“一帶一路”能否助推我國全球價值鏈攀升
——基于基礎設施建設的中介效應分析

邱雪情 卓乘風 毛艷華

一、引言

改革開放以來，我國積極參與全球經濟大循環，通過發揮比較優勢獲得了快速的工業化，但在全球產業鏈分工中總體上處于低附加值環節，“三來一補、兩頭在外”的貿易形式使我國深陷全球價值鏈(Global Value Chain，GVC)低端鎖定的困境。2008年全球金融危機爆發后，經濟全球化進入結構調整和再平衡，提升全球價值鏈水平和培育國際經濟貿易競爭新優勢成為我國構建全面開放新格局的重點戰略目標之一(裴長洪、劉洪愧，2017)。在后疫情時期與逆全球化思潮加重的雙重背景下，十九屆五中全會審議通過的《中共中央關于制定國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和二〇三五年遠景目標的建議》提出“推動產業鏈供應鏈多元化”、“形成具有更高附加值產業鏈供應鏈”的建議。積極參與全球價值鏈分工合作，仍然是當前和今后一個時期中國出口增長和經濟發展的主要驅動力之一?！耙粠б宦贰背h作為參與全球價值鏈體系的深度整合、維護世界自由貿易體系和建設開放型世界經濟的重要舉措，不僅為整合國內國外兩個市場、兩種資源建立重要紐帶，同時也為提升產業競爭力、應對當前復雜的內外環境提供契機。那么，“一帶一路”倡議的提出在我國全球價值鏈攀升的過程中發揮了什么作用呢？其背后的邏輯是什么？對這一問題的回答，有利于高質量推進“一帶一路”建設，進而提升我國產業整體競爭力。

作為“東西方共同治理”的新型全球治理模式，“一帶一路”的提出激起了國內外專家學者的熱烈討論。大多數學者認為“一帶一路”不僅帶領中國跨入了經濟開放3.0版，為“中國夢”的實現拓展了經濟發展新空間；還給沿線國家創造了新的發展契機，對于提升世界貿易體系的活力、促進亞歐非區域發展、維護地區和平穩定發揮了積極影響，是推動全球化的重要力量和清流(林毅夫，2018)。部分學者從我國經濟發展的現實需求出發指出了“一帶一路”對于提升我國GVC地位的緊迫性，認為隨著我國人口紅利的消失，勞動力成本優勢不再顯現，加上政府出臺了各項法規政策對環境進行管制，導致我國的勞動密集型產業不再占有要素稟賦優勢，而要素稟賦一定程度上決定了價值鏈不同生產環節的國際分工(Grossman，2012)，因此無法嵌入高端價值鏈環節。我國借力于“一帶一路”平臺，能夠通過加快要素流動、釋放貿易潛力、提供融資便利(李軍等，2019)等方式建設“嵌套型”分工體系，擺脫“價值鏈低端鎖定”，主導新型價值鏈的成型(王亞軍，2017)。然而，現有關于“一帶一路”對GVC地位的影響研究大多采用定性分析的方法肯定其作用，認為我國有能力引導GVC體系的重構。或有文獻采用統計性描述的方式對比分析我國或沿線國家GVC地位的現狀與變化，如黃先海、余驍(2017)采用增加值貿易分解的方法測度了“一帶一路”對我國GVC地位的影響及變化幅度，發現我國參與GVC體系的模式正由“單向俘獲”被動嵌入的加工貿易方式轉向為“承高啟低”主動攝取的更高端生產環節的供應，GVC地位因此實現大幅提升。然而由于數據受限或參照樣本難觀測，少有文獻采用定量研究的方法對“一帶一路”作用于我國GVC地位的政策效應進行識別。

除此之外，現有文獻也并未回答“一帶一路”倡議影響GVC地位的背后邏輯。多數學者從理論上分析我國和“一帶一路”沿線國家的某項合作內容對GVC地位的作用，如王永紅(2019)等認為“一帶一路”引致的貿易創造效應是核心驅動力之一，“一帶一路”通過區域貿易自由化加強了沿線貿易合作，尤其是沿線豐富的中間品種類為我國初級投入品提供了更多選擇和獲利空間，也為我國向更高附加值環節攀升創造了條件。也有學者采用實證研究的方法，如李俊久、蔡琬琳(2018)對沿線26個國家GVC地位的靜態和動態面板數據進行系統的GMM模型檢驗，發現對外直接投資能夠顯著提升一國的GVC地位；尤其相比東道國而言，我國GVC地位提升幅度更大。戴翔、宋婕(2020)通過分析得出，對外直接投資對外分離了低優勢區段，從而為我國高附加值環節的生產節省了空間和資源，有助于GVC地位的提升。然而少有文獻從基礎設施建設出發，并細分傳統基礎設施建設(簡稱“傳統基建”)和新型基礎設施建設(簡稱“新基建”)，考察“一帶一路”倡議影響GVC地位的機制。

基礎設施互聯互通是“一帶一路”建設的優先領域，也是促進“一帶一路”貿易暢通的重要保障。與現有研究相比，本文的邊際貢獻可能有以下三個方面：第一，本文以GVC地位為切入點，科學評估了“一帶一路”建設對我國GVC地位的影響，從而拓展了有關“一帶一路”政策效應的研究視角；第二，從基礎設施建設角度分析了“一帶一路”建設影響GVC地位的機制，并對傳統基建和新基建的不同傳導效應進行分析，從而深化了對“一帶一路”互通政策效應的認識。三是深入探究基礎設施結構對GVC地位的影響，發現新基建結構占比具備門檻效應，這對于當前我國新基建的發展具有一定的現實意義。

余下內容的結構安排如下：第二部分闡述現實發展與影響機理，第三部分給出具體的指標選取和模型設定，第四部分討論實證結果，第五部分對作用機制進行實證檢驗與分析，最后是結論與建議。

二、現實發展與影響機理

(一)“一帶一路”提出前后現實發展狀況

基礎設施(Infrastructure)是指為居民生活和社會提供公共服務和物質工程技術的設施，傳統的基礎設施建設包括鐵路、公路、橋梁、設施等建設項目，新型基礎設施建設則以信息數字化為本質，主要包括5G基建、特高壓、城際高速鐵路和城際軌道交通、新能源汽車充電樁、大數據中心、人工智能和工業互聯網等七大領域。2015年3月發布的《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》(簡稱《愿景與行動》)明確提出，“基礎設施互聯互通是‘一帶一路’建設的優先領域”。要加快交通基礎設施的建設，推進跨境電力與輸電通道建設，推進通信干線網絡建設，提高國際通信互聯互通水平?；A設施聯通作為倡議實施的先導，正逐漸形成以鐵路、公路、航海、航空、油氣管道、空間綜合信息網絡等為核心的全方位、多層次、復合型基礎設施網絡。中歐班列、中巴經濟走廊、中吉烏鐵路等標志性項目的推進，也有效地帶動了我國沿線省市基礎設施建設的發展。

按照《愿景與行動》的劃分，“一帶一路”建設重點圈定18個沿線省市，分別為“絲綢之路經濟帶”：黑龍江、吉林、遼寧、內蒙古、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、西藏、四川、重慶以及云南13個省市；“21 世紀海上絲綢之路”：上海、福建、廣東、浙江以及海南5個省市。圖1表示2009-2017年我國總體基礎設施投資占比(基礎設施建設投資總額占全社會固定資產投資總額的比重)，同時報告“一帶一路”沿線省市和非沿線省市的平均發展狀況?？梢园l現，2009-2012年，基建投資占比(基礎設施建設投資總額占全社會固定資產投資總額的比重)均有下降趨勢，從2013年起呈現逐漸上升狀態，尤其是沿線省市的基建投資占比在2017年達到最高值14.13%。進一步分析沿線省市的新老基建發展狀況，發現傳統基建投資占比(傳統基礎設施建設投資總額占全社會固定資產投資總額的比重)自2013年起也有明顯提升，新基建投資占比(新型基礎設施建設投資總額占全社會固定資產投資總額的比重)則在2014年增長了0.26個百分點，并持續升高至2.27%?？傮w來說，2013年“一帶一路”倡議的提出加強了基礎設施建設的投資力度，一定程度上有效地改善了沿線省市的交通、通訊和網絡等基礎設施狀況。

圖1 我國基礎設施建設投資占比發展狀況數據來源：根據國家統計局數據資料計算整理得到。

表1 是“一帶一路”沿線省市、非沿線省市及全國GVC地位的平均值，以2009年為基年，報告2010-2017年的增長率。發現自2013年起，沿線省市GVC地位的增長速度愈發高于非沿線省市，與基礎設施建設投資占比的發展基本呈現同一趨勢，這一現實啟發了本文從基礎設施建設視角分析“一帶一路”建設影響GVC地位的內在機理。

表1 2010-2017年我國GVC地位增長速度(以2009年為基年)

(二)基礎設施建設影響全球價值鏈地位的機理分析

新古典增長理論和內生增長理論都強調了基礎設施在經濟發展過程中的溢出效應(Solow，1956；Romer，1986)，隨著全球化進程的加快，學界逐漸關注到基礎設施對GVC地位的影響。已有學者指出，基礎設施互聯互通能夠推進貿易便利化和投資便利化，降低要素流動的成本；其聯通效應更有利于實現跨區域經濟一體化，助力我國突破“俘獲式困境”，形成以中國為樞紐的新型價值鏈(Gordon，2014；崔巖、于津平，2017)。此外，盧瀟瀟、梁穎(2020)認為基礎設施建設能夠促進一國或地區經濟發展進而促使其“打破現有分工格局、向價值鏈高位攀升”。綜合現有文獻和理論基礎，本文認為，“一帶一路”建設過程中，基礎設施建設主要通過發揮資源配置效應、技術溢出效應和市場擴張效應進而促進地區GVC地位提升：

首先，基礎設施建設具有資源配置效應從而促進GVC地位提升。基礎設施建設的資源配置效應主要表現為三個層面，一是 “一帶一路”沿線省市進行基礎設施建設的過程本身伴隨著大量資源要素如資本、人才和技術的再分配(Banerjee et al.，2020)，二是“一帶一路”設施互通有利于生產要素自由流動，實現經濟活動在區域間的再分布(謝呈陽、王明輝，2020)，三是完善的基礎設施建設能夠形成吸引要素集聚的區域稟賦(Holl，2016；顏銀根等，2020)，尤其是“絲綢之路經濟帶”沿線省市基礎設施相對滯后，加大基建力度所帶來的溢出效應更加顯著?；A設施建設的資源配置效應對GVC地位的提升，一方面通過要素結構優化實現要素數量、要素品質和要素生產效率的帕累托最優，降低運輸成本、存貨成本和管理成本，激發更大的生產優勢和活力，從而提高經濟利潤和最終產品附加值，增強完整價值鏈的參與程度，向GVC中高端位置躍升。另一方面是因為要素稟賦一定程度上決定了價值鏈不同生產環節的國際分工(Baldwin，2011)，特別是“一帶一路”沿線資源要素分配不均衡的地區，資源產品附加值較低，往往只能負責價值鏈的組裝代加工環節?！耙粠б宦贰被A設施建設能夠調動資源要素充分利用(宋萌、劉涵，2018)，重新規劃內地開放型區域經濟布局，避免供應鏈的中斷或延遲，為我國初級投入品提供更多選擇和獲利空間，也為我國向更高附加值環節攀升創造了條件(王永紅，2019)。

其次，基礎設施建設具有技術溢出效應從而促進GVC地位提升?；A設施建設的技術溢出效應主要作用于技術溢出源——FDI。優質的基礎設施建設是吸引跨國公司FDI的關鍵因素，一個國家在制定投資決策時不僅要考察東道國的經濟水平、要素資源和政策紅利，還十分依賴于以基礎設施為主的投資環境(Hausman，2013)?；A設施完善、投資環境良好的國家往往能夠承接更多高質量的FDI，尤其是鐵路、港口等交通運輸設施設備的系統性完善，有助于降低運輸成本和交易費用，是外國投資者追求利潤最大化的必要條件。FDI則通過示范效應、競爭效應、人員流動和產業關聯效應等四種途徑發揮技術溢出效應(Gorg and Greenaway，2004)，技術的溢出在很大程度上可以提高生產效率，激發價值鏈高附加值區段的活力，成為提升GVC地位的重要引擎(楊仁發、李娜娜，2018)?！耙粠б宦贰毖鼐€省市基礎設施水平的提高進一步改善了國內營商環境，推進了投融資便利化和外資結構優化。因此，以FDI技術溢出帶來的GVC地位攀升是基礎設施建設發揮作用的機制之一。

最后，基礎設施建設具有市場擴張效應從而促進GVC地位提升?！耙粠б宦贰被A設施聯通能夠帶來貿易市場地理邊界的擴張，一定程度上可以減少貿易摩擦和阻礙，因此運輸體系越完善的地區往往能夠吸引更大的貿易流量和新的貿易對象(Behrens，2004)。市場擴張之所以有助于GVC地位的提升，一方面是因為各地區的不同生產者有機會在市場范圍內匹配其最具優勢的生產環節并參與價值鏈分工，隨即擴大生產帶來規模經濟。規模經濟能夠滿足生產者對專業化生產的高利潤索求，提升產出效率，促進GVC地位升級。一方面，市場邊界的擴張也有利于外包、轉包等產品內分工模式的運轉，生產者擁有更大的自主權和選擇權，可以將非規模經濟的價值鏈環節進行轉移，把資源要素集中在更具競爭力的戰略環節上(Gereffi，2001)。另一方面， “一帶一路”基礎設施建設帶來的市場擴張一定程度上能夠豐富沿線地區貿易產品的種類，尤其是依賴于鐵路運輸的企業可以借此提升垂直專業化分工水平(李超等，2020)，進而滿足眾多消費者對產品的多樣性偏好，實現GVC地位攀升。

三、模型設定與指標說明

(一)模型設定

本文首先需要檢驗“一帶一路”建設對沿線省份GVC地位的影響，為此，首先采用雙重差分法(Difference-In-Difference，DID)對“一帶一路”的政策效應進行識別。該方法多用來定量評估公共政策或項目實施的效果，其核心思想是基于一個反事實框架，通過結合實驗組本身在政策實施之前、之后的“前后差異”和與未實施政策的對照組對比得到的“有無差異”來評估政策的凈效應。目前已有多位學者采用DID方法對“一帶一路”的政策效應進行不同角度的檢驗，本文借鑒丁國蕾(2019)等學者的方法進行模型構建。在實際操作中，我們將屬于“一帶一路”實施范圍內的省市視為“實驗組”，不在范圍內的省市為“控制組”。并設置“一帶一路”虛擬變量Dit=uivt，其中ui代表個體虛擬變量，若個體在“一帶一路”實施范圍內，則令ui=1，否則ui=0；vt是時間虛擬變量，“一帶一路”倡議提出之前的年份令vt=0，倡議提出當年及以后的年份令vt=1。Dit的變量取值如下：

基于此，設定如下兩個DID方程：

GVCPOSit=β0+γ1Dit+β1Zit+ui+vt+εit

(1)

GVCPOSit=β0+γ1Di(t-m)+β1Zit+ui+vt+εit

(2)

其中，下標i和t分別表示省市和年份，被解釋變量GVCPOSit即GVC地位，Zit代表控制變量，具體包括每十萬人口高等學校在校生人數的對數、技術市場成交額占GDP比重和第三產業增加值占GDP比重，εit為隨機擾動項；方程(2)中的Di(t-m)表示政策滯后m期，m=1或者2。通過方程(1)的設定，我們的重點關注對象是Dit的系數γ1，它評估著“一帶一路”對被解釋變量GVCPOSit的凈效應。如果γ1顯著為正，表明“一帶一路”對GVC地位有明顯的促進作用，反之則阻礙GVC地位的提升。同時，考慮到“一帶一路”的提出也許不會在短時間內就發揮作用，可能存在一段時間的滯后，于是設定方程(2)檢驗政策的時滯性。本文僅檢驗滯后一期和滯后兩期的效果，因為滯后期數較多時難以辨別是否會受到其他政策的干擾。為了獲得更加穩健的檢驗結果，消除時間和個體之間的差異，所有實證模型均采用雙重固定效應進行回歸分析。

(二)指標選取

1.被解釋變量

關于如何測算GVC地位，理論界已經給出了比較豐富的研究成果，主要有增加值核算(王直等，2015)、出口產品價格(胡昭玲、宋佳，2013)、出口技術復雜度(Hausman，2005；馬述忠等，2016)等。對于本文研究樣本而言，計算省市單位的出口技術復雜度更具有操作性和可行性。出口技術復雜度能夠體現出一國出口產品的技術水平，出口技術復雜度越高，產品就具有越高的附加值，在國際市場上越具有競爭力，則GVC地位越高。

根據Hausmann(2003)和馬述忠(2016)等學者的方法，出口技術復雜度的計算一共分兩步進行：第一步，計算出每個省市每一類出口產品的技術復雜度(TSI)，即公式(3)。其中，i代表省市，k代表出口產品的類型，xik是i省市第k類產品的出口額，Xi是省市i所有出口產品的出口總額，Yi是i省市的人均GDP。第二步，在公式(3)的基礎上計算各個省市的出口技術復雜度ES，即以某省市每類產品出口額占出口總額的比為權重，與其技術復雜度作積，最后加總求和，如公式(4)。

(3)

(4)

2.解釋變量

“一帶一路”政策虛擬變量(D)。目前關于政策評估的研究，大部分采用設置虛擬變量的方式進行檢驗。也已經有學者將“一帶一路”作為政策虛擬變量納入實證模型進行回歸檢驗(孫楚仁等，2017)，按是否屬于“一帶一路”沿線省市以及倡議提出前后的劃分，定義取值為0 或1，具體設置在模型設定中給出。

3.控制變量

教育水平(Edu)。教育水平對于GVC地位的提高有重要影響，一個地區的受教育程度越高，勞動者的素質越高，所從事生產環節的附加值也就越高，越有利于嵌入更高端的GVC環節。因此，本文借鑒孫吉樂等(2017)的做法，用每十萬人口高等學校在校生人數代表教育水平，取對數后作為控制變量。

產業結構(Indus)。產業結構在一定程度上決定了出口貿易產品的科技含量，產業結構的優化對GVC升級有良好的作用。尤其是第三產業占比越高，產業結構越優化，參與GVC生產環節的附加值越高。所以，本文借鑒許冬蘭等(2019)的做法，將第三產業增加值占GDP比重(%)作為控制變量。

創新活動(Tech)。創新活動是GVC升級的重要驅動力，技術市場成交額占GDP比重(%)是反應創新水平的重要指標之一。技術市場越繁榮，技術成果迅速轉化為生產力的能力也就越高，產品越有競爭力，對于GVC地位的驅動作用也就越突出。在此，借鑒孫少勤等(2018)的做法，選取技術市場成交額占GDP比重(%)作為控制變量。

4.中介變量

基礎設施投資作為政府支出重要組成部分，既能直接增加總產出，又能通過乘數效應加速社會經濟活動，基礎設施建設更是被發展經濟學家視為經濟發展的前提(1)李平、王春暉、于國才，2001，“基礎設施與經濟發展的文獻綜述”,《世界經濟》,第5期，第93-116頁。?；A設施的代理變量往往有兩種表達路徑，一是實物形態，如交通密度；二是貨幣形式，如政府投資。為統一口徑，我們選擇基礎設施投資總額占全社會固定資產投資總額的比重來表征總的基礎設施建設水平(Infra)。其中，交通運輸、倉儲和郵政業全社會固定資產投資總占比代表傳統基礎設施建設水平(TraInfra)，信息傳輸、計算機服務和軟件業、科學研究、技術服務和地質勘查業全社會固定資產投資總占比代表新型基礎設施建設水平(NewInfra)。

關于選取投資流量而非存量指標的原因，一是借鑒現有文獻把基礎設施當作流量，如Everaert and Heylen(2004)、張軍等(2007)和苑德宇等(2017)，在跨國增長回歸的基礎設施研究中也常常采用流量指標計算投資比率或資本支出(張光南等，2010)；二是出于本文的研究邏輯，“一帶一路”提出在短期內加大了基礎設施投資，采用流量指標能夠更加突出政策效應的短期“沖擊”，由于政策效應的發揮往往存在滯后性，自倡議提出到現在能夠得到的樣本期相對較短，如果使用存量指標，可能會使這種效應受到削弱；三是本文研究的落腳點是倡議提出帶來了基礎設施投資的改變，核心關鍵詞是一個“流量”的概念，而非“存量”概念。

5.門檻變量

基礎設施結構(StrInfra)。為進一步探究新基建作為中介變量是否存在門檻效應，本文采用新型基礎設施建設投資總額占基礎設施投資總額的比重來衡量基礎設施結構(%)，新基建相較于傳統基建的投資占比越高，則基礎設施結構更完善。

主要變量及其計算方法見表2。

表2 主要變量及其計算方法

(三)數據來源

因西藏自治區部分年份的數據難以獲取，香港、澳門和臺灣省的統計口徑存在不一致情況，本文的研究樣本最終選定中國其余30個省市。樣本期為2009-2017年，一是為了排除2008年金融危機造成的誤差，二是選擇倡議提出的前后4年有利于進行對比分析，且數據完整可得。

關于數據來源，計算出口技術復雜度所需的出口產品數據來源于國務院發展研究中心信息網，商品類別的劃分標準出自世界海關組織制定的《商品名稱及編碼協調制度》(Harmonized Commodity Description and Coding System，以下簡稱HS)，HS編碼規定全部國際貿易商品一共分為二十二大類。由于第三類(動植物油脂及食用油脂等相關產品)、第十九類(武器、彈藥及其零件、附件)和第二十一類(藝術品、收藏品及古物)部分數據缺失，以及第二十類(雜項制品)和二十二類(特殊交易品及未分類商品)產品等未明確分類，因此剔除這五類產品，將其余十七類產品數據納入出口技術復雜度的公式中。其他指標的數據獲取則主要通過各省的統計年鑒、國民經濟與社會發展公報以及國家統計局、中華人民共和國商務部等官方網站整理得到。

(四)傾向得分匹配

DID的理論框架是建立在“自然實驗”基礎上的，其隱含前提是實驗組和控制組必須滿足共同趨勢假設，即“一帶一路”倡議提出之前，沿線省市和非沿線省市各方面特征之間不存在系統性差異。事實上，“一帶一路”的實施對象并不是隨機確定的。為了消除這種系統性差異，我們首先使用傾向得分匹配方法(Propensity Score Matching，PSM)進行平衡性檢驗。匹配的基本思想是，為實驗組的每一個個體i，找到控制組的某個個體j，使得個體j和處理組的個體i的可測變量取值盡可能相似。

匹配前的樣本個體包括非“一帶一路”沿線的12個省市和“一帶一路”沿線的17個省市，有控制組117個樣本和實驗組153個樣本共270個樣本。接下來，以“一帶一路”虛擬變量為處理變量，將每十萬人口高等學校在校生人數的對數、技術市場成交額占GDP比重和第三產業占GDP比重作為解釋變量，GVC地位作為結果變量，進行得分匹配。經匹配后發現，實驗組中只有1個省(陜西省)無法在控制組中找到相應匹配的個體，予以剔除。平衡性檢驗結果如表3所示，實驗組和控制組的所有匹配變量在匹配后均不存在顯著差異；且標準偏差在匹配后顯著降低，其絕對值均在5%以內；V(T)/V(C)也比匹配前的比值更接近于1?？梢?，匹配效果趨于良好。

表3 PSM平衡性檢驗結果

為了更直觀地觀察匹配后實驗組和控制組的差異，圖2展示了匹配前后概率密度函數圖?？梢园l現匹配之后實驗組和控制組有很大的共同支撐區域，存在較多的重合部分，說明二者之間的差異縮小。

圖2 匹配前后概率密度函數圖

傾向得分匹配后確定實驗組包括16個省市的144個樣本量，控制組包括13個省市的117個樣本量，共計261個樣本量，主要變量的描述性統計如表4所示。

表4 主要變量的描述性統計

四、實證結果

(一)基準模型回歸

DID模型的回歸結果見表5。其中，1-2列是方程(1)的結果，重點觀察系數γ1的方向和顯著性?？梢园l現，不論是否加入控制變量，“一帶一路”對GVC地位都有非常顯著的正向促進效應。類似地，3-4列和5-6列分別為方程(2)滯后一期和兩期的結果，γ1的結果依然顯著為正，而且滯后一期和兩期的影響效果(約為0.11)明顯弱于總效應(約為0.34)，說明倡議的實施確實存在滯后效應?；鶞誓Ｐ偷幕貧w結果表明“一帶一路”能夠顯著促進GVC地位的提升，之所以得到這樣的結論，可以從兩個方面進行解釋。

表5 “一帶一路”影響GVC地位的實證檢驗

一方面，“一帶一路”的實施促進了國際貿易市場邊界的擴張和貿易投資便利化的加強，為我國富裕產能合作和低附加值產業轉移創造了條件和更廣闊的市場，尤其是我國與沿線國家的合作，有利于資源要素在區域內的自由流動和重新配置，幫助各地區占領更高的利益分配。在這一過程中，我國富裕產能的釋放可以將現有資源和技術投入到另一產業的價值鏈幫助完成產品領域的跨越，從而實現價值鏈條升級。我國還可以從沿線國家獲取產業鏈環節的相關中間品，從而節約生產成本、實現產品功能升級和價值增值。此外，各國之間密切的經濟交流也會引發技術和管理外溢效應，有利于國內獲取先進技術和管理經驗從而實現工藝升級和產品升級。所以，“一帶一路”的實施有助于我國嵌入高端價值鏈體系，實現GVC地位的攀升，擺脫“價值鏈低端鎖定”。另一方面，之所以存在滯后效應，可能原因是“一帶一路”的落地項目較多為實體規模龐大的產能合作或基礎設施建設等，而項目的規劃到具體落實再到發揮作用往往需要一定的緩沖期。

(二)穩健性檢驗

為了保證PSM-DID結果的可靠性和穩定性，本文借鑒董艷梅(2016)等人的做法，選用安慰劑檢驗的方法對基準回歸結果進行穩健性檢驗。具體地，重新設定“一帶一路”的政策沖擊時間分別為2010年、2011年和2012年，選定2009-2013年為考察區間，進行反事實平行趨勢檢驗。如果結果仍顯著，說明原估計的政策效應有偏誤，否則就支持原結論。結果如表6所示(2)在此僅報告加入控制變量后的結果，未加入控制變量的結果沒有顯著差別。，可見，不論將政策沖擊時間提前一年、兩年或三年，核心解釋變量的估計系數都不顯著，說明原估計結果穩定，基準回歸檢驗的結果可靠，即“一帶一路”顯著提高了GVC地位。

表6 安慰劑檢驗結果

五、機制分析

(一)中介效應檢驗

基準回歸模型的結果肯定了“一帶一路”對GVC地位的提升作用，接下來驗證基礎設施建設作為傳導機制的中介效應是否存在，方法是建立多重中介效應模型并借鑒溫忠麟、葉寶娟(2014)的Bootstrap法檢驗程序。具體地，將整體樣本縮小為“一帶一路”沿線省市，時間跨度依然是2009-2017年。首先，以總的基礎設施建設水平作為單個中介變量，建立簡單中介效應模型如下：

GVCPOSit=β0+γ1Dit+β1Zit+εit

(6)

Infrit=β0+λ1Dit+β2Zit+εit

(7)

GVCPOSit=β0+φ1Dit+φ2Infrit+β3Zit+εit

(8)

進一步地，為了識別傳統基礎設施建設和新型基礎設施建設傳導效應的不同，建立包含兩個中介變量的多重中介效應模型，在方程(6)之后，設立新的方程如下：

TraInfrit=β0+λ2Dit+β2Zit+εit

(9)

NewInfrit=β0+λ3Dit+β3Zit+εit

(10)

GVCPOSit=β0+φ1Dit+φ2TraInfrit+φ3NewInfrit+β4Zit+εit

(11)

其中，下標i和t分別表示省市和年份，GVCPOSit是各省市GVC地位，Infrait代表中介變量基礎設施建設水平，TraInfrait代表中介變量傳統基礎設施建設水平，NewInfrait代表中介變量新型基礎設施建設水平，Zit代表控制變量，具體含義同方程(1)，εit為隨機擾動項。以簡單中介效應模型為例，簡述Bootstrap法的效應檢驗程序步驟：第一步，檢驗方程(6)的系數λ1，顯著則代表著“一帶一路”建設能夠提升GVC地位，中介效應檢驗有意義；第二步，檢驗方程(7)的系數λ1和方程(8)的系數φ2，都顯著則說明基礎設施建設作為“一帶一路”建設提升GVC地位的間接效應顯著，可以直接進行第四步，若至少有一個不顯著須經過第三步檢驗；第三步，采用Bootstrap檢驗λ1φ2=0是否顯著，顯著則進行下一步；第四步，檢驗方程(8)的系數φ1，若顯著說明基礎設施建設的間接效應屬于部分中介效應，即“一帶一路”建設對于提升GVC地位既有直接效應，又有一部分通過基礎設施建設發揮中介效應；第五步，判斷λ1φ2與φ1的符號，同號則按中介效應解釋，并報告部分中介效應的值為λ1φ2/φ1，即基礎設施建設對于“一帶一路”提升GVC地位的貢獻值。

如表7所示，以總的基礎設施建設水平為傳導機制的簡單中介效應模型回歸結果表明，方程(6)的系數顯著為正，說明“一帶一路”能夠顯著提高GVC地位，再次肯定了本文進行中介機制檢驗的意義。方程(7)(8)的關鍵系數均顯著為正且λ1φ2與φ1的符號相同，說明加強基礎設施建設是“一帶一路”提升GVC地位的重要機制，且這一作用機制發揮的部分中介效應對“一帶一路”提升GVC地位的總效應具有λ1φ2/φ1=2.97%的貢獻值。關于多重中介效應模型，方程(9)(10)的系數顯著為正，說明“一帶一路”建設顯著提升了傳統基建和新基建的建設水平，而方程(11)的系數φ2、φ3不顯著，須采用Bootstrap法分別檢驗λ2φ2=0和λ3φ3=0是否顯著，得到肯定結果，間接效應檢驗通過；λ2φ2與λ3φ3與φ1同號，以傳統基建和新基建為傳導機制的部分中介效應對“一帶一路”提升GVC地位總效應的貢獻值分別為λ2φ2/φ1=1.94%和λ2φ2/φ1=0.09%。由此可見，“一帶一路”實施后，傳統基建和新基建均對GVC地位的提升有顯著影響，并且傳統基建的提升效應大于新基建。

表7 中介效應模型回歸結果

其背后的原因可能在于兩方面：第一，“一帶一路”倡議提出以來，圍繞道路聯通做了大量的建設工作，并且集中在傳統基礎設施領域，從而充分釋放出傳統基礎設施供給對地區全球價值鏈攀升的作用。第二，我國經濟發展實現從高速增長階段向高質量發展階段的轉變，同時伴隨著傳統基礎設施投資部分向新型基礎設施投資的轉移(郭凱明等，2020)。相比而言，雖然我國政府也一直關注新型基礎設施建設，但由于新型基礎設施建設往往需要投入大量的資金，并且發揮新基建積極影響存在一定的技術門檻，因此，在“一帶一路”倡議提出以來，新基建存在更明顯的有效供給不足問題，從而客觀上降低了新基建對GVC地位的提升作用。這也啟發了在新發展格局下，推動“一帶一路”建設不僅要關注傳統基礎設施建設，還要加大對新基建的投入，從而充分發揮兩種基礎設施對GVC地位提升的“雙輪驅動”效應。

(二)進一步分析

那么，新基建是否真的存在技術門檻及其門檻效應是怎樣的呢？接下來以基礎設施結構(StrInfra)為門檻變量(具體用新基建占基礎設施總投資的比重表征)，建立門檻回歸模型，以此檢驗是否存在一個新基建結構占比的門限值，影響了新基建提升GVC地位這一機制的作用發揮。借鑒 Hansen(1999)開發的Bootstrap 方法進行每個門檻自抽樣500次和最大似然比檢驗，根據貝葉斯信息準則選擇最佳門限數，最終只有單一門檻模型通過檢驗，結果見表8，單一門檻值為23.11%。因此，確立以下非線性面板單一門檻回歸模型：

表8 基礎設施結構對GVC地位的門檻效應檢驗結果

GVCPOSit=β0+γ1DitI(StrInfrait≤η)+γ2DitI(StrInfrait>η)+β1Zit+ui+εit

(12)

其中，StrInfrait為門檻變量代表基礎設施結構，η為門檻值，I(·)為示性函數，如果括號內的表達式成立則I(·)取值為1，反之則為0；γ1、γ2為變量系數，若γ1≠γ2，則存在門檻效應；其他變量符號同方程(3)。

基礎設施結構門檻模型回歸結果如表9所示，γ1≠γ2，存在門檻效應。門檻值將樣本分為兩個區間，當新基建的結構占比低于門檻值(23.11%)時，對GVC地位的作用系數為負且不顯著，說明其效用難以凸顯；當新基建占比達到門檻值之后，對GVC地位有顯著的正向促進作用。這一結果在一定程度上解釋了新基建對GVC地位的提升力度低于傳統基建這一發現，當基礎設施結構得以改善，新基建的投資占比超過23.11%后，其潛在優勢才得以發揮。不難考慮，新基建對于技術含量的要求較高，且有些設施如新能源充電樁等需要達到一定建設密度之后才能產生規模經濟，然而目前我國新基建仍面臨著投資力度不強、有效供給不足等問題，因此新基建作為公共品的正外部效應還有待發掘。

表9 基礎設施結構門檻模型回歸結果

六、結論與建議

在我國全球價值鏈地位低端鎖定和“一帶一路”實施背景下，本文基于2009-2017年我國30個省市的面板數據識別了“一帶一路”對我國GVC地位的政策效應及其滯后性，并在理論上建立起基礎設施建設提升GVC地位的微觀機制，試圖驗證“一帶一路”倡議通過帶動我國沿線省市基礎設施建設的水平從而作用于GVC地位的提升，進一步區分了傳統基建和新基建的不同中介效應，發現新基建存在一定的技術門檻。經過穩健的計量技術和系統的機制檢驗，得到如下結論：(1)“一帶一路”有效提升了我國GVC地位，且政策效應的顯現存在至少兩年的滯后性。(2)納入基礎設施建設的機制檢驗，驗證了其對于“一帶一路”提升GVC地位的傳導機制作用，且傳統基礎設施建設對GVC地位的提升力度超過了新型基礎設施建設的效應。(3)面板門檻回歸結果顯示，新型基礎設施建設對GVC地位的提升作用存在門檻效應，即新基建結構占比達到門檻值(23.11%)之后，其作用方能凸顯。

基于以上分析和結論，本研究的政策啟示是顯而易見的：(1)繼續推進 “一帶一路”高質量建設，暢通國內國際雙循環培育重構全球價值鏈。有效銜接各大發展規劃和區域戰略融合，在“一帶一路”、粵港澳大灣區、自貿試驗區等之間建立互動機制，促進區域經濟多向聯動，推動我國產業向價值鏈高端環節攀升的同時，積極引領建設互利互惠、合作共贏的全球經貿體系和價值鏈體系。(2)加強我國基礎設施建設的規劃布局，提升基礎設施發展的質量效益，跟進內外部的需求匹配，更好地服務于“一帶一路”建設和全球價值鏈升級。對內加快區域協調發展構建一體化大市場，發揮基礎設施建設對生產要素高效配置的促進效應，加快人才、技術和信息等高端生產要素的跨區域集聚。對外繼續推進我國和“一帶一路”沿線國家的基礎設施互聯互通，尤其是鐵路、公路項目，推廣中國標準和品牌服務，利用基礎設施建設對技術升級和品牌服務的帶動作用，推動我國從價值鏈低端鎖定向價值鏈中高端進軍。(3)優化基礎設施投資結構，加大新基建有效供給，加快生產基礎設施數字化轉型。重視政府在新基建中的作用，創新投融資模式，大力發展新基建，補齊供應鏈短板。發揮傳統基建在穩投資、保就業、促經濟增長的基礎上，加快基礎設施數字化轉型，發展高附加值的數字化新基建設施，將其打造成為全球價值鏈的新一輪驅動力。