jìn)等，2010）；促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新和提升生產(chǎn)率（Holl，2016）。由此可見(jiàn)，“一帶一路”倡議可以通過(guò)改善沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施而促進(jìn)其高技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)與出口。

資金融通是“一帶一路”倡議順利進(jìn)行的資金保障，同時(shí)助推沿線國(guó)家金融市場(chǎng)發(fā)展。由中國(guó)設(shè)立的絲路基金以及倡議籌建的亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行已成為“一帶一路”資金融通的重要平臺(tái)。截至2020年10月，絲路基金已累計(jì)簽約項(xiàng)目47個(gè)，承諾投資金額178億美元。①https://www.chinanews.com.cn/cj/2020/10-23/9320948.shtml.[2020-10-23].截至2021年10月，亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行已批準(zhǔn)158個(gè)項(xiàng)目，累計(jì)投資總額超過(guò)319.7億美元。②https://news.cctv.com/2021/12/25/ARTIShPIkQnX9jDUtOrWY3yH211225.shtml.[2021-12-25].來(lái)自銀保監(jiān)會(huì)的數(shù)據(jù)顯示，截至2020年末，有11家中資銀行在29個(gè)“一帶一路”沿線國(guó)家設(shè)立了80家一級(jí)分支機(jī)構(gòu)。③https://news.stcn.com/news/202103/t20210324_2945345.html.[2021-03-24].金融因素是影響企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新、人力資本投入、生產(chǎn)率提升等的關(guān)鍵要素（Manova，2013）。來(lái)自跨國(guó)和國(guó)別的經(jīng)驗(yàn)研究支持金融發(fā)展對(duì)高技術(shù)產(chǎn)品出口的促進(jìn)作用（Beck，2002）。由此，資金融通通過(guò)為沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)和研發(fā)提供資金支持和金融服務(wù)，促進(jìn)了高技術(shù)產(chǎn)品的生產(chǎn)與出口。

科技創(chuàng)新合作和人員交流是“一帶一路”民心相通的重要構(gòu)成。從“一帶一路”倡議提出伊始，中國(guó)就強(qiáng)調(diào)各方之間要加強(qiáng)科技創(chuàng)新合作和人員交流。2016年中國(guó)出臺(tái)《推進(jìn)“一帶一路”建設(shè)科技創(chuàng)新合作專(zhuān)項(xiàng)規(guī)劃》，明確加強(qiáng)中國(guó)與沿線國(guó)家科技人文交流、共建聯(lián)合實(shí)驗(yàn)室等活動(dòng)?，F(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為，科技創(chuàng)新合作和人員交流可以通過(guò)如下途徑促進(jìn)沿線國(guó)家技術(shù)水平的提升：通過(guò)合作推動(dòng)新產(chǎn)品和新技術(shù)的誕生，產(chǎn)生1+1＞2的效果；加快先進(jìn)技術(shù)在企業(yè)間的傳播（Audretsch and Feldman，2004）；降低技術(shù)落后企業(yè)的研發(fā)和學(xué)習(xí)成本（Coe and Helpman，1995）。

三、實(shí)證方法與數(shù)據(jù)

（一）計(jì)量模型設(shè)定

為了考察“一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，本文以中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口為研究對(duì)象，以“一帶一路”倡議提出為外部政策沖擊，在一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的框架下運(yùn)用雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證研究?；鶞?zhǔn)雙重差分（difference-in-differences，DID）模型具體設(shè)定如下：

式（1）中，HT表示中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口額（對(duì)數(shù)形式）；obor表示向中國(guó)出口高技術(shù)產(chǎn)品國(guó)家是否為沿線國(guó)家，如果是，該變量為1，否則為0；post為“一帶一路”倡議的時(shí)間虛擬變量，2013年及之后該變量為1，否則為0；obor×post是核心變量，它的估計(jì)系數(shù)β度量了“一帶一路”倡議提出前后沿線與非沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品對(duì)中國(guó)出口的平均差異。如果交叉項(xiàng)估計(jì)系數(shù)顯著大于0，表明“一帶一路”倡議明顯促進(jìn)了沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口。X是控制變量，具體包括中國(guó)和樣本中其他國(guó)家GDP（以2010年美元計(jì)價(jià)）、中國(guó)與其他國(guó)家的距離以及出口國(guó)制度水平。制度水平采用世界銀行發(fā)布的全球治理指數(shù)（WGI）衡量，具體包括：腐敗控制、政府效率、政局穩(wěn)定、監(jiān)管質(zhì)量、法制水平和言論自由6個(gè)指標(biāo)。δ表示年度固定效應(yīng)，α為國(guó)家固定效應(yīng)，ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)說(shuō)明

樣本時(shí)間維度為2001~2018年，樣本觀測(cè)值有3,024個(gè)，包含了168個(gè)國(guó)家的相關(guān)信息，涉及65個(gè)“一帶一路”沿線國(guó)家。從表1可以看到，“一帶一路”倡議實(shí)施后，沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的平均出口額增長(zhǎng)了82.27%，高于同時(shí)期非沿線國(guó)家60.36%的增長(zhǎng)率。

表1 “一帶一路”倡議實(shí)施前后沿線與非沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品平均出口額的對(duì)比

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）基準(zhǔn)回歸

利用式（1）從中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口的角度考察“一帶一路”倡議實(shí)施效果時(shí)，本文將聚類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)誤設(shè)定在國(guó)家層面來(lái)控制潛在的序列相關(guān)和異方差問(wèn)題（Bertand et al，2004）。表2報(bào)告了基準(zhǔn)回歸結(jié)果，列（1）只控制國(guó)家和年份固定效應(yīng)，列（2）加入了國(guó)家層面的控制變量?；貧w結(jié)果顯示，核心解釋變量obor×post的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明“一帶一路”倡議顯著提升了沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品對(duì)中國(guó)的出口。為了驗(yàn)證上述估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，采用如下方法重新界定高技術(shù)產(chǎn)品：首先根據(jù)Hausmann等（2007）的方法，①根據(jù)Hausmann等（2007）的方法，產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度（jishu）的計(jì)算公式為下標(biāo)i表示HS6位數(shù)產(chǎn)品，exij是j國(guó)i產(chǎn)品的出口額，EXj是j國(guó)所有產(chǎn)品的出口總額，Yj表示j國(guó)經(jīng)購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)調(diào)整的人均實(shí)際GDP。基于UN Comtrade貿(mào)易數(shù)據(jù)在HS6位數(shù)產(chǎn)品層面測(cè)算產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度，然后將產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度高于均值的產(chǎn)品定義為高技術(shù)產(chǎn)品，回歸結(jié)果參見(jiàn)表2列（3）。核心解釋變量obor×post的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，再次證明“一帶一路”倡議提升了沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品對(duì)中國(guó)的出口。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）DID估計(jì)的有效性分析

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

借鑒Liu和Qiu（2016）的方法，設(shè)定如下模型進(jìn)行雙重差分法所要求的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)：

式（2）中，year表示年度虛擬變量，當(dāng)年取值為1，其他年份為0；其他變量與基準(zhǔn)模型（1）一致。模型（2）檢驗(yàn)了“一帶一路”倡議提出前5年到樣本最后1年的趨勢(shì)變化。從結(jié)果看（圖1），2013年前的回歸結(jié)果都不顯著，表明“一帶一路”倡議實(shí)施前，沿線國(guó)家與非沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口變化趨勢(shì)一致，不存在明顯差異。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)

為了保證結(jié)果的穩(wěn)健，本文采用如下兩種安慰劑檢驗(yàn)方法：

第一，假定“一帶一路”倡議的提出時(shí)間早于2013年。為了排除沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品對(duì)中國(guó)出口的增長(zhǎng)可能是某些潛在的不可觀測(cè)因素所致，借鑒Topalova（2010）的方法，將“一帶一路”倡議提出的時(shí)間分別設(shè)定為2002~2012年中的任意一年。表3為相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，核心變量obor×post的估計(jì)系數(shù)都不顯著，說(shuō)明回歸結(jié)果可以排除其他潛在的不可觀測(cè)因素的影響。

表3 安慰劑檢驗(yàn)一：假設(shè)“一帶一路”倡議的提出時(shí)間早于2013年

第二，隨機(jī)抽取實(shí)驗(yàn)組。借鑒La Ferrara等（2012）以及Cai等（2016）的方法，采取如下方式進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)：每次從全部樣本中隨機(jī)挑選65個(gè)國(guó)家為處理組即沿線國(guó)家，其余國(guó)家為對(duì)照組即非沿線國(guó)家。隨機(jī)抽樣要求交叉項(xiàng)obor×post對(duì)被解釋變量沒(méi)有顯著影響。如果回歸結(jié)果顯著，說(shuō)明模型設(shè)定存在識(shí)別偏誤。為了避免其他小概率事件對(duì)估計(jì)結(jié)果的干擾，本文進(jìn)行了200次隨機(jī)抽樣，并依據(jù)模型（1）進(jìn)行回歸。圖2匯報(bào)了200次隨機(jī)生成處理組估計(jì)系數(shù)的核密度分布?？梢园l(fā)現(xiàn)，回歸系數(shù)的均值接近0（系數(shù)為-0.0099），且絕大多數(shù)p值大于0.1，說(shuō)明在這200次隨機(jī)抽樣中，“一帶一路”倡議效果不顯著?？梢哉J(rèn)為，其他遺漏變量與“一帶一路”倡議的影響效果間不存在明顯因果關(guān)系。

圖2 隨機(jī)分配處理組系數(shù)估計(jì)值和p值

3.控制時(shí)間趨勢(shì)

為了避免因非觀測(cè)特定因素存在導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果有偏，進(jìn)一步將時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)（obor×t）加入基準(zhǔn)模型。表4列（1）回歸結(jié)果表明，在控制時(shí)間趨勢(shì)后，obor×post的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，表明“一帶一路”倡議有利于提升沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品對(duì)中國(guó)的出口。

4.兩期雙重差分模型

表4列（2）是兩期雙重差分模型①具體做法為：以“一帶一路”倡議提出年份2013年為時(shí)間節(jié)點(diǎn)將樣本劃分為兩個(gè)階段，通過(guò)對(duì)每一階段每一變量求算術(shù)平均值的方法構(gòu)造新的回歸樣本。的回歸結(jié)果，以避免多期雙重差分模型可能存在的潛在序列相關(guān)問(wèn)題（Bertrand et al，2004）?？梢钥吹?，obor×post的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明“一帶一路”倡議顯著提升了沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口，這一結(jié)論與前文多期倍差法估計(jì)結(jié)果一致。

表4 控制時(shí)間趨勢(shì)和兩期差分模型

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.傾向得分匹配后的雙重差分分析為了避免樣本選擇性偏差，采用傾向得分匹配法檢驗(yàn)其他條件相似情形下“一帶一路”倡議的影響。在控制相關(guān)國(guó)家GDP總量、人均GDP以及與中國(guó)的地理距離、是否和中國(guó)接壤、是否加入WTO等變量的基礎(chǔ)上，建立是否為“一帶一路”沿線國(guó)家的logit模型，同時(shí)依照臨近得分匹配原則，以1∶3的比例從非沿線國(guó)家中尋找與沿線國(guó)家匹配的對(duì)照組，然后再對(duì)式（1）進(jìn)行回歸。表5列（1）是傾向得分匹配后的雙重差分分析結(jié)果，obor×post的系數(shù)仍然顯著為正，并通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，支持前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

2.不同時(shí)間段的分樣本考慮到特定年份可能會(huì)干擾本文的主要結(jié)論，為此，通過(guò)變化樣本時(shí)間窗口重新對(duì)前文的基準(zhǔn)結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)。將樣本窗口界定為2002~2017年、2008~2018年、2009~2018年以及2010~2015年。表5列（2）~列（5）的回歸結(jié)果中obor×post的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，再次支持了前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。

3.采用PPML估計(jì)方法基準(zhǔn)回歸模型剔除零貿(mào)易樣本?？紤]零值樣本可能的影響，利用泊松似然估計(jì)（PPML）方法重新對(duì)基準(zhǔn)結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)，表5列（6）顯示，即使考慮零貿(mào)易因素，obor×post的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果均支持“一帶一路”倡議提升沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的核心結(jié)論。

（四）異質(zhì)性檢驗(yàn)

“一帶一路”沿線國(guó)家無(wú)論是地理位置、社會(huì)文化還是制度環(huán)境等諸多方面均存在較大差異，“一帶一路”倡議的影響效果對(duì)所有沿線國(guó)家是否相同？此外，高技術(shù)產(chǎn)品可分為中間品和最終品，對(duì)于沿線國(guó)家出口的不同種類(lèi)的高技術(shù)產(chǎn)品，“一帶一路”倡議的促進(jìn)作用是否存在差異？對(duì)于這些問(wèn)題的探討有助于從另一角度理解“一帶一路”倡議的影響。

1.國(guó)家異質(zhì)性

借鑒Bustos（2011）的方法，引入國(guó)家異質(zhì)性虛擬變量和obor×post交叉項(xiàng)對(duì)基準(zhǔn)模型（1）進(jìn)行如下拓展來(lái)考察“一帶一路”倡議的國(guó)家異質(zhì)性影響：

式（3）中，yz_w為“一帶一路”沿線國(guó)家異質(zhì)性的虛擬變量，具體包括“海上絲綢之路”和“陸上絲綢之路”的異質(zhì)性、距離中國(guó)遠(yuǎn)近以及制度的異質(zhì)性。

第一，“海上絲綢之路”國(guó)家與“陸上絲綢之路”國(guó)家的異質(zhì)性。①“海上絲綢之路”國(guó)家包括：巴林、孟加拉國(guó)、文萊、柬埔寨、埃及、印度、印度尼西亞、伊朗、伊拉克、科威特、老撾、馬來(lái)西亞、緬甸、阿曼、巴基斯坦、菲律賓、沙特阿拉伯、新加坡、斯里蘭卡、泰國(guó)、阿聯(lián)酋、越南、也門(mén)、馬爾代夫、卡塔爾；“陸上絲綢之路”國(guó)家包括：土耳其、敘利亞、約旦、黎巴嫩、以色列、希臘、塞浦路斯、尼泊爾、阿富汗、哈薩克斯坦、烏茲別克斯坦、土庫(kù)曼斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦、俄羅斯、烏克蘭、白俄羅斯、格魯吉亞、阿塞拜疆、亞美尼亞、摩爾多瓦、波蘭、立陶宛、愛(ài)沙尼亞、拉脫維亞、捷克、斯洛伐克、匈牙利、斯洛文尼亞、克羅地亞、波黑、黑山、塞爾維亞、阿爾巴尼亞、羅馬尼亞、保加利亞、北馬其頓、不丹、巴勒斯坦?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家分為“海上絲綢之路”國(guó)家與“陸上絲綢之路”國(guó)家。由于兩者在地理位置、文化等方面存在較大差異，有必要分開(kāi)研究。表6列（1）報(bào)告了“一帶一路”倡議對(duì)兩者的影響。其中，land和sea分別是否是“陸上絲綢之路”國(guó)家和“海上絲綢之路”國(guó)家的虛擬變量?？傮w而言，“陸上絲綢之路”國(guó)家和“海上絲綢之路”國(guó)家交叉項(xiàng)的系數(shù)均為正，一定程度上說(shuō)明“一帶一路”倡議促進(jìn)了“陸上絲綢之路”國(guó)家與“海上絲綢之路”國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品對(duì)中國(guó)的出口。進(jìn)一步比較估計(jì)結(jié)果系數(shù)值和顯著性發(fā)現(xiàn)，“陸上絲綢之路”國(guó)家的估計(jì)系數(shù)較高（0.6007）且通過(guò)了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，“海上絲綢之路”國(guó)家的估計(jì)系數(shù)不顯著，意味著“一帶一路”倡議提升出口的作用主要體現(xiàn)在陸上沿線國(guó)家。

第二，距離中國(guó)遠(yuǎn)近的異質(zhì)性。距離是國(guó)際貿(mào)易的重要影響因素，已有文獻(xiàn)對(duì)地理距離如何影響國(guó)際貿(mào)易進(jìn)行了大量闡述（Tinbergen，1962），且認(rèn)為距離會(huì)對(duì)雙邊貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)面影響?！耙粠б宦贰背h的實(shí)施是否會(huì)改變距離對(duì)貿(mào)易的影響？為此，借鑒呂越等（2019）的方法，將沿線國(guó)家分為近鄰國(guó)（near）和遠(yuǎn)鄰國(guó)（far），②“一帶一路”近鄰國(guó)家有：越南、緬甸、老撾、俄羅斯、哈薩克斯坦、塔吉克斯坦、吉爾吉斯斯坦、蒙古、阿富汗、印度、巴基斯坦、不丹和尼泊爾；其他為“一帶一路”遠(yuǎn)鄰國(guó)家?；貧w結(jié)果參見(jiàn)表6列（2）?？梢钥吹?，“一帶一路”倡議明顯提升了遠(yuǎn)鄰國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口，而對(duì)近鄰國(guó)家的促進(jìn)作用并不明顯。

第三，制度的異質(zhì)性。制度是影響一國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與技術(shù)進(jìn)步的重要因素?！耙粠б宦贰毖鼐€國(guó)家的制度環(huán)境存在明顯差別。為了考察“一帶一路”倡議的實(shí)施效果是否因沿線國(guó)家制度差異而存在差別，以全球治理指數(shù)（WGI）的6個(gè)指數(shù)及其加總的算術(shù)平均值作為制度水平的衡量指標(biāo)，④由于篇幅所限，文中沒(méi)有列出6個(gè)具體指標(biāo)的衡量結(jié)果，備索。并將均值以上國(guó)家定義為制度較完善國(guó)家，以high表示；反之為制度較不完善國(guó)家，以low表示。表6列（3）回歸結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議的實(shí)施明顯提升了制度較完善國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口，而對(duì)制度較不完善國(guó)家的促進(jìn)作用不明顯。

表6 “一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家的異質(zhì)性影響

2.產(chǎn)品異質(zhì)性

中國(guó)進(jìn)口的高技術(shù)產(chǎn)品包括中間品和最終品。對(duì)于不同類(lèi)型的高技術(shù)產(chǎn)品，“一帶一路”倡議的影響效果是否存在異質(zhì)性？為了回答這一問(wèn)題，采用三重差分模型（DDD）進(jìn)行估計(jì)：

mid為是否是中間品的虛擬變量，obor×post×mid表示高技術(shù)中間品和前述“一帶一路”倡議實(shí)施年份與沿線國(guó)家的三重交叉項(xiàng)，這是本部分關(guān)注的核心解釋變量。τ表示產(chǎn)品固定效應(yīng)，其他變量與基準(zhǔn)模型相同。

表6列（4）回歸結(jié)果顯示，obor×post×mid的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說(shuō)明“一帶一路”倡議顯著促進(jìn)了沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)中間品的出口，并且這一促進(jìn)作用超過(guò)了最終品。

五、進(jìn)一步研究：影響機(jī)制和渠道分析

（一）影響機(jī)制分析

目前，大量文獻(xiàn)已從理論和實(shí)證的角度證實(shí)基礎(chǔ)設(shè)施改善、金融市場(chǎng)發(fā)展以及技術(shù)水平提升會(huì)促進(jìn)一國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口。那么，“一帶一路”倡議是否通過(guò)改善沿線國(guó)家基礎(chǔ)設(shè)施水平、推動(dòng)沿線國(guó)家金融市場(chǎng)發(fā)展以及技術(shù)水平提升，激發(fā)了沿線國(guó)家的發(fā)展?jié)撃?，促進(jìn)了沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口？

表7報(bào)告了“一帶一路”倡議促進(jìn)沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的機(jī)制分析結(jié)果。列（1）以來(lái)自全球競(jìng)爭(zhēng)力數(shù)據(jù)庫(kù)的基礎(chǔ)設(shè)施綜合質(zhì)量指標(biāo)為基礎(chǔ)設(shè)施的衡量指標(biāo)；列（2）和列（3）分別以來(lái)自世界銀行的私人部門(mén)銀行信貸與GDP之比以及來(lái)自全球競(jìng)爭(zhēng)力數(shù)據(jù)庫(kù)的金融服務(wù)滿足企業(yè)需求程度指標(biāo)作為金融市場(chǎng)發(fā)展的衡量指標(biāo)；列（4）和列（5）分別以來(lái)自PTW數(shù)據(jù)庫(kù)的不變價(jià)格勞動(dòng)生產(chǎn)率（2011年價(jià)格為1）和來(lái)自全球競(jìng)爭(zhēng)力數(shù)據(jù)庫(kù)的技術(shù)成熟指數(shù)作為技術(shù)水平衡量指標(biāo)。

表7列（1）表明，“一帶一路”倡議提出后，沿線國(guó)家的基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量得到了顯著改善；列（2）和列（3）回歸結(jié)果顯示，銀行信貸與GDP之比以及沿線國(guó)家金融服務(wù)滿足企業(yè)需求程度指標(biāo)在“一帶一路”倡議后均顯著增加，說(shuō)明“一帶一路”倡議對(duì)于促進(jìn)沿線國(guó)家金融市場(chǎng)發(fā)展有顯著的積極作用；列（4）和列（5）回歸結(jié)果顯示，不變價(jià)格勞動(dòng)生產(chǎn)率和技術(shù)成熟指標(biāo)在“一帶一路”倡議后顯著提升，說(shuō)明“一帶一路”倡議明顯促進(jìn)了沿線國(guó)家技術(shù)水平提升。

表7 “一帶一路”倡議影響沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的機(jī)制和渠道分析

（二）影響渠道分析

前文雖已較為系統(tǒng)地從中國(guó)進(jìn)口數(shù)據(jù)的角度分析了“一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品出口的影響及作用機(jī)制，但該數(shù)值是一個(gè)綜合指標(biāo)，其變動(dòng)具有多種渠道?！耙粠б宦贰背h到底通過(guò)什么渠道推動(dòng)沿線國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品對(duì)中國(guó)出口的增長(zhǎng)？為了回答這一問(wèn)題，參照Hummels和Klenow（2005）、施炳展（2010）的方法，將沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口規(guī)模分解為廣度邊際（ex）與深度邊際（in）。其中，廣度邊際為沿線國(guó)家j對(duì)中國(guó)出口的高技術(shù)產(chǎn)品種類(lèi)數(shù)，即ext=∑jcountjt，count是0~1變量，t年沿線國(guó)家j向中國(guó)出口了i種高技術(shù)產(chǎn)品時(shí)，取值為1，否則為0；深度邊際是沿線國(guó)家j對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的平均出口額，即init=imit/exit，其中，im是沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口總額。圖3展示了2001~2018年沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口廣度邊際和深度邊際的變化，可以看出，沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的廣度邊際與深度邊際大多數(shù)值都分布在0~1之間，說(shuō)明2001~2018年沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的廣度邊際和深度邊際均有所增長(zhǎng)。深度邊際的峰值比廣度邊際更接近1，這意味著沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的深度邊際比廣度邊際增長(zhǎng)得多。總體來(lái)說(shuō)，沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的增長(zhǎng)來(lái)自深度邊際和廣度邊際兩方面的增加，但深度邊際比廣度邊際增加得多。

圖3 2001~2018年沿線國(guó)家出口中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的邊際變化

為了確定“一帶一路”倡議影響沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的渠道，將基準(zhǔn)模型（1）中的被解釋變量分解為廣度邊際和深度邊際，并設(shè)定如下回歸模型：

其中，mar是渠道變量，具體包括沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的廣度邊際與深度邊際。交叉項(xiàng)obor×post仍是關(guān)注的重點(diǎn)，其估計(jì)系數(shù)χ的大小和顯著性說(shuō)明了“一帶一路”倡議影響沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的渠道，其余解釋變量與基準(zhǔn)回歸模型（1）相同。

表7列（6）和列（7）報(bào)告了“一帶一路”倡議對(duì)沿線國(guó)家向中國(guó)出口高技術(shù)產(chǎn)品的影響渠道。在列（6）廣度邊際的回歸模型中，核心解釋變量obor×post的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明“一帶一路”倡議實(shí)施后，沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口種類(lèi)明顯增加；在列（7）深度邊際的回歸模型中，交叉項(xiàng)obor×post的估計(jì)系數(shù)也顯著為正，說(shuō)明“一帶一路”倡議也明顯提升了沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的平均出口額。總之，廣度邊際和深度邊際都是“一帶一路”倡議促進(jìn)沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口增長(zhǎng)的渠道。這一結(jié)論有助于客觀評(píng)價(jià)“一帶一路”倡議的價(jià)值，“一帶一路”倡議不僅促進(jìn)了沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口總額，而且提升了對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口的廣度邊際和深度邊際。

此外，從表7列（6）和列（7）的核心解釋變量系數(shù)大小和顯著性來(lái)看，在深度邊際回歸模型中，核心解釋變量obor×post的估計(jì)系數(shù)為0.4221且在5%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而在廣度邊際回歸模型中，核心解釋變量的估計(jì)系數(shù)為0.1213且在10%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明“一帶一路”倡議影響沿線國(guó)家向中國(guó)出口高技術(shù)產(chǎn)品的渠道是有差異且非對(duì)稱(chēng)性的，它對(duì)深度邊際的促進(jìn)作用要大于廣度邊際，這一結(jié)論也與圖3的結(jié)論一致。

六、結(jié)論

“一帶一路”倡議旨在推動(dòng)中國(guó)與沿線國(guó)家共同發(fā)展、共同繁榮。以此為背景，本文采用雙重差分方法，通過(guò)對(duì)中國(guó)從全球168個(gè)國(guó)家高技術(shù)產(chǎn)品進(jìn)口的貿(mào)易數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：第一，“一帶一路”倡議提升了沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品出口，提升幅度高達(dá)41%~52%。第二，“一帶一路”倡議對(duì)于沿線國(guó)家向中國(guó)出口高技術(shù)產(chǎn)品的促進(jìn)作用存在異質(zhì)性。在地理上，“一帶一路”倡議提升出口的效應(yīng)更明顯地作用于“陸上絲綢之路”國(guó)家、制度較完善的國(guó)家以及與中國(guó)遠(yuǎn)鄰的國(guó)家；在產(chǎn)品上，倡議對(duì)高技術(shù)中間產(chǎn)品的促進(jìn)效應(yīng)要顯著高于最終品。第三，倡議通過(guò)改善沿線國(guó)家的基礎(chǔ)設(shè)施、推動(dòng)沿線國(guó)家金融市場(chǎng)的發(fā)展以及技術(shù)水平的提高，促進(jìn)了沿線國(guó)家對(duì)中國(guó)高技術(shù)產(chǎn)品的出口。第四，從影響渠道看，盡管“一帶一路”倡議對(duì)于沿線國(guó)家向中國(guó)出口高技術(shù)產(chǎn)品的增長(zhǎng)是通過(guò)廣度邊際和深度邊際增長(zhǎng)共同實(shí)現(xiàn)，但是這種影響具有非對(duì)稱(chēng)性，對(duì)深度邊際的促進(jìn)作用大于廣度邊際。