中歐班列開通對中國城市出口結構升級的影響研究

王萌，謝宇平

［摘要］ 利用雙重差分模型，實證檢驗了中歐班列開通對中國城市出口結構升級的影響，并探討背后的相關機制。研究表明，中歐班列開通能夠顯著促進中國城市出口結構的升級，多種穩健性檢驗方法下研究結論依然成立。機制檢驗表明，城市資源配置效率提高和城市創新水平提升是城市開通中歐班列促進出口結構升級的有效途徑。進一步分析表明，中歐班列開通的影響效應存在非均衡性特征，西部城市、非資源型城市和中心節點城市更易享有政策紅利。

［關鍵詞］ 出口結構升級；中歐班列；雙重差分模型；貿易強國；國際運輸通道

［中圖分類號］? F530．85［文獻標識碼］ Ａ［文章編號］ 1008-1763（2024）02-0085-10

A Study on the Influence of the Opening of China Railway?Express on the Upgrading of Chinas Cities Export Structure

WANG Meng ， XIE Yuping

（The Center for Studies of Hong Kong，Macao and Pearl River Delta/Institute of Guangdong， Hong Kong?and Macao Development Studies，Sun Yat-sen University， Guangzhou510275， China）

Abstract：This paper empirically examines the impact of the opening of China Railway Express on upgrading the cities export structure by using the DID Mode? and discusses the relevant mechanism behind it. The research shows that： firstly， the opening of China Railway Express in cities has significantly promoted the upgrading of urban export structure， and the research results are still significant under a variety of robustness test methods; secondly， the mechanism test shows that the improvement of resource allocation efficiency and the improvement of regional innovation level are effective ways for cities to promote the upgrading of export structure. Further analysis shows non-equilibrium characteristics in the opening of China Railway Express. This study found that western cities， non-resource cities， and central node cities are more likely to receive policy dividends.

Key words： export structural upgrading; China Railway Express; DID Mode; trade power; international transport corridor

一引言與文獻綜述

2011年首條中歐班列線路（渝新歐）開通以來，在共建“一帶一路”倡議的持續推動下，中歐班列運行的車次由17列迅速增長至2022年的1.6萬列。中歐班列運行十多年來，共擁有86條運輸線路，累計開行班列超過7.7萬列，中歐班列線路圖逐步“連點成線”“織線成網”，通達歐洲25個國家和地區的200多個城市，運輸網絡基本覆蓋歐洲全境人民網.中歐班列10年累計開行7.7萬列[EB/OL]（2023-09-21）[2023-10-07].http：//world.people.com.cn/n1/2023/0921/c1002-40082201.html.。中歐班列為亞歐大陸遠離海岸的內陸地區提供了更加便捷、更加經濟的貨物運輸方式，暢通了“一帶一路”沿線地區的經貿往來，加快了內陸城市的口岸化進程，有效推動了內陸節點城市的轉型升級[1]。中歐班列相較于航空運輸具有成本低、穩定性高的特點，而相較于海運則具備更高的時效性。不僅為商品在中國與共建“一帶一路”沿線國家流動提供了更加便捷、優質的貿易運輸通道，也加快了傳統貿易方式的轉變，正逐步成為我國推動形成全面開放新格局的重要抓手和載體[2]。

中歐班列的開通加快了中國與共建“一帶一路”沿線國家間的經貿往來。隨著共建“一帶一路”倡議的持續推進，關于中歐班列的相關研究逐漸增多。中歐班列開通初期，學者們更多基于中歐班列的發展現狀，探討中歐班列開通的機理、存在的問題及提升路徑。事實上，中歐班列因其運時短、速度快、安全性高、受自然環境影響小等特點，已逐步成為中歐物流運輸的重要方式[3]，但也面臨著市場定位不清、協調機制低效、境外基礎設施落后等問題[4]。王姣娥等以貨物集散模式為切入點，建議轉變現有零散化的組織運輸模式，聚焦少數城市打造集結樞紐，推行“成組集結、零散中轉”，從而實現班列的常態高頻運營[5]。中歐班列開通為新時期提升中國企業競爭新優勢提供了一個重要契機。

隨著中歐班列進入常態化運行，學者們將研究視角轉向中歐班列開通對國際貿易、產業結構、區域創新和經濟高質量發展等的影響，代表性研究結論包括兩個方面。第一，中歐班列的開通顯著促進了沿線地區的貿易增長，加快了沿線地區貿易開放度和貿易水平的提升[6]。而從貿易效應來看，中歐班列開通的貿易效應與歐洲鐵路建設、日本新干線開通、中國高鐵開通等的貿易效應類似[7]。第二，中歐班列的開通加快了創新資源的流入，促進了區域內創新資源要素的互聯互通，助推了區域內產業結構的升級，也推動了沿線區域經濟的高質量發展[8]。縱觀現有文獻，關于中歐班列對貿易影響的研究仍大多聚焦于貿易數量層面，從貿易高質量發展、貿易結構升級等方面進行討論的文獻較少。那么，中歐班列的開通能否助力我國出口結構升級？如果能，具體路徑是什么？深入探討上述問題對推動貿易發展模式轉變，加快貿易強國建設，具有重要的現實意義。

二理論機制

自2011年首趟“渝新歐”班列開通，至2016年統一“中歐班列”品牌[9]，中歐班列為構建新發展格局、服務經濟高質量發展提供了新的運輸長廊，成為暢通中國與“一帶一路”沿線地區的重要基礎設施。從已有文獻脈絡來看，中歐班列主要通過提高城市資源配置效率和提升城市創新水平兩條路徑對城市出口結構升級產生影響。

（一）資源配置效率提高

從相關文獻和中歐班列運行情況來看，中歐班列開通引致的資源配置效率提升，主要通過交通基礎設施改善、金融發展水平提高和人力資本優化三個方面影響城市的出口結構升級。

第一，中歐班列具有交通基礎設施的一般屬性，而交通基礎設施在優化資源配置方面具有重要作用[10]。基礎設施的完善可顯著促進高技術復雜度產品的出口，提高一國（地區）的總體出口技術復雜度[11]，加快產品出口結構升級。一方面，中歐班列帶來了沿線地區交通基礎設施的改善和運輸方式的改變，極大地提升了貿易便利化程度，吸引了大量以歐洲、中亞為出口對象的企業集聚[12]，增強了沿線地區商品在國際市場上的競爭力，促進了貨物貿易出口結構的優化[13]；另一方面，中歐班列始發城市均是物流節點城市，通過采取“軸—輻”式的貨運組織模式，及鐵路-公路、鐵路-水路等多式聯運，中歐班列將“軸心”站點與“輻射網絡”內各貨源節點城市相連，提高了各地的物流運輸水平，加快了內陸貨源物流節點城市的形成[14]。

第二，地方金融服務業發展水平越高，越容易精準施策幫助企業獲取外部的資金支持，從而幫助企業在高技術復雜度產品上形成比較優勢，帶來地區出口技術復雜度的提升[15]，改善出口結構。事實上，開通中歐班列的城市一直以來都在通過金融創新為企業提供融資便利。以重慶開行的“渝新歐”班列為例，當地金融部門通過設計鐵路提單融資機制、搭建金融區塊鏈服務平臺來幫助企業獲得金融支持。一方面，金融發展通過金融資源的擴大效應及后續連鎖效應，幫助企業拓寬了融資渠道，企業能夠獲得更多的信貸資金[16]；另一方面，更高水平的金融發展水平意味著該地區具有更為活躍的資本市場，會顯著降低企業的融資成本，制成品貿易企業更加容易獲得比較優勢，從而實現出口技術復雜度的躍升，出口產品結構的升級。

第三，人力資本作為構成勞動生產效率的核心因素，在很大程度會影響貿易結構的轉型升級[17]。一方面，城市越能吸引人才、技術等高端生產要素，也就越能吸引依賴高端生產要素的高新技術企業在這類城市集聚[18]；另一方面，中歐班列開通所引致的產業聚集加快了貨源中心城市的形成，吸引優質人力資本要素流入，從而提高企業的出口技術復雜度[19]，進而帶來城市出口結構的升級。總之，城市開通中歐班列將吸引更多優質人力資本落戶，改善開通城市的人力資本結構，進而推動出口產品結構的升級。

（二）城市創新水平提升

從相關文獻和中歐班列運行情況來看，中歐班列開通帶來的城市創新水平提升，主要從知識和技術溢出、研發投入增加和區域創新質量改善三個方面影響城市的出口結構升級。

第一，知識溢出和技術跨地區傳播是影響出口技術復雜度提升的重要因素，會對出口結構升級產生重要影響。出口升級源自出口企業的動態調整[17]，中歐班列出口的目標市場主要為歐洲發達國家，最早的“渝新歐”班列運送的是筆記本電腦、液晶顯示器等高附加值產品。歐洲發達國家具有較其他國家更高的市場準入標準和產品質量需求，會倒逼企業采取更為先進的生產技術。這要求企業有更高水平的科技創新要素投入，而R&D人員在區域創新系統之間的流動，有助于促進區域創新績效的空間外溢和整體水平的提升。中歐班列的開通帶動了中國與歐洲國家科技人員之間的交流、互通與整合，促進了知識和技術的跨地區傳播與溢出，提升了城市創新能力[13]。

第二，企業研發和創新投入增加能夠強化對出口技術復雜度的影響[20]，進而提高一國（地區）的出口結構水平。其一，為了滿足發達國家的進口需求，企業會加大在科技創新方面的資金投入力度，但是推動科技創新的力量不僅來源于企業、高校等，還來自政府的科技支出。財政科技支出的目的是促進科技創新[21]，來自企業和政府的研發投入，將顯著提高企業競爭力，帶來企業出口產品技術含量的提升。其二，中歐班列開通帶動了當地經濟和貿易的增長，經濟和貿易的快速增長為企業、科研機構等創新主體帶來經濟利潤，進而為創新研發活動提供更多資金支持[22]。城市創新水平將得到顯著提升，進一步帶來出口產品技術水平的提升。

第三，創新是出口技術復雜度提升的重要影響因素[23]。一方面，區域創新能力提升很大程度上依賴于創新要素在區域間的跨區流動和互通[19]，而中歐班列的開通可以大大縮短開通城市之間的時間距離，帶來要素流動便利，提升區域創新質量[24]，進而實現城市出口結構的升級。另一方面，隨著中歐班列進入常態化運行，來自歐洲發達國家的返程貨源趨于穩定，發達國家的先進產品、中間品和創新要素通過搭乘中歐班列持續流入國內，不僅會給國內企業的相關產品帶來巨大沖擊，迫使企業通過創新提高產品質量，也為企業帶來了更多經驗，企業將通過交流、學習、模仿等方式以較低成本實現研發創新水平的提高[25]，提升區域創新質量。

三實證設計

（一）模型設定

文章以中歐班列開通作為準自然實驗，使用多期雙重差分（DID）模型，從政策評估視角實證檢驗中歐班列開通對城市出口結構升級的影響。基于數據可得性，最終樣本包含275個城市，其中實驗組包含22個試點城市，對照組包含其他253個非試點城市。借鑒孫天陽等[26]、毛艷華和謝宇平[25]、Hausmann等［27］的做法，構建如下多期DID模型：

ln EXPYit=α0+α1CREit+βXit+μi+δt+εit（1）

式（1）中，ln EXPYit為被解釋變量，代表城市i在第t年的出口結構水平。CREit為虛擬變量，賦值規則如下：如果城市i在第t年開通了中歐班列，則從該城市開通中歐班列的第t年起，此后均賦值為1，否則取0。式（1）中的系數α1是城市開通中歐班列對出口結構升級影響的具體政策效果。Xit表示一系列控制變量集合，εit表示隨機誤差項。此外，文章還控制了城市個體固定效應μi和時間固定效應δt。

（二）變量選取

1.被解釋變量

出口結構升級主要關注的是質的提升，現有文獻廣泛使用技術復雜度來衡量，因此文章選取城市出口技術復雜度（PRODY）作為衡量城市出口結構升級的指標[26]。出口技術復雜度是以顯性比較優勢、出口結構及人均收入為基礎測算一國（地區）出口產品中所包含的技術水平[28]。為避免出口產品因中間投入品多次跨國流動帶來的“Rodrik悖論” 按照比較優勢理論，中國的生產及出口模式應該是專業化生產并出口適合低收入國家的勞動密集型產品， 但是中國的出口籃子卻比其他具有相同收入水平的國家要復雜得多，中國出口技術結構異常被稱為Rodrik悖論。問題，文章在計算該指標時剔除加工貿易的影響[29]，計算步驟如下：

PRODYht=∑cxcht（1－θ）Xct（1－θ）∑cxcht（1－θ）Xct（1－θ）×pgdpct（2）

式（2）中PRODYht表示全球范圍內的h行業在t時期的出口技術復雜度。xcht表示國家c在t時期的h產品出口額，Xct表示c國在時期t的總出口額。pgdpct表示國家c在時期t的人均GDP。θ表示出口品中進口中間投入所創造的價值，與既有的研究類似，文章使用相應地區出口特定產品中加工貿易的占比來進行計算。該部分數據來源于UN Comtrade數據庫。

EXPYit=∑hziht（1－θ）Zit（1－θ）×PRODYh（3）

基于式（2）中測算的PRODYht，文章進一步根據式（3）對其進行加權求和，從而得到城市層面的出口技術復雜度數據。使用 ziht表示城市i的第h種產品在第t時期的出口額，Zit表示城市i在第t時期的總出口額。利用式（3）計算出的EXPYit即為城市i在第t時期的出口技術復雜度。

2.解釋變量

文章以中歐班列開通作為影響城市出口結構的政策外生沖擊變量，考察新型貿易運輸通道促進出口結構升級的政策效應。“一帶一路”官網公布了最新的常態化運行中歐班列的城市，鑒于文章測度的城市出口技術復雜度數據只到2016年，文章在常態化運營城市基礎上，結合相關研究增加了部分運行城市。實驗組城市包括重慶、鄭州、烏魯木齊、成都、西安等22個城市 參照既有文獻和官方數據，文章樣本期內中歐班列開通城市包含重慶、鄭州、烏魯木齊、成都、西安、蘇州、東莞、寧波、營口、長沙、金華（義烏）、哈爾濱、大連、貴陽、廈門、蘭州、長春、沈陽、連云港、西安、廣州、西寧。。各城市開通中歐班列的時間不統一，部分中歐班列的開通日期處于年末，這些線路對城市出口結構升級的影響可能難以在當年就發生。借鑒韋東明和顧乃華［23］的做法，文章依據中歐班列的實際開通時間來對變量CRE進行賦值設定。具體來說，樣本期內若該城市開通了中歐班列且開通時間在當年10月之前，則該城市從當年開始賦值為“1”；反之，賦值為“0”。

3.控制變量

借鑒已有的研究成果，文章還控制了部分可能影響城市出口結構水平的因素。其中，使用人均GDP來衡量一地區的經濟發展水平（Eco）；城市人口常用來衡量地區的城市規模，文章使用城市年末總人口表示城市的規模（Peo）；財政支出占國內生產總值的比重，可以反映政府參與經濟社會發展的程度，文章使用該比值來衡量政府的干預程度（Gov）；第二產業產值占GDP的比重常用來衡量一國（地區）的工業化水平，文章使用該比值來衡量地區的工業化程度（Indu）；此外，對外開放程度、外商直接投資也會影響地區出口結構升級，文章使用地區進出口總額占該地區GDP比重來表示對外開放程度（Open），使用經當期平均匯率換算后的實際利用外資金額來衡量該地區的外商直接投資水平（FDI）。所有涉及GDP的數據均以2003年為基期進行了平減，部分數據進行了對數化處理。

（三）數據來源

基于數據可得性，文章選取中國275個城市作為研究樣本，樣本時間跨度為2006-2016年。文章將樣本期內常態化運營中歐班列的城市設為實驗組，共包含重慶、鄭州等22個地級市；剩余253個地級市設為對照組。地級市的基礎數據來源于中國研究數據服務平臺（CNRDS），部分缺失值采用線性插值法進行補齊；測算出口技術復雜度的原始數據來源于聯合國商品貿易統計數據庫（UN Comtrade）。主要變量描述性統計如表1所示。

四實證結果分析

（一）基準回歸

表2匯報了文章的基準回歸結果。第（2）列的實證結果顯示：核心解釋變量CRE的系數為正，且通過了10%的顯著性水平檢驗，這表明城市開通中歐班列改善了當地的出口結構，中歐班列開通對城市出口結構的平均影響為0.262。進一步，文章在模型中加入控制變量，其中第（3）列只控制了城市個體效應，第（4）列控制了城市的個體效應和時間固定效應。實證結果顯示，隨著控制變量的加入，核心解釋變量的系數和顯著性均上升，進一步表明中歐班列開通對城市出口結構升級存在促進效應。

控制變量方面，代表地區經濟發展水平（Eco）的系數顯著為正，說明城市經濟發展水平是影響該地區出口結構升級的重要因素，這也是符合現實邏輯的。地區經濟發展水平越高，越有能力調整其出口產品結構，從而實現更高質量的貿易出口。城市規模（Peo）的系數也顯著為正，說明較大的城市規模有利于該地區實現出口結構升級，這可能是因為較大的城市規模意味著該城市具有充足的勞動力供給，能夠提供更多與出口結構升級相關的人力資本要素。工業化水平（Indu）的提升也會對城市出口結構升級起到顯著的促進作用，可能的解釋是工業化水平越高意味著該地區出口產品的技術水平越高，該地區的出口結構越能向高級化攀升。對外開放程度（Open）的系數顯著，表明地區的對外開放水平也會影響該地區的出口結構。事實上，外向型經濟的地區更有可能參與到全球生產的分工環節，從而實現出口結構的升級。政府干預（Gov）和外商直接投資（FDI）的系數不顯著，可能的解釋是由于政府干預和外商直接投資對出口結構升級具有雙向影響，樣本期內政府干預和外商直接投資的增加暫時未對出口結構升級起到促進作用。

（二）穩健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗

為檢驗雙重差分的使用條件是否滿足，文章進行了平行趨勢檢驗，確保實驗組和對照組的出口結構水平在中歐班列開通前具有相同的變化趨勢。基于此，文章構建如下模型，使用事件分析法[30]來進行平行趨勢檢驗：

ln EXPYit=α0+∑5k≥－6，k≠－1βkCRE kit+

∑γjXit+μi+δt+εit（4）

式（4）中，CRE kit為城市開通中歐班列當期虛擬變量，βk為平行趨勢檢驗關注的重點系數，表示中歐班列開通前（后）k期的平均處理效應。若k小于0，平均處理效應βk不顯著異于0，則符合平行趨勢假定。其他變量的含義與式（1）相同。

文章繪制了平行趨勢檢驗圖。從圖1可以觀察到：第一，回歸參數βk不能拒絕零假設，說明在城市開通中歐班列前實驗組和對照組之間不存在顯著差異，符合平行趨勢假設，使用雙重差分模型進行政策評估是可行的；第二，從平行趨勢檢驗圖顯示的動態效應上看，回歸參數βk的系數雖然在受到中歐班列開通的影響后呈現出一定的上升趨勢，但是直到受到中歐班列開通政策影響的第二年后才顯著，說明中歐班列開通的政策效應存在一定的滯后性；第三，系數βk的數值整體呈上升趨勢，說明隨著城市開通中歐班列進程的加快，中歐班列對開通城市出口結構的平均影響持續增強，同時中歐班列開通的政策效果呈現出一定的可持續性。

2. 安慰劑檢驗

除平行趨勢假定外，使用雙重差分模型進行政策評估還需要剔除其他政策或隨機因素的干擾。文章借鑒韋東明和顧乃華[23]的研究思路，采用間接安慰劑法進行驗證。具體來說，文章重新隨機生成了中歐班列開通城市的名單，并分別重復進行1000次和2000次的安慰劑模擬檢驗。安慰劑檢驗結果如圖2和圖3所示，其中縱軸為安慰劑估計的概率密度值，橫軸為安慰劑估計的隨機生成實驗組對出口結構升級影響的估計系數。安慰劑檢驗顯示，模擬回歸的估計值基本服從正態分布，且估計系數顯著為0，說明中歐班列開通并未受其他不可觀測因素的影響。

3. 工具變量法

從中歐班列開通的城市來看，大部分城市擁有良好的經濟輻射能力和區位優勢，城市開通中歐班列可能存在內生性問題。為此，借鑒陳勝藍和劉曉玲[30]的研究思路，文章手動梳理了古代“絲綢之路”在國內的途經區域，將途經區域涵蓋的地區作為中歐班列開通的工具變量（IV）進行穩健性檢驗。一方面，中歐班列是對“古代絲綢之路”（包括西北絲綢之路、南方絲綢之路、海上絲綢之路等）古代絲綢之路主要包含西北絲綢之路、南方絲綢之路、海上絲綢之路，主要途經陜西省、甘肅省、寧夏回族自治區、青海省、新疆維吾爾自治區、貴州省、廣西壯族自治區、廣東省、浙江省、福建省等地。的承接，滿足“相關性要求”。另一方面，“古代絲綢之路”只能間接作用于中歐班列開通區域的劃定，并不會對當前的經濟活動產生影響，滿足“排他性約束”。工具變量估計結果如表3的第（1）、（2）列所示，F值顯示不存在弱工具變量問題；同時，由于文章所選取的工具變量個數與內生變量個數相同，因而不存在過度識別問題。核心解釋變量CRE的系數為0.263，且通過了10%的顯著性水平檢驗，說明工具變量解決了中歐班列建設的非隨機性問題，在考慮內生性問題后，文章的研究結論依然是穩健的。

4. 縮尾處理

文章對樣本數據的解釋變量和被解釋變量進行5%的縮尾處理，避免樣本數據中的極端值對文章實證結果產生影響。表3第（3）列的實證結果與基準回歸類似，文章關注的核心解釋變量CRE依然有顯著的正向影響。這說明在考慮樣本極端值的可能影響后，文章的研究結論依然穩健，開通中歐班列顯著促進了城市出口結構的升級。

5. 基于單一時點的雙重差分法

為了驗證文章研究結論的穩健性，文章使用單一時點雙重差分法對中歐班列開通的政策效應進行了實證檢驗。文章將2013年（其他年份結論類似）作為受到政策沖擊的唯一年份，同時將樣本中其他年份開通中歐班列的城市予以剔除。實證結果如表3第（4）列所示：變量CRE的回歸系數依然顯著為正，而從回歸結果核心系數的數值來看，單一時點的核心回歸系數較基準回歸時更大。這說明即使只是考慮單一時點下的中歐班列開通，文章的研究結論依然是穩健的。

6. 考慮行政級別的影響

中國的城市具有不同的行政等級，不同的行政等級決定了該城市的不同資源配置能力和城市規模，行政級別的差異可能會對開通中歐班列產生影響，進而影響城市的出口結構升級。文章將直轄市樣本剔除，探究剔除直轄市影響后中歐班列開通的政策效果。表3第（5）列顯示，在剔除直轄市的影響后，變量CRE的回歸系數依然顯著為正。文章的研究結論是穩健的。

7. PSM-DID

為了保證實證結果的穩健性，文章使用傾向得分匹配法（PSM）為實驗組匹配出對照組，從而排除其他因素的預期干擾。借鑒張夢婷等[31]的做法，選取經濟發展水平、固定資產投資、教育支出和地方財政支出作為協變量進行傾向得分匹配。文章分別采用1∶1近鄰匹配、核匹配和半徑匹配的方法為開通中歐班列的城市逐年篩選匹配出配對城市。傾向得分匹配顯示實驗組的標準偏差絕對值均小于10，且匹配后的樣本通過了共同支撐假設。表3第（6）、（7）、（8）列匯報了經過傾向得分匹配后的實證結果，核心解釋變量CRE的系數依然全部顯著為正，表明排除其他因素的預期干擾后，文章的研究結論依然是穩健的。

（三）機制檢驗

文章理論分析部分已對中歐班列開通引致城市出口結構升級的路徑進行了分析。那么城市開通中歐班列是否帶來了城市資源配置效率提高和城市創新水平提升呢？遵循江艇[32]的研究建議，文章對上述影響機制進行了檢驗。

第一，中歐班列的開通使得沿線城市集結樞紐的地位得到強化，那么是否會提高當地的資源配置效率呢？文章從交通基礎設施改善、金融發展水平提高和人力資本優化三個方面檢驗了上述影響效果。首先，文章借鑒張夢婷等[31]的研究思路，以公路里程與單位行政區面積之比衡量地區公路密集度（highway），探究城市開通班列對該地區物流基礎設施的影響，結果如表4第（1）列所示，城市開通中歐班列帶來了公路密集度的提升，表明當地物流基礎設施得到了改善。其次，文章以年末金融機構存貸款余額與地級市GDP的比值來衡量地區的金融發展水平（fin），結果如表4第（2）列所示，城市開通中歐班列帶來了金融發展水平的提升，而金融發展水平提升會顯著緩解企業的融資約束，降低企業的融資成本；最后，文章以每十萬人大學生數量衡量當地人力資本要素水平（human），結果如表4第（3）列所示，隨著中歐班列在當地的開通，該地的人力資本要素集聚水平逐漸上升。結合上文理論分析中資源配置效率提升對地區出口結構的影響分析，文章認為開通中歐班列提高了城市的資源配置效率，進而帶來了城市出口結構的升級。

第二，創新是推動城市出口結構升級的重要影響因素，中歐班列開通是否帶來了城市創新水平的提升？文章從知識和技術溢出、研發投入增加和區域創新質量改善三個方面檢驗了上述影響效果。首先，借鑒白俊紅和蔣伏心的研究思路，文章以每萬人科學技術從業人員數量來衡量中歐班列開通帶來的知識和技術溢出（RD），結果如表4第（4）列所示，城市開通中歐班列提升了當地科技人才要素的投入，促進了知識和技術的跨地區傳播與溢出。其次，以人均財政科技支出[21]來衡量研發支持力度（Tec），結果如表4第（5）列所示，開通中歐班列的城市人均科技支出得到了顯著提升。最后，選取《中國城市和產業創新報告2017》中公布的城市創新指數（City_inno）來衡量當地區域創新質量改善程度，結果如表4第（6）所示，中歐班列開通顯著改善了開通城市的區域創新質量。上文對城市創新影響出口結構升級進行了理論分析，結合實證結果，文章認為城市開通中歐班列帶來了城市總體創新水平的提升，進而影響了城市出口結構的升級。

五異質性分析

開通中歐班列的城市具有迥異的地理區位、不同的資源稟賦及不均等的物流樞紐地位，可能會對出口結構升級產生異質性影響。文章基于上述不同特征，對樣本城市數據進行分組，依次進行異質性回歸分析。

（一）地理區位異質性

文章依據地理區位的不同，將樣本城市劃分為東部、中部和西部城市以進行地理區位異質性分析，結果如表5第（1）～（3）列所示。實證結果顯示，城市開通中歐班列對出口結構升級的促進作用在西部地區的政策效果顯著高于基準回歸結果，東部地區也呈現出略高于基準回歸的政策效果，而在中部地區的政策效果不顯著。中歐班列開通對西部地區的促進作用是非常明顯的，這也符合中歐班列加快了中國內陸地區尤其是西部地區對外開放的基本現實。中部地區開通中歐班列的政策效果為負，但是未通過顯著性檢驗。可能的原因是，中部地區面臨來自西部和東部開通中歐班列的政策擠壓，難以充分發揮跨境運輸通道的獨特優勢。

（二）資源稟賦異質性

特定資源稟賦可能會影響城市出口的產品類型和產品結構，我國資源型城市具有數量多、分布廣、歷史貢獻突出等多重特點。《全國資源型城市可持續發展規劃（2013-2020年）》對全國范圍內的資源型城市進行了細致分類，借鑒顏銀根等[33]的研究思路，文章將樣本城市分為資源型城市和非資源型城市兩類分別進行異質性回歸分析。從表5第（4）列和第（5）列的實證結果來看，樣本期內中歐班列開通對非資源型城市的出口結構升級具有較為顯著的促進效應，對資源型城市的出口結構升級促進效應則不明顯。究其原因，相對于非資源型城市，資源型城市的產業結構中傳統重工業占比較大，中歐班列主要是暢通中國與歐洲等發達經濟體之間的貿易往來，對資源類產品的需求較少，導致中歐班列對資源型城市的出口結構轉型作用有限。

（三）中心-外圍異質性

中歐班列已帶動形成了多個區域中心，在李佳等[21]的研究基礎上，我們將成都、鄭州、重慶、西安、烏魯木齊等5個中西部省會城市設為中歐班列運行區域中心城市，而將其他樣本城市設定為中歐班列運行外圍城市，分別作為實驗組進行實證檢驗。與外圍中歐班列開通城市相比，上述中心節點城市具有更高的資源調節能力，因而兩類中歐班列開通城市的出口結構升級效應可能存在差異。實證結果如表5中第（6）、（7）列所示，中心城市的顯著性和系數均顯著大于外圍城市，表明中歐班列開通對中心城市出口結構升級的影響效應更為顯著。究其原因，不少物流節點城市也是區域性貨源集散地，具有較強的貨物吸引和調節能力，從而能夠更好地發揮中歐班列對出口升級的帶動作用。2020年國家發改委發文支持建設中歐班列集結中心示范工程項目，文章的研究結果為國家推動這個工程項目提供了具體的佐證。

六結論與政策建議

基于2006-2016年中國275個地級市的面板數據，文章使用多期DID模型，從貿易高質量發展這一新視角出發，實證檢驗了中歐班列開通對城市出口結構升級的具體政策效果。文章的實證結果顯示：城市開通中歐班列顯著促進了其出口結構的升級，且使用工具變量法、縮尾處理、單一時點和PSM-DID等方法進行穩健性檢驗后，結論依然成立；機制檢驗發現，城市資源配置效率提高和城市創新水平提升是城市開通中歐班列促進出口結構升級的有效途徑，中歐班列開通有效增強了開通城市的物流節點作用，推動了內陸城市口岸建設發展；異質性分析顯示，城市開通中歐班列存在非均衡性影響，西部城市、非資源型城市和中心節點城市在開通中歐班列進程中享有的政策紅利更多。

基于上述結論，文章提出如下政策建議：第一，以中歐班列建設為樣板，繼續積極穩妥推進中越班列、中亞班列等跨境物流設施建設，強化西部陸海貿易新通道新動能，繼續推動全方位、寬領域、高層次對外開放。第二，加快成都、重慶、鄭州、西安、烏魯木齊等中歐班列集結中心示范工程建設，搭建“軸-輻”型中歐班列運行架構，強化軸心城市資源集聚、經濟輻射效應；鼓勵西部地區、非資源型和中心節點城市優化物流配套設施建設，推進公路-鐵路、水路-鐵路、航空-鐵路等多式聯運模式無縫銜接。第三，鼓勵各地繼續出臺人才新政，吸引契合當地產業發展的高層次、科技型人才落戶；繼續完善城市職業教育，強化對物流、外貿人才的職業培訓，推進技能型、科技型人才市場建設。第四，推進中歐班列運輸通道和口岸擴能改造，加強與共建“一帶一路”沿線國家務實合作，完善境外戰略性中轉場站建設、拓展中歐班列運輸新路線；加強與歐洲等發達經濟體雙向投資貿易合作，持續加大力度吸引優質高新產業落戶。

［參考文獻］

［1］裴長洪，劉斌.中國對外貿易的動能轉換與國際競爭新優勢的形成[J].經濟研究，2019（5）：4-15.

[2]許英明，邢李志，董現壘.“一帶一路”倡議下中歐班列貿易通道研究[J].國際貿易，2019（2）：80-86.

[3]池永明.中歐班列發展的困境與出路[J].國際經濟合作，2016（12）：60-65.

[4]馬斌.中歐班列的發展現狀、問題與應對[J].國際問題研究，，2018（6）：72-86.

[5]王姣娥，焦敬娟，景悅.“中歐班列”陸路運輸腹地范圍測算與樞紐識別[J].地理科學進展，2017（11）：1332-1339.

[6]周學仁，張越.國際運輸通道與中國進出口增長——來自中歐班列的證據[J].管理世界，2021（4）：52-63+102+64-67.

[7]唐宜紅，俞峰，林發勤，等.中國高鐵、貿易成本與企業出口研究[J].經濟研究，2019（7）：158-173.

[8]韋東明，顧乃華.國際運輸通道與區域經濟高質量發展——來自中歐班列開通的證據[J].國際貿易問題，2021（12）：34-48.

[9]倪紅福，向迪，王文斌.共建“一帶一路”對構建新發展格局的作用[J].全球化，2022（4）：31-40.

[10]齊俊妍，王永進，施炳展，等.金融發展與出口技術復雜度[J].世界經濟，2011（7）：91-118.

[11]劉斌，李秋靜，李川川.跨境鐵路運輸是否加快了中國向西開放？——基于城市—產品層面的經驗證據[J].管理世界，2022（8）：101-118.

[12]張祥建，李永盛，趙曉雷.中歐班列對內陸地區貿易增長的影響效應研究[J].財經研究，2019（11）：97-111.

[13]黃玖立，徐旻鴻.境內運輸成本與中國的地區出口模式[J].世界經濟，2012（1）：58-77.

[14]齊俊妍，向柑霖.金融業開放、外部金融依賴與制造業出口技術復雜度——基于服務貿易限制指數不同政策領域的實證分析[J].國際商務（對外經濟貿易大學學報），2020（6）：78-91.

[15]沈紅波，寇宏，張川.金融發展、融資約束與企業投資的實證研究[J].中國工業經濟，2010（6）：55-64.

[16]周茂，李雨濃，姚星，等.人力資本擴張與中國城市制造業出口升級：來自高校擴招的證據[J].管理世界，2019（5）：64-77.

[17]孫楚仁，覃卿，王松.城市中心性能促進城市出口結構升級嗎：來自中國城市和城市群的證據[J].世界經濟研究，2021（1）：17-31.

[18]毛其淋.人力資本推動中國加工貿易升級了嗎？[J].經濟研究，2019（1）：52-67.

[19]毛其淋，方森輝.創新驅動與中國制造業企業出口技術復雜度[J].世界經濟與政治論壇，2018（2）：1-24.

[20]李振，王秀芝.財政科技支出效率對地方產業結構升級的影響——基于我國省級面板數據的實證分析[J].經濟體制改革，2022（1）：143-149.

[21]李佳，閔悅，王曉.中歐班列開通對城市創新的影響研究：兼論政策困境下中歐班列的創新效應[J].世界經濟研究，2020（11）：57-74+136.

[22]徐紫嫣，姚戰琪，夏杰長.協同集聚對出口技術復雜度的影響研究——基于區域創新中介效應檢驗[J].經濟縱橫，2021（9）：43-52.

[23]韋東明，顧乃華.中歐班列開通能否推動區域創新效率的提升[J].科學學研究，2021（12）：2253-2266.

[24]顧乃華，張瑞志.中歐班列開通能否助推企業全要素生產率提高？——基于我國制造業上市公司數據的準自然實驗[J].廣東社會科學，2022（3）：5-14+286.

[25]毛艷華，謝宇平.智慧城市建設對我國全球價值鏈攀升的影響研究[J].城市問題，2022（11）：4-13.

[26]孫天陽，陸毅，成麗紅.港口管理“放管服”改革與出口結構升級[J].世界經濟，2022（3）：134-160.

[27]Hausmann R， Hwang J， Rodrik D. What you export matters[J].Journal of Economic Growth， 2007（1）： 1-25.

[28]信超輝，毛艷華.外資進入加劇了中國全球價值鏈地位的“低端鎖定”嗎？——來自中國282個地級市金融發展的經驗證據[J].經濟社會體制比較，2022（4）：29-39.

[29]Beck T， Levine R， Levkov A. Big bad banks？ The winners and losers from bank deregulation in the United States[J].The Journal of Finance， 2010（5）： 1637-1667.

[30]陳勝藍，劉曉玲.公司投資如何響應“一帶一路”倡議？——基于準自然實驗的經驗研究[J].財經研究，2018（4）：20-33.

[31]張夢婷，俞峰，鐘昌標，等.高鐵網絡、市場準入與企業生產率[J].中國工業經濟，2018（5）：137-156.

[32]江艇.因果推斷經驗研究中的中介效應與調節效應[J].中國工業經濟，2022（5）：100-120.

[33]顏銀根，倪鵬飛，劉學良.高鐵開通、地區特定要素與邊緣地區的發展[J].中國工業經濟，2020（8）：118-136.