向永輝,王 雪

(浙江科技學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,杭州 310023)

“一帶一路”倡議聚焦于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),提出了“六廊六路多國(guó)多港”的全球合作框架,試圖通過“設(shè)施聯(lián)通”而達(dá)到“貿(mào)易暢通”。因此,能否在“設(shè)施聯(lián)通”上帶來切實(shí)效果,直接關(guān)系到倡議的成敗。倡議提出后出現(xiàn)了較多有關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和貿(mào)易投資的關(guān)聯(lián)研究,其中有些研究直接聚焦于“一帶一路”區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)域內(nèi)雙邊貿(mào)易的效應(yīng),例如張鵬飛[1]與胡再勇等[2]發(fā)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)雙邊貿(mào)易有正向促進(jìn)作用;另外一些研究則關(guān)注到基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)帶來物流績(jī)效變化,樊秀峰等[3]發(fā)現(xiàn)物流績(jī)效變化促進(jìn)中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)的進(jìn)出口,孫慧等[4]發(fā)現(xiàn)物流績(jī)效變化可促進(jìn)中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)的中間品出口,王東方等[5]指出物流績(jī)效改善有助于實(shí)現(xiàn)中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)的貿(mào)易潛力,而馮正強(qiáng)等[6]則發(fā)現(xiàn)物流績(jī)效對(duì)出口三元邊際產(chǎn)生不同幅度的影響。

以上研究發(fā)現(xiàn)了“一帶一路”沿線國(guó)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和貿(mào)易投資的正向關(guān)聯(lián)關(guān)系,但并非真正的對(duì)“一帶一路”倡議效應(yīng)的估計(jì)。比較常用的政策效應(yīng)的估計(jì)方法是雙重差分,利用雙重差分方法,孫楚仁等[7]發(fā)現(xiàn)倡議顯著促進(jìn)中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家出口,Du等[8]發(fā)現(xiàn)倡議增加中國(guó)對(duì)“一帶一路”沿線國(guó)家的綠地投資和并購(gòu),Soyres等[9]、Baniya等[10]則發(fā)現(xiàn)倡議可以減少運(yùn)輸時(shí)間。值得注意的是,這些“一帶一路”政策效應(yīng)評(píng)估研究大都采用兩組兩期的標(biāo)準(zhǔn)雙重差分(difference-in-difference,DID)估計(jì)框架和雙向固定效應(yīng)回歸估計(jì)方法,這可能帶來兩方面的問題:第一,如果將某國(guó)與中國(guó)簽訂“一帶一路”合作協(xié)議視為加入倡議,則不同國(guó)家加入倡議在時(shí)間上有先后,也即處理并非同期發(fā)生,所以這種兩組兩期標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置存在偏誤;第二,如果采用多組多期DID估計(jì)框架,在存在各組別異質(zhì)性時(shí)采用雙向固定效應(yīng)回歸方法來估計(jì),則需要自行選擇權(quán)重并可能出現(xiàn)負(fù)權(quán)重。Wooldridge[11]、Chernozhukov等[12]、Chaisemartin等[13]及Athey等[14]認(rèn)為這將導(dǎo)致所估計(jì)系數(shù)難有合理解釋及政策效應(yīng)推斷的誤導(dǎo)。Callaway等[15]提出了新的思路,按處理發(fā)生的時(shí)期分組,先估計(jì)各組的平均處理效應(yīng),然后再進(jìn)行加總,其優(yōu)勢(shì)在于可以避免負(fù)權(quán)重的出現(xiàn),既能顯現(xiàn)異質(zhì)性的各組別處理效應(yīng),又可以使得加總之后的平均處理效應(yīng)有比較清晰的解釋。正是考慮到潛在加入國(guó)是在不同時(shí)期加入“一帶一路”倡議,而且不同時(shí)期加入國(guó)家在地理位置、與中國(guó)政治經(jīng)濟(jì)關(guān)系及本身發(fā)展程度等諸方面存在比較明顯的異質(zhì)性特征,因此有必要在多組多期DID框架下采用新的估計(jì)思路,來準(zhǔn)確評(píng)估倡議在“設(shè)施聯(lián)通”上的政策效應(yīng)。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

“一帶一路”的“設(shè)施聯(lián)通”指以公路、鐵路、空運(yùn)、水運(yùn)等搭建起的交通設(shè)施網(wǎng)絡(luò),以光纜、衛(wèi)星等搭建起來的通信設(shè)施網(wǎng)絡(luò),以石油、天然氣、電力等搭建起來的能源互通設(shè)施網(wǎng)絡(luò)。自“一帶一路”倡議提出以來,設(shè)施聯(lián)通的硬件成果有中老鐵路、中泰鐵路、雅萬高鐵、匈塞鐵路、瓜達(dá)爾港、漢班托塔港、比雷埃夫斯港、哈利法港等。在重視硬件設(shè)施建設(shè)的同時(shí),“一帶一路”建設(shè)也重視中國(guó)規(guī)章制度、合作模式等軟聯(lián)通建設(shè)。比如,中歐班列并沒有新建一寸鐵路,而是通過設(shè)計(jì)定時(shí)定點(diǎn)定回程的方式,把相關(guān)國(guó)家的鐵路連成一片,打通了歐亞大陸上的鐵路運(yùn)行機(jī)制?！耙粠б宦贰痹凇霸O(shè)施聯(lián)通”上的軟硬件建設(shè),從理論上講必然帶來物流績(jī)效的正面提升,本文試圖測(cè)度這個(gè)政策效應(yīng)。對(duì)于物流績(jī)效的測(cè)度,世界銀行提出的物流績(jī)效指數(shù)是比較權(quán)威的數(shù)據(jù)。因此,本研究利用物流績(jī)效指數(shù)Lit作為被解釋變量,用變量Bit來反映國(guó)家i在年份t是否加入“一帶一路”倡議:與中國(guó)簽約當(dāng)年及以后各年都取值為1,否則為0。這樣可自動(dòng)產(chǎn)生“處理組”和“對(duì)照組”及“處理前”和“處理后”的雙重差異。DID回歸方程可表述為

Lit=αt+ci+βBit+θXi+εit。

(1)

式(1)中:i為國(guó)家;t為年份;Lit為被解釋變量;αt為時(shí)間固定效應(yīng);ci為個(gè)體固定效應(yīng);Xi為協(xié)變量;εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。將式(1)作為基準(zhǔn)回歸,采用雙向固定效應(yīng)回歸方法,則變量Bit的系數(shù)β可作為倡議對(duì)加入國(guó)物流績(jī)效平均影響的測(cè)度。

利用式(1)進(jìn)行DID估計(jì),其中一個(gè)前提條件是Bit為外生的,即某國(guó)加入倡議與否不受該國(guó)物流績(jī)效狀態(tài)影響;另一個(gè)前提條件是平行趨勢(shì)假設(shè),要求處理組和控制組的潛在結(jié)果在政策實(shí)施前后遵循相同趨勢(shì)。DID的平行趨勢(shì)假設(shè)的一個(gè)常用檢驗(yàn)方法是:如果某項(xiàng)處理發(fā)生在第t期,可以構(gòu)造出假設(shè)該處理發(fā)生在第t-1期時(shí)的反事實(shí)政策變量(處理組為1,對(duì)照組為0),將該政策變量與時(shí)期虛擬變量相乘得到交互項(xiàng),如果這種反事實(shí)交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著,則表明的確存在處理前的平行趨勢(shì)。

在滿足條件平行趨勢(shì)假設(shè)、共同支撐、處理不可逆等前提條件下,則組別在時(shí)期的平均處理效應(yīng)T(g,t)可以用式(2)來估計(jì):

(2)

式(2)中:E[ ]表示取期望值。由式(2)可發(fā)現(xiàn)組別-時(shí)期平均處理效應(yīng)實(shí)質(zhì)上是結(jié)果變量的簡(jiǎn)單加權(quán)平均值,其權(quán)重取決于廣義傾向得分pg(X)。

如果不需要協(xié)變量的調(diào)節(jié),此時(shí)的平行趨勢(shì)假設(shè)可稱為無條件平行趨勢(shì)假設(shè),如果該假設(shè)得到滿足,則式(2)可簡(jiǎn)化為

T(g,t)=E[Lt-Lg-1|Gg=1]-E[Lt-Lg-1|C=1]。

(3)

從以上所得的組別-時(shí)期平均處理效應(yīng)可以觀察到平均處理效應(yīng)如何隨著組別和時(shí)期而變動(dòng)。但如果組別和時(shí)期較多,則可能得到太多組別-時(shí)期平均處理效應(yīng),不利于給出某個(gè)政策干預(yù)的明確效應(yīng),所以還需將這些組別-時(shí)期平均處理效應(yīng)加總為更少的因果效應(yīng)參數(shù)(相當(dāng)于式(1)中變量Bit的系數(shù)β)。

具體的加總方法可以根據(jù)處理的不同行為模式來選擇:處理時(shí)期的選擇性;處理效應(yīng)的動(dòng)態(tài)性;日歷時(shí)間的特定性。如果存在處理時(shí)期的自主選擇,比如個(gè)體判斷在某特定時(shí)期接受處理更好時(shí),則該選擇本身就提供了處理效應(yīng)可能在該特定時(shí)期較多的有用信息。這種情況下合適的方式是首先通過T(g,t)將在各期加總得到該組別的因果效應(yīng),然后再根據(jù)每組的大小再次加總得到各組的平均處理效應(yīng);當(dāng)存在動(dòng)態(tài)處理效應(yīng)(但不是處理時(shí)期選擇性)情況下,可首先將T(g,t)按照接受處理的時(shí)間長(zhǎng)度(或稱暴露時(shí)長(zhǎng))進(jìn)行匯總,然后根據(jù)不同的暴露時(shí)長(zhǎng)進(jìn)行平均;具有日歷時(shí)間效應(yīng)的情況類似于具有動(dòng)態(tài)處理效應(yīng)的情況,可首先計(jì)算在t期處于處理狀態(tài)的所有組別的平均處理效應(yīng),然后在所有時(shí)期進(jìn)行平均。

如果需要協(xié)變量X的調(diào)節(jié),此時(shí)的平行趨勢(shì)假設(shè)可稱為條件平行趨勢(shì)假設(shè),其是否滿足可通過檢驗(yàn)零假設(shè)H0:E[Yt-Yt-1|X,Gg=1]-E[Yt-Yt-1|X,C=1]=0,對(duì)于所有2≤tt時(shí)T(g,t)在個(gè)體被處理之前的時(shí)期內(nèi)等于0,采用綜合條件矩方法來檢驗(yàn)。該檢驗(yàn)類似于Wald檢驗(yàn),但與多組多期DID中Autor等[16]及Angrist等[17]提出的常用檢驗(yàn)有所不同。

1.2 協(xié)變量的選擇

對(duì)于被解釋變量物流績(jī)效指數(shù),除了加入“一帶一路”倡議可能有助于改善物流績(jī)效,還有其他因素(即式(1)中的協(xié)變量Xi)也會(huì)影響到物流績(jī)效,因此需要控制這些混雜因素的干擾。具體而言,這些混雜因素包括:政治穩(wěn)定度,政治不穩(wěn)定比如戰(zhàn)亂將導(dǎo)致交通中斷,極大影響物流績(jī)效;腐敗控制程度,物流涉及諸多行政管制環(huán)節(jié),腐敗程度將較大地影響物流績(jī)效;人均GDP,更高的人均產(chǎn)值需要更好的物資流通來支撐;貿(mào)易依存度,較高的貿(mào)易依存度意味著更多商品流動(dòng),需要更好更多的交通基礎(chǔ)設(shè)施支持;科技創(chuàng)新能力,現(xiàn)代物流更多地依靠科技來提升其能力。

由于先分組再加總的DID估計(jì)方法需要計(jì)算廣義傾向得分,即需要估計(jì)潛在國(guó)家加入“一帶一路”倡議的條件概率,所以還需要尋找可能影響加入概率的變量。盡管“一帶一路”倡議相對(duì)更為重視基礎(chǔ)建設(shè),但仍可視為一種新型區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作協(xié)議,因此區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作和一體化的相關(guān)文獻(xiàn)可以為其提供有益啟示。Baier等[18]和Bergstrand等[19]認(rèn)為,區(qū)域合作協(xié)議受相關(guān)國(guó)家市場(chǎng)規(guī)模、資源稟賦等因素影響,從而內(nèi)生地決定了哪些國(guó)家傾向于參與區(qū)域合作協(xié)議。作為開放的合作框架,“一帶一路”倡議并不拒絕任何國(guó)家加入,但是加入國(guó)除了享受權(quán)益之外,必然也要遵守一些規(guī)則及承擔(dān)一些義務(wù),因此潛在加入國(guó)在加入前必然進(jìn)行過政治、經(jīng)濟(jì)、文化等全面權(quán)衡。結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn),本研究認(rèn)為:1)潛在加入國(guó)與中國(guó)的政治關(guān)系影響加入概率,政治親密度可利用中國(guó)與潛在加入國(guó)之間高層互訪之層級(jí)和數(shù)量來綜合給出。參照郭燁等[20]做法,互訪賦值標(biāo)準(zhǔn)為正國(guó)級(jí)領(lǐng)導(dǎo)人為3,副國(guó)級(jí)為2,正部級(jí)為1,所有得分相加可得政治親密度的分值,高層互訪信息來自中國(guó)外交部網(wǎng)站。2)潛在加入國(guó)與中國(guó)的經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)密切程度也影響加入概率。國(guó)家之間經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)一般體現(xiàn)于進(jìn)出口貿(mào)易、雙邊直接投資等,因此利用該國(guó)對(duì)中國(guó)進(jìn)出口總額、來自中國(guó)的直接投資存量、是否是中國(guó)鄰國(guó)、與中國(guó)的地理距離等變量來測(cè)度經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)密切度。3)潛在加入國(guó)與中國(guó)在文化上的親密度。除了新加坡之外,漢語都不是其他國(guó)家的官方語言,但是中國(guó)的儒教、道教和佛教等文化對(duì)周邊國(guó)家還是有較大的影響力,所以利用宗教共同度來測(cè)度潛在加入國(guó)與中國(guó)在文化上的親密度。4)潛在加入國(guó)本身特征。具體包括制度特征,如政治穩(wěn)定性、法治程度、腐敗程度;經(jīng)濟(jì)特征,如GDP、人均GDP、是否比較依賴于對(duì)外貿(mào)易、是否比較依賴于自然資源出口、是否比較有創(chuàng)新能力;地理特征,如是否為內(nèi)陸國(guó)。需要指出的是,上述分別影響某國(guó)物流績(jī)效的變量與影響某國(guó)加入倡議概率的變量是兩大類別變量,其中有些變量是共同的,所以描述性統(tǒng)計(jì)時(shí)沒有特別按大類來分類。

1.3 數(shù)據(jù)來源和描述性統(tǒng)計(jì)

被解釋變量物流績(jī)效指數(shù)來自世界銀行發(fā)布的物流績(jī)效報(bào)告,是否加入“一帶一路”倡議來自筆者對(duì)政府網(wǎng)、新華網(wǎng)等所報(bào)道的“一帶一路”合作協(xié)議簽訂消息的整理,與制度相關(guān)的變量如政治穩(wěn)定性、法治指數(shù)、腐敗控制指數(shù)等來自世界銀行的全球治理指數(shù)(World Governance Indicators,WGI)數(shù)據(jù)庫(kù),與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值相關(guān)的變量、自然資源稟賦變量(采用石油和礦產(chǎn)品出口占總出口比重來測(cè)度)等來自世界銀行的世界發(fā)展指數(shù)數(shù)據(jù)庫(kù)(World Development Index,WDI),貿(mào)易和投資數(shù)據(jù)來自國(guó)際貿(mào)易中心(International Trade Center,ITC)數(shù)據(jù)庫(kù),是否為中國(guó)鄰國(guó)、是否內(nèi)陸國(guó)、與中國(guó)的距離、與中國(guó)共有宗教等與引力相關(guān)的地理變量數(shù)據(jù)都來自法國(guó)信息技術(shù)研究中心(Centre d’études Prospectives et d’Informations Internationales,CEPII)的地理距離數(shù)據(jù)庫(kù),潛在加入國(guó)的科技創(chuàng)新水平用該國(guó)居民的專利申請(qǐng)數(shù)來衡量,數(shù)據(jù)來自世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織(World Intellectual Property Organization,WIPO)數(shù)據(jù)庫(kù)。

由于物流績(jī)效指數(shù)的編制年份為2007、2010、2012、2014、2016、2018年,所以本研究將其他變量的數(shù)據(jù)與其匹配,將物流績(jī)效指數(shù)數(shù)據(jù)缺失較多的一些國(guó)家刪除后,得到了163個(gè)國(guó)家6年的面板數(shù)據(jù)。主要變量的解釋及其描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

2 DID基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果及其檢驗(yàn)

2.1 加入“一帶一路”倡議對(duì)加入國(guó)物流績(jī)效的影響

表2顯示了加入“一帶一路”倡議與加入國(guó)物流績(jī)效之間關(guān)系的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。不含任何控制變量的基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明,加入“一帶一路”倡議顯著提升了加入國(guó)的物流績(jī)效。而在增加倡議加入時(shí)長(zhǎng)之后,其回歸結(jié)果依然顯著。因此,加入倡議不僅提高了加入國(guó)的物流績(jī)效,還產(chǎn)生了一定的動(dòng)態(tài)效應(yīng),加入時(shí)間越長(zhǎng)物流績(jī)效提升越明顯。

表2 加入“一帶一路”倡議對(duì)物流績(jī)效的影響

表2(續(xù))

其他變量方面,人均GDP對(duì)加入國(guó)物流績(jī)效提升有顯著的促進(jìn)作用,人均GDP越高,對(duì)高質(zhì)量物流需求越大,也越有能力提供高質(zhì)量物流;科技創(chuàng)新能力越強(qiáng),則越有助于物流績(jī)效提高,這是因?yàn)楝F(xiàn)代物流更多地依賴于通信、交通、人工智能等高科技的系統(tǒng)配置。國(guó)家制度特征,比如政治穩(wěn)定性和腐敗控制度等因素對(duì)物流績(jī)效的影響不是很顯著,經(jīng)濟(jì)特征,比如外貿(mào)依存度對(duì)物流績(jī)效的影響也不是很顯著。

2.2 內(nèi)生性檢驗(yàn)

一般而言,基礎(chǔ)設(shè)施比較差的國(guó)家更容易接受以“設(shè)施聯(lián)通”為合作宗旨的“一帶一路”倡議,但是某國(guó)是否愿意加入倡議應(yīng)該出于全盤考慮而不會(huì)只考慮本身交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況。如果某國(guó)物流績(jī)效現(xiàn)狀可能明顯影響其加入概率,則可能因?yàn)榉聪蛞蚬P(guān)系而導(dǎo)致估計(jì)偏誤。為此,有必要采用Logit模型來檢驗(yàn)倡議加入概率是否受到該國(guó)物流績(jī)效影響。

具體而言,由于物流績(jī)效指數(shù)數(shù)據(jù)的來源時(shí)間是2007、2010、2012、2014、2016、2018年(每?jī)赡杲y(tǒng)計(jì)一次),而倡議的加入從2014年開始每年都有,因此本研究將加入倡議分為第一時(shí)期、第二時(shí)期和第三時(shí)期。第一時(shí)期的數(shù)據(jù)包括2014年加入倡議的國(guó)家和尚未加入的國(guó)家;第二時(shí)期的數(shù)據(jù)包括2016年加入倡議的國(guó)家和2016年尚未加入的國(guó)家;第三時(shí)期的數(shù)據(jù)包括2018年加入倡議的國(guó)家和2018年尚未加入的國(guó)家。以某國(guó)是否加入倡議作為因變量(加入為1,不加入為0),用滯后1期的物流績(jī)效指數(shù)及政治、經(jīng)濟(jì)、文化、地理等特征作為控制變量。二元選擇模型回歸結(jié)果見表3。從表3可以看出,各國(guó)各時(shí)期物流績(jī)效均不是影響各國(guó)加入倡議的主要因素,由此可推斷樣本選擇基本上滿足DID的外生性假設(shè)。

表3 二元選擇模型回歸結(jié)果

表3(續(xù))

2.3 平行趨勢(shì)假設(shè)檢驗(yàn)

圖1 反事實(shí)交互項(xiàng)系數(shù)在各年份的顯著性

為保證DID有效性,除了需要滿足外生性這個(gè)重要前提之外,還要滿足平行趨勢(shì)假設(shè)這個(gè)重要前提。本研究先構(gòu)建各個(gè)處理前時(shí)期的反事實(shí)政策變量,將其與時(shí)期虛擬變量相乘得到交互項(xiàng),然后在式(1)中加入這些交互項(xiàng)進(jìn)行回歸,得到這些反事實(shí)交互項(xiàng)的系數(shù)及其顯著性,結(jié)果見圖1。從圖1可以看出,2007年至2016年,這些反事實(shí)交互項(xiàng)的系數(shù)確實(shí)沒有顯著不等于0,因此不能拒絕平行趨勢(shì)假設(shè)成立。

3 先分組后加總的DID估計(jì)結(jié)果及其檢驗(yàn)

在不同時(shí)期加入“一帶一路”倡議的國(guó)家,其本身可能具備異質(zhì)性,處理效應(yīng)也可能呈現(xiàn)異質(zhì)性,因此按照其加入時(shí)期將所有加入國(guó)分成不同組別進(jìn)行分析,更符合數(shù)據(jù)特征,也可能得出更為準(zhǔn)確的結(jié)論。

3.1 無條件平行趨勢(shì)假設(shè)下的DID估計(jì)結(jié)果

若無條件平行趨勢(shì)假設(shè)成立,那么首先估計(jì)加入“一帶一路”倡議對(duì)各組別加入國(guó)物流績(jī)效指數(shù)的影響,然后基于組別處理效應(yīng)進(jìn)行加總,其中組別處理效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果見圖2,無條件平行趨勢(shì)假設(shè)下對(duì)組別處理效應(yīng)的加總結(jié)果見表4。

圖2 無條件平行趨勢(shì)假設(shè)下的“一帶一路”倡議對(duì)物流績(jī)效的組別處理效應(yīng)

表4 無條件平行趨勢(shì)假設(shè)下對(duì)組別處理效應(yīng)的加總

圖2顯示了處理前后各期的點(diǎn)估計(jì)及其95%置信區(qū)間,點(diǎn)估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差采用基于國(guó)家的聚類標(biāo)準(zhǔn)差。如果無條件平行趨勢(shì)假設(shè)在所有時(shí)期都成立,則在零假設(shè)下,點(diǎn)估計(jì)應(yīng)該趨于0并且其置信區(qū)間應(yīng)該將0包含在內(nèi)。2014年組別包含所有在2014年加入倡議的國(guó)家,2016年組別包含所有在2015和2016年加入倡議的國(guó)家,2018年組別包含所有在2017和2018年加入倡議的國(guó)家。

圖2包含了可用于檢驗(yàn)無條件平行趨勢(shì)假設(shè)及處理期的處理效應(yīng)估計(jì)的相關(guān)信息。從全部6組處理期來看,都顯示加入“一帶一路”倡議對(duì)加入國(guó)物流績(jī)效指數(shù)有統(tǒng)計(jì)顯著的正面影響。采用簡(jiǎn)單加權(quán)平均(加權(quán)僅按群體規(guī)模)加總的結(jié)果表明,加入倡議使其物流績(jī)效指數(shù)增加了0.368(表4),該結(jié)果與前面不包含任何協(xié)變量的雙向固定效應(yīng)回歸結(jié)果0.433(表2)相接近。我們用T代表對(duì)被處理者的平均處理效應(yīng),可直觀地看到,平均處理效應(yīng)T(2018,2018)>T(2014,2014)>T(2016,2016),這表明在加入當(dāng)期物流績(jī)效的提升上,2018年組別要大于2014年組別,而2014年組別又大于2016年組別,這充分反映出組別處理效應(yīng)存在異質(zhì)性,也反映出采用分組別的必要性。

從圖2還可以看出,對(duì)2014年及2015、2016年加入“一帶一路”倡議的國(guó)家而言,似乎展現(xiàn)出動(dòng)態(tài)效應(yīng):在2014年組別,相比不加入倡議,這些加入國(guó)平均物流績(jī)效指數(shù)高了0.280;在2016年這些加入國(guó)的平均物流績(jī)效指數(shù)高了0.347;在2018年則高了0.418。對(duì)2016年組別的國(guó)家也展現(xiàn)出類似的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。這也與前面采用雙向固定效果模型顯示的存在動(dòng)態(tài)效應(yīng)的結(jié)論相一致。

表4顯示了加總處理效果的結(jié)果。不同國(guó)家對(duì)加入倡議可能存在不同的行為動(dòng)機(jī):有些國(guó)家本身是內(nèi)陸國(guó),加入“一帶一路”倡議可獲得更好的對(duì)外聯(lián)通及貿(mào)易的機(jī)會(huì),因此非常積極地率先加入;有些國(guó)家本身交通等基礎(chǔ)建設(shè)比較落后,對(duì)中國(guó)通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)來發(fā)展貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)的模式比較認(rèn)同,也會(huì)較積極地加入;有些國(guó)家則對(duì)加入“一帶一路”倡議是否真正有利于本國(guó)存在一定的疑慮,因此在觀望,看看其他國(guó)家是否因加入而獲益,這些國(guó)家相對(duì)要遲一點(diǎn)加入;可能還有一些國(guó)家自身地理位置比較優(yōu)越或規(guī)模較大而相對(duì)重要,為了得到更優(yōu)厚的加入條件可能相對(duì)更晚加入。因此,不同年份加入的各組別可能存在明顯異質(zhì)性,存在較強(qiáng)的選擇效應(yīng)。同時(shí),物流基礎(chǔ)設(shè)施改善反映到物流績(jī)效指數(shù)的提高可能有一個(gè)過程,換言之即處理效應(yīng)是動(dòng)態(tài)的,加入時(shí)間越長(zhǎng)則處理效應(yīng)可能越明顯。另外,不同國(guó)家有不同經(jīng)濟(jì)周期或特殊情況,某些年份經(jīng)濟(jì)比較困難或面臨選舉,希望經(jīng)濟(jì)上有亮眼表現(xiàn)或外交上有較好成績(jī),這些都會(huì)影響其在特定年份加入倡議及相應(yīng)處理效應(yīng)的大小。從時(shí)間選擇上看,2014年組別的平均處理效應(yīng)為0.348,說明率先加入組別其處理效應(yīng)較大,暗示其率先加入起帶頭作用的策略是比較成功的,而2018年組別的平均處理效應(yīng)為0.426,說明等待策略也比較成功。從動(dòng)態(tài)角度看,加入倡議對(duì)提升物流績(jī)效指數(shù)有比較明顯的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。

以上結(jié)論都基于無條件平行趨勢(shì)假設(shè)成立。如果該假設(shè)成立,那么處理前時(shí)期的平均處理效應(yīng)應(yīng)等于0。對(duì)于2014年和2016年組別,該假設(shè)在處理前時(shí)期沒有被拒絕。但對(duì)于2018年組別,該假設(shè)在2014年和2016年被拒絕了?；诩删氐膶?duì)所有組別的處理前平行趨勢(shì)檢驗(yàn)也給出了拒絕的結(jié)論(P值為0.002)。

3.2 條件平行趨勢(shì)假設(shè)下的DID估計(jì)結(jié)果

圖3 條件平行趨勢(shì)假設(shè)下的“一帶一路”倡議對(duì)物流績(jī)效的組別處理效應(yīng)

由于無條件平行趨勢(shì)假設(shè)沒有全部成立,需要進(jìn)一步討論是否滿足條件平行趨勢(shì)假設(shè),即可以假設(shè)具有類似特征的國(guó)家在沒有加入“一帶一路”倡議時(shí)遵循相同的趨勢(shì)。描述國(guó)家特征的協(xié)變量包含了前面討論過的可能影響潛在加入國(guó)加入概率的變量。

與前面無條件平行趨勢(shì)假設(shè)一樣,如果滿足條件平行趨勢(shì)假設(shè),則處理前時(shí)期的平均處理效應(yīng)應(yīng)等于0。對(duì)于2014年和2016年組別,平行趨勢(shì)假設(shè)在所有處理前時(shí)期沒有被拒絕。對(duì)于2018年組別,在2014年接近于被拒絕,在其他年份沒有被拒絕?；诩删氐奶幚砬捌叫汹厔?shì)檢驗(yàn)則從總體上沒有拒絕平行趨勢(shì)假設(shè)的結(jié)論(P值為0.108)。條件平行趨勢(shì)假設(shè)下對(duì)組別的加總處理效應(yīng)見表5。從表5可以看出,簡(jiǎn)單平均(加權(quán)僅按群體規(guī)模)表明加入倡議使其物流績(jī)效指數(shù)增加了0.375,與使用雙向固定效果模型得到的結(jié)果0.369(表2)比較接近,其余結(jié)論與無條件平行趨勢(shì)假設(shè)下的DID估計(jì)結(jié)果較為類似,不贅述?？傮w而言,條件平行趨勢(shì)假設(shè)滿足時(shí),估計(jì)結(jié)果再次表明加入“一帶一路”倡議確實(shí)提升了加入國(guó)的物流績(jī)效。

表5 條件平行趨勢(shì)假設(shè)下對(duì)組別的加總處理效應(yīng)

3.3 對(duì)物流績(jī)效指數(shù)各子項(xiàng)目的估計(jì)結(jié)果

物流績(jī)效指數(shù)還包括6個(gè)子項(xiàng)目:海關(guān)效率、物流基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量、國(guó)際貨運(yùn)便利性、物流服務(wù)能力和競(jìng)爭(zhēng)力、跟蹤和追蹤能力及準(zhǔn)時(shí)性。加入“一帶一路”倡議對(duì)加入國(guó)物流績(jī)效的整體提升有正向影響,整體提升效果必然來自部分,那么加入倡議是否對(duì)各子項(xiàng)目也有類似效果及具體對(duì)哪些子項(xiàng)目有比較大的效果,本研究對(duì)6個(gè)子項(xiàng)目指數(shù)進(jìn)行了同樣的組別處理效應(yīng)及加總處理效應(yīng)估計(jì),條件平行趨勢(shì)下各子項(xiàng)物流績(jī)效指數(shù)的加總效應(yīng)見表6。由表6可知,在海關(guān)效率、物流基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量、國(guó)際貨運(yùn)便利性及準(zhǔn)時(shí)性等4個(gè)子項(xiàng)上不能拒絕條件平行趨勢(shì)的假定,而且各種加總處理效應(yīng)都是統(tǒng)計(jì)顯著的。由于“一帶一路”倡議的原則是共商共建共享,以“設(shè)施聯(lián)通”為抓手,注重“政策溝通”,所以“一帶一路”沿線國(guó)在加入倡議后,可能獲得了中國(guó)在該國(guó)的物流基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項(xiàng)目或多國(guó)共建項(xiàng)目,并且進(jìn)行了有效的政策溝通,具體表現(xiàn)為通過在海關(guān)效率、國(guó)際貨運(yùn)便利性等方面進(jìn)行各種貿(mào)易便利化政策措施的相互配合,提高了在準(zhǔn)時(shí)性等子項(xiàng)目上的表現(xiàn)水平。

表6 條件平行趨勢(shì)假設(shè)下各子項(xiàng)物流績(jī)效指數(shù)的加總處理效應(yīng)

4 結(jié) 語

已有實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)了“一帶一路”倡議在貿(mào)易、投資等方面的正面政策效應(yīng),也有研究通過運(yùn)輸時(shí)間來測(cè)度倡議在貿(mào)易成本上的正面效應(yīng),但以往這些研究大都未考慮倡議加入國(guó)之間的異質(zhì)性特征,可能存在估計(jì)偏誤。本研究利用世界銀行的物流績(jī)效指數(shù)數(shù)據(jù),在多組多期DID估計(jì)框架下利用Callaway等發(fā)展的新方法來估計(jì)倡議的政策效應(yīng),得到了更為準(zhǔn)確的實(shí)證結(jié)論:加入倡議確實(shí)有助于倡議加入國(guó)物流績(jī)效的提升,且其提升效果存在明顯差異;進(jìn)一步將整體物流績(jī)效指數(shù)分解為6個(gè)子項(xiàng)目,在各子項(xiàng)目上加入倡議也產(chǎn)生了較強(qiáng)的正面效應(yīng)。因此,本研究充分反映出“一帶一路”倡議聚焦于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)思路是正確的,而且是有實(shí)效的,“一帶一路”建設(shè)在“設(shè)施聯(lián)通”上開始進(jìn)入收獲期。

本研究還蘊(yùn)含有較強(qiáng)的政策意義。由于倡議在物流績(jī)效的效應(yīng)上展現(xiàn)出較強(qiáng)的處理時(shí)間選擇性,顯示出先后期加入倡議的國(guó)家可能存在差異化的行為動(dòng)機(jī):先期加入的國(guó)家顯然希望盡快獲益,而后期加入的國(guó)家可能希望看到先期加入國(guó)已經(jīng)獲益或本身已經(jīng)獲益才會(huì)從觀望變成加入。因此,對(duì)較早加入倡議的國(guó)家,要盡快讓其真正有“早期收獲”,成為“一帶一路”的樣板,增強(qiáng)“一帶一路”的影響力和吸引力。而對(duì)后期的潛在加入國(guó),也需要根據(jù)其加入動(dòng)機(jī)進(jìn)行靈活的合作,以期共同獲利。同時(shí),由于倡議對(duì)物流績(jī)效提升展現(xiàn)出較強(qiáng)的動(dòng)態(tài)效應(yīng),這就需要在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)上進(jìn)行持續(xù)的投入以充分發(fā)揮其動(dòng)態(tài)效應(yīng),由此引致的龐大資金投入需要在“資金融通”上進(jìn)行開源創(chuàng)新及在精準(zhǔn)遴選的國(guó)家重點(diǎn)項(xiàng)目上追求節(jié)流效率。另外,本研究還顯示,倡議對(duì)物流績(jī)效的各子項(xiàng)目上的促進(jìn)效果是不同的,在海關(guān)效率和跟蹤追蹤能力等子項(xiàng)目上還有更大的進(jìn)步空間,因此在這些方面需要做更大的努力。