中歐班列開通對城市綠色全要素生產率影響研究

徐元國 劉 歆

（浙江工商大學經濟學院，杭州 310018）

黨的十九大報告指出，“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段”。傳統的以高耗能和高污染為代價的經濟發展模式不僅難以為繼，還造成了嚴峻的環境污染問題。因此，如何兼顧經濟發展與環境保護，探索提高城市綠色全要素生產率的新引擎，從而實現經濟高質量發展顯得尤為迫切。在此背景下，習近平總書記于2013年提出“一帶一路”倡議，為我國經濟綠色低碳轉型提供重要契機。中歐班列作為“一帶一路”倡議的標志性成果，已成為歐亞大陸之間的陸路貿易新通道和跨國貨運合作新機制［1］，有效推動了區域經濟增長［2］。由此不禁思考，中歐班列開通能否提升城市綠色全要素生產率？若能夠提升，其背后的作用機理和異質性表現又如何？為厘清上述問題，本文將研究中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的影響及其內在機理，對于我國推進中歐班列發展、加快構建新發展格局和實現經濟可持續發展具有重要意義。

1 文獻綜述

現有文獻主要集中于中歐班列開通的政策效應研究。在經濟效應方面，中歐班列開通不僅能夠推動產業結構升級［3］、促進區域創新［4］、吸引外商投資［5］以及縮小經濟發展差距［6］，還能推動進出口增長［1］，特別是提升企業出口產品質量［7］和出口國內附加值率［8］；在環境效應方面，中歐班列開通能夠抑制沿線城市碳排放［9］、改善環境績效［10］，從而促進社會低碳發展，但也有學者指出，中歐班列開通加劇了中國城市環境污染問題［11］。綜上，學術界對于中歐班列開通的經濟效應和環境效應做了諸多有益探索，但鮮有文獻基于城市綠色全要素生產率的角度研究中歐班列開通的政策效應。鑒于此，本文從城市綠色全要素生產率的視角出發，考察中歐班列開通的政策效應，進一步豐富了中歐班列開通的政策效果評估研究；分析中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的作用機理，研究發現中歐班列開通有利于綠色技術創新、產業結構優化和外商直接投資，從而提升城市綠色全要素生產率，這既拓展了現有研究，又為我國探索高質量發展新引擎提供了有益參考；將中歐班列開通視為準自然實驗，利用多期雙重差分法進行實證分析，并進行了平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、異質性處理效應分析、內生性問題處理等穩健性檢驗，同時考察了區域和資源稟賦等異質性方面的影響，為既有研究提供了穩健可靠的經驗證據。

2 理論分析與研究假說

2.1 中歐班列開通與城市綠色全要素生產率

相較于傳統全要素生產率，綠色全要素生產率不僅表現為經濟持續穩定增長，還體現為環境質量持續改善［12］，因此本文將從經濟增長和環境保護兩個方面論述中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的直接影響。在城市經濟增長方面：（1）中歐班列開通能夠改善交通基礎設施建設，實現從出口國工廠到進口國倉庫的一站式運輸，降低貿易成本，提高貿易便利性［13］，促進出口貿易發展；（2）根據新經濟地理學的“中心-外圍”理論，中歐班列開通有利于創新要素向沿線城市集聚，且便利的交通設施使得沿線城市運輸成本更低［4］，形成比較優勢，進一步吸引創新要素集聚，從而通過沿線城市的輻射效應，帶動周邊地區創新發展，促進經濟增長；（3）隨著中歐班列開通，國外的高貿易標準提升了中國出口產品質量和出口國內附加值率［7，8］，有利于實現同發達國家先進領域的“梯度合作”，從而推動經濟內外循環［6］。在城市環境保護方面：（1）中歐班列開通能夠減少投資信息不對稱，有利于制造業、服務業企業集聚，從而提升企業能源使用效率［9］，降低城市碳排放量；（2）中歐班列開通所創造的貿易網絡和交通基礎設施能夠加快地區間的人員、貨物和信息流動，促進知識的創造和傳播［10］，為清潔的生產方式和環保的生態體系提供了支持和推動；（3）與傳統的航空運輸和海運相比，中歐班列的運輸方式更環保、所需能耗更低，并促進了物流網絡的優化和整合，有利于避免貨物運輸中的時間浪費、能源消耗和環境損耗，促進對環境的改善作用。綜上，本文提出假說1：

假說1：中歐班列開通能夠提升城市綠色全要素生產率。

2.2 中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的作用機制

2.2.1 綠色技術創新

中歐班列開通能夠促進城市綠色技術創新。（1）中歐班列開通有效降低了運輸成本，并激發了沿線城市主體創新創業的活躍度［14］，給外界傳遞出積極推動綠色創新發展的利好信息，有利于創新要素集聚，進而發揮高端要素的“蓄水池”效應，提高城市整體綠色技術創新水平；（2）隨著中歐班列逐漸開通，中歐班列的“政策紅利”和“市場紅利”將逐漸顯現。各城市為抓住機遇，提供了集裝箱補貼額、劃撥土地、所得稅退稅等補貼政策［15］，為創新主體的綠色技術創新活動提供資金支撐；（3）中歐班列開通加強了我國與歐洲城市間的交流與合作，為雙方共同開展綠色技術創新提供了機會；通過中歐班列，沿線城市可以更便捷地進出口環境友好型產品和可再生能源，推動城市綠色技術創新發展。綠色技術創新能夠通過推動綠色消費、減少污染物排放、降低能源消耗等方式促進綠色全要素生產率提高。據此，本文提出假說2：

假說2：中歐班列開通能夠通過促進綠色技術創新提升城市綠色全要素生產率。

2.2.2 產業結構優化

中歐班列開通能夠促進城市產業結構優化。（1）中歐班列開通后，得到了各金融機構的積極響應，不僅滿足了沿線城市的金融需求，解決了融資難題，還提高了金融服務效率，為產業結構升級提供了金融支持［3］；（2）中歐班列搭建了陸上貿易通道，克服了內陸參與度低、運輸周期長等限制，進一步擴大了貿易規模。由新貿易理論可知，國際貿易規模擴大會使具有出口比較優勢的產業加速物質資本積累，為產業轉型升級提供動力［16］；（3）由新經濟地理學可知，中歐班列開通后，有利于勞動力要素流入與聚集、資本要素合理配置及優化、技術要素互動與融合，最終在基本生產要素和核心要素驅動下推動城市產業結構優化［17］。產業結構優化能夠釋放“產業結構紅利”，促使資源配置持續優化、生產效率不斷提高，進而推動城市綠色全要素生產率提升［18］。據此，本文提出假說3：

假說3：中歐班列開通能夠通過促進產業結構優化提升城市綠色全要素生產率。

2.2.3 外商直接投資

中歐班列開通能夠促進城市外商直接投資。（1）中歐班列開通為國外企業進入國內市場增加了通道，減少了投資貿易壁壘，能夠增強境外資本對沿線城市的投資信心；通過在貿易過程中傳播中國國家形象，增加文化認同度，為城市擴大對外開放提供契機，進一步吸引外商投資［19］；（2）中歐班列作為政治、經濟、文化交流平臺，具有巨大的市場潛力和良好的營商環境，有利于外資企業降低運輸成本、經營成本及投資風險，并增加預期收益，吸引更多外資流入［14］；（3）中歐班列開通對沿線城市的基礎設施建設提出了更高要求，如建設通商口岸、改善交通網絡等。基礎設施是吸引外資的重要基礎條件，基礎設施建設越完善，吸引外商投資能力也越強。外商直接投資能夠帶來先進的生產技術，提高清潔技術普及率及能源使用效率，改進治污水平，降低污染物排放，促進城市綠色全要素生產率提升。據此，本文提出假說4：

假說4：中歐班列開通能夠通過促進外商直接投資提升城市綠色全要素生產率。

3 研究設計

3.1 模型構建

3.1.1 基準模型

為研究中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的影響，本文借鑒袁航和夏杰長［6］的研究，將中歐班列開通視為準自然實驗，將開通中歐班列的59 個城市①視為處理組，將未開通中歐班列的城市視為對照組，構建基于雙向固定效應的多期雙重差分模型：

其中，GTFPct表示城市綠色全要素生產率，CREct為城市是否開通中歐班列的虛擬變量，Xct為一系列控制變量，c和t分別表示城市和時間，μc和υt為對應的固定效應，εct為隨機擾動項。

3.1.2 機制模型

為研究中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的作用機制，本文借鑒江艇［20］的做法，驗證核心解釋變量對中介變量的影響。具體機制模型如下：

其中，Mct為中介變量，其余指標與前文含義相同。

3.2 變量定義及說明

3.2.1 被解釋變量

城市綠色全要素生產率（GTFP）。考慮非期望產出的超效率SBM 模型是測算綠色全要素生產率的常見方法［21］，因此本文借鑒王亞飛和陶文清［21］的研究，采用GML 指數測度城市綠色全要素生產率。具體細節如下：（1）投入指標包括勞動（用城市從業人員人數來衡量）、資本（用城市資本存量來衡量，具體借鑒張軍等［22］的做法，采取永續盤存法測算所得）和能源消耗（用城市全年用電量來衡量）；（2）產出指標包括期望產出和非期望產出。其中，期望產出用城市GDP 來表示，并以2006年為基期進行平減；非期望產出包括城市SO2排放量、煙塵排放量和工業廢水排放量。

3.2.2 核心解釋變量

中歐班列開通（CRE）。若城市在樣本期內開通中歐班列，且觀測時間在開通年份當年及之后，則把CRE賦值為1，否則為0。此外，鑒于部分城市在不同年份相繼開通中歐班列，借鑒袁航和夏杰長［6］的做法，均以城市首次開通中歐班列時間為政策實施時間。

3.2.3 控制變量

參考相關文獻，選取如下控制變量：（1）財政支出強度（GE），用城市財政科教支出占GDP的比重來表示；（2）交通基礎設施水平（lnTI），用城市高速公路里程數的對數值來表示；（3）環境污染程度（lnEL），用城市工業廢水排放量的對數值來表示；（4）經濟發展水平（lnPGDP），用城市人均GDP 的對數值來表示；（5）金融發展水平（FIN），用城市金融機構貸款余額與GDP 的比值來表示；（6）人口規模（lnPEO），用城市常住人口的對數值來表示；（7）貿易開放水平（TO），用城市進出口總額與GDP 的比值來表示。

3.2.4 中介變量

綠色技術創新（GINN），借鑒宋德勇等［23］的研究，用城市每萬人綠色專利申請數來表示。

產業結構優化（IS），借鑒李佳等［3］的研究，用城市第三產業增加值／（第一產業＋第二產業增加值）來表示。

外商直接投資（lnFDI），借鑒劉興華和易揚［5］的研究，用城市實際利用外資額的對數值來表示。

3.3 數據來源及描述性統計

鑒于2007年前的數據較為陳舊，且2020年后的數據獲取較為困難，因此本文選取2007～2020年中國284 個地級及以上城市的面板數據。數據主要來自于《中國城市統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》 和CNRDS 數據庫。表1 為各變量的描述性統計。

4 實證結果分析

4.1 基準回歸結果

表2 為中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的基準回歸結果。從中可知，在控制城市固定效應和時間固定效應的基礎上，無論是否加入控制變量，核心解釋變量中歐班列開通（CRE）的回歸系數均顯著為正。以列（2）結果為例，表明中歐班列開通能夠提升城市綠色全要素生產率。具體而言，相較于未開通中歐班列的城市，中歐班列沿線城市的綠色全要素生產率提升1.58%。綜上，本文的假說1 得以驗證。

4.2 穩健性檢驗

4.2.1 平行趨勢檢驗及動態效應

鑒于雙重差分模型需要滿足平行趨勢假設，因此本文借鑒劉歆和徐元國［24］的做法，采用事件研究法來進行驗證，并把中歐班列開通前的第10期定為基期。圖1 為平行趨勢檢驗結果②。不難發注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著，括號內為聚類到城市層面的穩健標準誤，下同。現，在中歐班列開通之前，回歸系數均不顯著，表明處理組和對照組的綠色全要素生產率不存在顯著差異，平行趨勢假設成立。從動態效應來看，在中歐班列開通之后的第1年，回歸系數顯著為正，說明中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的促進作用開始顯現，但隨著時間推移，這種促進作用不穩定。

圖1 平行趨勢檢驗

4.2.2 安慰劑檢驗

為避免隨機因素對基準回歸結果產生偏誤，本文借鑒胡潔等［25］的研究，采用Stata 軟件中的Permute 命令，通過隨機抽樣1000 次構建“偽政策虛擬變量”來進行安慰劑經驗。圖2 展示了安慰劑檢驗結果。從中可知，偽回歸系數與真實回歸系數存在顯著差異，其分布服從正態分布并集中在零點附近，P 值大多大于0.1，滿足安慰劑檢驗的通過標準。

圖2 安慰劑檢驗

4.2.3 異質性處理效應分析

使用雙向固定效應模型進行政策識別，會產生異質性處理效應而對研究結果產生干擾。為解決異質性處理效應問題，本文借鑒Goodman-Bacon［26］的做法，使用Stata 軟件中的Ddtiming 命令對研究結果進一步分解。Bacon 分解結果如圖3所示，水平黑線為DID 估計值，差組別“后處理VS 先處理”的權重僅為2.1%，并且DID 的估計系數有93.7%的權重來自于“開通中歐班列”與“未開通中歐班列”的比較，再次證明研究結果是穩健的。

4.2.4 內生性問題處理

鑒于雙向因果、樣本選擇偏誤等問題可能導致內生性問題而對研究結果產生干擾，本文分別采用工具變量法和PSM-DID 法予以克服。

借鑒袁航和夏杰長［6］的做法，選取古“絲綢之路”途經地區作為工具變量③。原因在于，中歐班列開通城市的選擇依賴于“一帶一路”倡議重點地區，與古“絲綢之路”較為契合，滿足工具變量的相關性原則；另外，古“絲綢之路”距今遙遠，并不會對城市綠色全要素生產率產生直接影響，符合工具變量的外生性原則。工具變量法回歸結果如表3 列（1）所示。其中，由第一階段F 值、K-P LM 統計量和K-P Wald F 統計量可知，本文選取的工具變量是有效的。中歐班列開通（CRE）的系數依然顯著為正，進一步強化了本文的研究結果。

表3 穩健性檢驗回歸結果

借鑒劉歆和徐元國［24］的做法，采用PSM-DID來進行檢驗。表3 列（2）、（3）分別為核匹配和K 近鄰匹配（K＝4）的回歸結果，不難看出，無論采取哪種方法，中歐班列開通（CRE）的系數依然顯著為正，這無疑強化了本文的研究結果。

4.2.5 剔除直轄市樣本

鑒于4 個直轄市具有特殊的政治和經濟地位，會對基準回歸結果產生干擾，因此本文剔除直轄市樣本重新進行回歸。回歸結果如表3 列（4）所示，中歐班列開通（CRE）的系數依然顯著為正，表明前文的實證結果依舊穩健。

4.2.6 排除其他政策干擾

在中歐班列開通過程中，“一帶一路”倡議、智慧城市建設、低碳城市試點政策和“寬帶中國”政策等均會影響城市綠色全要素生產率，且都在本文的研究區間內，因此為排除這些政策的干擾，本文在基準模型中加入這4 種政策的虛擬變量，重新進行回歸。回歸結果如表3 列（5）所示，中歐班列開通（CRE）的系數依然顯著為正，再次增強本文研究結果的可信度。

4.3 機制檢驗

表4 報告了中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的機制檢驗回歸結果。其中，列（1）為綠色技術創新這一機制的回歸結果，結果顯示，中歐班列開通（CRE）的回歸系數顯著為正，表明中歐班列開通能夠促進綠色技術創新。中歐班列開通激發了城市創新創業活躍度，沿線城市通過提供財稅補貼政策、與歐洲城市開展交流與合作等方式推動城市綠色技術創新發展，從而進一步釋放綠色消費潛能、降低能源消耗、減少污染物排放等，促使城市綠色全要素生產率提高。因此，假說2 得以驗證。列（2）為產業結構優化這一機制的回歸結果，結果顯示，中歐班列開通（CRE）的回歸系數顯著為正，表明中歐班列開通能夠促進產業結構優化。中歐班列開通通過提供金融支持、擴大貿易規模、驅動要素集聚及優化等方式推動城市產業結構優化，從而進一步釋放“產業結構紅利”，促使資源配置不斷優化、綠色發展程度持續提升等，最終促進城市綠色全要素生產率增加。因此，假說3 得以驗證。列（3）為外商直接投資這一機制的回歸結果，結果顯示，中歐班列開通（CRE）的回歸系數顯著為正，表明中歐班列開通能夠促進外商直接投資。中歐班列開通通過降低投資貿易壁壘、擴大對外開放程度、加強基礎設施建設等途徑吸引外商直接投資，從而帶來先進的生產技術，提高能源使用效率，改進治污水平，降低污染物排放，促進城市綠色全要素生產率提升。因此，假說4 得以驗證。

表4 機制檢驗回歸結果

4.4 異質性分析

4.4.1 區域異質性分析

鑒于我國幅員遼闊，不同區域經濟發展水平、地理環境、開放程度和政策扶持等方面存在較大差距，因此本文根據城市是否沿海將樣本劃分為沿海城市和內陸城市。由表5 列（1）、（2）可知，中歐班列開通能夠提升內陸城市綠色全要素生產率，而對沿海城市無顯著影響。可能的原因是，中歐班列開通為內陸城市搭建起新的貿易通道，足以彌補其地理位置的不利因素，并給其帶來了更廣闊的國際合作和貿易機會，有利于促進要素流動與技術轉移，提升綠色全要素生產率；而沿海城市通常具有便捷的海港和航運條件，且在經濟和貿易方面已較為成熟，因而中歐班列開通對其綠色全要素生產率的促進作用有限。

表5 異質性分析回歸結果

4.4.2 資源稟賦異質性分析

中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的影響會因城市資源稟賦差異而不同嗎？本文將樣本劃分為資源型城市和非資源型城市④。由表5 列（3）、（4）可知，中歐班列開通對資源型城市綠色全要素生產率的促進作用大于非資源型城市。可能的原因是，資源型城市通常以自然資源開采和加工為主要經濟支柱，中歐班列開通使得資源進出口更加高效便利，有利于其提高資源利用效率，并吸引外資、引進先進技術和管理經驗，走出“資源詛咒”困境，提高綠色全要素生產率；而非資源型城市的經濟結構通常以制造業、服務業或創新型產業為主，對資源依賴度較低，因此中歐班列開通對其經濟結構和生產方式的改變可能相對有限，導致中歐班列開通對其綠色全要素生產率的促進作用小于資源型城市。

5 結論與啟示

本文將中歐班列開通視為準自然實驗，基于2007～2020年中國284 個地級及以上城市的面板數據，運用多期雙重差分模型研究了中歐班列開通對城市綠色全要素生產率的影響及其作用機制。研究結論如下：（1）中歐班列開通能夠提升城市綠色全要素生產率，在經過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、異質性處理效應分析、內生性問題處理等穩健性檢驗后，該結論仍然成立；（2）中歐班列開通有利于綠色技術創新、產業結構優化和外商直接投資，從而提升城市綠色全要素生產率；（3）中歐班列開通對于內陸城市和資源型城市綠色全要素生產率的促進作用更顯著。

本文根據以上研究結論，提出如下啟示。

（1）繼續深化“一帶一路”建設，擴大中歐班列開通范圍。加強中歐班列對“一帶一路”倡議的對接，強化國際運輸通道，實現中國與歐洲國家國際貿易互聯互通；優化中歐班列運行路線，根據實際情況增加各城市的運行班次，簡化清關手續，降低通關運行成本。

（2）在中歐班列開通過程中，注重綠色技術、產業結構和外資的關鍵作用。在促進企業出口的同時，可以引進國外高技術附加值產品，同時提供研發資金和稅收優惠等政策支持，促進創新要素國內國外雙向流動，推動綠色技術轉化及應用；鼓勵傳統產業向綠色產業轉型升級，減少企業對政府干預的依賴，同時提供良好的中歐班列運行環境和配套基礎設施，促進綠色產業鏈的形成和發展；提供投資便利化和優惠政策，降低外資準入門檻。建立中歐班列外商投資服務平臺，為外商提供一站式服務，打造出國際品牌。

（3）在中歐班列開通過程中，注重區域和資源稟賦等異質性因素，不搞“一刀切”。加強內陸城市和沿海城市之間的物流和交通網絡建設，根據各城市實際成本、地理位置等因素，為不同貨物選擇合適的運輸方式；加強資源型城市和非資源型城市之間的資源整合、人才培養及技術交流，實現優勢互補，推動綠色全要素生產率提升。

注釋：

①第一批（2011年）：重慶市；第二批（2012年）：武漢市；第三批（2013年）：成都市、鄭州市、蘇州市；第四批（2014年）：東莞市、合肥市、寧波市、營口市、長沙市、金華市；第五批（2015年）：哈爾濱市、烏魯木齊市、大連市、貴陽市、昆明市、廈門市、蘭州市、長春市、沈陽市、連云港市；第六批（2016年）：南京市、西安市、廣州市、西寧市、天津市；第七批（2017年）：盤錦市、深圳市、日照市、大慶市、青島市、臨汾市、濟南市、贛州市、淄博市、威海市、呼倫貝爾市、銀川市、宜昌市、南寧市；第八批（2018年）：欽州市、上饒市、臨沂市、崇左市、襄陽市、南昌市、唐山市、巴彥卓爾市、鷹潭市、石家莊市、懷化市、濟寧市、撫州市、呼和浩特市、景德鎮市、十堰市、吉安市；第九批（2019年）：徐州市、蚌埠市。

②鑒于中歐班列開通前11年和后6年數據過少，本文將前11年的數據匯總到第-11 期，將后6年的數據匯總到第6 期。

③古“絲綢之路”途經地區：陜西省、甘肅省、寧夏回族自治區、青海省、新疆維吾爾自治區。

④根據《全國資源型城市可持續發展規劃（2013～2020年）》 進行劃分。