“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級影響的實證研究

石薛橋 段宇潔 郭瑞潔

中圖分類號：F061.9? ?文獻標識碼：A

內容摘要：本文根據中國對“一帶一路”沿線65個國家的出口數據，運用斷點回歸分析方法，構建“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級的斷點回歸模型，實證分析“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級的影響。研究結果表明：“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級具有顯著推動作用，且對中國產業結構合理化的影響略大于對產業結構高級化的影響。

關鍵詞：“一帶一路”倡議? ?產業結構? ?優化升級

文獻綜述

“一帶一路”是近年來學者研究的熱點。Haque E認為“一帶一路”倡議促進了孟加拉國服裝業的發展。Sarker M N I，Hossin M A，Hua Y等認為“一帶一路”倡議推動了沿線國家的石油和天然氣等業務的發展。Tolipov F認為“一帶一路”倡議對中亞地區的發展來說既是機遇又是挑戰。

張帆、余淼杰和俞建拖研究發現“一帶一路”倡議推動了人民幣國際化進程。孫慧和李建軍研究發現“一帶一路”推動了國際物流的發展，進而促進了中國中間產品對外貿易的發展。謝孟軍運用雙差分估計的方法研究發現“一帶一路”倡議是中國商品輸出的重要影響因素。胡必亮認為“一帶一路”倡議促進了國際和國內發展，前景樂觀可期。

綜上所述，國內外學者關于“一帶一路”倡議的研究多側重于“一帶一路”倡議對經濟發展和國際貿易影響的理論研究，很少研究“一帶一路”倡議對一國產業結構優化升級的影響。因此，本文運用斷點回歸的方法，研究“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級的影響具有重要的理論意義和實踐意義。

理論分析

“一帶一路”倡議為中國國際產業轉移提供了廣闊的市場。第一，中國是世界第二大經濟體，擁有強大的資金和人力資源，良好的國際形象加強了沿線國家與中國合作的積極性。第二，沿線國家比較優勢差異為中國產業轉移提供了機會，可通過對外直接投資推動產業結構優化升級。中國可向沿線發展較為落后的發展中國家轉移在中國逐漸喪失或已經喪失優勢的產業，也可以向沿線發達國家進行對外直接投資，利用其反向技術外溢效應，獲得先進的技術和管理模式，再將其輸入到國內，實現產業結構優化升級。

“一帶一路”倡議的實施為中國去產能提供了機遇。第一，“一帶一路”沿線基礎設施加大了對鋼鐵和水泥等能源需求。第二，沿線國家經濟發展水平存在差異，在中國積累過剩產能的行業可能在其它發展較為落后的國家存在需求。第三，通過向沿線發達國家引進先進的技術和經驗，有利于中國去掉“低效產能”。

模型構建

斷點回歸的基本思想是存在一個連續變量，即分組變量，該變量決定了樣本在臨界值處即斷點接受政策處理的概率。根據樣本接受政策處理的概率把斷點回歸分為精確斷點回歸（SRD）和模糊斷點回歸（FRD）。

本文假設若“一帶一路”倡議提出前后，中國對沿線65個國家的出口額占中國出口總額的比例存在明顯差異，則認為“一帶一路”倡議導致了中國對沿線65個國家的出口額占中國出口總額比例的變化。因此本文運用斷點回歸分析的方法，通過判斷“一帶一路”倡議對沿線65個國家的出口額占中國出口總額比例的變化來分析“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級的影響。

圖1為2000-2016年中國對沿線65個國家的出口額占中國出口總額比例均值（R）。由圖1可看出，2000-2012年R呈逐漸上升的平滑變動趨勢，且R從未超過0.4%，但在2013年達到0.4%，且2013-2016年呈明顯的上升趨勢，因此判斷R在2013年處可能存在斷點。

為了準確判斷2013年處是否存在斷點，運用EVIEWS軟件對2000-2016年R進行斷點回歸，結果如圖2所示。從圖2可看出，R在2013年處存在明顯斷點。因此本文可根據中國對沿線65個國家的出口額占中國出口總額比例均值的斷點來識別“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級的影響。

為了利用年份斷點檢驗“一帶一路”倡議對產業結構優化升級的影響，假設“一帶一路”倡議的實施情況為Di，Di=1表示已實施“一帶一路”倡議，Di=0表示未實施“一帶一路”倡議，Yi（1）表示受“一帶一路”倡議影響的中國產業結構優化升級程度，Yi（0）表示未受“一帶一路”倡議影響的中國產業結構優化升級程度，“一帶一路”倡議對中國產業結構優化程度的影響可以表示為：Yi=（1-Di）Yi（0）+DiYi（1）。“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級的影響并不是從完全不受影響到完全受影響，所以“一帶一路”倡議形成的是一個模糊斷點，因此運用SRD方法進行分析，本文選擇參數估計的方法進行SRD估計，由此構建斷點回歸模型：

2000-2016年中國對沿線國家的出口額和中國出口總額的數據來自United National Comtrade Database。計算產業結構優化升級的指標數據來自《中國統計年鑒》，由于斷點年份為2013年，因此選取2013年前后各3年的數據，各變量描述性統計結果如表1所示。

由表1可看出，2010-2016年R的平均值為0.3979%，TL的平均值為0.9084，TS的平均值為1.9084。間斷點左右兩側R、TL和TS存在明顯差異，表明“一帶一路”倡議對產業結構優化升級有影響。

估計結果

本文選擇兩階段最小二乘法（TSLS）構建工具變量進行模糊斷點回歸。首先對模型（2）進行第一階段回歸，研究“一帶一路”倡議對沿線國家出口額占中國出口總額比例的影響，根據赤池信息準則選擇配置變量的多項式函數階次為2。接下來對模型（1）進行第二階段回歸，研究沿線國家出口額占中國出口總額比例對中國產業結構優化升級的影響，根據赤池信息準則選擇年份斷點差的多項式函數階次為4，回歸結果如表2所示。

由第一階段回歸結果可看出R2為0.974139，調整R2為0.974139，回歸擬合優度較好，F值為37.66772，大于10，回歸方程在5%顯著性水平下通過顯著性檢驗。年份虛擬變量對沿線國家出口額占中國出口總額比例均值的影響系數為0.014021，且在5%顯著性水平下通過顯著性檢驗，說明“一帶一路”倡議對沿線國家出口額占中國出口總額比例均值的影響為1.4021%。

由第二階段回歸結果可看出“一帶一路”倡議對中國產業結構合理化和產業結構高級化的回歸模型的R2和調整R2均大于99%，回歸擬合優度較好，F值為696.703，且在5%顯著性水平下通過顯著性檢驗。“一帶一路”倡議對中國產業結構合理化的影響系數為0.052241，且在5%顯著性水平下通過顯著性檢驗，說明“一帶一路”倡議的實施對中國產業結構合理化的影響程度為5.2241%。“一帶一路”倡議對中國產業結構高級化的影響系數為0.052199，且在5%顯著性水平下通過顯著性檢驗，說明“一帶一路”倡議的實施對中國產業結構高級化的影響程度為5.2199%，略小于“一帶一路”倡議對中國產業結構合理化的影響程度。

有效性和穩健性檢驗

斷點回歸估計的有效性首先要求驅動變量不受經濟個體操縱，因此首先檢驗驅動變量（“一帶一路”倡議）在斷點處是否連續。如果“一帶一路”倡議存在完全的選擇性，那么“一帶一路”倡議會存在選擇性偏差，導致斷點回歸分析無效。“一帶一路”倡議提出，只存在是否參加的問題，并不存在人為操縱的問題，所以認為驅動變量“一帶一路”倡議在斷點年份2013年處是連續的，本文的斷點回歸分析是有效的。

為了證明斷點回歸得到的顯著的斷點年份跳躍不是由于樣本或者模型建立的緣故，本文在斷點年份（2013）年前后取點，分別取2011年和2014年作為斷點年份，采用之前的方法進行TSLS回歸，回歸分析結果如表3所示。

表3結果表明“一帶一路”倡議對中國產業結構合理化和高級化的影響在5%的顯著性水平下均沒有通過顯著性檢驗，因此在斷點年份2013年處的斷點回歸具有穩健性。

結論與建議

本文運用SRD方法，基于2000-2016年中國對沿線65個國家的出口額占中國出口總額的比例數據，實證分析“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級的影響，研究結果表明：“一帶一路”倡議對中國產業結構優化升級具有顯著的推動作用，且對中國產業結構合理化的影響略大于對中國產業結構高級化的影響。

在中國經濟新常態背景下，中國要堅定不移的推進“一帶一路”倡議的實施，加強與沿線各國合作的廣度和深度，加強政策溝通、設施聯通、貿易暢通、資金融通和民心相通，為中國經濟發展注入新的活力。

由于“一帶一路”倡議的實施對中國產業結構的合理化影響程度大于對中國產業結構高級化的影響程度，所以中國要更注重與發達國家的合作，引進發達國家的先進技術和管理經驗，促進人才和技術向第二三產業流動，同時承接發達國家的高端產業轉移。

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