陳甬軍 李環(huán)環(huán)

關鍵詞：“一帶一路”倡議 ?產業(yè)結構轉型升級 ?動態(tài)效應 ?中介效應 ?區(qū)域異質性

一、引言

改革開放以來，中國經歷了持續(xù)三十多年的高速增長階段。近年來，在內外因素的共同作用下，中國經濟增長趨勢放緩，步入了“高效率、低成本、可持續(xù)”的中高速增長階段。我國現(xiàn)階段正經歷增長動力轉型與產業(yè)結構升級的過程，產業(yè)轉型升級是中國經濟發(fā)展進入“新常態(tài)”階段亟待解決的問題之一。

“一帶一路”倡議提出之后得到了學術界的廣泛關注，有不少學者從對外貿易投資及國際產能合作等角度開展了深入研究。也有學者探討了“一帶一路”倡議對產業(yè)結構升級的影響，但研究多集中于理論分析和政策建議方面，定量研究較少。王桂軍和盧瀟瀟（2019）基于2012-2017年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，實證研究發(fā)現(xiàn)“一帶一路”倡議對企業(yè)升級有顯著推動作用，并可以通過研發(fā)創(chuàng)新助推企業(yè)升級。王巧和佘碩（2020）基于2003-2016年中國地級市數(shù)據(jù)實證研究發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議對中國產業(yè)結構轉型升級的驅動效應不明顯。

本文基于2005-2017年中國地級市面板數(shù)據(jù)，研究“一帶一路”倡議對產業(yè)結構轉型升級的影響?？赡艿倪呺H貢獻在于：首先，完善回歸模型，對變量的測算進行修正，主要體現(xiàn)在地級市產業(yè)結構合理化的測算上;其次，對“一帶一路”倡議的產業(yè)轉型升級效應進行動態(tài)異質性分析。此外，通過模型擴展討論了“一帶一路”倡議影響產業(yè)結構升級的作用機制，使結論更加完備。最后，進行了一系列穩(wěn)健性檢驗，以確保實證結果的可靠性。

二、模型設定與樣本描述

（一）模型設計

本文采用雙重差分法（DID）估計“一帶一路”倡議的政策實施效應。首先，參照已有研究的做法，本文選取2014年為政策沖擊時間。其次，本文將“一帶一路”倡議重點影響的18個省、市、自治區(qū)作為處理組，余下的為控制組。根據(jù)研究需要，本文的基準模型設定如下：

其中，i和t分別表示城市和年份。ind為產業(yè)轉型升級指標，在本文中包括產業(yè)結構高度化indu和產業(yè)結構合理化indr兩個指標，did表示“一帶一路”倡議產生的政策效應，X表示一系列控制變量。 和 分別為個體和時間固定效應， 為隨機擾動項。

（二）變量設定和數(shù)據(jù)來源

1、被解釋變量

產業(yè)結構高度化（indu）。當前，信息技術發(fā)展迅速，產業(yè)結構的服務化趨勢也愈發(fā)明顯，因此，本文借鑒干春暉等（2011）的做法，采用第三產業(yè)與第二產業(yè)的增加值之比來構建產業(yè)結構升級指標。產業(yè)結構合理化（indr）?？紤]到本文主要是考察產業(yè)間的協(xié)調程度，以及生產要素的配置效率，本文用泰爾指數(shù)度量產業(yè)結構的合理化。具體的計算方法如下：

其中，yimt表示t時期i地區(qū)m產業(yè)的增加值在gdp中的占比，limt表示t時期i地區(qū)m產業(yè)的就業(yè)人數(shù)在總就業(yè)人數(shù)中的占比。該指標衡量了我國產業(yè)結構偏離均衡水平的程度，越接近0，產業(yè)結構越合理。

2、解釋變量

“一帶一路”倡議（did）。其為實驗分組（treated）和實驗分期（time）兩個虛擬變量的交互項。虛擬變量treated是對地區(qū)的分組，當?shù)丶壥形挥谑堋耙粠б宦贰背h重點影響的18個省、市、自治區(qū)時，變量取值為1，否則為0。本文選取2014年為政策沖擊節(jié)點，生成虛擬變量time，對于2014年及之后的年份，變量取值為1，之前的年份變量取值為0。

在已有研究基礎上，本文選取的控制變量包括城鎮(zhèn)化水平、經濟發(fā)展水平、市場化程度、信息化水平、交通便利程度、人力資本水平以及對外開放程度。其中，城鎮(zhèn)化水平（urb）采用常住人口密度表征，經濟發(fā)展水平（pgdp）采用人均gdp表征。市場化程度（gov）采用城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員占總就業(yè)人員的比重進行測度。信息化水平（info）采用郵電業(yè)務總量占gdp比重進行衡量，交通便利程度（infra）用人均公路貨運量表征。人力資本水平（edu）采用每萬人中普通高等學校在校生數(shù)表征。對外開放程度（open）采用貿易開放度來衡量，即進出口總額在GDP中的占比。

本文的數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》、《中國區(qū)域統(tǒng)計年鑒》、各省市統(tǒng)計年鑒。凡采用貨幣度量的指標均以2000年為基期通過所在省份的CPI剔除了價格因素影響。在產業(yè)結構合理化的計算中，已有研究使用的分產業(yè)就業(yè)人數(shù)均為單位從業(yè)人數(shù)，但該數(shù)據(jù)與分產業(yè)總從業(yè)人數(shù)存在較大的差距，因此本文從各省市統(tǒng)計年鑒手工收集了地級市分產業(yè)總就業(yè)人數(shù)，以更好地測度產業(yè)結構合理化，但數(shù)據(jù)存在部分缺失。

三、實證檢驗與結果分析

（一）基準模型檢驗

本文首先采用雙重差分法對基準模型（1）進行回歸，結果見表1。參照王立勇和高玉胭（2018）的做法，本文在（2）（4）列中引入年份和城市虛擬變量控制時間和個體固定效應，在（1）（3）列中則應用time和treated兩個虛擬變量粗略控制時間和個體固定效應。

由表1的回歸結果可知，“一帶一路”倡議對產業(yè)結構高度化有顯著的正向作用，對產業(yè)結構合理化也有正向作用，但是作用并不顯著。這可能是由于“一帶一路”實施初期，地區(qū)在發(fā)展時并未充分考慮自身的技術水平、地區(qū)產業(yè)之間的關聯(lián)性和互補性以及產業(yè)的發(fā)展目標，因而并未在區(qū)域內實現(xiàn)合理的分工，產業(yè)之間的協(xié)調能力和關聯(lián)程度不高，這對產業(yè)結構合理化是不利的。因此，雖然“一帶一路”倡議實施借助國際產能合作，實現(xiàn)我國邊際產業(yè)的轉移，有利于資源配置效率的提升，但總體來看并未促進產業(yè)結構的合理化。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本部分將從三個方面進行穩(wěn)健性檢驗，主要包括：

1、傾向匹配雙重差分

為排除系統(tǒng)誤差對處理組和控制組的趨勢造成影響，本文采用PSM-DID進行穩(wěn)健性檢驗。本文以經濟發(fā)展水平、市場化程度、信息化水平、人力資本水平和對外開放程度等變量作為協(xié)變量，分別以產業(yè)結構高度化和合理化作為結果變量，對處理組和控制組樣本進行一對一匹配。匹配后，樣本的平衡性整體上得到改善，處理組和控制組無系統(tǒng)差異。具體回歸結果見表2的（1）（2）列，“一帶一路”倡議對產業(yè)結構高度化的影響顯著為正;對產業(yè)結構合理化無顯著影響，這與基準回歸的結果一致。

2、更換度量指標

本節(jié)使用其他產業(yè)結構轉型升級的度量指標進行穩(wěn)健性檢驗。首先，借鑒劉偉等（2008）的做法，用產業(yè)增加值占比與各產業(yè)勞動生產率的乘積加權值來衡量產業(yè)結構高度化。此外，本文還參照韓永輝等（2017）的研究，用下式來衡量產業(yè)結構的合理化：

上式中變量的含義與前文相同。回歸結果表明，“一帶一路”倡議對產業(yè)結構高度化有顯著的正向作用，對產業(yè)結構合理化的作用不顯著。

3、安慰劑檢驗：隨機選取實驗組

為進一步論證地級市的產業(yè)結構轉型升級是由“一帶一路”倡議帶來的，而非源自不可觀測的因素，本文參照已有研究，進行安慰劑檢驗。重復隨機抽樣500次，對表1中第（2）列的模型進行估計，得到核心解釋變量did的500個估計系數(shù)。估計系數(shù)的均值為-0.0008，標準差為0.027，本文的實際估計值0.057顯著不同于安慰劑檢驗中的估計值。

（三）動態(tài)異質性因果效應檢驗

為了探究“一帶一路”倡議影響地級市產業(yè)轉型升級的動態(tài)效應及變化趨勢，本文進一步構建如下模型：

其中，year14t表示2014年“一帶一路”倡議實施之后各年份的虛擬變量，其他各項與模型（1）定義相同。回歸結果詳見表2的第（3）（4）列，由第（3）列可知，“一帶一路”倡議實施的第一年對產業(yè)結構高度化沒有顯著的影響，這可能是由于，“一帶一路”倡議于2014年3月才正式進入務實推進階段，當年的實施效果可能不夠明顯;之后的三年中，“一帶一路”倡議對產業(yè)結構高度化的影響顯著為正，且呈逐年上升趨勢。由第（4）列的回歸結果可知，“一帶一路”倡議僅在實施的第二年對產業(yè)結構的合理化有顯著的正向作用，其他年份的系數(shù)并不顯著。

（四）作用機制分析

前文的估計結果表明，“一帶一路”倡議顯著推進了產業(yè)結構高度化，那么這種影響的產生機制是什么？此處，我們將從區(qū)域技術創(chuàng)新和固定資產投資兩個角度來考慮。在中介變量的衡量上，本文用人均專利的申請授權數(shù)來衡量區(qū)域技術創(chuàng)新水平;用人均固定資產投資來衡量固定資產投資水平，并以2000年為基期通過所在省份的固定資產投資價格指數(shù)剔除了價格因素影響。在模型的設定上，我們利用溫忠麟等（2004）提出的中介效應檢驗程序來識別“一帶一路”倡議影響中國產業(yè)結構高級化的作用機制。

由表3可知，來自技術創(chuàng)新和固定資產投資的中介效應均顯著為正。由（1）（2）列可知，“一帶一路”倡議通過技術創(chuàng)新對產業(yè)結構高度化的間接影響效應為0.0062，占總效應（0.057）的10.9%。由（3）（4）列可知，“一帶一路”倡議通過固定資產投資對產業(yè)結構高度化的間接影響效應為0.0137，占總效應（0.057）的24%。這表明，“一帶一路”倡議的實施通過促進國際產能合作，雖然擠出了部分投資，但緩解了對資本密集產業(yè)的過度投資，使資源可以配置到更高效的產業(yè)，有利于促進產業(yè)結構高度化。

（五）地區(qū)異質性討論

本部分將地級市劃分為東部和中西部地區(qū)，討論“一帶一路”倡議影響產業(yè)結構的異質性。核心變量的估計結果如表4所示，“一帶一路”倡議對中西部地區(qū)產業(yè)結構高度化有顯著正向作用，但該作用在東部并不顯著;對產業(yè)結構合理化沒有顯著影響。

四、結論和政策建議

本文基于2005-2017年中國285個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，探討了“一帶一路”倡議對產業(yè)轉型升級的影響。研究發(fā)現(xiàn)：“一帶一路”倡議可以顯著推動地級市產業(yè)結構高度化，該影響在區(qū)域之間存在異質性;對產業(yè)結構合理化沒有顯著影響。此外，根據(jù)動態(tài)效應檢驗結果可知，“一帶一路”倡議對產業(yè)結構高度化的激勵作用呈逐年上升趨勢;對產業(yè)結構合理化的激勵作用僅在政策實施第二年顯著。最后，“一帶一路”倡議通過推動技術創(chuàng)新和改善資源配置效率，推進產業(yè)結構的高度化。

以上結論相關的啟示作用體現(xiàn)在：（1）在“一帶一路”倡議的實施過程中，中國通過主動融入全球貿易自由化浪潮實現(xiàn)了產業(yè)結構的高度化。因此，各級政府應進一步推進配套措施改革，促進國際產能合作，以最大限度地實現(xiàn)“一帶一路”倡議的積極效益。（2）中國經濟發(fā)展步入“新常態(tài)”階段，經濟發(fā)展的動力從要素、投資驅動轉向創(chuàng)新驅動。隨著“一帶一路”倡議的不斷推進，我國應當利用研發(fā)資源共享、戰(zhàn)略技術聯(lián)盟以及國際人才計劃等手段充分整合國內外資源，進一步開展研發(fā)創(chuàng)新活動，實現(xiàn)經濟的高質量發(fā)展。（3）地方政府在推進“一帶一路”倡議實施的過程中，應當因地制宜。充分考慮地區(qū)的優(yōu)勢所在，發(fā)展當?shù)鼐哂斜容^優(yōu)勢的產業(yè)作為主導產業(yè)，并加強產業(yè)之間的關聯(lián)水平，以發(fā)揮“一帶一路”倡議對產業(yè)結構合理化的推動作用。

參考文獻

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