共建“一带一路”促进了我国海洋产业结构升级吗？——基于准自然实验的实证研究

杨新华，李琪程，李 琦

（广东海洋大学，广东 湛江 524088）

一、引言

建设海洋强国是中国特色社会主义事业的重要组成部分，而海洋产业结构的健康、稳健升级是建设海洋强国的重要内容。近年来，我国海洋经济快速发展，根据《中国海洋统计年鉴》数据，2008 年—2018 年我国海洋生产总值增幅达276%，平均增速高于同期GDP 增速。我国海洋产业蓬勃发展，传统海洋支柱产业如海洋渔业、滨海旅游业、海洋交通运输业规模不断扩大，海洋生物制药、海洋新能源等新兴海洋产业产值稳步提高。同时，海洋产业结构不断优化，2018年三次海洋产业增加值占比分别为4.4%、37.0%和58.6%，基本形成以二、三产业为主导的产业结构。然而，现阶段我国海洋经济发展中存在的产品附加值低、产业技术水平不高、海洋资源环境承载能力过载等问题，在一定程度上制约了海洋产业结构有序转型升级，对海洋经济高质量发展产生了不利影响。

2013 年习近平提出“一带一路”倡议，2015 年国家发展改革委、外交部、商务部联合发布《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》（以下简称《愿景与行动》），标志着共建“一带一路”政策的正式落地。倡议提出以来，我国同多个国家以海洋为纽带增进共同福祉、开展务实合作，在海洋环境保护、海洋资源开发、海洋产业合作、海上基础设施建设、共建海洋科技合作交流平台等方面取得了一系列成就，为要素资源自由流动、科技进步以及我国沿海企业实施“引进来”和“走出去”战略提供了极大便利。那么，共建“一带一路”所带来的利好政策是否有利于我国海洋产业结构升级？其作用机制是什么？影响效果是否相同？本文拟选取我国11 个沿海省市2007 年—2018 年面板数据对以上问题进行研究。

目前学界关于共建“一带一路”影响产业结构升级的研究集中于作用机制、影响效果及价值链重构等方面。部分学者通过实证检验证实共建“一带一路”能够显著促进国内省区市产业结构升级［1-4］；作为构建人类命运共同体的关键环节，共建“一带一路”实现了沿线国家和地区产业结构升级和经济增长［5-6］。从作用机制来看，有研究表明“一带一路”区域价值链的构建是沿线国家和地区产业结构升级的内在动力［7］，且技术共生、产业共生和市场共生是价值链传导的主要途径［8］；技术进步和对外直接投资［3，9-11］、对外贸易［2，5］、金融合作［4］、基础设施建设［12］是共建“一带一路”促进产业结构升级的外在动力。海洋产业结构升级是海洋产业结构从低级形态向高级形态转变的过程，是生产力发展和经济效率提高的表现，也是传统海洋产业和新兴海洋产业此消彼长的过程［13］。现有研究成果表明海洋产业结构升级能够显著促进海洋经济高质量发展［14-15］，海洋金融支持［16］、海洋环境规制［17］、海洋科教进步［18］、海洋经济发展［19］等是支持海洋产业结构升级的重要路径，由此部分学者提出增强创新能力［20］、加大财政扶持力度、重点发展海洋优势产业［21］的建议。

从既有文献来看，有关共建“一带一路”的产业升级效应研究和海洋产业结构升级研究已取得诸多成果。大多数学者在“一带一路”是否促进国内省区市和沿线国家产业结构升级的问题上都得出了肯定结论，在传导机制研究中总结了要素禀赋、区域价值链等内在因素以及对外贸易、金融合作等外在途径，在有关海洋产业结构升级的研究中总结了海洋金融支持、海洋环境规制、海洋科教发展等重要传导机制。此外，既有文献中既有理论研究又有实证研究，实证方法的选取以双重差分法为主。当然，既有研究也存在一些不足：一是目前“一带一路”研究和海洋产业结构升级研究是两个彼此独立的主题，少有学者就共建“一带一路”对海洋产业结构升级的政策效应和传导机制展开系统研究；二是海洋经济政策评估研究多以双重差分模型为基准，易产生因样本和变量非随机而带来的内生性问题。

本文认为“一带一路”尤其海上丝绸之路所对接的沿线区域合作，对于我国沿海省市海洋产业发展和经济增长有更强的针对性和关联性。鉴于此，本文借鉴王艳明等学者［22-24］的做法，将共建“一带一路”政策的实施视为准自然实验，运用DID、PSM+DID 方法对我国11个沿海省市海洋产业结构升级的净效应及传导机制进行科学分析。本文的创新之处在于：一是将共建“一带一路”的研究视角转向更具针对性的海洋领域，探寻海洋产业结构升级的可能路径；二是以人均海洋GDP 为区分标准，进一步分析共建“一带一路”对沿海省市海洋产业结构升级影响的异质性，以使结论更加客观；三是在理论分析海洋产业结构升级影响机制的基础上，通过计量方法对其影响方向和影响大小进行测度。

二、共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的作用机制分析

共建“一带一路”能够打造开放、包容、均衡、普惠的区域经济合作架构，通过加强沿线国家或地区政府间合作以及深化对外开放，加强要素流通、资源配置以及市场的深度融合，为国内企业的海外布局以及科研机构的科技创新创造良好环境。营商环境的改善和科技水平的提升等，又会对企业投资水平、资源配置效率、劳动生产率的变化产生一定影响，进而改变国内海洋产业结构升级情况。

（一）共建“一带一路”对海洋产业结构升级的影响

共建“一带一路”能够对海洋经济发展与海洋产业结构升级产生重要影响。诸多研究已表明，“一带一路”倡议的实施显著促进了沿线国家［5-6，12］、沿线省市［25］和国内省区市［1-4］产业结构升级。沿海省市作为对接“一带一路”尤其是海上丝绸之路的桥头堡，其产业结构升级效应更加明显。其一，共建“一带一路”政策的实施显著提升了海洋类企业的绩效水平，促进了海洋经济高质量发展［22，26］，微观和宏观层面海洋经济的规模递增为海洋产业结构演变增强了经济优势；其二，现实层面中沿海省市凭借良好的港口运输条件、坚实的产业基础和开放型经济体制，加强了与部分发达国家在海洋生物制药、船舶制造、海洋新能源等领域的上下游协调与技术合作，推动了国内落后海洋产业向南海沿岸国家的产业迁移，便利了以海洋为纽带的要素流通、集聚和扩散，提高了海洋资源配置效率。

由此，本文提出研究假说1，即共建“一带一路”能够显著促进海洋产业结构升级。

（二）共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的作用机制

1.共建“一带一路”、对外直接投资与海洋产业结构升级。共建“一带一路”能够有效促进对外直接投资［27-28］。“一带一路”倡议提出后，沿线国家和地区的政策沟通交流机制不断完善、区域金融合作体系日益健全，贸易自由化、贸易便利化水平以及市场深化程度不断提升，有效吸引了我国企业积极开展对外直接投资。同时，对外直接投资能够影响产业结构升级［10，12］，沿海省市对外投资规模扩大和投资结构优化能够促进海洋产业结构升级。因此，对外直接投资是共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的重要路径。具体来说，对外直接投资对促进海洋产业结构升级的作用主要通过逆向技术溢出效应［9，11］、产业关联效应［10］和要素分配效应［10-11］来实现。其一，逆向技术溢出效应。逆向技术溢出多现于逆梯度对外直接投资，跨国企业出于增强核心竞争力的需要积极向发达国家扩展海外布局。在第一阶段，跨国公司子公司通过嵌入发达国家高端生产价值链，接触并把握前沿供求信息、市场偏好及技术演进方向［3］，最终获得发达国家企业技术溢出；在第二阶段，跨国公司子公司向母公司传递相关技术成果以实现母公司科技水平的跃升乃至产业升级。其二，产业关联效应。企业并非信息孤岛，上下游关联企业与同行业竞争企业共同组成市场关系。第一批通过对外直接投资获得技术溢出的企业无疑会在本国市场竞争中获得先行优势，同质企业为了不在市场竞争中处于绝对劣势地位往往会模仿头部企业的市场行为，或通过合作、加大科研投入，或同样参与对外直接投资以提升技术水平。全行业技术和管理水平的提升为产业链上下游关联企业提出了更高的行业标准和更优质的供给需求，上游企业需提升技术层次和生产效率以符合新的行业标准，下游企业则会通过新的优质供给需求进一步提高产品质量和技术水平［9］。这一过程的循环往复最终实现了全行业产业升级。其三，要素分配效应。母国劳动密集型和资源密集型企业限于土地、资源等压力而导致成本上升、竞争力下降，进而会基于比较优势向自然资源丰富、劳动力充裕、环境规制宽松的发展中国家进行投资转移。这种投资转移通过国际产业分工的位阶差序可获得高额回报，同时为本国新兴产业的发展留置了充裕资源和发展空间，提高了资源利用效率，促使粗放、厚重的产业结构向集约化、轻薄化方向转变［29］。

由此，本文提出研究假说2，即共建“一带一路”通过便利对外直接投资促进海洋产业结构升级。

2.共建“一带一路”、科技创新与海洋产业结构升级。产业升级的微观机制在于科技进步［30］，共建“一带一路”能有效促进科技创新与进步。“一带一路”倡议提出后，国内企业进一步拓展海外布局，为本国科技水平的提升提供了技术溢出渠道［11］，政府也推出了诸多科技鼓励政策。因此，科技创新成为共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的重要渠道［18］。具体来看，科技创新促进海洋产业结构升级的作用主要通过以下途径来实现：其一，科技创新能够提高产品质量。产品质量提高会创造新的市场供给、催生新的市场需求，高标准、高门槛的市场供给会对企业提出更严格的生产要求，促使企业不断调整生产结构以满足多样化、个性化、品质化的消费需求［2］；同质企业和上下游关联企业也会在竞争压力下被动进行技术升级，由此提高全产业链的技术水平和产品质量，实现产业结构升级［31］。其二，科技创新能够淘汰落后产业。新产业通过提供更能满足市场需求的新产品以及由生产效率催生的规模经济优势，迅速清退、合并、改造传统产业。其三，科技创新促进产业结构合理化［25］。产业结构合理化的一个重要标志是产业间劳动力配比同产业结构相协调。科技创新会压缩落后产业生存空间，使落后产业从业者参与新兴产业的生产，加强产业内关联，促使产业结构向合理化方向转变。

由此，本文提出研究假说3，即共建“一带一路”通过科技创新促进海洋产业结构升级。

三、研究设计

（一）变量选取

1.被解释变量。本文的被解释变量为海洋产业结构高级化指数（Ind）。目前应用较为广泛的测度方法有海洋产业结构变动值法［32］、海洋第三产业占比法［19］和海洋产业结构高级化指数［17，19］。其中海洋产业结构变动值法的测算方法为海洋第一产业比重×1+海洋第二产业比重×2+海洋第三产业比重×3，该方法考虑了海洋产业的演进方向和产业间关系，但主观赋权的做法降低了检验信度；海洋第三产业占比法来源于配第-克拉克定律，主要凸显了海洋服务业的发展态势，缺点在于忽略了产业内部关系；海洋产业结构高级化指数源自吴敬琏的指数构建方法［33］，以各省市海洋第三产业增加值占海洋第二产业增加值的比重表示，该方法主要体现海洋产业结构由海洋制造业向海洋服务业转型升级的趋势［17］，系数大小与海洋产业结构升级程度成正比。综合考虑以上3 种主流方法的优缺点以及数据的可得性，本文采用海洋产业结构高级化指数测度海洋产业结构升级水平。

2.核心解释变量。本文的核心解释变量为地区虚拟变量（Treat）和“一带一路”政策时间虚拟变量（Post）的交乘项（Treat×Post），通过其系数方向和显著性可以判断共建“一带一路”的政策效应。本文将《愿景与行动》中的5 个沿海圈定省市即上海、广东、福建、浙江、海南作为受政策影响的实验组，其他6 个沿海省市作为对比判断的对照组，当样本省市为实验组时，Treat取值为1，否则取值为0。在政策时间上，本文舍弃了乔敏健等［2，6］以2013 年为政策年的做法，而是考虑到政策的迟滞效果进而借鉴王艳明［22］、王桂军［34］的做法，将2015年即《愿景与行动》的发布年份视为共建“一带一路”的政策年，因而Post在2015年之前取值为0，在2015年之后取值为1。

3.中介变量。根据前文的作用机制分析，本文选取对外直接投资额（OFDI）、海洋科技创新指数（Tec）作为中介变量，分别表示对外直接投资规模和海洋科技创新水平。各省市对外直接投资额由商务部对外投资统计公报计算得出，海洋科技创新指数根据纪建悦［32］提出的海洋科技创新指标体系（详见表1）以熵权法测算得出。

表1 海洋科技创新指标体系

4.控制变量。本文借鉴既有研究［14-15］和相关海洋经济理论，选取涉海就业人数（Emp）、地区人力资本（Cap）、对外开放水平（Open）、海洋技术溢出（TS）、海洋生产成本（Cost）作为控制变量。其中涉海就业人数（Emp）以涉海就业人员总数表示；地区人力资本（Cap）以平均受教育年限衡量，计算公式为：（小学学历人数×6+初中学历人数×9+高中学历人数×12+大专及以上学历人数×16）/6 岁以上人口数［32］；对外开放水平（Open）由外商直接投资占地区生产总值的比重衡量；海洋技术溢出（TS）以海洋技术市场成交额占海洋生产总值的比重衡量；海洋生产成本（Cost）以每公顷海域使用金衡量。

（二）模型构建

本文将共建“一带一路”政策的正式实施视为一项准自然实验，利用双重差分模型评估共建“一带一路”对海洋产业结构升级的影响。因共建“一带一路”政策的实施时间不存在个体差异，故本文运用单期DID模型进行分析。具体模型设定如下：

式（1）中：i、t分别表示城市和年份；Ind表示海洋产业结构升级；Treat为地区虚拟变量，当i为受“一带一路”政策影响的圈定省市时取值为1，否则取值为0；Post为时间虚拟变量，共建“一带一路”政策实施后的时期取值为1，否则取值为0；Treatit×Postit为本文的核心解释变量，其系数显著为正时，表示共建“一带一路”显著促进了海洋产业结构升级；X为控制变量；α0为截距项；vi为地区固定效应；μit为随机误差项。

（三）数据来源与描述性统计

研究中所需数据来自2007年—2019年我国沿海11个省市统计年鉴、《中国城市统计年鉴》、《中国海洋统计年鉴》，以及商务部对外投资和经济合作司历年对外直接投资统计公报、国家统计局网站、国泰安数据库和EPS 全球统计数据库。对于部分缺失数据以插值法和均值法进行处理。此外，为消除海洋科技创新指标体系中不同单位量纲的影响，本文对指标体系所涉及的数据进行了标准化处理。对回归方程中出现的其他变量，除自然比值类数据不作处理外，其余控制变量均以自然对数的方式进行回归。主要变量的描述性统计结果见表2。

表2 主要变量的描述性统计结果

四、实证检验与结果分析

（一）基准回归

本文以式（1）检验共建“一带一路”对沿海省市海洋产业结构升级的影响。在计量模型的选择上，F 检验和Hausman 检验分别在5%和10%水平上拒绝原假设，为尽量避免不随时间变化的不可观测因素带来的内生性问题，本文的基准分析模型选择固定效应模型，回归结果见表3。表3中第（1）列为未加入任何控制变量的固定效应模型回归结果，Treat×Post系数为正并在1%水平上显著，说明共建“一带一路”能够显著促进海洋产业结构升级。表3 中第（2）列为同时考虑控制变量的基准回归模型回归结果，Treat×Post的系数为正并在1%水平上显著。表3 中第（3）列和第（4）列分别报告了OLS回归和随机效应回归结果，Treat×Post系数依然为正并在1%水平上显著。以上结果说明共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的结论较为稳健可靠。同时，出于对稳健性和影响期数合理性的考虑，本文同时设定了以2013 年为政策年的方程，回归结果见表3 第（5）列，核心解释变量Treat×Post2013回归系数为正并在5%水平上显著，表明共建“一带一路”对海洋产业结构升级有积极的促进作用，只是相较前4 个回归结果，其显著性水平和影响程度都有所降低。这说明自2013 年“一带一路”倡议提出后，各地积极响应的支持政策开始发挥效用，但此时配套政策和措施尚未形成体系，政策落地与效果显现需要时间，因此影响程度相对有限。综上，研究假说1得到验证。

就控制变量而言，由表3 中第（2）列所列示的回归结果可知：涉海就业人数（Emp）、海洋技术溢出（TS）回归系数分别在1%和5%水平上显著为正，表明充裕的劳动力和广泛的海洋技术市场应用是海洋产业结构升级的重要推动力。对外开放水平（Open）回归系数为正但不显著，即对外开放水平与海洋产业结构升级正相关但不显著，说明开放、透明、高效的外向型经济体制是支撑一国海洋产业结构不断优化升级的外驱力量，但如何应对外资对我国海洋技术产业和海洋服务业产生的挤出效应值得深入思考。地区人力资本（Cap）和海洋生产成本（Cost）的回归系数均在5%水平上显著为负，即地区人力资本水平和海洋生产成本越高，海洋产业结构升级阻力越大。地区人力资本与海洋产业结构升级负相关的原因可能在于：一是人力资本错配扭曲了海洋产业结构升级，大量本科及以上学历人员过度集中于金融、电信等部门［35］，传统低利润产业人才匮乏限制了其进一步向科技化、信息化、资本化方向转型升级；二是人力资本的迟滞性，这种现象同样存在于陆域经济中。海洋生产成本与海洋产业结构升级负相关的原因可能在于，海洋生产成本的高低与涉海企业相关经济生产活动的外部成本息息相关，成本越高对生产积极性的抑制和技术投入资金的挤占越强，从而对海洋产业结构升级产生阻碍作用。但海域使用金的设立为海洋资源确权和保障海域使用权人的合法权益发挥了积极作用，因而如何实现生产成本和所有权保护收益的动态平衡更为重要。

表3 基准回归结果

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验和动态效应检验。为确保双重差分模型的有效性，对照组和实验组应在共建“一带一路”政策实施之前存在平行趋势。本文参照王艳明等［22，34］的做法，通过构建平行趋势检验模型检验共建“一带一路”政策实施前后实验组和对照组是否存在平行趋势，模型设定如下：

式（2）中各变量含义与式（1）相同，检验结果见表4。由表4 可知，2015 年之前Treat×Year系数均不显著，说明共建“一带一路”政策实施之前对照组和实验组没有明显差别；但2015 年共建“一带一路”政策落地后，Treat×Year系数逐渐开始正向显著，也即对照组和实验组关于海洋产业结构升级表现出明显差异，可以认为这是政策实施的直接影响。因此，可以断定模型满足平行趋势假定。

表4 平行趋势检验结果

随着时间推移，共建“一带一路”对海洋产业结构升级的影响在2016 年后逐渐显著，影响效果总体呈增强趋势，并在2017年达到最大值0.363。可能的原因在于：一是2015年—2016年实施的相关利好政策落地和效果显现都需要时间；二是2017 年国家发展改革委、国家海洋局联合发布了《“一带一路”建设海上合作设想》，进一步推动了沿海省市同沿线国家的海上合作。综上可以认为，共建“一带一路”的政策效果具有显著的持续性，随着后续政策的持续落地和相关合作项目的推进，其后续影响效果和影响周期值得期待。

2.安慰剂检验。前文根据客观情况对政策时间和政策城市作了严格界定，得出共建“一带一路”能够显著促进海洋产业结构升级的结论，但该结论是否出于偶然还不得而知。为保证研究结论的有效性，有必要进行反事实安慰剂检验。若改变政策时间或实验对象后仍能得出一致结论，则说明前文结论不具有有效性，安慰剂检验不成立。本文借鉴周茂［36］、宋弘［37］的处理方法，构建随机实验组回归模型并进行500次随机抽样回归。模型设定如下：

式（3）中，Faketreat为伪实验组变量，其他变量含义与式（1）相同，结果显示500次抽样的估计结果均小于0.353，不存在抽样估计结果大于真实估计系数的情况，说明在随机抽样的情况下估计值大于0.353 的概率为0%；估计系数核密度图（限于篇幅未列示）也显示估计系数分布在0 附近，且服从正态分布，符合安慰剂检验的基本预期。以上结果说明基准回归模型的估计结果受不可观测因素影响的可能性较小，因此可以判断共建“一带一路”能够显著促进海洋产业结构升级的结论较为稳健。

3.内生性检验。为防止样本和变量非随机所带来的内生性问题，本文运用倾向得分匹配+双重差分法（PSM+DID）进行回归，以对比显著性和影响方向是否与前文一致。倾向得分匹配的基本思想是通过统计学模型计算观测的每个协变量的综合倾向性得分，再按照倾向性得分是否接近进行匹配。本文的匹配方式为卡尺匹配，以Logit 回归估计倾向得分，倾向得分匹配要求满足平衡性假定，表5 报告了协变量平衡性检验结果。由表5可以看出，大部分协变量标准偏误的绝对值均控制在10%以内，且经卡尺匹配后，对照组和实验组协变量标准偏误绝对值减幅基本都在50%以上。此外，匹配前后的核密度分布图（限于篇幅未列示）显示，经过卡尺匹配后对照组与实验组的核密度曲线偏差有所减小。因此，可以认为该数据基本满足平衡性假定，可以进行倾向得分匹配。

表5 协变量平衡性检验结果

本文参照式（1）对经PSM 匹配后的样本进行DID估计，结果如表6所示。由表6权重不为空样本、满足共同支撑假设样本、频数加权回归结果可知，核心解释变量Treat×Post系数均在1%水平上显著为正，说明共建“一带一路”与海洋产业结构升级之间存在显著的正向关系，与基准回归结果基本一致。因此可以认为，共建“一带一路”可以促进海洋产业结构升级，研究假说1得到进一步验证。

表6 PSM+DID回归结果

（三）作用机制检验

共建“一带一路”能够有效促进海洋产业结构升级的结论已经得到证实，但其传导路径和影响机制还需进一步检验。本文采用中介效应模型分别从对外直接投资和科技创新两个渠道进行分析。借鉴温忠麟［38］的研究方法，设定模型如下：

上式中，OFDI与Tec分别表示对外直接投资和科技创新，其余变量含义与式（1）相同。以对外直接投资传导路径为例，式（4）考察了共建“一带一路”是否与对外直接投资存在相关关系，式（5）将对外直接投资机制变量和共建“一带一路”虚拟变量共同纳入回归模型中。由于基准回归模型式（1）已经考察了共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的直接效应，因此在该传导路径中主要关注回归系数α1、ϑ1和π1，若这3 个系数同时显著，则说明对外直接投资在共建“一带一路”与海洋产业结构升级之间有显著的不完全中介效应；如果式（5）中系数π1不显著，则说明对外直接投资存在完全的中介效应。科技创新传导路径同理，不作赘述。各传导机制的中介效应检验结果见表7。

表7 中介效应回归结果

表7第（2）列结果显示，对外直接投资（OFDI）与共建“一带一路”（Treat×Post）的系数在10%水平上显著为正；第（3）列结果显示，在加入了中介变量对外直接投资后，共建“一带一路”和对外直接投资对海洋产业结构升级的促进作用依然显著为正，只是较基准回归模型的影响系数略有降低，表明对外直接投资是共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的传导机制，研究假说2得到验证。

表7 中第（5）列结果显示，科技创新（Tec）同共建“一带一路”（Treat×Post）之间不存在显著关系，因此需要通过Bootstrap 法进行进一步检验，若间接效应_bs_2 的置信区间不包含0，则中介效应成立。Bootstrap 回归结果显示（限于篇幅未列示），无论是对外直接投资（OFDI）还是科技创新（Tec），其置信区间均明显不包含0，即各自的中介效应成立。因此，科技创新同样是共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的传导机制，研究假说3得到验证。

（四）异质性检验

上述结果说明，共建“一带一路”可通过扩大对外投资规模和促进科技创新实现海洋产业结构升级。但我国沿海省市经济发展水平、地理区位、海洋资源禀赋各不相同，因而共建“一带一路”对其海洋产业结构升级的政策效果可能存在差异。鉴于此，本文进一步分析对于海洋经济发展水平不同的沿线省市，共建“一带一路”促进海洋产业结构升级的作用效果是否存在显著差异，揭示政策效果的异质性特征。出于样本量考量，本文按照观测期内各省市人均海洋GDP排名对样本进行分组回归，排名前45%的划为高水平组，排名后55%的划为低水平组，结果如表8 所示。显然，无论是高水平组还是低水平组，共建“一带一路”都促进了海洋产业结构升级，但高水平组的促进效应相较低水平组更加显著，促进效果更加明显。由此可以推断，海洋经济相对发达地区，以其长期积累的发展经验、要素资源和海洋基础设施等，为当地海洋产业结构升级提供了其他地区所不具备的深层发展优势，从而形成了不同地区海洋产业结构升级的效率差异。然而，这种发散的效率特征从长期来看不利于我国海洋经济协调发展目标的实现，需要进一步加强宏观调控，实现要素资源的跨区域调配。

表8 共建“一带一路”对不同省市海洋产业结构升级的作用检验

五、结论与建议

本文分析了共建“一带一路”对海洋产业结构升级的影响，并进一步考察了其作用传导机制和不同海洋经济发展水平条件下的异质性影响。研究发现：其一，共建“一带一路”能够持续显著促进我国海洋产业结构升级，通过更换回归模型、平行趋势检验、安慰剂检验和PSM+DID 内生性检验，证实上述结论具有很强的稳健性。其二，共建“一带一路”主要通过鼓励对外直接投资和促进科技创新两种传导机制推动海洋产业结构升级。其三，共建“一带一路”促进我国海洋产业结构升级的效果具有异质性，海洋经济相对发达省市相较海洋经济发展水平较低省市表现出更强的影响效果，这种影响差异可能会导致海洋产业结构升级进程出现明显的区域差距，不利于海洋经济协调发展目标的实现。

基于以上研究结论，本文提出如下建议：一是持续深化对外开放，继续依托共建“一带一路”推进海洋产业结构升级，积极同沿线国家在海水养殖、海水淡化、海洋生物制药和海上旅游等多个产业展开深度合作，加强与沿线国家蓝色经济通道的战略规划对接、建设合作以及人文合作交流［22］。二是进一步强化政府间的交流与合作，加强双边投资保护，加强金融监管，消除投资壁垒，鼓励国内有能力的涉海大企业积极拓展海外布局，引进先进科技与管理经验。三是支持海洋科技优先发展，营造有利于科技创新的科研环境，同时进一步加大对涉海企业和涉海高校科研经费投入力度，强化涉海科研机构与企业的深度合作，提高科研成果的市场转化率。

当然，本研究也存在一定局限，如因样本量较少而可能存在模型解释力度不强的问题，部分变量的倾向得分匹配平衡性检验结果未能严格通过假定，对于共建“一带一路”与海洋产业结构升级的影响机制论述不够深入，未能深刻阐释作用于海洋产业的微观机制和特殊性等，这些都是今后的研究中需要进一步解决的问题。