孫亞男，楊名彥，費(fèi)錦華

(山東財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，山東 濟(jì)南 250014)

一、引言

工業(yè)競爭力表現(xiàn)為一個(gè)國家工業(yè)對(duì)于該國資源稟賦結(jié)構(gòu)和市場環(huán)境的反應(yīng)和調(diào)整能力[1]。在“一帶一路”倡議帶動(dòng)下，資本、技術(shù)、知識(shí)等要素的自由流動(dòng)，促使沿線各國生產(chǎn)要素重新配置的同時(shí)，也帶來了潛在的國家間競爭。“一帶一路”倡議在著力推動(dòng)中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)，也注重沿線國家間經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)平衡、可持續(xù)發(fā)展。然而，根據(jù)聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織發(fā)布的工業(yè)競爭力指數(shù)(CIP)測算，雖然2015 年“一帶一路”沿線60個(gè)國家整體工業(yè)競爭力水平較1990 年平均增長了52.57%，但是沿線各國工業(yè)競爭力的區(qū)域差距也同期擴(kuò)大了7.50%①由文中基尼系數(shù)測算得出。，并表現(xiàn)出持續(xù)擴(kuò)大趨勢(shì)。這表明，“一帶一路”沿線國家在提高國家工業(yè)競爭力的同時(shí)，沿線國家間工業(yè)競爭力差距也呈現(xiàn)出顯著的擴(kuò)大趨勢(shì)，如果國家間工業(yè)競爭力發(fā)展差距長時(shí)間存在和過分拉大，勢(shì)必對(duì)“一帶一路”倡議目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)構(gòu)成威脅。為此，全面認(rèn)識(shí)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差異來源、收斂趨勢(shì)及其影響因素，對(duì)科學(xué)制定和有效實(shí)施沿線國家工業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略和政策意義重大。

當(dāng)前“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的多極化趨勢(shì)呈現(xiàn)出高水平國家與周圍低水平國家共存的現(xiàn)象，俱樂部收斂檢驗(yàn)方法因其對(duì)上述現(xiàn)象可以給出較好的解釋而被廣泛應(yīng)用[2-4]。隨著俱樂部收斂檢驗(yàn)方法的不斷發(fā)展，形成了較為系統(tǒng)的實(shí)證框架，主要包括分布動(dòng)態(tài)分析和計(jì)量分析兩大類。分布動(dòng)態(tài)分析主要包括，核密度分析[5]、馬爾科夫鏈分析[6]以及空間馬爾科夫鏈分析[7]；計(jì)量分析主要包括，橫截面回歸[8-9]、時(shí)間序列分析[10-11]以及空間計(jì)量分析[12-13]等方法。但上述方法首先要給出經(jīng)濟(jì)體的區(qū)域分類，以滿足同區(qū)域分類內(nèi)部成員具有相似的初始條件和結(jié)構(gòu)特征[3]。具體到“一帶一路”國家的研究，通常依據(jù)地理位置進(jìn)行分類[14-15]。這種方法的優(yōu)點(diǎn)是能夠分析相同地理分布的國家之間是否存在收斂，但它存在兩個(gè)局限：一是它僅能判斷相同地理分布的國家之間是否存在整體收斂，如果不存在收斂趨勢(shì)，無法篩選出潛在的部分收斂俱樂部。二是對(duì)收斂俱樂部成員“預(yù)先”指定，即不同地理分布的國家之間不存在俱樂部收斂現(xiàn)象。事實(shí)上，已有研究結(jié)論表明“一帶一路”沿線國家間經(jīng)貿(mào)發(fā)展呈現(xiàn)出網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)[16]。此外，現(xiàn)有方法更多的采用線性分析方法，但理論和實(shí)證上都受到線性假設(shè)的挑戰(zhàn)[2]，需要進(jìn)一步應(yīng)用非線性方法驗(yàn)證現(xiàn)有結(jié)論。

對(duì)于工業(yè)競爭力的研究則主要集中在工業(yè)競爭力的評(píng)價(jià)體系及其影響因素兩個(gè)方面。國內(nèi)外學(xué)者對(duì)工業(yè)競爭力評(píng)價(jià)體系的研究，由于競爭力概念的多元化，也呈現(xiàn)出多樣化趨勢(shì)[17-19]。國內(nèi)學(xué)者魏后凱等[20]、金碚等[21]、陳衍泰等[22]均從多維視角或?qū)用鎸?duì)中國工業(yè)競爭力進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，測算出中國或地區(qū)工業(yè)競爭力指數(shù)及其排名。對(duì)工業(yè)競爭力影響因素的實(shí)證分析，則從宏觀經(jīng)濟(jì)因素[23]、投資貿(mào)易[24]、產(chǎn)業(yè)層面[25-27]等角度探究工業(yè)競爭力來源。以上研究成果十分詳實(shí)，但測度方面的研究僅揭示出國家工業(yè)競爭力的相對(duì)大小和排名，并未解釋國家間工業(yè)競爭力差異的來源及其趨勢(shì)特征；影響因素方面的研究，雖然從多個(gè)方面揭示出促進(jìn)和制約國家工業(yè)競爭力提升的因素，但是對(duì)于縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的影響因素研究較少。事實(shí)上，“一帶一路”的實(shí)施是一種“再平衡”的過程，某國工業(yè)競爭力水平不斷提高，而其他國家工業(yè)競爭力水平雖然也有提高，但兩者差距卻被不斷拉大，這種情況勢(shì)必影響沿線各國互聯(lián)互通伙伴關(guān)系的建立，任其發(fā)展將對(duì)“一帶一路”長期實(shí)施帶來致命影響。為此，提升國家工業(yè)競爭力水平的同時(shí)，兼顧國家間工業(yè)競爭力差距的縮小，是“一帶一路”目標(biāo)成功實(shí)施的內(nèi)在訴求，也是本文研究的出發(fā)點(diǎn)。

基于上述現(xiàn)實(shí)背景和研究進(jìn)展，本文試圖在以下三個(gè)方面拓展和豐富現(xiàn)有研究：第一，從關(guān)注本國工業(yè)競爭力提升的“絕對(duì)”發(fā)展視角，轉(zhuǎn)向縮小沿線各國工業(yè)競爭力差距的“比較”發(fā)展視角，揭示沿線國家工業(yè)競爭力產(chǎn)生差距的來源及其影響因素，重新審視“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的提升路徑；第二，在“一帶一路”沿線國家工業(yè)化進(jìn)程存在明顯異質(zhì)性條件下，克服預(yù)先同質(zhì)性分類和線性假設(shè)局限，基于數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)識(shí)別沿線國家工業(yè)競爭力差距的俱樂部收斂趨勢(shì)，解決因缺乏科學(xué)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，無法對(duì)“一帶一路”沿線國家進(jìn)行俱樂部收斂趨勢(shì)檢驗(yàn)的問題；第三，應(yīng)用復(fù)雜系統(tǒng)分析技術(shù)進(jìn)一步揭示出影響俱樂部收斂趨勢(shì)的核心因素及其相互作用路徑。

二、方法與數(shù)據(jù)

(一)收斂分析方法

1.非線性時(shí)變因子模型

“一帶一路”沿線國家處于不同工業(yè)化發(fā)展階段，相同發(fā)展階段的國家工業(yè)競爭力水平較為接近，而不同發(fā)展階段的國家工業(yè)競爭力水平存在較大差異。換言之，“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距或?qū)⒊尸F(xiàn)出俱樂部收斂趨勢(shì)。為此，本文依據(jù)Schnurbus 等[28]提出的非線性時(shí)變因子模型分析框架，突破“預(yù)先人為設(shè)定同質(zhì)分類”的限制，在沿線國家工業(yè)化競爭力存在異質(zhì)性特征條件下，克服線性假設(shè)的局限，基于數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)識(shí)別“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距呈現(xiàn)出的俱樂部收斂趨勢(shì)。

該模型具有以下優(yōu)點(diǎn)：一是不但考慮研究個(gè)體存在的異質(zhì)性，而且允許研究個(gè)體的異質(zhì)性隨時(shí)間在不同的演變路徑上改變。當(dāng)“一帶一路”沿線國家的工業(yè)競爭力短期內(nèi)存在分散趨勢(shì)，而長期內(nèi)各國依據(jù)各自的發(fā)展路徑實(shí)現(xiàn)穩(wěn)態(tài)收斂時(shí)，常用收斂檢驗(yàn)方法會(huì)錯(cuò)誤地拒接收斂，而該模型的上述優(yōu)勢(shì)可以準(zhǔn)確的識(shí)別出收斂特征。二是該模型不存在回歸分析中因內(nèi)生性問題導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果的偏差和不一致的問題，也有效規(guī)避了傳統(tǒng)協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)個(gè)體間存在漸進(jìn)協(xié)動(dòng)性時(shí)具有較低解釋力的局限。模型具體形式如式(1)：

將N個(gè)觀察對(duì)象中個(gè)體i在時(shí)點(diǎn)t的觀測數(shù)據(jù)Xit表示為：

其中，git表示數(shù)據(jù)中穩(wěn)定的系統(tǒng)性共有成分，γit表示數(shù)據(jù)中包含的暫時(shí)性異變成分，δit表示時(shí)變因子載荷系數(shù)，μt表示確定性的或者隨機(jī)性趨勢(shì)行為，式(1)稱為動(dòng)態(tài)因子模型。

假設(shè)載荷系數(shù)δit滿足半?yún)?shù)形式，具體表示如式(2)：

式(2)中，δi為不隨時(shí)間變化的個(gè)體特征，ψ跨截面滿足標(biāo)準(zhǔn)獨(dú)立同分布，并與時(shí)間序列存在弱相關(guān)。本文借鑒Sul[29]的研究結(jié)論，選擇自然對(duì)數(shù)函數(shù)log(t)表示L(t)函數(shù)。因此，當(dāng)α＞0 時(shí)，本文提出“一帶一路”國家i和國家j之間TFP 存在收斂的假設(shè)為式(3)：

為檢驗(yàn)上述假設(shè)，提出相對(duì)轉(zhuǎn)移參數(shù)hit，如式(4)所示：

當(dāng)原假設(shè)成立時(shí)，跨截面變量Hit滿足如下條件。如式(5)：

進(jìn)一步構(gòu)建“l(fā)og t”回歸模型，如式(6)所示：

Phillips 等[30]建議使用異方差自相關(guān)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤(HAC)計(jì)算參數(shù)b的t統(tǒng)計(jì)值tb，僅當(dāng)tb＜1.65 時(shí)，在5%顯著性水平上拒絕原假設(shè)，tb計(jì)算公式如式(7)：

(二)數(shù)據(jù)來源

鑒于前文分析結(jié)論，本文選擇聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織發(fā)布的國家工業(yè)競爭力指數(shù)(CIP)作為研究數(shù)據(jù)，剔除了數(shù)據(jù)缺失國家共得到60 個(gè)“一帶一路”沿線國家CIP 數(shù)據(jù)①具體國家包括：阿爾巴尼亞、阿富汗、阿聯(lián)酋、阿曼、阿塞拜疆、埃及、愛沙尼亞、巴基斯坦、巴勒斯坦、巴林、白俄羅斯、保加利亞、波黑、波蘭、俄羅斯、菲律賓、格魯吉亞、哈薩克斯坦、黑山、吉爾吉斯斯坦、柬埔寨、捷克、卡塔爾、科威特、克羅地亞、拉脫維亞、黎巴嫩、立陶宛、羅馬尼亞、馬爾代夫、馬來西亞、馬其頓、蒙古、孟加拉、緬甸、摩爾多瓦、尼泊爾、塞爾維亞、沙特阿拉伯、斯里蘭卡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、塔吉克斯坦、泰國、土耳其、文萊、烏克蘭、新加坡、匈牙利、敘利亞、亞美尼亞、也門、伊拉克、伊朗、以色列、印度、印度尼西亞、約旦、越南、中國。。CIP(Competitive Industrial Performance)指數(shù)是聯(lián)合國工業(yè)發(fā)展組織(UNIDO)公布的衡量一個(gè)國家地區(qū)工業(yè)競爭力水平的指標(biāo)，采用此數(shù)據(jù)基于以下兩點(diǎn)考慮，第一，本文的重點(diǎn)在于揭示“一帶一路”沿線國家的工業(yè)競爭力差距的來源、收斂趨勢(shì)及其影響因素，采用國際公開的權(quán)威指標(biāo)，可以避免因?yàn)椴煌瑴y度方法帶來的偏差；第二，CIP 指數(shù)是綜合反映國家工業(yè)競爭力水平的指標(biāo)體系，包含生產(chǎn)和出口能力、技術(shù)深化和升級(jí)能力、對(duì)世界的影響三個(gè)維度，以及包括人均制造業(yè)增加值、人均制造業(yè)出口、工業(yè)化強(qiáng)度、出口質(zhì)量、一國占全球制造業(yè)增加值的比重、一國占全球制造業(yè)出口的比重共六個(gè)子指標(biāo)。上述指標(biāo)體系側(cè)重于國家工業(yè)競爭力在產(chǎn)品出口、技術(shù)升級(jí)以及對(duì)外影響等方面的作用，反映出工業(yè)競爭力的區(qū)域溢出效應(yīng)，這更加契合當(dāng)前“一帶一路”倡議對(duì)沿線國家工業(yè)競爭力的提升路徑。因此，本文選取“一帶一路”沿線60 個(gè)國家1990—2015 年的CIP 指數(shù)數(shù)據(jù)，研究“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的差異來源、收斂趨勢(shì)及其影響因素。

三、“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的區(qū)域差異

為揭示“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力區(qū)域差異的來源，本文將“一帶一路”國家按照地理分布特征和經(jīng)濟(jì)走廊框架進(jìn)行區(qū)域劃分①由于篇幅限制并未列出詳細(xì)國家分類目錄，如需詳細(xì)分類目錄可隨時(shí)向作者索取。，并根據(jù)Dagum[31]提出的基尼系數(shù)及其分解方法，測算了1990—2015 年“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的區(qū)域差異及其來源?；嵯禂?shù)作為有效分析方法，廣泛應(yīng)用于區(qū)域差距的分析中[32-33]。具體結(jié)果如表1 所示。

表1 區(qū)域差異來源及貢獻(xiàn)②區(qū)域內(nèi)差距貢獻(xiàn)率和區(qū)域間差距貢獻(xiàn)率分別表示出在地理分布特征或經(jīng)濟(jì)走廊框架的區(qū)域劃分方式下，同一個(gè)區(qū)域內(nèi)部和不同區(qū)域之間的國家工業(yè)競爭力差距對(duì)總體差距的貢獻(xiàn)大小，超變密度貢獻(xiàn)率揭示出不同區(qū)域劃分下國家工業(yè)競爭力區(qū)域間差距與區(qū)域內(nèi)差距的交互作用對(duì)總體國家工業(yè)競爭力差距的貢獻(xiàn)。由于篇幅限制僅報(bào)告了2006—2015 年的總體差距和差異來源貢獻(xiàn)率測算結(jié)果。

(一)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的總體區(qū)域差異

表1 中沿線國家工業(yè)競爭力的基尼系數(shù)由1990 年的0.49 增長到2015 年的0.53，增幅為7.5%，說明考察期內(nèi)沿線國家間工業(yè)競爭力的差距整體呈現(xiàn)出擴(kuò)大趨勢(shì)。具體而言，1990—1995 年沿線國家間工業(yè)競爭力的總體基尼系數(shù)呈現(xiàn)出快速增長態(tài)勢(shì)，由0.49 迅速增長到0.53，或許受到亞洲金融危機(jī)的影響，1995～1998年呈現(xiàn)出略微下降趨勢(shì)，隨后呈現(xiàn)出反彈態(tài)勢(shì)，2000 年沿線國家工業(yè)競爭力總體基尼系數(shù)達(dá)到最大值(0.54)。2001 年之后沿線國家工業(yè)競爭力總體基尼系數(shù)恢復(fù)至亞洲經(jīng)濟(jì)危機(jī)之前的水平，呈現(xiàn)出較為平穩(wěn)的波動(dòng)水平?？傮w而言，考察期內(nèi)自1995 年之后，除亞洲金融危機(jī)期間存在較大波動(dòng)外，“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的總體基尼系數(shù)波動(dòng)較小，這表明沿線國家工業(yè)競爭力差距整體呈現(xiàn)出一種收斂趨勢(shì)。

(二)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差異的來源

為了揭示工業(yè)競爭力差距的來源，本文測算了兩種分組方式下“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差異的來源及其貢獻(xiàn)率，如表1 所示①由于篇幅限制僅報(bào)告了2006—2015 年的總體差距和差異來源貢獻(xiàn)率測算結(jié)果。。從差異的貢獻(xiàn)率中看，在考察期內(nèi)，按照地理分布分組的區(qū)域間差距貢獻(xiàn)率均值為48.70%、區(qū)域內(nèi)差距貢獻(xiàn)率均值為19.63%，超變密度貢獻(xiàn)率為31.67%，按照經(jīng)濟(jì)走廊分組的區(qū)域間差距貢獻(xiàn)率均值為48.05%，區(qū)域內(nèi)差距貢獻(xiàn)率均值為19.39%，超變密度貢獻(xiàn)率均值為32.57%。這表明，無論是按照地理分布分組還是按照經(jīng)濟(jì)走廊分組，區(qū)域間差距都是一帶一路國家工業(yè)競爭力差異產(chǎn)生的主要來源，為此，縮小區(qū)域間差距是解決一帶一路國家工業(yè)競爭力不平衡的關(guān)鍵。

圖1 地理分布差距來源的演變趨勢(shì)

圖2 經(jīng)濟(jì)走廊差距來源的演變趨勢(shì)

圖1 和圖2 報(bào)告了地理分布和經(jīng)濟(jì)走廊兩種分組下沿線國家工業(yè)競爭力區(qū)域間差距貢獻(xiàn)率和區(qū)域內(nèi)差距貢獻(xiàn)率的演變趨勢(shì)?？梢钥闯鰞煞N分組下區(qū)域內(nèi)差距貢獻(xiàn)率與區(qū)域間差距貢獻(xiàn)率趨勢(shì)都呈現(xiàn)出反向變動(dòng)趨勢(shì)；比較而言，經(jīng)濟(jì)走廊分組差異貢獻(xiàn)率波動(dòng)更大。具體而言，地理分布情況下，區(qū)域間差距貢獻(xiàn)率整體呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)，1990—2015 年累計(jì)上升5.54%，經(jīng)濟(jì)走廊分組情況下，區(qū)域間差距呈現(xiàn)出先下降后上升的演變趨勢(shì)，1998 年達(dá)到最低點(diǎn)(44.93%)，之后呈現(xiàn)出迅速上升趨勢(shì)。同時(shí)，兩種分組的區(qū)域內(nèi)差距整體呈現(xiàn)出下降-上升-下降的倒“N”趨勢(shì)，與1990 年區(qū)域內(nèi)差距貢獻(xiàn)率相比較，2015 年區(qū)域內(nèi)差距貢獻(xiàn)率變動(dòng)未超過1%。上述結(jié)果表明，“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距主要源自地區(qū)間差距，而不同的地區(qū)劃分方式下沿線國家工業(yè)競爭力差距的演變趨勢(shì)也呈現(xiàn)出明顯的差異，因此，需有效解決預(yù)先地區(qū)分類的局限，對(duì)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的收斂趨勢(shì)進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、工業(yè)競爭力的俱樂部收斂檢驗(yàn)

在沿線國家工業(yè)化進(jìn)程存在異質(zhì)性條件下，為克服預(yù)先同質(zhì)性分類和線性假設(shè)局限，本文運(yùn)用非線性時(shí)變因子模型檢驗(yàn)工業(yè)競爭力的俱樂部收斂特征。首先運(yùn)用非線性時(shí)變因子模型對(duì)“一帶一路”沿線國家競爭力是否存在絕對(duì)收斂進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2 所示。

表2 中整體檢驗(yàn)結(jié)果表明，t 統(tǒng)計(jì)值小于-1.65，在5%的顯著性水平下拒絕收斂。換言之，“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的收斂趨勢(shì)并不表現(xiàn)出整體絕對(duì)收斂特征，同時(shí)由于沿線國家間工業(yè)競爭力差距主要源自地區(qū)間差異，這意味著“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力或?qū)⒋嬖谥熬植俊本銟凡渴諗?。為此，依?jù)收斂俱樂部的識(shí)別和篩選流程[34]，得到六個(gè)收斂俱樂部和一個(gè)非收斂小組，具體結(jié)果如表2 所示。收斂俱樂部的統(tǒng)計(jì)值t＞-1.65，表明在5%的顯著性水平上具有收斂趨勢(shì)，非收斂小組t ＝-25.13＜-1.65，表明該小組不具有收斂趨勢(shì)，具體構(gòu)成國家如表3 所示。

表2 “俱樂部”篩選結(jié)果

表3 “一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的收斂俱樂部

從表3 中可以看出，除去工業(yè)發(fā)展長期滯后的馬爾代夫和尼泊爾，當(dāng)前“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力呈現(xiàn)出多極收斂趨勢(shì)，總計(jì)形成6 個(gè)收斂俱樂部。其中，新加坡和中國作為“一帶一路”沿線國家中工業(yè)競爭力最強(qiáng)的國家形成了第一個(gè)收斂俱樂部，這表明中國與新加坡兩國雖然分處工業(yè)化發(fā)展的不同階段，但兩國之間工業(yè)競爭力差距正呈現(xiàn)出縮小趨勢(shì)。隨后的收斂俱樂部2、3 和4 構(gòu)成國家數(shù)量占本文分析國家總數(shù)的80%，是“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距的主要構(gòu)成來源。進(jìn)一步分析可知，收斂俱樂部2 整體年均工業(yè)競爭力指數(shù)為0.11，約為新加坡和中國兩國工業(yè)競爭力指數(shù)的40%，而收斂俱樂部3 和4 的整體年均工業(yè)競爭力指數(shù)僅為0.044 和0.017，分別約為收斂俱樂部1 的17%和7%。這一方面表明當(dāng)前“一帶一路”沿線國家整體工業(yè)競爭力水平較低，另一方面表明“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距呈現(xiàn)出極端非均衡分布趨勢(shì)。為此，在“一帶一路”倡議下提高各國工業(yè)競爭力水平的同時(shí)，需要進(jìn)一步探究沿線各國工業(yè)競爭力收斂的影響因素，不斷縮小沿線各國間工業(yè)競爭力差距。

五、“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力俱樂部收斂的影響因素

基于“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的收斂俱樂部，本文進(jìn)一步揭示影響工業(yè)競爭力俱樂部形成的關(guān)鍵因素及其作用路徑。鑒于“一帶一路”沿線國家歸屬上述不同收斂俱樂部具有的概率分布特征，以及收斂俱樂部排序所體現(xiàn)出的成員國工業(yè)競爭力的高低次序，本文將采用Order-Logit 模型對(duì)“一帶一路”沿線國家俱樂部收斂的影響因素進(jìn)行實(shí)證分析。囿于數(shù)據(jù)可獲得性，除去非收斂俱樂部國家，共得到49 個(gè)國家數(shù)據(jù)①限于篇幅未匯報(bào)具體國家。，占到表3 中俱樂部1 至俱樂部5 中所有成員國的87.5%，具有較高的代表性。由此，按照國家工業(yè)競爭力水平由高到低將5 個(gè)俱樂部賦值為5 至1，并根據(jù)陳卓[35]的研究，本文將模型設(shè)定如式(8)：

y表示各個(gè)國家的俱樂部歸屬，y*表示各個(gè)國家的所屬俱樂部級(jí)別的評(píng)價(jià)，不能被直接觀測，稱之為潛變量，μ1、μ2、μ3、μ4稱為臨界值。假設(shè)潛變量受一組變量X的影響，即y*＝α＋βX＋ε，α為常數(shù)項(xiàng)，β表示參數(shù)向量，ε為符合邏輯分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

y取值為1～5 的order-logit 回歸方程如式(9)：

根據(jù)以上假設(shè)及模型設(shè)定如(10)實(shí)證模型：

club*表示各個(gè)國家歸屬的俱樂部，按水平由高到低表示為5-1，作為回歸模型的因變量；α、β1至β17為待估參數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，服從邏輯分布；xi為自變量，根據(jù)黃群慧[36]、陳衍泰[22]等學(xué)者提出的影響工業(yè)化發(fā)展的因素以及UNIDO 國家工業(yè)競爭力測算框架，本文總結(jié)出包括生產(chǎn)、出口、投資、技術(shù)、基礎(chǔ)建設(shè)等方面的17 個(gè)因素作為自變量，具體見表4。上述投資數(shù)據(jù)來自聯(lián)合國貿(mào)易和發(fā)展會(huì)議(UNCTAD)官方數(shù)據(jù)庫，人均GDP、工業(yè)增加值、單位GDP 能耗、出口貿(mào)易量、港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量來源于世界銀行數(shù)據(jù)庫。為去除量綱影響，數(shù)據(jù)均采用增長比值并進(jìn)行極差標(biāo)準(zhǔn)化處理。

表4 “一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力影響因素

表5 給出了影響因素實(shí)證結(jié)果。模型Pseudo R2為0.294，通過了5%的顯著性水平檢驗(yàn)，可以接受模型的預(yù)測結(jié)果。回歸結(jié)果中，“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力俱樂部收斂的影響因素包括人均制造業(yè)增加值的增長率(x1)、人均制造業(yè)出口的增長率(x2)、中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增加(x3)、制造業(yè)增加值占GDP 比重的增加(x4)、對(duì)外投資存量全球占比的增加(x9)、外國直接投資存量全球占比的增加(x11)、港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量增長率(x17)七種因素，這些因素不但有助于各個(gè)國家工業(yè)競爭力的提升，而且對(duì)于縮小沿線國家間工業(yè)競爭力差距具有顯著影響。

表5 工業(yè)競爭力俱樂部收斂影響因素的有序logit 模型回歸結(jié)果

上述結(jié)果給出了關(guān)鍵影響因素及其影響程度和方向，但仍需進(jìn)一步明確縮小國家間工業(yè)競爭力差距的著力點(diǎn)及其可能的實(shí)現(xiàn)路徑。為此，本文通過構(gòu)建DEMATEL-ISM(Decision Making Trial and Evaluation Laboratory-Interpretive Structural Modeling)復(fù)雜系統(tǒng)層次模型[37]，對(duì)上述因素在縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距中的關(guān)聯(lián)關(guān)系與層級(jí)結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析。

決策與試驗(yàn)評(píng)價(jià)實(shí)驗(yàn)室分析法(DEMATEL)和解釋結(jié)構(gòu)模型(ISM)是對(duì)復(fù)雜系統(tǒng)進(jìn)行分析和決策的重要方法。周德群和章玲[37]提出集成DEMATEL-ISM 方法，其基本原理是，通過確定系統(tǒng)的多種影響因素及其相互關(guān)系，利用圖論中的關(guān)聯(lián)矩陣原理，對(duì)影響因素及其相互關(guān)系的信息進(jìn)行識(shí)別處理，以明確多種影響因素間的關(guān)聯(lián)性和層次性，從而揭示復(fù)雜社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中主要影響因素的內(nèi)在聯(lián)系，是對(duì)社會(huì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)進(jìn)行結(jié)構(gòu)分解的有效方法，近年來，在企業(yè)核心競爭力、綠色供應(yīng)鏈實(shí)施效果、產(chǎn)業(yè)集群風(fēng)險(xiǎn)、工程質(zhì)量事故形成和經(jīng)濟(jì)增長等領(lǐng)域的關(guān)鍵影響因素分析與識(shí)別方面得到了廣泛應(yīng)用。具體分析過程如下：

(1)確定因素間的直接影響矩陣X；

(2)計(jì)算因素間整體影響矩陣D；

其中I為單位矩陣

(3)確定可達(dá)矩陣K：

λ為閾值，借鑒Lim 的設(shè)置，本文取λ＝0。

(4)確定各個(gè)因素的可達(dá)集合Mi和前項(xiàng)集合Ni

(5)驗(yàn)證下列公式是否成立：

若成立，說明相對(duì)應(yīng)的因素xi為底層因素，并在矩陣K中除去i行和i列。

(6)重復(fù)過程(3)和(4)，直至所有因素被劃去，并按照劃去的順序，建立因素層次結(jié)構(gòu)。

依據(jù)上述算法本文得出影響“一帶一路”沿線國家俱樂部收斂的關(guān)鍵因素之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系與層次結(jié)構(gòu)，如圖3 所示。

圖3 影響因素間的關(guān)聯(lián)與層次結(jié)構(gòu)

圖3 中影響“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力收斂的關(guān)鍵因素之間具有較為復(fù)雜的關(guān)聯(lián)關(guān)系，并且其影響程度也呈現(xiàn)出較為明顯的層級(jí)結(jié)構(gòu)。具體而言，人均制造業(yè)出口的增長率和中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增長是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的深層因素；人均制造業(yè)增加值的增長率、對(duì)外投資存量全球占比的增加、外國直接投資存量全球占比增加、制造業(yè)增加值占GDP 比重的增加處于中間因素；而港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量增長率則是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的表層因素。從影響因素之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系來看，中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加比重的增長、人均制造業(yè)出口的增長率、對(duì)外投資存量全球占比增加、外國直接投資存量全球占比增加以及制造業(yè)增加值占GDP 比重的增加之間的聯(lián)系較多，這表明制造業(yè)位于工業(yè)中心地位，提高制造業(yè)的創(chuàng)新能力，滿足海外市場的需求，有助于本國吸引外國投資，以及實(shí)施本國制造業(yè)“走出去”戰(zhàn)略，在推進(jìn)本國工業(yè)發(fā)展階段躍遷的同時(shí)，有利于縮小國家間工業(yè)競爭力差距。

表5 中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重增加的回歸系數(shù)為5.12，表明當(dāng)其他影響因素作用相同時(shí)，中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重增加1%，沿線國家工業(yè)競爭力進(jìn)入更高等級(jí)收斂俱樂部的概率提高1.05%①由以e 為底的指數(shù)函數(shù)計(jì)算得出，下同。。換言之，隨著中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增加，工業(yè)競爭力處于較低等級(jí)收斂俱樂部的國家，縮小了與更高等級(jí)收斂俱樂部中國家之間的工業(yè)競爭力差距。同時(shí)，圖3 中上述因素作為縮小沿線國家工業(yè)競爭力的深層次因素，也反映出當(dāng)前“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距主要源自各國工業(yè)發(fā)展質(zhì)量的差異，為此，縮小沿線各國工業(yè)競爭力差距需聚焦于提升制造業(yè)的科技創(chuàng)新能力，進(jìn)而提高制造業(yè)技術(shù)水平，擴(kuò)大中高端技術(shù)產(chǎn)品在制造業(yè)中的比重，通過提升沿線國家工業(yè)發(fā)展質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)“一帶一路”沿線各國工業(yè)競爭力差距的不斷縮小。

人均制造業(yè)出口的增長率回歸系數(shù)為8.51，表明當(dāng)其他影響因素作用相同時(shí)，人均制造業(yè)出口每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進(jìn)入更高等級(jí)收斂俱樂部的概率提高1.09%。相較于其他因素而言，人均制造業(yè)出口的增長和中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增加對(duì)沿線國家進(jìn)入更高等級(jí)收斂俱樂部概率的貢獻(xiàn)較小，往往成為各國工業(yè)化發(fā)展進(jìn)程中極易被忽視的關(guān)鍵因素。但兩者均是縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距的深層次原因。人均制造業(yè)出口增長是本國工業(yè)產(chǎn)品滿足國際市場需求的表現(xiàn)，是衡量本國工業(yè)發(fā)展?jié)摿Φ闹匾笜?biāo)，同時(shí)，制造業(yè)出口也是獲得大量外匯的重要途徑，實(shí)施促進(jìn)出口政策是吸引外資、擴(kuò)大對(duì)外投資的基礎(chǔ)。綜上而言，提高本國制造業(yè)技術(shù)水平，滿足國際市場需求，不斷擴(kuò)大制造業(yè)出口，是縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的有效途徑。

人均制造業(yè)增加值的增長率回歸系數(shù)為-19.16，表明當(dāng)其他影響因素作用相同時(shí)，人均制造業(yè)增加值每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進(jìn)入更高等級(jí)收斂俱樂部的概率下降1.21%，上述結(jié)果說明人均制造業(yè)增加值的增長并不利于縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距，但這并不否認(rèn)人均制造業(yè)增加值的增長對(duì)沿線各國工業(yè)化發(fā)展的貢獻(xiàn)。人均制造業(yè)增加值的增長在影響因素結(jié)構(gòu)中具有連接作用。當(dāng)中高端技術(shù)產(chǎn)品占比和人均制造業(yè)出口成為人均制造業(yè)增加值增長的核心來源時(shí)，人均制造業(yè)增加值將具有雙重貢獻(xiàn)，即促進(jìn)工業(yè)化發(fā)展和縮小工業(yè)競爭力差距。但在忽視工業(yè)發(fā)展質(zhì)量和效率的前提下，人均制造業(yè)增加值的增長雖然帶動(dòng)本國工業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，但是也成為擴(kuò)大各國工業(yè)競爭力差距的來源之一。

對(duì)外投資存量全球占比增加的回歸系數(shù)為101.49，表明對(duì)外投資存量全球占比的增加對(duì)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力收斂俱樂部等級(jí)的提升具有較強(qiáng)的影響作用。當(dāng)其他影響因素作用相同時(shí)，對(duì)外投資存量全球占比每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進(jìn)入更高等級(jí)收斂俱樂部的概率上升2.76%。對(duì)外投資存量的增加對(duì)投資國工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有顯著的影響效應(yīng)，另一方面，在工業(yè)化進(jìn)程中具有助力本國工業(yè)發(fā)展的推動(dòng)作用。換言之，對(duì)外投資通過傳統(tǒng)工業(yè)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、資源互補(bǔ)、投資收益等方面的效應(yīng)帶動(dòng)了投資國工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，同時(shí)，為減少投資國與東道國重合工業(yè)產(chǎn)業(yè)間的競爭，投資國則需提升創(chuàng)新能力和技術(shù)積累，不斷實(shí)現(xiàn)本國工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和升級(jí)。為此，“一帶一路”倡議背景下，沿線各國應(yīng)積極實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，提高對(duì)外投資存量將有助于提升本國工業(yè)化發(fā)展水平，縮小與其他國家之間的工業(yè)競爭力差距。

外國直接投資存量全球占比增加的回歸系數(shù)為-27.36，表明當(dāng)其他影響因素作用相同時(shí)，外國直接投資存量全球占比每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進(jìn)入更高等級(jí)收斂俱樂部的概率下降1.31%。作為發(fā)展中國家，“一帶一路”沿線國家普遍采取積極的吸引外資政策，外國直接投資的增加帶動(dòng)了本國工業(yè)發(fā)展，擴(kuò)大了本國貿(mào)易出口，使得本國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了較快增長。但外國直接投資卻削弱了東道國工業(yè)及其產(chǎn)品的國際競爭力，可能的原因在于優(yōu)惠的外資政策，如稅收政策等，使得外國投資具有明顯的成本優(yōu)勢(shì)，提高了其出口份額和競爭力，而外資企業(yè)與東道國企業(yè)較低的關(guān)聯(lián)度，阻礙了先進(jìn)技術(shù)、知識(shí)和管理經(jīng)驗(yàn)的溢出效應(yīng)。為此，積極引導(dǎo)和利用外資，通過引入先進(jìn)的工業(yè)技術(shù)、知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)，提高制造業(yè)中高端技術(shù)產(chǎn)品占比并著力擴(kuò)大其出口增長份額，可以縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距。

制造業(yè)增加值占GDP 比重增加的回歸系數(shù)為17.22，表明當(dāng)其他影響因素作用相同時(shí)，制造業(yè)增加值占GDP 比重每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進(jìn)入更高等級(jí)收斂俱樂部的概率提高1.19%。當(dāng)前“一帶一路”沿線國家普遍處于工業(yè)化發(fā)展的中、后期階段，制造業(yè)增加值占GDP 比重的上升有利于各個(gè)國家工業(yè)化發(fā)展。伴隨著制造業(yè)增加值占GDP 比重的上升，沿線各國工業(yè)化發(fā)展階段將呈現(xiàn)出長期趨向趨勢(shì)，表現(xiàn)為沿線各國之間工業(yè)競爭力差距出現(xiàn)收斂趨勢(shì)。制造業(yè)增加值占GDP 比重作為縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的中層因素，僅反映出“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距縮小的趨勢(shì)，并非是各國工業(yè)競爭力差距縮小的關(guān)鍵因素。在后工業(yè)化階段，制造業(yè)增加值占GDP 比重將呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，國家工業(yè)發(fā)展逐漸實(shí)現(xiàn)由工業(yè)大國向工業(yè)強(qiáng)國的轉(zhuǎn)變。

港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量增長率的回歸系數(shù)為7.34，表明當(dāng)其他影響因素作用相同時(shí)，港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量每增長1%，沿線國家工業(yè)競爭力進(jìn)入更高等級(jí)收斂俱樂部的概率提高1.08%。港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量增長從一個(gè)側(cè)面反映出一個(gè)國家在基礎(chǔ)建設(shè)方面的長期投入成效。正如張培剛先生在其著作《農(nóng)業(yè)與工業(yè)化》中闡述到，交通運(yùn)輸?shù)然A(chǔ)設(shè)施或基礎(chǔ)工業(yè)是工業(yè)化的“先行官”。港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量作為縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力的表層因素，僅反映出各國工業(yè)競爭力差距的縮小，而并非是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的真正原因之一。換言之，基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的先決條件，各國工業(yè)競爭力差距的縮小將不同程度的帶動(dòng)基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升，然而，基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量的提升并不會(huì)必然縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距。

綜上所述，立足于深層次影響因素，在積極推進(jìn)沿線各國工業(yè)化發(fā)展進(jìn)程的同時(shí)，全面提升“一帶一路”沿線國家工業(yè)發(fā)展質(zhì)量，才是縮小當(dāng)前“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的根本途徑。需特別指出的是，人均制造業(yè)出口的增長率和中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增長作為縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的深層因素，雖然上述因素對(duì)縮小各國工業(yè)競爭力差距的直接影響程度較小，但卻與其他因素具有深入關(guān)聯(lián)關(guān)系，對(duì)縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距產(chǎn)生積極影響。這其中主要體現(xiàn)在對(duì)人均制造業(yè)增加值的增長、外國直接投資存量全球占比增加、制造業(yè)增加值占GDP 比重的增加等中間因素的正向影響，以及對(duì)表層因素的間接影響。正是基于上述不同程度的關(guān)聯(lián)影響，才能轉(zhuǎn)變上述中間因素對(duì)縮小沿線各國工業(yè)競爭力差距的負(fù)向影響，實(shí)現(xiàn)沿線國家由工業(yè)大國向工業(yè)強(qiáng)國轉(zhuǎn)變，不斷縮小“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距。

六、結(jié)論與建議

(一)研究結(jié)論

本文利用1990—2015 年“一帶一路”沿線60 個(gè)國家CIP 數(shù)據(jù)，運(yùn)用非線性時(shí)變因子模型和Logit-ISM 模型等方法，對(duì)“一帶一路”沿線國家工業(yè)化發(fā)展的俱樂部收斂及其成因進(jìn)行分析，主要研究發(fā)現(xiàn)如下：

1.2015 年“一帶一路”沿線國家CIP 的總體基尼系數(shù)為0.53，區(qū)域間差距是“一帶一路”國家工業(yè)化總體差異產(chǎn)生的主要來源。但是，“一帶一路”沿線60 個(gè)國家間CIP 不存在整體收斂趨勢(shì)，工業(yè)競爭力差距呈現(xiàn)出多極化收斂發(fā)展趨勢(shì)，形成6 個(gè)潛在收斂俱樂部。其中，第1 收斂俱樂部僅包含新加坡和中國兩個(gè)國家，發(fā)展水平較高，80%的國家位于第2、第3、第4 收斂俱樂部，發(fā)展水平較低，工業(yè)競爭力差距分布極端不均衡。

2.“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力形成俱樂部收斂的影響因素包括人均制造業(yè)增加值、人均制造業(yè)出口、中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重、制造業(yè)增加值占GDP 比重、對(duì)外投資存量全球占比、外國直接投資存量全球占比、港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量。其中，人均制造業(yè)增加值的增長率和外國直接投資存量全球占比的增加兩種因素對(duì)縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距具有負(fù)向作用，其他因素對(duì)于縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距均具有正向作用。

3.“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的影響因素之間具有較為復(fù)雜的關(guān)聯(lián)關(guān)系，其影響程度也呈現(xiàn)出明顯的層級(jí)結(jié)構(gòu)。人均制造業(yè)出口的增長和中高端技術(shù)產(chǎn)品占制造業(yè)增加值比重的增加是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的深層次原因，人均制造業(yè)增加值、對(duì)外投資存量全球占比、外國直接投資存量全球占比和制造業(yè)增加值占GDP 比重處于中間因素，而港口基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量增長則是縮小沿線國家工業(yè)競爭力差距的表層因素。

(二)政策建議

基于以上研究結(jié)論，本文得到如下政策建議：

1.提高工業(yè)競爭力的同時(shí)，重視縮小沿線國家間工業(yè)競爭力差距。“一帶一路”倡議的提出，為提升沿線各國工業(yè)競爭力帶來了機(jī)遇，隨著沿線國家之間資源要素的流動(dòng)，沿線國家需不斷提高對(duì)資源稟賦結(jié)構(gòu)和市場環(huán)境的反應(yīng)和調(diào)整能力，提高沿線國家工業(yè)競爭力的同時(shí)，縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距，實(shí)現(xiàn)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力均衡發(fā)展。

2.抓住深層次因素，提高自身工業(yè)發(fā)展質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)沿線國家間工業(yè)競爭力差距的縮小。立足于人均制造業(yè)出口和中高端技術(shù)產(chǎn)品的增加等深層次因素，在“一帶一路”積極推進(jìn)沿線各國工業(yè)化進(jìn)程的同時(shí)，全面提升“一帶一路”沿線國家工業(yè)發(fā)展質(zhì)量。同時(shí)，利用“一帶一路”倡議實(shí)施對(duì)沿線國家間貿(mào)易出口的帶動(dòng)作用，積極促進(jìn)本國制造業(yè)出口，特別是中高端制造業(yè)產(chǎn)品的出口份額，通過工業(yè)發(fā)展質(zhì)量與制造業(yè)出口良性互動(dòng)，實(shí)現(xiàn)“一帶一路”沿線國家工業(yè)競爭力差距的不斷縮小。

3.人均制造業(yè)增加值和外國直接投資存量的增長有助于各國工業(yè)化發(fā)展，但忽視制造業(yè)生產(chǎn)質(zhì)量的提高，則不利于縮小沿線國家間工業(yè)競爭力差距。在引進(jìn)外資擴(kuò)大出口的同時(shí)，應(yīng)重視招商引資政策與本國工業(yè)發(fā)展的內(nèi)在一致性要求，特別是對(duì)本國中高端制造業(yè)提升具有積極推動(dòng)作用的政策。通過上述政策的實(shí)施，引入先進(jìn)的工業(yè)技術(shù)、知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)，提高制造業(yè)增加值和制造業(yè)中高端技術(shù)產(chǎn)品占比，并著力擴(kuò)大制造業(yè)出口增長份額，縮小“一帶一路”沿線國家間工業(yè)競爭力差距。