開拓國際運輸通道提升了進出口貿易協同發展水平嗎？

摘 要：中歐班列作為聯通歐亞大陸的國際運輸通道與“一帶一路”倡議的重要載體，厘清其對進出口貿易協同發展水平的影響，對推動形成以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局具有深遠意義。本文基于2005—2021年中國276個地級市面板數據，檢驗中歐班列對我國進出口貿易協同發展水平的影響及作用機制，研究表明：（1）中歐班列顯著促進了開通城市的進出口貿易協同發展水平，并且對周邊100公里范圍內的城市起到明顯的推動作用，之后逐步減弱甚至是負向作用，開行密度和質量是實現進出口貿易協同發展的關鍵因素。（2）當中歐班列開通城市具備海運條件時，其所帶來的促進效應會被抑制，未能發揮出鐵水聯運優勢。中、西部通道城市與具有高水平政商關系的城市更能發揮中歐班列的促進效應。（3）中歐班列通過提高當地城市的資源配置效率、發揮數字化協同效應以及改善當地創新環境促進進出口貿易協同發展。

關鍵詞：中歐班列；國際運輸通道；進出口貿易協同發展水平；“一帶一路”倡議；雙循環新發展格局

中圖分類號：F741 文獻標志碼：A 文章編號：1672-626X（2025）03-0005-16

一、引言

改革開放以來，中國以勞動力成本優勢嵌入全球價值鏈，對外貿易迅猛擴張，成為經濟增長的重要引擎。隨著全球經濟不確定性日益加劇，中國政府審時度勢，適時提出構建新發展格局的戰略構想，充分利用國內國際兩個市場，重塑國家競爭新優勢?！吨腥A人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》在“促進國內國際雙循環”中明確提出要“立足國內大循環，協同推進強大國內市場和貿易強國建設”，并將“推動進出口協同發展”作為該章的開篇內容。黨的二十大報告進一步強調，“堅持高水平對外開放，加快構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局?！币獙崿F我國貿易的可持續發展，從貿易大國邁向貿易強國，就必須更加注重進口和出口的協同發展。

作為聯通歐亞大陸的重要國際運輸通道，中歐班列在推動我國貿易發展中發揮了重要作用。根據“中歐班列網”的數據，截至2024年，中歐班列累計開行突破10萬列，途經我國120多座城市，通達歐洲25個國家的220多個地區，開行萬列所需時間由開行之初的90個月縮短為現在的6個月，其國際影響力與日俱增。作為深化中國與沿線國家經貿合作的重要載體以及實施“一帶一路”倡議的重要抓手，保障中歐班列穩定暢通運行不僅是堅持高水平對外開放的重要舉措，也是推動進出口貿易協同發展的關鍵動力。中歐班列在維護對外貿易關系穩定的同時，若能有效提升進出口貿易協同發展水平，將對雙循環新發展格局產生深遠影響，為政府部門對外開展跨國合作實現國內國際市場聯動提供一定的經驗支持。

盡管現有研究對于中歐班列貿易效應的探討已經積累了相當豐富的理論成果，但絕大多數研究仍側重于中歐班列對我國出口貿易的積極影響，在全球價值鏈向區域化轉變的過程中，其對進出口貿易協同發展水平的作用應該受到關注。相較已有文獻，本文的邊際貢獻主要體現在三個方面：（1）系統探究了中歐班列與進出口貿易協同發展之間的內在聯系，為中歐班列促進區域經濟協調發展提供了新的分析框架。（2）既有文獻對于中歐班列的鐵水聯運效應探討相對匱乏，本文通過分析鐵路和海運的聯運模式，有助于推進中歐班列與絲路海運、西部陸海新通道等聯動發展，為打造“精品班列”“定制班列”，探索“運貿一體化”提供理論指導。同時，本文還探討了開通城市的政商環境對中歐班列運營的影響，為政策制定者和企業管理者提供了決策參考。（3）在數字化技術與產品不斷給消費和生產全域賦能的背景下，本文在機制檢驗部分分析了數字化協同效應對中歐班列運營的潛在影響，這是對中歐班列研究的重要補充。

二、文獻綜述

我國的進出口貿易發展一直是備受學者們關注的經典課題，但鮮有學者對進出口協同進行直接研究，更多的是將我國進出口貿易之間關系的探討內嵌于其與經濟變量關系的研究當中。有學者認為企業自生進口網絡與出口市場選擇之間存在著內在聯系，企業自生進口網絡不僅能夠顯著提升企業的出口概率，精準定位并選擇適合自己的出口市場，還有助于企業在復雜多變的國際市場競爭中占據有利位置，增強自身的出口韌性[1-2]。從數智化層面看，張云和柏培文（2023）認為人工智能驅動的智能算法通過動態需求預測、產能彈性調配與物流路徑優化等方式，顯著壓縮決策時滯與執行偏差，將離散的進出口環節轉化為協同網絡[3]。數字產品進口不僅能通過激發創新和人力資本的雙輪驅動實現我國企業出口產品質量的提升[4]，還能通過產品多樣化效應以及結構優化效應顯著增強企業出口韌性[5]。總的來說，我國要實現進出口協同發展，需不斷加強與全球經貿合作的緊密程度、增強內需動力以打破產業轉型升級困境和技術壁壘，依托國內價值鏈主動融入全球產業鏈和供求鏈，統籌推進深層次改革和高水平對外開放以促進國內國際雙循環[6]。

中歐班列作為聯通歐亞大陸的國際運輸通道，交通基礎設施是其重要屬性，不僅能強化區域協調發展的賦能作用，還能推動國際大循環以及全球經濟合作的穩定發展。謝東升和李國民（2021）通過McCallum引力模型，發現我國與內陸鄰國間鐵路基礎設施的完善能夠有效削弱對內陸鄰國出口貿易的屏蔽效應，進而推動我國出口貿易的穩健增長[7]。張支南和巫俊（2019）利用2000—2015年中國與亞洲基礎設施投資銀行56個意向創始成員國之間的雙邊數據，得出了我國交通基礎設施水平的提高，特別是鐵路建設，更能吸引到大量的外資、原材料、資本品和人才技術等進入國內市場，從而形成出口集聚效應的結論[8]。與未開通中歐班列的城市相比，我國開通城市的進出口產品質量與貿易總量方面都表現出了明顯的提高和增長[9]，中歐班列對國內沿線城市的出口活動顯露出了巨大潛力[10]。尤其是對于實施多元化經營策略的企業而言，其核心高質量產品的出口額呈現出大幅躍升[11]，市場競爭力顯著增強。不僅如此，中歐班列還通過溢出效應、削弱貿易壁壘和縮短運輸時間提高企業出口國內附加值率[12]，以及通過強化內部貿易網絡效應增強我國企業的出口韌性[13]，全面促進我國出口企業全要素生產率的提升[14]。

三、理論分析與研究假說

（一）中歐班列對進出口貿易協同發展水平的直接效應

實現進出口的協同發展，“優進優出”是關鍵。隨著去回程數量的逐年增加，中歐班列正建立起多維度的貿易循環體系，通過發揮雙向資源調配能力，有效整合國內國際兩個市場資源，強化兩個市場雙向貨流的閉環能力，達到“以出帶進、以進促出”的效果。

從出口端來看，中歐班列為企業搭建了直達歐洲市場的戰略通道，帶動了市場需求的雙向激活。隨著“一帶一路”倡議的深化推進，中亞和歐洲地區對此已經給出了積極的評價與認可[15-16]。中歐班列憑借其強大的國家品牌效應，吸引更多歐洲商品進入中國市場，并通過稅收優惠和成本優勢刺激歐洲企業通過中歐班列向中國出口高附加值產品，助力“歐洲技術”本土化，實現出口收益反哺高端技術、設備進口，這種“制造輸出+技術引進”的雙向循環，既保障了產業鏈供應鏈安全，又促進了進出口貿易結構的動態優化。

從進口端來看，中歐班列通過回程系統引入先進技術裝備、關鍵中間產品及優質消費品，在滿足消費市場提質擴容的同時，還通過進口多元化推動了國內產業結構的升級。隨著中歐班列運載總量的不斷增加，物流成本的減免力度逐漸增強[17]，大量優質外資和高新技術進入我國國內市場，出口企業能獲得更多種類的進口中間品以提高高級生產要素的投入，從而對國內出口品部門的生產規模起到擴張作用，提高我國出口產品的“質”與“量”[18]，促進進出口協同發展的質效提升。

在產業結構上，我國與“一帶一路”沿線國家之間表現出很強的差異性和互補性[19]，這種互補性不僅為雙方的合作提供了廣闊的空間，更為我國加快國內國際市場的深度融合提供了機遇和渠道，為我國進出口貿易協同的可持續發展提供了堅實有力的保障。綜上，本文提出以下研究假說。

H1：中歐班列的開通提升了我國進出口貿易協同發展水平，并對周邊地區產生空間溢出效應。

中歐班列的開行本質上根植于本地及周邊產業的發展需求與資源稟賦，其開行數量和質量是城市對外貿易活躍程度的直接體現[20]。全國中歐班列開行城市的發展狀況可分為兩類：一是對中歐班列支持力度大、重視程度高的開行城市，其相關交通、能源、環保等基礎設施和相關產業鏈供應鏈將會被同步帶動；二是部分地方財政不足和技術落后的開行城市，其難以對交通基礎設施進行大規模改善和升級，可能存在鐵路相關基礎設施老化、失修或列車運力不足、換裝設備少等問題，導致貨運種類與價值無法跟上地區的經濟增長步伐。綜合運輸效率、服務質量等方面，本文認為，中歐班列的運營模式需順應高質量發展趨勢，實現由數量增長向質量提升的根本轉變?；诖?，本文提出以下研究假說。

H2：中歐班列的開行密度和開行質量與進出口貿易協同發展水平正相關。

（二）中歐班列對進出口貿易協同發展水平的間接效應

1. 資源配置效率

資源配置效率直接體現在交通運輸網絡和物流相關產業的成熟與發展水平上[21]，運輸網絡的覆蓋范圍與我國進出口市場的深度和廣度掛鉤。一方面，資源配置效率的提高能夠帶來規?；a和技術創新，實現生產成本的降低和產業技術水平的提升，增加出口產品的價格優勢和質量優勢。另一方面，高效率的資源配置也意味著國內市場能夠通過精準進口先進技術設備和關鍵原材料，避免資源錯配和產能過剩，實現進口資源的高效利用。具體來看，中歐班列不僅能夠打破空間地理限制，將不同空間地域的要素活動納入跨國界、跨區域的物流運輸網絡，帶動物流相關產業的快速發展，催化高新技術商貿、產業園區的建立，從而促進生產要素的自由流動和重新配置[22]。中歐班列還能夠通過降低生產要素在不同城市之間的流動成本，縮短城市之間的經濟距離，對要素和商品交換發揮優化和促進作用，從而提高區域內資源的配置效率，實現進出口貿易協同發展水平的提升。

2. 數字化協同效應

中歐班列的國際貨運工具屬性，注定其開行運營離不開多個國家和地區，包括海關、鐵路運營商、貨運代理商等各方的信息共享和數字協同合作?！吨袣W班列發展報告（2021）》顯示，2020年7月，中國鐵路95306“數字口岸”系統全面投入使用，徹底改變了傳統鐵路國際聯運的通關方式，提升了口岸管理水平、便利化程度和通關效率，縮短了進出口業務的處理時間。在數字化賦能的加持下，集成物聯網、區塊鏈和智能通關系統重構了中歐班列跨境物流的運營模式，精準預測市場需求、規劃運輸線路，實現了生產、流通、貿易環節的數據鏈閉環。此外，當數字化的班列網絡持續輸出精準物流數據時，還會觸發貿易主體的適應性調整，例如，出口企業能依據班列提供的實時到貨數據重新調整生產計劃頻率，進口商也能借助班列運輸的可預測性降低安全庫存水平。這種雙向調節使進出口活動從機械式的數量匹配演進為基于數據反饋的動態平衡，最終在系統層面形成“運輸數據驅動——經營策略調適——進出口供需結構優化”的正向循環。

3. 創新環境

創新是推動產業升級和提升競爭力的關鍵因素，產品質量和附加值高的商品往往更具市場競爭力。首先，定期化的中歐班列運輸物流使得跨境運輸網絡樞紐節點的隱性知識沿供應鏈縱向擴散，降低跨境創新的合作壁壘，提升區域創新要素的流動效率與重組能力。其次，中歐班列所帶來的國外技術密集型和高附加值進口商品涌入，刺激國內企業不斷提高出口產品的質量和服務以緩解激烈的市場競爭，除了出口產品的技術復雜度得到提升，其開發過程中形成的示范效應也會吸引更多外商投資[23]，提升跨國公司的本地研發投入意愿。最后，在中歐班列帶來的技術要素雙向流動促進作用下，地方政府會傾向于將財政資源向具有創新外溢效應的領域傾斜，這種作用推動了創新支持政策從粗放補貼向精準培育的轉變，有利于形成政策引導與市場響應的良性互動，最終通過提升產品技術復雜度、增強產業鏈創新韌性等途徑實現進出口貿易協同發展水平的提升。綜上，本文提出以下研究假說。

H3：中歐班列通過提高資源配置效率、發揮數字化協同效應和改善創新環境促進進出口貿易協同發展。

四、實證設計

（一）模型構建

為驗證中歐班列的開通帶動了我國“走出去”與“走進來”的貿易效應，本文利用雙重差分模型對開通中歐班列這一政策進行因果效應評估?？紤]到不同城市開通中歐班列的時間節點存在差異，為控制政策時點不一致帶來的影響，設定如下多時點漸進式[DID]模型。

[COGGit=β0+β1Treatit×Timeit+βXit+prvc×γt+ui+γt+εit] （1）

式（1）中，[COGGit]代表地級市[i]在第[t]年的進出口貿易協同發展水平；[Treatit×Timeit]為核心解釋變量，；[X]代表地級市層面的一系列控制變量，用來控制其他因素對進出口貿易協同效應的影響；為避免遺漏變量所導致的內生性問題，在模型當中加入個體固定效應[u]、時間固定效應[γ]和省份-時間趨勢效應[prv×γ]；[ε]為隨機擾動項，用于控制不可觀測的非時間、個體帶來的影響。

（二）變量說明

1. 被解釋變量

本文參考黃凌云等（2018）的做法[24]，利用物理容量耦合系統具有類似的反饋機制的特點，測度進出口間的協同互動關系，以便更好地反映進出口的協同演化規律。在測度進出口的協同發展水平之前，運用面板向量自回歸（[PVAR]）模型驗證進口與出口之間的互動效應。

脈沖響應函數描述一個經濟變量受到外生沖擊對另一個變量產生的動態影響，但若直接對非平穩序列建模，脈沖響應的結果可能反映的是數據本身的趨勢性，而非變量間的真實動態關系。對此，選取[LLC]檢驗、[IPS]檢驗和[ADF-Fisher]檢驗三種方法，先對變量的平穩性進行考察。由表1可知，主要變量至少在1%的顯著性水平上拒絕存在單位根的假設，因此各序列是平穩序列。

鑒于變量的內生性、個體效應和時間效應問題，在估計過程中采用前向差分[Hermlet]轉換對固定效應進行消除，采用系統廣義矩對參數進行估計。運用赤池信息準則（[AIC]）、貝葉斯信息準則（[BIC]）和漢南-昆信息準則（[HHQIC]）選擇滯后階數（[LAG]），由表2可知，向量自回歸模型的最優滯后階數為3。

通過蒙特卡羅模擬999次，得到基于3階滯后向量自回歸（[VAR]）模型，進口和出口的脈沖響應函數見圖1（喬里斯基變量順序：進口、出口）。縱軸表示脈沖響應強度，橫軸表示滯后期數，中間虛線為零刻度線，實線為脈沖響應函數，兩側虛線為95%置信區間。從圖1可以看出，一個標準差的外生沖擊下，進口變動會激發出口在第1期表現出顯著的正向變動，第4期之后這一正向脈沖響應逐漸收斂于零刻度線；一個標準差的外生沖擊下，出口變動會引發進口在第1期有一個顯著的負向變動，到第3期轉變為顯著的正向變動，第4期之后響應曲線逐步圍繞零刻度線趨于平穩，表明進口增加能夠促進出口增加的同時，出口的增加也有利于進口的增加。

進一步，通過估計[PVAR]的固定效應模型，利用[Wald]檢驗的系數判斷進口和出口是否存在格蘭杰因果關系。從表3結果來看，兩者之間存在顯著的動態互動效應，能夠使用耦合協調度模型測度進出口的協同發展水平。

借助耦合協調度模型，將地級市當年的進口貿易額與出口貿易額分別代入耦合度式（2）、協調度式（3）進行計算，最后引入協調發展指標式（4）衡量出口與進口間的發展水平和默契優良程度。其中，[Exportit]為地級市[i]第[t]年的出口貿易額，[Importit]為地級市[i]第[t]年的進口貿易額，[α]、[β]為特定權重，本文認為進口與出口在協同系統當中同等重要，因此將系數[α]、[β]設為均值0.5，[D（EI）it]值越高，則代表地級市的耦合協調度越高，進出口的協同發展水平越高，反之則越低。為了避免測度得到的進出口貿易協同發展水平指數過大，減少極端值對回歸結果的過度影響，對測度指標進行式（5）的對數化處理，最后得到合成指標[COGG]作為被解釋變量衡量地級市當年的進出口貿易協同發展水平。

[C（EI）it=2Exportit×Importit12÷（Exportit+Importit）] （2）

[T（EI）it=αExportit+βImportit] （3）

[DEIit=（CEIit×T（EI）it）1/2] （4）

[COGGit=12·ln{[Exportit×Importit]÷[（Exportit+Importit）÷2]}] （5）

2. 解釋變量

為了簡化實證流程，確?；貧w結果的準確性，參考趙明亮等（2023）的做法[10]，[Treati]代表地級市[i]是否為開通中歐班列節點城市；[Timet]代表地級市在第[t]年是否開通中歐班列；[Treatit×Timeit]代表地級市[i]在[t]年及之后是否開通了中歐班列，如地級市[i]在第[t]年開通中歐班列，則當期及之后的變量取值為1，否則為0?？紤]到中歐班列開通帶來的效應具有一定滯后性，將9月份之前開通中歐班列的城市當年[Treatit×Timeit]值設為1，9月份及之后開通則將當年[Treatit×Timeit]值設為0，次年為1。

3. 控制變量

借鑒現有文獻[25]，選取如下控制變量：（1）對外開放水平[Open]：鑒于大部分城市2020年與2021年外商實際投資額數據缺失較為嚴重，采用外商投資企業數的對數作為該指標的衡量方式。（2）金融發展水平[Fin]：采用該市年末金融機構人民幣各項存款、貸款之和的對數衡量。發達的金融體系可以為國際貿易提供高效的融資和支付，體現地區金融體系的成熟度。（3）產業集聚水平[Den]：采用該市規模以上工業企業數對數值衡量。產業集聚高的城市通常具有更為完善的產業鏈供應鏈體系。（4）勞動力成本[Cost]：采用該市當年職工平均工資對數值衡量。勞動力成本的高低會對城市進出口勞動密集型產品還是技術密集型產品有所影響。（5）人口規模[Pop]：采用該市年末戶籍人口對數衡量。人口規模的大小直接決定城市的市場規模和潛在需求，同時對城市的生產活動也有著重要影響。（6）地區經濟發展水平[Eco]：采用人均GDP的對數衡量。經濟發展水平往往能夠客觀反映該地區的綜合實力。（7）產業結構[Indu]：采用該市的第二產業增加值在GDP中的占比表示。當地的產業結構與當地資源稟賦密切相關，影響當地進出口產品的種類和數量。對上述變量進行描述性統計，統計結果見表4。

（三）樣本與數據來源

本文使用2005—2021年我國276個地級市的面板數據進行研究。其中，中歐班列開行數據來自“中國一帶一路網”“中歐班列網”“中國鐵路95306”等網站以及地方官媒、新聞等渠道收集后手工整理，最后確定72個中歐班列節點城市。主要貨源節點、主要鐵路樞紐節點、沿海重要港口等節點城市和運輸通道吸引貨源地區的劃分依據取自推進“一帶一路”建設工作領導小組辦公室印發的《中歐班列建設發展規劃（2016—2020年）》（以下簡稱《規劃》）。政商關系指數來源于中國人民大學國家發展與戰略研究院發布的《中國城市政商關系評價報告2021》。地級以上城市的GDP、年末戶籍人口、職工平均工資等數據由《中國城市統計年鑒》和各省、市的年度《國民經濟和社會發展統計公報》整理所得。外貿進出口數據來自EPSDATA官網，依照各年平均匯率將其折合為人民幣計價。最后，對研究樣本做了如下數據清洗處理：（1）剔除樣本期內撤市和行政區劃發生重大調整的地級市（如巢湖、萊蕪、畢節、銅仁以及海東市等）及數據缺失嚴重的西藏地區和個別城市（如麗江、固原等），最后篩選出276個地級市。（2）對部分地級市缺失的少量數據采取線性插值的計算方法填入，譬如白山、大慶等城市缺乏第二產業占GDP比重的數據。

五、實證結果與分析

（一）基準回歸

對式（1）進行基準回歸，表5列（1）—（3）中依次控制個體、時間和省份-時間趨勢效應，列（4）—（6）在控制效應基礎上加入控制變量。估計結果中，大部分核心解釋變量[Treat×Time]的估計系數均在1%的顯著性水平下為正，說明中歐班列的開通對當地城市的進出口貿易協同發展水平起到了明顯的促進作用。以列（6）為例，中歐班列的開通給城市的進出口貿易協同發展水平帶來0.061的提升。且列（1）—（3）與列（4）—（6）的核心解釋變量系數都呈現出相同的先減后增趨勢，表明選取的控制變量具有良好的穩健性。

在列（6）中，人口規模和地區經濟發展水平都表現出與城市進出口貿易協同發展水平的顯著正相關?？赡艿脑蛟谟冢阂皇侵袣W班列運送的貨物種類已由最開始的電腦、手機等電子產品逐步擴大到服裝鞋帽、糧食、汽車及配件等生活必需品，極大地覆蓋廣大人民的日常生活所需，而人口規模的增加必然會帶來消費需求的多元化，促使更多的外國商品進入國內市場；二是經濟發展水平高的地區不僅能提高人們的消費能力，還能為生產活動提供先進的技術支持和高效的產業鏈，給本地帶來更多的進出口機會。

（二）其他進一步檢驗

由于區域之間的聯系性，城市的發展必然會對相鄰地區產生一定程度的影響，那么開行城市是否能夠帶動周邊地區的良性發展？進出口貿易協同發展水平的促進效果是否離不開中歐班列的高質量開行？參照李佳等（2021）、王雄元等（2019）、Pope等（2015）的檢驗方法[26-28]，對中歐班列的空間效應、開行密度與質量進行以下檢驗。

1. 空間效應檢驗

鐵路、公路等交通方式會加強兩地之間的經濟貿易往來，降低邊界效應所產生的負面影響以推動區域經濟一體化的發展。為檢驗中歐班列節點城市是否會對周邊城市的進出口貿易協同發展水平起到帶動作用，參考肖挺和葉浩（2022）的研究[29]，構建如下梯度效應模型識別中歐班列開通的空間效應。[COGGit=β0+β1CREit×D100it+β2CREit×D200it+β3CREit×D300it+β4CREit×D400it+βXit+prvc×γt+ui+γt+εit] （6）

式（6）中，[D100]、[D200]、[D300]、[D400]分別表示該地級市位于中歐班列開通城市的100公里、200公里、300公里、400公里范圍內，以中歐班列節點城市為中心，通過高德地圖計算出該城市與各中歐班列節點城市之間的地理距離，若該地級市100公里范圍內存在開通中歐班列城市，[D100]為1。梯度效應模型還可識別出非節點城市受多個中歐班列節點城市所帶來的影響，如距離該地級市100公里與200公里范圍內存在開通中歐班列的城市，此時[D100]與[D200]均為1。[CRE]表示與地級市相距最近的中歐班列城市開通時點，開通當年及以后為1，開通之前為0。

表5列（7）的檢驗結果中，100公里和200公里～300公里范圍內的核心解釋變量系數顯著為正；100公里～200公里內的核心解釋變量系數為正但不顯著；超過300公里的核心解釋變量系數顯著為負。說明中歐班列給周邊城市的進出口貿易協同發展水平帶來的溢出效應在100公里范圍內最為有效，當距離超過300公里時，開通中歐班列的城市開始對該地區產生負面效應。據此，H1得以驗證。

2. 開行密度檢驗

開行密度的增加通常伴隨著列車運行時刻表的優化和升級，開行密度的增大直接反映了中歐之間貿易需求的旺盛和貨源的穩定。將每周開行班次達到2次及以上且運營至今的開通城市定義為常態化運營城市并設為處理組，檢驗班列頻次與協同之間的關系，其中包括重慶、成都、鄭州、武漢、蘇州、義烏、長沙、合肥、沈陽、東莞、西安、蘭州等12個城市。從表5列（8）核心解釋變量系數顯著升高來看，開行密度越大，越能夠發揮中歐班列對進出口貿易協同發展水平的促進效應。

3. 開行質量檢驗

中心城市通常在經濟、政治和文化等領域具有重要地位，在基礎設施、貨物資源和經濟方面有著巨大優勢，能夠保證中歐班列的高質量發展。本文依據2010年2月由原建設部（現住房和城鄉建設部）正式頒布的《全國城鎮體系規劃（2006—2020年）》中明確提出的五大國家中心城市北京、天津、上海、廣州、重慶，以及2016年5月至2018年2月國家發展和改革委員會及住房和城鄉建設部先后提出的成都、武漢、鄭州、西安，將這9個城市設為處理組進行回歸估計。表5列（9）結果顯示，核心解釋變量的系數顯著，較列（6）的系數有了大幅提升，說明中歐班列的開行質量越高，對提高進出口貿易協同發展水平起到的作用效果越好。

可見，中歐班列的開行密度與質量和促進效果之間呈現出顯著的正相關，H2得到驗證。

（三）穩健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗

雙重差分模型的使用前提是滿足共同趨勢性假設，即開通中歐班列之前，處理組（節點城市）與對照組（非節點城市）的變化趨勢不存在顯著差異性，而在開通中歐班列之后，處理組與對照組的變化趨勢逐漸表現出明顯不同。此處采用事件分析法評估中歐班列開通的動態效應。設定式（7）估計方程。

[COGGit=β0+n≥-77βnDnit+βXit+prvc×γt+ui+γt+εit] （7）

其中，[Dnit]代表地級市[i]在[t]年開通中歐班列前后第[n]年的虛擬變量，[X]代表地城市層面的一系列控制變量。平行趨勢檢驗結果如圖2所示，可以看出：中歐班列開通前虛擬變量系數未通過顯著異于0的假設檢驗，從政策實施后第2年開始，虛擬變量系數逐漸上升且均顯著異于0，滿足雙重差分模型的使用前提。從系數變化趨勢來看，中歐班列對進出口貿易協同發展水平的促進效應表現出一定滯后性和曲折上升的特點，其主要原因是班列開通初期增速較快，中期多地城市逐漸開通中歐班列，但相關基礎設施還不完善、沿線國際合作伙伴較少、海關審批和運營管理流程還未成熟等，導致中期中歐班列出現先減后增的趨勢。

2. 采用傾向得分匹配后的DID檢驗

考慮到雙重差分模型在對照組的選取上存在隨機性，可能會使估計結果產生某種偏誤，因此在基準回歸的基礎上，采用傾向匹配得分法提高處理組和對照組之間的匹配程度，將最近鄰匹配法的匹配半徑設為0.01，配比設為1：1，重新進行回歸估計。結果由表6列（1）—（3）所示。經過對處理組和對照組的匹配進行處理，核心解釋變量的系數整體與表5相比有所下降，但仍在1%的水平下顯著為正，中歐班列能夠提升進出口貿易協同發展水平的結論有效。

3. 安慰劑檢驗

雖然基準回歸已盡可能選取多的控制變量確保基準回歸結果的準確性，但仍可能存在一些不可觀測因素帶來的影響，因此將中歐班列開通城市的名單和開通時間分別進行1000次和2000次隨機生成，用隨機生成的核心解釋變量進行回歸分析，系數的T值分布圖如圖3所示。圖3中T值大部分分布于95%的置信區間附近，說明不可觀測因素對回歸結果沒有產生影響，基準回歸識別出的促進效果來自中歐班列的開通產生的凈效應。

4. 內生性檢驗

由于中歐班列的路線分布和發展規劃具有一定的非隨機性，對實證研究得出的結果可能存在內生性問題，影響結論的可靠性。借鑒王桂軍和盧瀟瀟（2019）的做法[30]，使用工具變量法對中歐班列進行內生性檢驗，避免核心解釋變量與誤差項之間存在的相關性造成的參數估計偏誤。一方面，古代絲綢之路路線與中歐班列部分重合，滿足高度相關性；另一方面，古代絲綢之路年代久遠，不能直接對當前的進出口貿易協同發展水平產生影響，與誤差項之間不存在相關性，滿足外生性條件，故將古代絲綢之路所處省份的城市作為工具變量檢驗內生性。古代絲綢之路城市由《中國絲綢之路城市群發展報告2017》中收集所得，即屬于古代絲綢之路城市的[IV]為1，相反則為0，利用兩階段最小二乘法2[SLS]進行回歸分析。

表6列（4）為第一階段回歸結果，列（5）為第二階段回歸結果。第一階段工具變量系數為0.972且在1%的顯著性水平下顯著，工具變量與內生解釋變量高度相關，且[Anderson canon. corr. LM]統計量顯著，[Cragg-Donald Wald test]的[F]值遠遠大于10（522.9），因此不存在不可識別和弱工具變量的問題。第二階段回歸結果中，核心解釋變量仍然在1%水平下顯著為正，說明在緩解可能存在的內生性后，中歐班列對進出口貿易協同發展水平的正向促進效應依然有效，通過內生性檢驗。

5. 排除其他政策的影響

自由貿易試驗區的設立，能夠通過降低關稅、簡化貿易程序等措施增加貿易流量，與中歐班列的作用機制存在一定相似性。雖然雙重差分模型證明了進出口貿易協同發展水平的提升來源于中歐班列，但在研究樣本期間，部分節點城市同時也屬于自由貿易試驗區（如重慶、成都等）。為了防止自由貿易試驗區的設立對中歐班列的促進效應產生干擾，進一步控制自由貿易試驗區的政策實施進行穩健性檢驗。

通過收集國務院關于地方的自由貿易試驗區批復文件，最終確定上海、廣州、深圳等38個自由貿易試驗區城市，令[FTZ]為自由貿易試驗區城市虛擬變量，劃分為自由貿易試驗區的城市為1，不是為0。[Post]為自由貿易試驗區實行時間，開通后為1，開通前為0。在基準回歸式（1）中加入[FTZ*Post]進行參數估計，結果見表6列（6）。[FTZ*Post]與核心解釋變量系數顯著為正，對比基準回歸，核心解釋變量系數由0.061下降至0.035，說明在控制自由貿易試驗區政策帶來的影響后，H1結論仍然成立。

（四）異質性分析

1. 基于運輸條件的異質性檢驗

長期來看，港口節點城市擁有較為發達的海運網絡和相關物流基礎設施，已經形成較為成熟的供應鏈和物流體系，更加傾向于用海運進行國際貿易，而中歐班列主要連接的是歐洲市場，對于具備海上運輸條件的地區，中歐班列的開通不可避免地會對原有體系產生競爭和融合等問題，短期內能否實現鐵水聯運的協同發展有待考究。為檢視中歐班列作為陸上主要的國際運輸工具是否會受到海岸港口的海運影響，將開行城市依據《規劃》選取的12個內陸主要貨源地節點和10個沿海重要港口節點對處理組進行細分分組。內陸主要貨源節點和沿海重要港口節點區別于其他節點，在于兩者都具備穩定的貨物資源和回程組織能力，且每周能夠保證開行2列以上的點對點直達班列，而內陸主要貨源節點城市與沿海重要港口節點城市的不同之處在于后者擁有完備的海上運輸條件。

表7列（1）—（2）中，位于內陸條件下不具備海上運輸能力的班列城市系數估計為0.095，而位于港口具備海上運輸能力的班列城市系數估計為0.053，兩者均通過1%顯著性水平下的假設檢驗，說明中歐班列對當地進出口貿易協同發展水平發揮的正向作用并不會受到海上運輸的影響，但海上運輸條件會抑制中歐班列給進出口貿易協同帶來的提升效果。相比于無海運的開通城市，有海運的城市開通中歐班列所帶來的促進效應下降了43.98%。其可能的原因主要有兩點：第一，從外部環境來看，海上運輸因其規模經濟和較低的單位運輸成本，在長距離運輸中依然占據著主導地位。沿線國家，特別是獨立國家聯合體和中東歐國家，其鐵路運輸設施較為陳舊，口岸換裝作業和通行能力不強，導致中歐班列在運輸效率和服務質量上無法與成熟的海上運輸相比。第二，從內部環境來看，我國多式聯運體系處于發展初級階段，尚未形成完備的多式聯運頂層設計和相關的配套政策。港口、鐵路等相關方在運輸中的貨物交接、合同運單、信息共享等方面制度和規范不統一，缺少多式聯運經營人才，沒有真正實現“一票到底”的全程物流服務。加之近年來縣域經濟蓬勃興起，中小企業數量急劇增多，我國制造業又主要集中分布于沿海及沿江區域，導致港口集裝箱運輸呈現出短途化、分散化的流向趨勢，出現了企業運輸距離較短，頻繁進行裝卸作業等問題，大幅提升了鐵水聯運過程的運輸時間和成本，進而未能有效發揮鐵水聯運的運輸優勢。

2. 基于不同運輸通道的異質性分析

不同路線通道的沿線國家數量與貨源吸引區各不相同，且中歐班列的開行一定程度上取決于當地的資源初始稟賦，貨物的進出口與我國的資源、產業分布結構密切相關，相較東部沿海地區的傳統海運，中、西部地區的產業結構和市場需求與歐亞大陸間存在著高度匹配的特性。因此，本文根據《規劃》的中歐班列運輸通道劃分不同的貨源吸引區，對東、中、西部運輸通道進行異質性檢驗。

表7列（3）—（5）的核心解釋變量系數在1%的水平下顯著，中部通道貨源吸引區的提升效應為0.138，西部通道為0.163，東部通道為-0.049。這反映了歐洲市場對中部地區勞動密集型和資源型產品的高需求與中

部地區對歐洲市場技術型產品和消費品的高需求，加強了中歐班列對當地進出口貿易協同發展水平的促進效應，有效緩解了中、西部地區與東部地區之間的經濟發展差距。

3. 基于政商關系

中歐班列的開通與運營涉及中央與地方政府、政府與企業等多個主體，不同行為主體間的關系順暢與否，是中歐班列持續發展的重要前提。本文選取政商關系指數為劃分依據，政商關系指數從政府關心、政府服務、企業稅負、政府廉潔度和政府透明度五個方面進行衡量，既能表征營商環境，又能體現政商之間的親近水平。以均值為基準，分為低水平政商關系組和高水平政商關系組，以此檢驗政商關系對中歐班列促進效應的影響。從表7列（6）—（7）的核心解釋變量系數可以看出，政商關系的高度協同會顯著放大中歐班列對進出口貿易協同發展水平的正向效應。

（五）影響機制檢驗

參照[Baron]和[Kenny]（1986）與溫忠麟等（2004）機制檢驗的方法[31-32]，構建式（8）、（9）、（10）探究中歐班列對進出口貿易協同發展水平的作用機制。

[COGGit=β0+β1Treatit×Timeit+βXit+prvc×γt+ui+γt+εit] （8）

[Mediatorit=α0+α1Treatit×Timeit+αXit+prvc×γt+ui+γt+εit] （9）

[COGGit=λ0+λ1Treatit×Timeit+λ2Mediatorit+λXit+prvc×γt+ui+γt+εit] （10）

其中，[Mediator]為中介變量，[β1]代表中歐班列對進出口貿易協同影響的總效應，[α1]代表中歐班列對中介變量的影響效應，[λ2]為中介變量產生的間接效應，當[β1]、[α1]與[λ2]顯著時，機制檢驗通過，說明該中介變量是中歐班列促進進出口貿易協同的作用路徑，無需進行后續的Sobel檢驗。

1. 資源配置效率（[Allocation]）

資源配置效率包含多個維度，使用單一指標量化會忽視不同系統之間的相互作用。為檢驗其整體系統性的中介效應，參考王萌和謝宇平（2024）的研究[33]，從運輸通達性、市場活躍度和勞動力資源三個方面對資源配置效率進行測算。運輸通達性采用公路貨運量衡量，市場活躍度采用社會消費品零售總額衡量，勞動力資源采用第三產業交通運輸倉儲和郵政業從業人數衡量。按照鄭石明等（2022）賦予熵權法與變異系數法同等權重的方法[34]，確定運輸通達性、市場活躍度和勞動力資源的權重占比分別為0.234、0.520和0.246，利用耦合協調度公式合成資源配置效率的綜合性指標。以2020年為例，測算得到城市資源配置效率水平見表8，可以看出，上海、重慶、北京、廣州四個地級市已初步實現資源配置的穩定協調，長沙、天津、南京等地級市雖然能做到資源配置間的協同發展，但協同的穩定性還欠佳，大部分地級市的資源配置效率仍然有待提高。

將測算所得的資源配置效率進行中介效應檢驗后，得到表9列（1）—（2）。其中核心解釋變量與中介變量的系數顯著為正且在1%的水平下顯著，說明提高資源配置效率是中歐班列促進當地城市進出口貿易協同發展水平的一個作用機制。

2. 數字化協同效應（[Digital]）

參考楊洋等（2022）的指標選取[35]，用信息傳輸計算機服務和軟件業從業人員占第三產業的比重衡量數字化協同效應。當比重增加時，意味著有更多的專業人才和技術投入中歐班列的信息系統建設及運營，其產生的數字協同效應不僅使物流效率大幅提升，還使得通關便利化效果增強。鑒于信息傳輸計算機服務和軟件業從業人員數量2020年與2021年數據缺失較為嚴重，將樣本中2020年與2021年數據剔除后進行回歸估計。表9列（3）—（4）結果表明，核心解釋變量系數均顯著，中介效應成立。

3. 創新環境（[Urban]）

參考宋弘等（2019）的研究[36]，將城市創新指數作為衡量城市創新水平的主要指標，其數據來源于第一財經研究院與復旦大學聯合發布的《中國城市和產業創新力報告2017》，該報告基于國家知識產權局的專利數據和國家工商行政管理總局的新注冊企業數據這兩組微觀大數據計算所得，能夠用全面且客觀的視角評估各城市的創新能力。由于創新指數測算的范疇截至2016年，參照方慧和解歡品（2022）的測算方法[37]，最終得到后五年的城市創新指數數據。此外，創新環境還離不開政府的支持與配合，進一步選取科學技術支出占地方一般公共預算支出的比重衡量政府研發投入水平，從城市創新（[Urban]）和政府研發投入（[RD]）兩方面綜合考量當地創新環境。表9列（5）—（8）的回歸系數結果顯示兩者均發揮了中介效應，但通過提高政府研發投入水平實現進出口協同發展水平的路徑更為明顯。綜上分析，H3得到驗證。

六、研究結論及政策建議

本文將中歐班列開通視為準自然實驗，基于全國276個地級市的面板數據樣本，采用雙重差分模型探究中歐班列作為聯通歐亞大陸的國際運輸通道對我國進出口貿易協同發展水平的影響及作用機制，實證結果表明：（1）中歐班列顯著促進了開通城市的進出口貿易協同發展水平，并對周邊100公里范圍內的城市進出口貿易協同起到明顯的促進作用，之后逐步減弱甚至是負向作用，開行密度和質量是提升進出口貿易協同發展水平的關鍵因素；（2）當開通班列的城市具備海運條件時，會抑制中歐班列帶來的促進效應，沒有發揮出鐵水聯運的功能優勢。區分地理位置后發現中、西部地區比東部地區更能發揮中歐班列的促進效應。高水平的政商關系對中歐班列促進進出口貿易協同發展水平具有正向作用。（3）中歐班列通過提升當地城市的資源配置效率、發揮數字化協同效應以及改善當地的創新環境促進進出口貿易協同發展。

根據以上研究結論，提出如下政策建議：（1）政府應繼續加大對中歐班列的投資和支持力度，特別是在已開通中歐班列的城市，應進一步推動其進出口貿易協同發展。對中歐班列開通城市相距較近的地區，加強城市之間的合作聯動，共同打造高效的國際物流運輸通道和產業鏈；對相距較遠的地區，則可以通過政策引導和市場機制，鼓勵其發展與中歐班列相關的特色產業，形成共同進步的發展格局。（2）定期對班列城市的運營能力、開行情況和貨源結構等方面進行評估，對發展潛力巨大的班列城市提供一定的資源和政策幫助，整合或轉移中歐班列運營效果不佳的城市地區，避免造成資源過度集中。加大中歐班列開行密度，保證常態化運營，嚴格審核城市開通資質，避免造成路線冗余和資源搶奪等問題，保證中歐班列的高質量發展。（3）加強中歐班列沿線城市在資源配置方面的優化，包括但不限于優化城市基礎設施建設，特別是在物流、倉儲、交通等領域，鼓勵中歐班列相關部門利用大數據、人工智能等先進技術實現數字化轉型，提高數字協同能力。此外，還要對國內的創新環境和營商環境給予高度重視，通過制定相關政策，吸引創新要素向中歐班列沿線城市流動，為企業提供更好的創新環境。（4）強化政商協同環境建設，深化企業與政府之間的協作關系。優化制度設計，構建公平透明的營商環境，定期會商解決運價波動、補貼政策等問題，確保政策與企業需求匹配，降低班列運營制度成本，也可對信用良好的企業給予“綠色通道”待遇。搭建高效溝通平臺，促進政企常態化互動，推動政府聯合高校、科研機構、龍頭企業等共建技術孵化中心，促進信息互通、資源共享，形成“親”“清”新型政商關系。（5）強化鐵水聯運基礎設施銜接，建設一體化樞紐節點，構建多式聯運“硬聯通”。在港口與中歐班列站點之間規劃專用鐵路支線、自動化裝卸平臺和共享倉儲區，實現“港口-鐵路”物流無縫對接，鼓勵企業通過鐵水聯運開拓海外市場，提升中歐班列與海運的銜接效率，減少運輸中的中轉環節，推動班列線路向內陸縱深延伸。對海運優勢明顯的貨物（如大宗低附加值商品）維持海上運輸；對高時效性、高附加值貨物的鐵水聯運（如冷鏈、跨境電商貨物）提供鐵水聯運專項補貼。組織國際企業實地考察鐵水聯運樞紐，展示成本與時效綜合優勢，與“一帶一路”沿線國家簽訂多式聯運互認協議，簡化跨國聯運規則。

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