“一带一路”倡议是否优化了地区营商环境——基于2007—2019年地级及以上城市数据的实证研究

马珍妙, 赵 勇

(1.贵州大学 公共管理学院, 贵州 贵阳 550025; 2.北京市社会科学院, 北京 100101)

一、问题的提出

2013年,习近平主席先后提出共建“丝绸之路经济带”和“21世纪海上丝绸之路”的重大倡议,2015年“一带一路”倡议进入实质操作阶段。“一带一路”倡议是一项影响中国经济转型升级的国家级顶层设计,对微观市场主体的发展也具有积极影响。一直以来,党中央都在不遗余力地推进“一带一路”建设。2015年3月,经国务院授权,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》,明确指出中国愿与沿线国家一道,不断充实完善“一带一路”的合作内容和方式,共同制定时间表、路线图,积极对接沿线国家发展和区域合作规划。2015年,中国企业共对“一带一路”沿线的49个国家进行了直接投资,投资额合计148.2亿美元,同比增长了18.2%①。2021年,中国承接“一带一路”国家离岸服务外包合同额为2 261亿元,执行额为1 616亿元,分别同比增长了25.7%和18.7%②。在取得一系列成就之余,党和国家对“一带一路”建设的重视程度依然不减,2022年,党的二十大报告明确指出,“我们实行更加积极主动的开放战略,……共建‘一带一路’成为深受欢迎的国际公共产品和国际合作平台”。同年,中国与阿根廷、尼加拉瓜等国家签署共建“一带一路”谅解备忘录。截至2022年12月6日,中国已与150个国家、32个国际组织签署了200多份“一带一路”合作文件③。需要指出的是,“一带一路”倡议推动了我国国内公路、铁路、港口、机场、通信网络等大量基础设施的建设,在一定程度上改善了我国各地区的市场交流环境,有利于中部和西部地区的经济发展,有效促进了中国区域经济的平衡发展。中部和西部地区的生产总值在全国的占比从2012年的21.3%和19.6%,分别提高到2022年的22.1%和21.4%④。为了更好地响应“一带一路”倡议,我国各地方政府也有较大动力改善地区营商环境,而营商环境的改善对于企业吸引投资和提升国际竞争力具有重要意义。政府能否为企业提供稳定、公平、透明的发展环境,以及便捷的市场准入、有力的政策支持、优质的公共服务和有效的投资保障,直接影响着企业的运营效率和发展前景。由此产生了一个问题,即“一带一路”倡议是否会对沿线地区的营商环境产生影响。

诸多实证研究发现,随着“一带一路”倡议逐渐落地,区域要素流动更加顺畅,资源配置得到巨大改善[1],沿线城市的海外投资[2]、企业跨境收购[3]也发生了显著变化。除此之外,“一带一路”倡议还深刻改变了中国企业的生产和经营模式,企业的投资效率、生产效率均得到了提升[4]。总体来看,关于“一带一路”倡议对沿线国家影响的研究较为丰富,但对我国国内沿线地区的营商环境(以下简称“地区营商环境”)是否有影响仍有待研究,相关的经验分析更为少见。进一步地,“一带一路”倡议对地区营商环境的影响是否存在空间溢出效应也没有得到系统的回答。深入地分析上述问题,将有助于促进“一带一路”与地区营商环境建设协同发展,促进国家繁荣。因此,有必要考察“一带一路”倡议对地区营商环境的影响。

本文的边际贡献主要体现在两个方面。第一,扩展了“一带一路”倡议效果评估方面的研究。已有文献较少关注“一带一路”倡议对地区营商环境的影响,而本文发现,“一带一路”倡议能够促进激励投资的制度环境建设,促进地区营商环境在政治环境、税收环境、市场环境、公共服务环境、创新环境、投资环境等维度的改善。这将有助于人们更好地了解该倡议的政策目标、实施机制和经济效应,为进一步推进“一带一路”建设提供有力的政策建议。第二,本文发现强化产权保护是“一带一路”倡议促进地区营商环境优化的作用机制,有助于为优化我国整体的营商环境提供理论指引。

二、理论分析与研究假设

(一)“一带一路”倡议与地区营商环境

“一带一路”倡议的提出不仅及时回应了中国经济发展与转型的现实诉求,也为优化地区营商环境提供了新方案。虽然很少有文献直接探讨“一带一路”倡议与地区营商环境的关系,但有研究关注了“一带一路”倡议对具体企业绩效的影响,例如“一带一路”倡议能够缓解企业的融资约束[5],促进企业升级[6]。实际上,“一带一路”倡议与地区营商环境有着密不可分的联系。首先,“一带一路”倡议有助于优化政治环境。“一带一路”倡议提出后,为了充分挖掘中央的政策资源,一些地方政府先后出台了一系列简政放权方面的政策,为企业研发创新提供资金和政策支持,以及投资政策、法律咨询、风险评估等各方面的服务。为了深度融入“一带一路”倡议,地方政府有较强的动机不断优化本地的政务服务,比如出台各项政策和举措,精简行政审批流程,提高办事效率,减少企业在非生产性活动中的时间和金钱投入。“一带一路”倡议得到各级政府部门的全力支持,这些支持将有助于改善营商环境[7]。其次,“一带一路”倡议有助于推动法治建设。为了更好地参与“一带一路”项目建设,各地方政府需要制定一系列法律法规,以便管理国内外交往、贸易、投资等事务。这促使地方政府不断完善相关的制度体系以适应国际合作的需要,进而推动了地方政府的法治建设,包括建立和完善相关法律法规。基于法治理念的政策制定和执行有助于提高市场主体对政府公共政策的认可程度,提高政策执行的效率和质量。强调法治化建设则有助于规避一些朝令夕改的政策问题,为企业投资提供稳定、可预期的营商环境。最后,“一带一路”倡议依托知识产权制度建设,鼓励和引导不同地区和企业之间的合作,有助于复杂知识和技术的交流。尤其是与国际企业合作开发新产品或新技术,通常会为技术研发带来不同的视角和新方法,提升地区创新创业水平,改善地区营商环境。由此,本文提出以下研究假设。

H1:“一带一路”倡议促进了地区营商环境的优化。

(二)“一带一路”倡议、产权保护与地区营商环境

与直接影响微观企业绩效不同,“一带一路”倡议对宏观营商环境的影响机制可能更加复杂。根据产权理论可知,当企业的产权人拥有剩余利润占有权时,会有较强的动机不断提高企业的效益。企业家对剩余利润的占有份额越多,提高企业效益的激励也就越强。而且,如果企业家的资产具有排他性,使得该资产不会轻易被他人或组织侵占,那么将进一步引发企业家对资产的关切[8]。借助产权理论,能够较好地理解“一带一路”倡议对宏观营商环境的影响机制。一般来说,一个地区对外开放的程度越高,越可能受到国际环境的影响而强化本地区的产权保护[9]。同样,“一带一路”倡议对沿线地区的产权保护也具有积极的影响。因为“一带一路”倡议涉及不同制度、宗教信仰、文化的国家,它们对不同类型产品和服务的要求可能也存在较大的差异,沟通交流的成本较大。在“一带一路”倡议背景下,如果国内外产权制度的差异较小,跨国企业所面临的不确定性问题可能也较少,交易成本较低,也就更容易促进跨国贸易往来。相反,知识产权制度差异越大,国家之间的贸易可能就越少[10]。由于外国投资者更愿意在法治化水平较高的地区投资,为了更好地融入国际市场,我国“一带一路”沿线地区的地方政府可能更需要对标各个国家的政商关系,建立健全自身的产权保护制度。比如:通过产权保护相关法律的制定和执行,保护企业家的财产权;通过法治建设提高政策透明度和确定性,减少企业生产经营活动的制度性交易成本,提升企业价值[11]。而这又会进一步优化地区营商环境,因为产权保护水平的高低会影响企业的研发创新。根据产权理论,产权保护有助于提高企业开发新技术和新产品的积极性。“一带一路”倡议所带来的产权保护动力会促使国内的出口企业从模仿型创新过渡到自主型创新[12],最终可能会改善地区的创新环境。相反,如果产权保护政策的不确定性较高,则可能导致企业生产和投资的风险加大,企业生产的积极性受到打击,也会对企业研发创新和长期投资产生负面影响[13]。因此,本文认为,“一带一路”倡议有利于强化各地区的产权保护,进而为企业生产、创新提供稳定的预期,最终有助于地区营商环境的优化。由此,本文提出以下研究假设。

H2:“一带一路”倡议通过强化产权保护促进了地区营商环境的优化。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

为了尽可能准确地评估“一带一路”倡议对地区营商环境的影响,同时考虑到数据的可获得性,本文实证分析主要使用2007—2019年全国292个地级及以上城市的面板数据。“一带一路”沿线地区资料来自《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》,地区营商环境数据来自各城市的统计公报、行政审批中心官方网站、政府工作报告以及《中国区域创新能力评价报告》,产权保护数据来自北大法宝法律法规数据库,经济发展水平、政府分权、劳动成本、廉洁指数等控制变量的数据来自各城市的年鉴、统计年鉴及各市区人民检察院工作报告。

(二)变量定义

1.被解释变量

本文的被解释变量为地区营商环境(Business)。参考邱康权等[14]的做法,本文采用六个维度的指标来测量地区营商环境。第一,政治环境。采用行政审批制度的设立时长度量。第二,税收环境。采用规模以上工业企业税金及附加与利润总额的比值度量。第三,市场环境。采用年末金融机构各项贷款余额度量。第四,公共服务环境。公共服务环境体现了地方政府对公共服务的重视程度,地区公共服务水平越高,企业的生产经营活动越能够得到良好外部环境的保障。公共服务环境采用政府工作报告中“教育”“医疗”等涉及公共服务的相关词汇的词频度量。第五,创新环境。采用创新创业指数度量。第六,投资环境。采用内部研发支出占总经费支出的比重度量。本文采用熵权法计算出各个指标的权重,然后通过指标权重乘以该指标的标准化值,最终得出历年每个样本城市地区营商环境的总得分(见表1)。

表1 地区营商环境的熵权法计算结果

2.解释变量

本文的解释变量为“一带一路”倡议(Belt)。如果样本城市位于“一带一路”沿线地区,即位于 “一带一路”重点省份或在沿线节点城市名单⑤之列,则Belt在2013年及其后年份赋值为1,否则为0。

3.中介变量

本文的中介变量为产权保护(Policy)。结合前文的理论分析,同时借鉴史宇鹏、顾全林[15]的做法,本文采用知识产权司法审判案件数的自然对数值度量产权保护。

4.控制变量

参考孙群力、陈海林[16]的做法,本文控制了地区层面的4个变量:(1)经济发展水平(Pgdp),采用城市人均地区生产总值的自然对数值度量;(2)劳动成本(Labor),采用城市职工工资总额与地区生产总值的比值度量;(3)政府分权(Decentra),采用城市财政收入与财政支出的比值度量;(4)廉洁指数(Corrup),采用城市腐败的总处分人数的自然对数值度量。对存在缺失值的变量,本文采用该变量的城市移动平均值进行插补。

(三)模型构建

为了验证H1,本文构建如下双重差分模型实证评估“一带一路”倡议对地区营商环境的影响。

Business=α0+α1Belt+A′Control+M+T+ε

(1)

其中,Control为一系列控制变量;M表示城市固定效应,控制了城市层面不随时间变化而变化的遗漏变量影响;T表示年份固定效应,控制了宏观层面的经济形势、国际政治形势等冲击;ε为干扰项。综上,本文采用双向固定效应估计双重差分模型。

为了检验H2是否成立,本文利用中介效应检验程序[17]考察“一带一路”倡议是否通过产权保护影响地区营商环境,在式(1)基础上,构建如下模型。

Policy=β0+β1Belt+B′Control+M+T+ε

(2)

Business=γ0+γ1Belt+γ2Policy+C′Control+
M+T+ε

(3)

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

本文变量的描述性统计结果如表2所示。其中,Business的均值为0.347,标准差为0.097,表明我国各城市的地区营商环境存在明显的差异。此外,Belt的均值为0.283,表明样本内28.3%的城市位于“一带一路”重点省份或在沿线节点城市名单之列。“一带一路”倡议对地区营商环境的因果影响有待系统检验。

表2 变量的描述性统计结果

(二)基准回归结果分析

如前所述,本文采用年份和城市的双向固定效应估计双重差分的效应,以控制不随时间变化而变化的遗漏变量的影响和宏观层面的事件冲击。在进行基准回归的同时,本文进行了线性回归的基本检验。一是进行了多重共线性检验。结果显示,方差膨胀因子(VIF)均小于10,表明不存在显著的多重共线性问题。二是进行了White异方差检验。检验结果在10%的水平下不显著,表明不存在显著的异方差问题。但考虑到不同城市的差异可能会低估模型的标准误,本文采用稳健标准误来缓解上述问题。表3为“一带一路”倡议影响地区营商环境的基准回归结果。列(1)的结果表明,在没有加入控制变量的情况下,“一带一路”倡议在1%的水平下显著且系数为正。列(2)～列(5)进一步控制了经济发展水平、劳动成本、政府分权、廉洁指数等变量,“一带一路”倡议仍至少在5%的水平下显著且系数为正,表明即便考虑了遗漏变量的问题,“一带一路”倡议对地区营商环境的影响依然稳健。综上,H1得到验证。也就是说,“一带一路”倡议对优化地区营商环境具有促进作用。因而,未来需要不断深入落实“一带一路”倡议,进而持续改善政治环境、税收环境、市场环境、公共服务环境、创新环境及投资环境,为企业投资经营提供稳定、可预期的营商环境。

表3 “一带一路”倡议影响地区营商环境的基准回归结果

(三)机制分析

基于前文的理论分析,本文认为“一带一路”倡议对地区营商环境的优化是通过强化产权保护发挥作用的。从表3列(5)的结果来看,“一带一路”倡议能够提高地区营商环境水平,式(1)中“一带一路”倡议满足显著且系数为正的条件,其他条件的检验结果如表4所示。

表4 机制检验结果

表4列(1)中,“一带一路”倡议显著且系数为正,表明“一带一路”倡议能够强化沿线地区的产权保护。列(2)中,“一带一路”倡议仍显著且系数为正,产权保护在1%的水平下显著且系数为正,表明“一带一路”倡议通过强化产权保护促进了地区营商环境的优化。而且,中介效应的Sobel检验的Z值为5.797,产权保护的中介效应占比为46.7%。综上,H2得到验证。在“一带一路”倡议背景下,为了有效地融入全球化竞争,地方政府具有较高的积极性不断强化本地的产权保护,最终促进了地区营商环境的优化。

(四)稳健性检验

1.安慰剂检验

地区营商环境的发展还可能会受到样本期内其他政策因素的干扰,因此需要对前述双重差分模型进行安慰剂检验。对此,常用的做法是将政策干预的年份提前2年或3年重新进行回归,以检查政策虚拟变量是否依然显著。不过,这种做法具有一定的主观性和随意性。与此不同,本文采用另外一种更加稳健的安慰剂检验方法——随机分配干预样本来虚构干预组。参考LI et al.[18]的做法,本文安慰剂检验具体的操作流程为,先随机选取50%的城市(其本身不一定位于“一带一路”沿线地区)作为伪干预组,并将上述步骤重复500次,然后检验伪“一带一路”倡议虚拟变量在整体上是否显著。上述操作的检验逻辑是,如果随机生成的干预组的系数等于0,就表明“一带一路”倡议对地区营商环境的优化存在显著的影响,反之则没有显著的影响。图1展示了安慰剂检验的结果,其中横坐标表示伪“一带一路”倡议虚拟变量估计系数,纵坐标表示核密度。从图1可见,伪“一带一路”倡议虚拟变量系数的峰值在0附近,而且呈现正态分布,表明“一带一路”倡议对地区营商环境具有显著的正向影响。

图1 安慰剂检验结果

2.平行趋势检验

双重差分模型对于随机分配并没有严格的规定,但其成立依赖于平行趋势假设,即如果干预组没有受到政策干预,那么干预组时间趋势应与对照组一样。对此,本文采用事件研究方法来检验双重差分模型的平行趋势假设是否成立,将政策前一期作为基期重新进行回归。图2是基于事件研究的检验结果,其中横坐标为政策时点,纵坐标为政策动态效应。从图2可以看出,在“一带一路”倡议提出以前,“一带一路”沿线地区与非沿线地区在地区营商环境增长趋势方面没有显著差异。在倡议提出的2013年,由于可能存在政策滞后效应,当期并没有显示出明显的政策效果。但在“一带一路”倡议提出第二年及之后,“一带一路”沿线地区比非沿线地区的地区营商环境的改善更快。综上所述,双重差分模型的平行趋势假设基本得到满足。

图2 基于事件研究的平行趋势检验结果

3.其他稳健性检验

本文使用其他方法进行进一步的稳健性检验,结果见表5。第一,使用省级层面样本并延长样本期。前文分析主要基于地级及以上城市层面的数据,但行政区域越小越可能受到“一带一路”倡议影响,本文基准回归结果是否在省级层面成立需要进一步探讨。同时,延长样本观测时间,考察更多历史事件可能带来的干扰,可以进一步检验基准回归结果的稳健性。因此,表5的列(1)基于2000—2020年的省级面板数据重新进行了估计。从结果来看,本文实证结论依然成立。第二,更换被解释变量度量方法。前文对地区营商环境的测量主要基于政治环境、税收环境等六个维度,但当前关于营商环境度量的指标存在较大差异,指标不同可能会影响估计结果。参考涂正革等[19]的做法,列(2)增加环境保护维度重新度量了地区营商环境。结果表明,地区营商环境的不同度量方法没有对实证结果产生严重干扰。第三,剔除数据缺失严重的样本。对于数据存在较多缺失的部分城市,前文虽然采用城市组内移动平均值的方式来填充缺失值,但这种方式可能导致偏误。列(3)剔除了数据缺失比较严重的西藏和新疆的城市样本,回归结果与基准回归结果没有显著差异。第四,剔除“一带一路”节点城市样本。“一带一路”节点城市所在省份与“一带一路”重点省份并不完全一致,即部分“一带一路”节点城市所在省份本身并不是“一带一路”重点省份,但其辖区内有节点城市。这些节点城市在“一带一路”建设中具有重要位置,它们的基础条件较好,综合比较优势明显,可能会导致“一带一路”倡议的影响被高估。为了控制节点城市可能带来的偏误,列(4)剔除了“一带一路”节点城市样本重新进行了估计。结果表明,“一带一路”倡议对地区营商环境的影响与基准回归结果基本一致。上述稳健性检验结果均表明,本文的基准回归结果是稳健的。

表5 其他稳健性检验结果

(五)异质性分析

一般而言,非省会城市和内向型地区或因为资源禀赋较差,或因为远离重要的国际市场或国内市场,在营商环境建设方面起步较晚,基础设施建设较差,其企业进入重要的国际市场或国内市场的成本较高。而省会城市和外向型地区特别是一些沿海地区往往在营商环境方面有较早的历史积累,其企业往往能以低成本的方式进入国际市场,因而地区营商环境发展良好。为了评估“一带一路”倡议对不同类型地区营商环境的异质性影响,本文按照是否为省会城市、所在地区类型两个维度进行分组。其中,所在地区类型中的外向型地区定义为进出口总额大于等于全国均值的地区,内向型地区定义为进出口总额小于全国均值的地区。表6列(1)、列(2)的结果表明,“一带一路”倡议对非省会城市营商环境的影响在1%的水平下显著且系数为正,而对省会城市营商环境的影响不显著。列(3)、列(4)的结果表明,“一带一路”倡议对外向型地区和内向型地区营商环境的影响均至少在5%的水平下显著且系数为正,但对外向型地区营商环境的影响系数相对较小。这可能是因为,非省会城市和内向型地区距离重要的国内外市场较远,营商环境建设的基础较弱,产权保护方面的基础较差,“一带一路”倡议能够为强化这些地区的产权保护带来较大的促进作用,降低其企业进入国内外市场的成本,促进各类要素的跨区域流动,最终改善其营商环境,为其营商环境的优化带来了“雪中送炭”的积极效应。而省会城市通常具有更强的资源整合能力和更好的政商关系,其企业进入国内外市场的成本也较低,从而使得“一带一路”倡议对其营商环境没有产生显著影响。外向型城市则由于本身就已经建立了较为顺畅的对外贸易渠道,拥有稳定的国际市场合作伙伴,尽管“一带一路”倡议依然能够促进其营商环境的优化,但这种促进作用相较于内向型城市更小,仅具有“锦上添花”的效果。

表6 异质性分析结果

五、进一步研究

“一带一路”倡议对地区营商环境的积极影响可能会存在空间溢出效应,即“一带一路”沿线地区的政策效果可能会向邻近地区溢出,其他地区也会因此“搭便车”,尽可能地争取到相应的政策红利,进而对本地区营商环境的优化产生积极影响。如果上述情况属实,那么就违反了线性回归中的无自相关假设,可能会低估标准误。为了解决该问题,本文进一步采用空间双重差分模型(SDID)来估计。

在进行空间计量模型估计之前,需要先采用LM检验对空间滞后模型和空间误差模型这两种竞争性模型进行选择,具体需要根据LM统计量的显著性来选择更合适的模型。如果空间滞后模型和空间误差模型的LM统计量都显著,就需要进一步采用稳健LM统计量进行检验。对式(1)进行LM检验的结果如表7所示。

表7 空间面板模型的LM检验结果

从表7的结果来看,针对空间滞后模型的LM统计量(no lag)和针对空间误差模型的LM统计量(no error)p值均为0.000,均在1%的水平下显著,而且二者的稳健LM统计量在各种空间权重矩阵下也均在1%的水平下显著,即存在干扰项和因变量的空间滞后,空间滞后模型和空间误差模型不再适用。而广义空间自相关模型包含干扰项和被解释变量的空间滞后,因此广义空间自相关模型要优于简单的空间滞后模型和空间误差模型。

广义空间自相关模型不仅关注空间实质相关,也关注空间扰动相关,其具体形式综合了空间滞后模型(SAR)和空间误差模型(SEM)。可见,使用广义空间自相关模型能够更加全面地控制“一带一路”倡议的溢出效应。广义空间自相关模型的设置如下。

Business=θ0+θ1Belt+ρW×Business+D′Control+
M+T+ε,ε=λW×ε+μ

(4)

式(4)中,μ为干扰项,ρ表示被解释变量(地区营商环境)的空间溢出效应,λ表示干扰项的溢出效应。在空间权重矩阵(W)方面,空间计量模型的估计结果对不同的空间权重矩阵相对敏感,因而需要谨慎设定空间权重矩阵。为了更好地检验“一带一路”倡议对地区营商环境的空间溢出效应,本文主要使用三种方式设定空间权重矩阵。一是地理邻接矩阵。如果两个城市共享边界或顶点,则W赋值为1,否则为0。二是地理反距离矩阵。此时W等于两个城市之间地理距离的倒数。也就是说,两个城市之间的地理距离越远,W越小,反之则越大。三是经济距离矩阵。为了估计经济层面的互动,此时W等于两个城市人均地区生产总值的差值的倒数。此外,出于稳健性考虑,式(5)进一步采用空间杜宾模型(SDM)检验空间溢出效应。

Business=μ0+μ1Belt+ρW×Business+μ2W×Belt+
E′Control+M+T+ε

(5)

表8报告了“一带一路”倡议影响地区营商环境的空间溢出效应。其中,列(1)～列(3)使用的是广义空间自相关模型(SAC),列(4)～列(6)则采用空间杜宾模型(SDM)进行估计。结果表明,即便考虑到空间溢出效应,在大部分情况下“一带一路”倡议对地区营商环境的影响依然在1%的水平下显著且系数为正,可见本文基准回归结果较为稳健。但是,直接解读空间滞后项的系数可能会存在问题,还需要对空间效应进行分解。

表8 “一带一路”倡议影响地区营商环境的空间溢出效应

为进一步分析“一带一路”倡议对地区营商环境的空间影响,本文对表8的空间溢出效应进行了分解,结果如表9所示。列(1)～列(3)的广义空间自相关模型(SAC)结果表明,直接效应和间接效应均在1%的水平下显著且系数均为正。空间杜宾模型(SDM)的结果中,列(4)的直接效应和间接效应均不显著,列(5)的直接效应在5%的水平下显著,间接效应在10%的水平下显著,列(6)的直接效应和间接效应均在1%的水平下显著。列(1)的结果显示,“一带一路”倡议的直接效应为0.006,间接效应为0.024,总效应为0.030,三者都在1%的水平下拒绝原假设。据此可以认为,“一带一路”倡议不仅对本地区营商环境有积极影响(直接效应),而且对邻近地区也存在显著的“协同效应”(间接效应)。这可能有两方面的原因。一方面,“一带一路”倡议在沿线地区的落实,有助于提高各沿线地区的整体经济水平和交通网络的便捷性,吸引更多的外资企业前来投资和开展贸易活动,进而带来资金和资源的外溢,从而对邻近地区营商环境产生积极影响。另一方面,“一带一路”倡议有助于推动城市之间的互联互通,扩大市场和贸易规模。例如,“一带一路”建设的海外港口和铁路有助于沿线城市提高货物运输的效率和降低运输成本,有利于形成更大的市场和更为完善的供应链,从而影响到邻近城市的市场和贸易活动。列(1)～列(3)中,总效应均在1%的水平下显著且系数均为正,说明“一带一路”倡议对优化地区营商环境具有显著的促进作用。

表9 DID的空间效应分解

通过表8、表9可知,在地理邻接矩阵、地理反距离矩阵及经济距离矩阵三个空间权重矩阵的设定下,除了地理邻接矩阵设定,“一带一路”倡议对地区营商环境的直接效应、间接效应都比较稳健。

经济发展的相对排序一般是地方政府及其官员更关心的指标,而经济排序越接近的城市之间互动可能更强。为此,表10的列(1)、列(3)基于人均GDP进一步计算出各城市在本省份内经济排序的权重(如果两个城市属于同一省份,则权重为其经济排序差距的倒数)矩阵。此外,城市之间的互动不仅仅是地理或经济层面的单一因素带来的,更可能是地理和经济层面因素共同作用的结果。因而,列(2)、列(4)基于经济距离嵌套地理距离的空间权重矩阵进行了稳健性检验。总体来看,上述结果依然稳健,即“一带一路”倡议不仅对沿线地区的营商环境具有积极影响,对邻近地区的营商环境也有积极的溢出效应。

表10 其他空间权重矩阵设定的分析结果

上述分析发现,“一带一路”倡议在空间上存在溢出效应,可能会影响平行趋势检验的结果。也就是说,某一城市位于“一带一路”沿线地区,可能会对邻近城市的营商环境产生积极影响,进而可能会低估“一带一路”倡议的政策效应。为了弱化上述空间溢出效应可能带来的偏误,本文将对照组中邻近城市属于“一带一路”沿线地区的城市样本剔除,重新进行了事件研究。结果⑥表明,在考虑了空间溢出效应之后,在“一带一路”倡议提出之前,实验组和对照组没有显著差异,但在“一带一路”倡议提出第二年之后,沿线地区的营商环境水平比非沿线地区更高。

六、研究结论和政策建议

本文将“一带一路”倡议作为准自然实验,基于2007—2019年中国292个地级及以上城市面板数据,利用双重差分模型进行实证研究发现,“一带一路”倡议显著促进了地区营商环境的优化,且主要通过强化产权保护优化了地区营商环境。在采用安慰剂检验及其他稳健性检验后,上述结论仍然成立。异质性检验结果表明,“一带一路”倡议对优化地区营商环境的促进作用在非省会城市、内向型地区中更为显著。基于空间双重差分模型的分析发现,“一带一路”倡议不仅对本地区营商环境具有积极影响,对邻近地区也具有积极的空间溢出效应。

基于上述研究结论,本文提出以下政策建议。首先,应继续推进“一带一路”建设。 “一带一路”倡议具有较大的空间溢出效应,因而需要各地区相互配合、形成联动,充分利用“一带一路”倡议的政策优势,共同推进地区营商环境的优化。其次,应加大政府财政投入。加大对“一带一路”沿线地区的基础设施投入力度,完善港口、道路、铁路、机场等交通设施建设,增加对信息通信基础设施的投资,加快互联互通的进程。尤其是加强西部地区、内向型地区的交通设施建设,提高欠发达地区与国际市场接轨的水平,实现资源、人才的自由流动。最后,应强化产权保护。与时俱进,进一步完善各种知识产权保护法律,更好地保护各种类型的产权,充分发挥强化产权保护对优化地区营商环境的促进作用。

注 释：

①数据来源:人民网《2015年我国企业对“一带一路”国家投资增18.2%》(http://finance.people.com.cn/n1/2016/0120/c1004-28070428.html)。

②数据来源:中国新闻网《商务部:2021年中国承接离岸服务外包合同额首次突破一万亿元》(http://www.chinanews.com.cn/cj/2022/01-27/9663666.shtml)。

③数据来源:中国一带一路网《数说共建“一带一路”2022》(https://www.yidaiyilu.gov.cn/xwzx/gnxw/299772.htm)。

④数据来源:长江日报客户端《“一带一路”重塑我国经济地理》(http://cjrb.cjn.cn/html/2023-09/06/content_269200.htm)。

⑤18个重点省份为:新疆、陕西、宁夏、甘肃、青海、内蒙古、黑龙江、吉林、辽宁、广西、云南、西藏、上海、福建、浙江、广东、海南、重庆。其中,新疆被定位为“丝绸之路经济带核心区”,福建被定位为“21世纪海上丝绸之路核心区”。26个节点城市为:大连、天津、烟台、青岛、上海、舟山、宁波、福州、泉州、厦门、汕头、深圳、广州、湛江、海口、三亚、郑州、合肥、武汉、南昌、长沙、重庆、成都、兰州、西宁、西安。上述资料来自2015年3月国家发展改革委、外交部、商务部联合发布的《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》。

⑥因版面所限,具体结果未列示,留存备索。作者邮箱:510565174@qq.com。