“一帶一路”倡議促進海洋產業結構轉型升級評估

楊燦　王雪峰　廖澤芳

關鍵詞：一帶一路;海洋產業結構;對外直接投資;雙重差分模型

中圖分類號：F061.5;P74 文獻標志碼：A 文章編號：1005-9857（2023）04-0061-09

1 研究背景

受世界經濟下行壓力影響，我國經濟出現下滑趨勢，海洋經濟增長亦不可避免地受到波及。近年來，海洋資源的進一步開發和利用不僅促進海洋經濟快速增長，也產生海洋經濟增長動能和可持續性不足、海洋產業結構同構化程度嚴重以及海洋產業附加值低等問題。根據《2021年中國海洋經濟統計公報》，2021年海洋經濟生產總值為90385億元，比2020年增長8.3%，海洋第一、二、三產業增加值分別占海洋生產總值的5.0%、33.4% 和61.6%;與2020年相比，第一、二產業比重有所增加，而第三產業則有所下降。因此，推動產業結構轉型升級，不僅是提高海洋經濟增長質量的戰略需求，更是解決“保增長、促減排”問題的重要舉措[1]?！耙粠б宦贰背h以深化與沿線國家的貿易往來、進一步強化“引進來與走出去”相結合的發展戰略，促進中國經濟持續穩定增長[2]。

自“一帶一路”倡議提出以來，學術界針對“一帶一路”倡議對產業結構的影響進行深入研究，但聚焦于海洋產業結構的研究仍較為有限。由于分析方式和數據來源存在差異性，“一帶一路”倡議對產業結構的影響存在爭議。有學者基于雙重差分法研究“一帶一路”倡議對城市產業結構升級的影響，研究結果表明“一帶一路”倡議提高城市產業結構高度化水平，但是對于城市產業合理化的影響則較小[3]。有學者從理論與實證視角研究“一帶一路”倡議對中國產業轉型升級的影響，結果發現“一帶一路”倡議雖然提高中國城市產業結構合理化水平，但對中國整體產業結構轉型升級的驅動效應并不明顯[4]。此外，針對海洋產業結構轉型升級的相關研究也較為豐富，學者們基于環境規制、海洋科技創新以及金融發展等視角進行理論與實證分析。例如：基于動態GMM 和門檻回歸模型，研究海洋環境規制對海洋產業結構轉型升級的影響，得出不同海洋環境規制工具對海洋產業結構升級的影響具有差異性，其中命令-控制型海洋環境規制對海洋產業結構升級產生先抑制后促進的“U”型非線性影響，而市場激勵型的促進作用并不顯著[5];利用自回歸分布滯后（ARDL）和誤差修正模型（ECM）研究海洋科技創新與海洋產業結構轉型升級的關系，發現當前海洋科技創新對海洋產業結構轉型升級的影響較小[6];從理論與實證角度分析海洋科教、風險投資與海洋產業結構升級三者之間的內在聯系，結果表明海洋科技進步對海洋產業結構升級具有顯著的促進作用[7]。這些理論與實證分析為研究“一帶一路”倡議對海洋產業結構轉型升級的影響提供思路。

“一帶一路”倡議共建時期，正是我國海洋經濟從高速增長向高質量增長轉變的關鍵時期，而海洋產業結構轉型升級在其中的作用尤為關鍵。因此，研究“一帶一路”倡議對海洋產業結構的影響具有重要的現實意義。目前關于“一帶一路”倡議影響產業結構轉型升級的研究較為豐富，但少有研究分析“一帶一路”倡議對海洋產業結構轉型升級的影響。鑒于此，本研究基于沿海11 地區2007—2019年的面板數據，通過雙重差分法（DID）探究“一帶一路”倡議的提出對沿海地區海洋產業結構轉型升級的政策效果，進一步明確“一帶一路”倡議促進海洋產業結構轉型升級及其影響機制。因此，本研究的邊際貢獻為：①探討“一帶一路”倡議的經濟效應時，由對外轉為對內，聚焦于海洋產業結構轉型升級;②構建“一帶一路”倡議影響海洋產業結構轉型升級的理論機制，并對其進行計量分析與檢驗，豐富相關領域的研究內容。

2 模型設計與數據說明

2.1 模型設計

借鑒相關學者對政策沖擊時間的選擇方法，將《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》（以下簡稱為《共建愿景》）的發布時間即2015 年作為時間節點[2]。本研究基于沿海11地區2007—2019年樣本數據，采用雙重差分模型（DID）實證檢驗“一帶一路”倡議對海洋產業結構轉型升級的影響。把《共建愿景》中涉及的上海、廣東、福建、浙江和海南作為實驗組，其他地區作為對照組。在其他因素不變的情況下，雙重差分方法能很好檢驗實驗組（試點區）和對照組（非試點區）在“一帶一路”倡議啟動以后的政策評估效果。相應的雙向固定效應雙重差分基準計量模型為：

式中：IND_it為海洋產業結構升級水平，為被解釋變量;Treatment_i為是否為《共建愿景》涉及的地區，當i 是實驗組地區時取1，否則取0;Yearit 為《共建愿景》頒布的時間，當i 為上海、廣東、福建、浙江和海南且t≥2015時取1，否則取0;Treatmenti×Year_it為虛擬變量，為核心解釋變量，該變量的系數α₁衡量“一帶一路”倡議的實施效果，當α₁顯著為正時，說明“一帶一路”倡議能促進海洋產業結構轉型升級;Controlit表示因變量隨時間、地區變化的控制變量，包括各地海洋經濟發展水平、人口年齡結構、儲蓄水平、對外經濟開放度、地方競爭水平以及海洋科技創新水平;η_t為時間固定效應，準確反映時間特征;μ_it為個體固定效應，準確反映個體特征;ε_it為隨機誤差項。

由于面板數據可能面臨異方差和序列相關等問題，采取對數處理。

2.2 數據說明

被解釋變量：海洋產業結構轉型升級水平（IND）。產業結構轉型升級主要指產業結構系統由低級形式向高級形式轉變。借鑒部分學者[8]的指標構建方法，用各地區海洋第三產業增加值/各地區海洋第二產業增加值表示，該值能很好地體現各地區海洋產業結構是否存在轉型升級的發展趨勢。當該值增大時表明海洋第三產業增加值上升，能夠體現三次產業“服務化”的發展趨勢。以我國沿海11地區2007—2019 年相關海洋產業結構數據為例，計算海洋產業結構轉型升級系數。2013年前海洋產業結構轉型升級系數增長緩慢，隨著海洋經濟開始從高速增長逐漸轉向高質量增長，尤其是自“一帶一路”倡議實施以來，海洋產業結構升級系數開始增加。這表明海洋產業逐漸由低附加值不斷向高附加值發展，但是其最大值不超過1.73，意味著沿海地區海洋產業結構整體仍處于較低水平。促進海洋產業結構向高質量發展仍是未來努力的方向（圖1）。

控制變量：①地區經濟發展水平（G）。以沿海各地區經濟生產總值的增長率表示，該值可以很好地表示經濟增長與產業結構變遷之間的聯系[9]。②儲蓄水平（SAS）。經濟理論認為儲蓄水平是資本積累的源泉，儲蓄水平的高低對經濟產生較大影響。本研究中儲蓄水平=1-最終消費率，最終消費率=各地區消費（居民消費+政府消費）/各地區生產總值。③區域貿易依存度（MAOYI）。沿海地區經濟開放度是吸引高端要素的重要因素，對海洋產業結構也產生一定影響，以“實際利用外資額/各地區生產總值”衡量。④ 海洋科技創新水平（TECH）。研究認為海洋科技創新對海洋產業結構合理化和高級化具有顯著的促進作用[10]，以“海洋科技創新投入/各地區海洋生產總值”衡量。⑤財政分權（COM）。財政分權可以通過提高市場化水平進而促進產業結構轉型升級[11]，以“各地區預算內財政收入/各地區預算內財政支出”衡量。

數據來源：海洋產業結構轉型升級指數源于《中國海洋統計年鑒》和國家海洋局，儲蓄水平和區域經濟開放度源于《中國宏觀經濟數據庫》，由EPSDATA 整理得到;海洋科技創新數據取自《中國海洋統計年鑒》;財政分權數據取自《中國財政稅收數據庫》。相關變量的描述性統計結果見表1。

3 實證結果分析

3.1 雙向固定效應回歸

本研究利用Stata14.0軟件對“一帶一路”倡議對海洋產業結構轉型升級的實際效果進行檢驗，回歸結果見表2。為減少遺漏變量的可能性，本研究通過依次添加控制變量的方式對其進行分析。由表2可知，核心解釋變量DID 的系數符號均在1%的水平上顯著，并且隨著控制變量的增多，DID 系數的符號并未產生差異，控制變量的符號也未產生差異。因此，可以認為本研究沒有遺漏重要變量。具體來看，核心解釋變量DID的系數為0.172，并且在1%的水平上顯著，表明“一帶一路”倡議的確對海洋產業結構轉型升級產生顯著影響。目前我國海洋發展存在動能不足、資源開發利用過度導致海洋污染加大等問題，迫切需要尋求新的海洋經濟增長點。而基于“開放、共享、互利、共贏”原則的“一帶一路”倡議則擴大了市場需求，使得區域間的生產要素和資源得到有效配置。同時，“一帶一路”倡議也加快海洋產業鏈的深度融合和產業價值鏈由中低端逐漸向高端攀升，實現區域海洋產業結構轉型升級和海洋經濟可持續發展[12]。

控制變量方面，經濟發展水平抑制海洋產業結構轉型升級，這是由于目前國內不僅處于經濟轉型的關鍵時期，又面臨著國際環境風險和貿易摩擦等眾多挑戰，導致海洋經濟增長速度放緩，給海洋產業結構轉型升級帶來負面影響。由于中國實行的財政分權制度賦予地方政府一定的財稅收入和支出權力，各地政府競相出臺政府補貼、稅收優惠等措施進行海洋產業的引進和升級，進一步導致區域間海洋產業的發展失衡，從而影響海洋產業整體的轉型升級?！耙粠б宦贰背h下海洋科技創新水平對海洋產業結構轉型升級產生正向作用，盡管該系數值較小且并不顯著（0.024），但考慮到技術創新效應具有周期長和可持續的特點，可以認為目前海洋科技創新開始在海洋產業結構轉型升級中發揮作用，未來海洋科技創新在海洋產業結構轉型和海洋經濟增長中將扮演重要角色。

3.2 平行趨勢檢驗及安慰劑檢驗

利用雙重差分法（DID）進行政策效應分析時必須滿足平行趨勢假設，如不滿足相同的發展趨勢則政策效應無效，因此需要進行平行趨勢檢驗和政策動態效應分析。結合史丹等[13]的研究，將2015年作為政策啟動的時間，2007—2014年作為政策啟動之前的時間，2016—2019年作為政策啟動之后的時間。構建平行趨勢檢驗和政策動態效應分析模型：

平行趨勢和政策動態效應檢驗的結果顯示（圖2），“一帶一路”政策實行之前的年份估計值圍繞0上下波動，在95%的置信區間內也包含0，表明政策實行以前的變量系數不顯著且非零，同時政策實行之后的年份估計值呈現逐漸上漲趨勢。由于中美貿易摩擦等外部原因，2019年有下降的趨勢。因此，整體上可以認為上述回歸通過平行趨勢和動態效應檢驗。

由于進行多重差分分析時可能存在序列相關而拒絕零假設問題，因此進行安慰劑檢驗驗證其有效性。借鑒關于安慰劑非參置換檢驗的方法設置對照組和實驗組[14]，其中實驗組選取5個地區和對應的政策啟動時間點，其他的作為控制組，所有的選擇均為隨機抽取。反復抽取至少500次，從而獲得關于實驗組與政策啟動時間交叉項的核心解釋變量即Treatmenti×Yearit的系數。當表2中的核心解釋變量系數位于非參置換檢驗區的低尾部分時，表明交互項系數與非參置換檢驗得到的系數顯著不同，則該回歸結果是可信的。本研究核心解釋變量的系數與非參置換檢驗的系數的確不同，因此結果可信（圖3）。

3.3 穩健性檢驗及區域異質性分析

3.3.1 穩健性檢驗

為檢驗上述回歸結果的穩健性，進一步進行穩健性檢驗。參考關于穩健性檢驗的研究[7，15]，將海洋產業結構升級指標替換為利用海洋產業結構變動值法構造的指標，具體公式為：

根據回歸結果，核心解釋變量的系數DID均顯著為正，各控制變量的符號和顯著性也均未發生改變，因此認為上述回歸結果是穩健的（表3）。

3.3.2 區域異質性分析

鑒于各地區的海洋經濟發展水平、海洋科技創新水平、資源稟賦以及受“一帶一路”倡議獲益程度具有差異性，為更好地檢驗“一帶一路”倡議對海洋產業結構轉型升級的影響，將沿海地區分成京津冀、長三角和珠三角三大經濟地區。其中，京津冀地區包括遼寧、河北、天津和山東;長三角地區包括上海、江蘇、浙江和福建;珠三角地區包括廣東、廣西和海南。由于京津冀地區全是對照組，DID 變量不能顯示結果，但是也在表中列出。同時，為進一步考察京津冀地區受“一帶一路”倡議的影響，將上海和江蘇也納入樣本，分成北部和南部進行回歸，具體結果見表4。

長三角地區DID的系數為0.381，并且在1%的水平上顯著為正;珠三角地區DID的系數為0.057，但是并不顯著?！耙粠б宦贰背h對長三角地區的海洋產業結構轉型升級具有促進作用，但是對珠三角地區的促進作用并不明顯，“一帶一路”倡議對地區之間海洋產業轉型升級的影響具有異質性。長三角和珠三角地區是我國海洋經濟發展水平最高的地區，根據《2021 年中國海洋經濟統計公報》，2021年長三角地區海洋經濟生產總值占全國海洋生產總值的32.1%，珠三角地區占比為39.3%。廣東是珠三角海洋經濟發展水平最高的地區，對廣東進行回歸的結果表明：核心解釋變量的系數顯著為正，這表明“一帶一路”倡議促進廣東地區的海洋產業結構轉型升級。由于《共建愿景》涉及地區中長三角地區包含3個（上海、浙江和福建），區位優勢明顯，因此長三角地區海洋產業結構轉型升級受“一帶一路”倡議的影響較大?？傮w來說，“一帶一路”倡議對地區海洋產業結構轉型升級的影響具有異質性：對長三角地區海洋產業結構轉型升級的影響顯著;而珠三角地區則存在異質性，對廣東的海洋產業結構轉型升級的促進作用明顯。

4 “一帶一路”倡議對海洋產業結構轉型升級的影響機制

“一帶一路”倡議顯著促進沿海地區海洋產業結構轉型升級，并且對不同地區的促進作用具有異質性。隨之而來的問題是，“一帶一路”倡議通過什么途徑影響海洋產業結構轉型升級？“

一帶一路”倡議主要內容包括“引進來”和“走出去”2個方面?！耙M來”主要是指通過引進外商投資，利用外商直接投資形成技術溢出和資本積累效應，進而直接或間接促進海洋產業結構轉型升級?！白叱鋈ァ眲t是國內企業積極參與國際競爭，通過不斷加大對外直接投資的規模形成逆向技術效應，促進海洋產業結構轉型升級。因此，本研究圍繞外商直接投資（FDI）和對外直接投資（OFDI）2種渠道，分析“一帶一路”倡議促進海洋產業結構轉型升級的形成機理。借鑒相關學者的研究[16]，用FDI和OFDI替換DID變量進行機制檢驗。同時，由于海洋產業結構轉型升級是動態、持續的過程，將海洋產業結構轉型升級的滯后一期也納入模型，具體公式為：

式中：IND_it表示上文中以2種方式計算的海洋產業結構升級系數（SIND 作為穩健性檢驗）;IND_it-1表示海洋產業結構轉型升級的滯后一期;CHANL_it表示渠道變量，包括2007—2019 年外商直接投資（FDI）和對外直接投資（OFDI）。

數據均進行對數化處理，數據主要來源于《中國對外經濟數據庫》，檢驗結果見表5。

以IND表示的海洋產業結構轉型升級系數的滯后一期在1% 的水平顯著為正，系數分別為0.774和0.623，表明海洋產業結構轉型升級具有可持續性和動態性，即上期的海洋產業結構轉型升級會對當期的海洋產業結構轉型升級產生正向促進作用。對外直接投資對海洋產業結構轉型升級的影響為正，系數為0.071，表明“走出去”戰略可以通過不斷加大對外直接投資的規模，通過逆向技術效應促進海洋產業結構轉型升級。外商直接投資的系數雖然并不顯著，但是其系數值為正，這可能是因為技術溢出和資本積累存在滯后效應，隨著時間的積累，外商直接投資最終會發揮作用。以SIND表示的海洋產業結構轉型升級的穩健性檢驗中，外商直接投資的促進作用也不明顯，各回歸系數的符號均未發生改變，可以認為回歸結果是穩健的。

需要說明的是，本研究只是分析影響海洋產業結構轉型升級眾多機制中的2種可能渠道，其他影響機制仍是未來研究方向。

5 結論與建議

基于我國沿海11地區2007—2019年的面板數據，本研究采用雙重差分法（DID）實證研究“一帶一路”倡議對海洋產業結構轉型升級的影響，探究可能的影響機制，得出3項結論。①雙重差分結果表明，“一帶一路”倡議顯著促進地區海洋產業結構轉型升級，其中海洋科技創新對海洋產業結構轉型升級的促進作用逐漸顯現;②區域異質性檢驗結果表明，“一帶一路”倡議對長三角地區和珠三角中的廣東地區的海洋產業結構轉型升級促進作用較強;③影響機制分析表明，對外直接投資對海洋產業轉型升級的促進作用較為顯著，而受限于技術溢出和資本積累的滯后效應，外商直接投資的影響并不顯著。

本研究基于以上結論，提出3項建議。①依托“一帶一路”平臺，堅持國內國際雙循環?！耙粠б宦贰背h顯著促進海洋產業結構轉型升級，應立足于國內海洋產業發展現狀，繼續深化國際交流和合作，構建開放型海洋產業體系，為海洋經濟增長注入新的活力。②充分發揮區域優勢，注重區域差異性。借助“一帶一路”平臺，因地制宜發揮不同地區的區位優勢，調整海洋產業結構向多元化發展，增加具有比較優勢的海洋產業比例。③積極推進對外直接投資，提高海洋科技創新能力。對外直接投資的增加能有效促進海洋產業結構轉型升級，借助“一帶一路”平臺構建的海上大通道，同沿線國家加強合作;積極進行對外直接投資，借助逆向技術效應，學習他國先進的海洋科技，促進國內海洋產業結構轉型升級。