徐 杰，張 琳

(昆明理工大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)院， 云南 昆明 650093)

一、引言及文獻(xiàn)回顧

自2013年底提出“一帶一路”倡議以來，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)引起了國際社會(huì)的廣泛關(guān)注。2017年5月，中國政府正式提出了“數(shù)字絲綢之路”的概念[1]。“數(shù)字絲綢之路”以互聯(lián)網(wǎng)及通信技術(shù)為動(dòng)力，以建設(shè)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施為載體，促進(jìn)沿線國家更深層次的互聯(lián)互通，從而優(yōu)化沿線經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式和國際合作效能[2]，進(jìn)一步豐富了“一帶一路”倡議的內(nèi)涵。為此，中國政府鼓勵(lì)企業(yè)加大對沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施項(xiàng)目的投資力度，旨在有效改善當(dāng)?shù)鼐W(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施條件，滿足沿線國家數(shù)字經(jīng)濟(jì)需求。在各國的共同努力下，沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)取得了一定成效，如中國—東盟信息港開通、“中巴光纜”建成運(yùn)行等。理論上，作為“一帶一路”倡議的創(chuàng)新性途徑，“數(shù)字絲綢之路”會(huì)在一定程度上改善沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平。

近年來，關(guān)于“一帶一路”倡議的研究文獻(xiàn)多從3個(gè)方面展開：一是圍繞“一帶一路”倡議的概念和內(nèi)涵，從宏觀層面分析國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展與倡議之間的邏輯關(guān)系[3-5]；二是圍繞貿(mào)易便利化、雙邊貿(mào)易和出口貿(mào)易等方面研究沿線國家貿(mào)易經(jīng)典問題[6-9]；三是從定量和定性角度研究對外投資的區(qū)位選擇影響因素及風(fēng)險(xiǎn)問題[10-11]。相比之下，現(xiàn)階段僅有少數(shù)文獻(xiàn)實(shí)證檢驗(yàn)了“一帶一路”倡議對沿線國家的影響，主要觀點(diǎn)有“一帶一路”倡議促進(jìn)了沿線國家經(jīng)濟(jì)增長[12]，改善了沿線國家貿(mào)易環(huán)境[13-14]，促進(jìn)了中國對外直接投資[15-16]，并顯著改善了沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施水平[17]，降低了沿線國家債務(wù)水平等[18-19]。其中，關(guān)于“一帶一路”倡議對沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響研究較為缺乏，僅有個(gè)別文獻(xiàn)從定量角度對其展開研究，如李建軍等運(yùn)用雙重差分法得出2002—2016年“一帶一路”倡議對沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施績效具有顯著正向影響且呈逐年擴(kuò)大趨勢[17]，隋廣軍等、黃亮雄等指出提高沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施水平是中國對外投資促進(jìn)沿線國家經(jīng)濟(jì)增長的主要途徑[20-21]。可見，關(guān)于“一帶一路”倡議對沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響研究還存在以下不足之處：第一，既有文獻(xiàn)忽略了處理組與對照組樣本選擇偏差問題；第二，既有研究未能充分識(shí)別“一帶一路”倡議對沿線國家基礎(chǔ)設(shè)施水平影響的中間機(jī)制。

“一帶一路”倡議將設(shè)施聯(lián)通作為優(yōu)先領(lǐng)域，倡導(dǎo)各國加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，主要涉及交通、能源、通信及運(yùn)輸?shù)确矫?。國?nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)主要圍繞交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)展開研究，指出“一帶一路”倡議促進(jìn)沿線國家交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，從而帶動(dòng)國家發(fā)展[22-23]，而如今數(shù)字經(jīng)濟(jì)迅速崛起，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施對國家發(fā)展的重要性同樣不可忽視。早在1994年，國外學(xué)者Benhabib等提出了網(wǎng)絡(luò)有助于轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的觀點(diǎn)[24]。在此之后，國內(nèi)外關(guān)于研究網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施宏觀影響的文獻(xiàn)不斷涌現(xiàn)，指出網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施不僅能夠促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)增長[25-28]，也能促進(jìn)沿線國家貿(mào)易發(fā)展[29-30]。在數(shù)字經(jīng)濟(jì)背景下，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平得到明顯改善是沿線國家盡享網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施帶來諸多益處的前提條件。然而，目前關(guān)于“一帶一路”倡議是否顯著改善沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的因果識(shí)別檢驗(yàn)鮮少，這為本文提供了思路。

鑒于此，本文以國內(nèi)外學(xué)術(shù)界高度關(guān)注的“一帶一路”沿線南亞、東南亞國家為研究對象，從3個(gè)方面對既有研究進(jìn)行規(guī)范和完善：第一，采用PSM-DID方法實(shí)證檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響，在此基礎(chǔ)上，從中國企業(yè)境外投資和技術(shù)溢出效應(yīng)兩個(gè)角度探究“一帶一路”倡議對沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平影響的中間機(jī)制，為“一帶一路”沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施領(lǐng)域的現(xiàn)有研究做出補(bǔ)充；第二，為避免樣本選擇偏差和混雜變量對結(jié)果造成的干擾，本文采用傾向得分匹配法為處理組匹配相似的對照組，減少二者間的系統(tǒng)性差異；第三，采用工具變量法解決“一帶一路”倡議作為解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題，保證了研究結(jié)果的可靠性，為推進(jìn)“數(shù)字絲綢之路”建設(shè)提供科學(xué)論證和理論依據(jù)。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)估計(jì)方法與計(jì)量模型

本文以“一帶一路”倡議作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用PSM-DID方法檢驗(yàn)“一帶一路”倡議與沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的因果關(guān)系。為此，本文借鑒Lu等做法[31]，選取“一帶一路”沿線國家作為處理組，以非“一帶一路”沿線國家作為對照組，構(gòu)造如下DID模型：

lneti,t=α0+α1treati,t+α2posti,t+α3treati,t×posti,t+α3Zi,t+Ci,t+Vi,t+εi,t

(1)

其中，被解釋變量lneti,t表示國家i在年份t的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平；treat表示政策虛擬變量；post表示時(shí)間虛擬變量；treat×post表示政策虛擬變量和時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)，也是雙重差分法重點(diǎn)關(guān)注的變量；Z表示控制變量組；c表示個(gè)體固定效應(yīng)；v表示時(shí)間固定效應(yīng)；ε表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

由式(1)可知，“一帶一路”倡議實(shí)施前對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的響應(yīng)系數(shù)為α0+α1，“一帶一路”倡議實(shí)施后對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的響應(yīng)系數(shù)為α0+α1+α2+α3，二者差分得到“一帶一路”倡議實(shí)施前后沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的變化幅度為Δd1=α2+α3，考察了“一帶一路”倡議及其他政策的作用。同理，“一帶一路”倡議實(shí)施前后非沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的變化幅度為Δd2=α2，僅僅考察了其他政策的影響。進(jìn)一步將兩組差分得到二階差分結(jié)果Δd=α3，即為政策虛擬變量和時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)系數(shù)，表示“一帶一路”倡議對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的凈影響效應(yīng)。當(dāng)α3顯著為正時(shí)，表明“一帶一路”倡議的實(shí)施會(huì)顯著提高沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平。

(二)數(shù)據(jù)與變量

本文以2009—2018年作為樣本期間，選取17個(gè)“一帶一路”沿線南亞、東南亞國家作為處理組，33個(gè)非“一帶一路”沿線國家作為對照組。理由如下：一是基于數(shù)據(jù)的可獲得性，剔除了數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的國家；二是考慮沿線南亞、東南亞國家與非沿線國家收入水平存在一定差距。為減少樣本選擇偏差，本文基于世界銀行中的各國收入水平信息按比例選擇與沿線南亞、東南亞國家收入水平相似的非沿線國家。在此基礎(chǔ)上，本文采用傾向得分匹配法，對國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、自然資源稟賦、國家制度這3個(gè)匹配變量進(jìn)行l(wèi)ogit回歸以獲得傾向得分，采用核匹配法為處理組匹配相似的對照組，剔除不滿足“共同支持”條件的數(shù)據(jù)，最終選取了33個(gè)非沿線國家作為樣本對照組。樣本國家如表1所示。

表1 樣本國家列表

本文研究的被解釋變量是網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平，選取每百萬人中安全互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)器個(gè)數(shù)作為度量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。核心解釋變量是政策虛擬變量和時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)。其中，政策虛擬變量表示樣本國家是否為“一帶一路”沿線國家，如果是沿線國家賦值1，否則為0；時(shí)間虛擬變量表示是否為“一帶一路”倡議實(shí)施后，由于“一帶一路”倡議直至2014年3月才被寫入政府工作報(bào)告，因此參考王桂軍等的做法[32]，設(shè)定2014年及之后年份賦值1，否則為0；二者的交乘項(xiàng)表示是否為“一帶一路”倡議實(shí)施后的沿線國家，如果是賦值1，否則為0?？刂谱兞窟x擇如下：一是國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(lpgdp)，以人均國內(nèi)生產(chǎn)總值作為度量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行；二是自然資源稟賦(res)，參考王曉穎的做法，以自然資源租金總額占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比值作為度量指標(biāo)[33]，數(shù)據(jù)來源于世界銀行；三是國家制度(sys)，以全球治理指數(shù)中6個(gè)維度的估計(jì)值取平均值作為度量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。本文對個(gè)別數(shù)據(jù)缺失值采用線性插值法近似估算，同時(shí)為避免極端值對研究結(jié)果造成干擾，對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行2.5%的縮尾處理，并對數(shù)值較大的安全互聯(lián)網(wǎng)服務(wù)器個(gè)數(shù)(每百萬人)和人均國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行對數(shù)化處理。

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)性分析

樣本中各主要變量描述性統(tǒng)計(jì)見表2。其中，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的概率分布函數(shù)略微右偏，但平均數(shù)和中位數(shù)差值較小，基本呈對稱分布；從標(biāo)準(zhǔn)差來看，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平數(shù)據(jù)離散性明顯，表明各國網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平不一。

表2 各主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

樣本中各主要變量相關(guān)性分析見表3。結(jié)果表明，各個(gè)控制變量的選取相對科學(xué)合理，但控制變量之間的相關(guān)系數(shù)十分顯著，導(dǎo)致研究結(jié)論可能會(huì)在一定程度上受到多重共線性的干擾。對此，本文在模型回歸時(shí)逐步引入控制變量，并檢驗(yàn)多重共線性程度是否可容忍。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

(二)傾向得分匹配

為增加處理組和對照組的可比性，本文通過政策虛擬變量對匹配變量組進(jìn)行l(wèi)ogit回歸估計(jì)傾向得分，利用核匹配法為每一個(gè)處理組國家挑選可供比較的對照組國家，從而實(shí)現(xiàn)組間均衡。表4報(bào)告了傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。可見，匹配后各變量均值差異明顯縮小且標(biāo)準(zhǔn)偏差絕對值均小于20，同時(shí)在處理組和對照組之間的差異并不顯著，表明傾向得分匹配效果較好。圖1報(bào)告了匹配前后核密度對比圖，直觀地說明了匹配后各變量在處理組和對照組之間是均衡的。

表4 傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)

圖1 匹配前后核密度對比

(三)平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

處理組與對照組在“一帶一路”倡議實(shí)施前的變化趨勢一致是使用雙重差分法的前提。在PSM的基礎(chǔ)上，本文以樣本期間各年作為時(shí)間虛擬變量，同時(shí)在模型中加入政策虛擬變量與各年虛擬變量的交乘項(xiàng)，以2014年為基準(zhǔn)進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)沿線南亞、東南亞國家與非沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平在“一帶一路”倡議實(shí)施前的平行趨勢。圖2給出了平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，其中實(shí)線表示95%的置信區(qū)間。結(jié)果顯示，2014年之前的所有回歸結(jié)果均未通過顯著性檢驗(yàn)，表明“一帶一路”倡議實(shí)施前沿線南亞、東南亞國家和非沿線國家的變動(dòng)趨勢并無顯著差異，即處理組和對照組滿足共同趨勢假設(shè)，樣本分組有效。

(四)雙重差分檢驗(yàn)

1.平均處理效應(yīng)

圖2 平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

在回歸前，針對前文PSM匹配的樣本數(shù)據(jù)，本文采用豪斯曼檢驗(yàn)、個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)檢驗(yàn)得出國家固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)均顯著，因此本文考慮控制國家和年份固定效應(yīng)進(jìn)行雙重差分檢驗(yàn)。此外，為避免前文提及的多重共線性問題對研究結(jié)果造成影響，本文采用方差膨脹因子檢驗(yàn)得出最大的VIF為3.34，遠(yuǎn)小于10，表明多重共線性可容忍?；诖?，本文逐個(gè)引入控制變量考察“一帶一路”倡議對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的平均處理效應(yīng)，結(jié)果見表5。其中，表5(1)～(4)列報(bào)告了未控制固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，(5)～(8)列報(bào)告了采用聚類到國家-年份層面的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，當(dāng)不控制國家和年份固定效應(yīng)時(shí)，交乘項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值均為正且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)進(jìn)一步控制國家和年份固定效應(yīng)時(shí)，交乘項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值仍然為正且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)。由此可見，相比非沿線國家，“一帶一路”倡議實(shí)施顯著提高了沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平。

表5 平均處理效應(yīng)結(jié)果

2.動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)檢驗(yàn)

為考察上述正向影響效應(yīng)在“一帶一路”倡議實(shí)施后的變化趨勢，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)，與此對應(yīng)的模型如式(2)所示：

lneti,t=α0+α1treati,t+α2y14i,t+α3y15i,t+α4y16i,t+α5y17i,t+α6y18i,t+

α7treati,t×y14i,t+α8treati,t×y15i,t+α9treati,t×y16i,t+

α10treati,t×y17i,t+α11treati,t×y18i,t+α12Zi,t+Ci,t+Vi,t+εi,t

(2)

其中，y14、y15、y16、y17和y18分別對應(yīng)2014—2018年的時(shí)間虛擬變量，treat×y14、treat×y15、treat×y16、treat×y17和treat×y18分別為政策虛擬變量與各年虛擬變量的交乘項(xiàng)，其余指標(biāo)含義同式(1)。根據(jù)前文研究設(shè)計(jì)，α7、α8、α9、α10和α11是回歸結(jié)果中重點(diǎn)關(guān)注的政策虛擬變量和各年虛擬變量的交乘項(xiàng)系數(shù)，表示2014—2018年“一帶一路”倡議分別對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的凈影響效應(yīng)。表6列示了動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果表明，2014—2017年“一帶一路”倡議對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的正向影響效應(yīng)逐年擴(kuò)大，2018年顯著性水平仍然保持不變但交乘項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值變小了，表明效應(yīng)略微減弱。

表6 動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(1)(2)(3)(4)lnetlnetlnetlnety181.344 31.096 72.024 1?2.606 9??(0.82)(0.70)(1.84)(2.07)treat3.826 0???4.954 8???-1.308 5-2.391 2(3.20)(4.29)(-0.62)(-0.72)lpgdp1.422 2???-1.600 8(2.75)(-0.91)res0.081 7?-0.143 3(1.79)(-1.45)sys1.819 1?-2.144 3(1.96)(-0.99)_cons0.891 1-11.128 1??-1.391 78.327 2(1.30)(-2.50)(-0.86)(0.78)國家固定效應(yīng)否否是是年份固定效應(yīng)否否是是N478478478478adj.R20.132 70.223 00.748 60.749 7

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)

參考Topalova的做法[34]，本文采用安慰劑效應(yīng)檢驗(yàn)法來證明上述結(jié)論的穩(wěn)健性。具體地，選取“一帶一路”倡議實(shí)施前的樣本數(shù)據(jù)，假設(shè)“一帶一路”倡議在2014年之前的某個(gè)時(shí)期開始實(shí)施，利用雙重差分法檢驗(yàn)“一帶一路”沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平分別在以2010年、2011年、2012年為政策沖擊時(shí)是否有類似顯著性差異。如果沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的顯著提高確實(shí)由“一帶一路”倡議導(dǎo)致，那么交乘項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值應(yīng)不顯著。表7中(1)～(3)列分別報(bào)告了相應(yīng)的安慰劑效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)值均不顯著，排除了其他因素對研究結(jié)果的影響。因此，“一帶一路”倡議實(shí)施確實(shí)顯著提高了沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平，上述核心結(jié)論成立。

表7 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

2.內(nèi)生性問題檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)果的可靠性，本文采用工具變量法解決“一帶一路”倡議作為解釋變量可能存在的內(nèi)生性問題。參考金剛等的做法[22]，選擇一國首都相距中國北京的地理距離作為該國是否成為“一帶一路”沿線國家(treat)的工具變量，并將其進(jìn)行對數(shù)化處理，數(shù)據(jù)來源于CEPII數(shù)據(jù)庫。選擇這一指標(biāo)的原因如下：一方面，由于古代絲綢之路的影響，“一帶一路”倡議更傾向于吸納地理距離較近的國家作為成員國；另一方面，考慮便捷性及高效性，地理距離相對較近的國家會(huì)在一定程度上為投資國降低成本，同時(shí)也能保證交通及其他信息的便捷性。表8列示了2SLS兩階段檢驗(yàn)結(jié)果。其中，由表8第(1)列和第(2)列可知，第一階段的回歸結(jié)果中工具變量(ldis)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)且均通過 1%的顯著性檢驗(yàn)，表明地理距離確實(shí)與內(nèi)生變量(treat、treat×post)存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，且F檢驗(yàn)值均大于臨界值，說明不存在弱工具變量問題。由表8第(3)列可知，第二階段回歸結(jié)果中treat×post的估計(jì)系數(shù)為正且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)?？梢?，“一帶一路”倡議實(shí)施對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響并未受到內(nèi)生性問題的干擾，核心結(jié)論依然成立。

表8 內(nèi)生性問題檢驗(yàn)結(jié)果

四、中介效應(yīng)檢驗(yàn)

根據(jù)前文所述，“一帶一路”倡議實(shí)施后沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平得到明顯改善。那么，何為“一帶一路”倡議與沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平之間的傳導(dǎo)機(jī)制？本文認(rèn)為傳導(dǎo)機(jī)制主要通過以下兩種途徑實(shí)現(xiàn)：一是為響應(yīng)“一帶一路”倡議，中國企業(yè)加大了對沿線國家的投資力度，為基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)相對落后的沿線國家提供了資金支持，緩解了沿線國家在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)方面的資金約束，一定程度上改善了沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平；二是與傳統(tǒng)基礎(chǔ)設(shè)施不同，網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施存在較高技術(shù)含量和技術(shù)門檻?！耙粠б宦贰背h的提出促使中國將先進(jìn)技術(shù)和經(jīng)驗(yàn)投入到沿線國家，滿足沿線國家高級生產(chǎn)元素需求，其帶來的技術(shù)外溢效應(yīng)一定程度上改善了沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平?；诖?，本部分從中國企業(yè)境外投資和技術(shù)外溢效應(yīng)兩個(gè)角度探究“一帶一路”倡議顯著提高沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的中間機(jī)制是否存在。根據(jù)上述途徑，依次設(shè)置兩個(gè)變量如下：linvest表示中國企業(yè)境外投資水平，度量指標(biāo)為中國企業(yè)境外投資額，并將其進(jìn)行對數(shù)化處理，數(shù)據(jù)來源于“中國全球投資追蹤”數(shù)據(jù)庫，與我國商務(wù)部公開的境外投資數(shù)據(jù)相比，該數(shù)據(jù)庫會(huì)追蹤到每筆投資的最終目的地，減少了投資數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)偏差。lpatent表示技術(shù)外溢效應(yīng)，參考李建軍等的做法[17]，選取一國專利申請數(shù)量作為度量指標(biāo)，并將其進(jìn)行對數(shù)化處理，數(shù)據(jù)來源于世界銀行。

借鑒溫忠麟等提出的Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序[35]，構(gòu)建以下模型來描述變量之間的關(guān)系：

lneti,t=β0+β1treati,t+β2posti,t+β3treati,t×posti,t+β4Zi,t+εi,t

(3)

linvesti,t(lpatenti,t)=α0+α1treati,t+α2posti,t+α3treati,t×posti,t+α4Zi,t+εi,t

(4)

lneti,t=γ0+γ1treati,t+γ2posti,t+γ3treati,t×posti,t+γ4linvesti,t(lpatenti,t)+γ5Zi,t+εi,t

(5)

其中，模型(3)與模型(1)相同。在模型(4)中，α3為核心解釋變量對中介變量(linvest或lpatent)的影響效應(yīng)。在模型(5)中，γ3表示在控制了中介變量的影響后，“一帶一路”倡議對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響效應(yīng)；γ4表示在控制了解釋變量的影響后，中介變量對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響效應(yīng)。由Bootstrap中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序原理可知，若α3和γ4均顯著，依次檢驗(yàn)效果強(qiáng)于Bootstrap檢驗(yàn)，則無需進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)；若二者至少有一個(gè)不顯著，則需要進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)，再根據(jù)Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果來判斷中介效應(yīng)是否顯著。

為避免前文所提及的多重共線性問題對研究結(jié)果造成干擾，本文對模型(3)～(5)分別采用逐步回歸法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，表9列出了中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。

表9 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

由表9第(1)列和第(4)列可知，模型(3)中β3為4.534 9，且在1%水平上顯著。也就是說，“一帶一路”倡議顯著改善沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的總效應(yīng)為4.534 9。表9第(2)列和第(3)列報(bào)告了“一帶一路”倡議是否會(huì)通過加大中國企業(yè)境外投資來改善沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平。由表9數(shù)據(jù)可知，α3和γ4分別為0.692 2和1.614 5，且均通過了顯著性檢驗(yàn)，無需進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)即可認(rèn)為中介效應(yīng)(α3×γ4=1.117 6)顯著。進(jìn)一步地，由γ3系數(shù)估計(jì)值顯著可知，中國企業(yè)境外投資在“一帶一路”倡議對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響中存在部分中介效應(yīng)，占總效應(yīng)的24.64%。表9第(5)列和第(6)列報(bào)告了“一帶一路”倡議是否會(huì)通過技術(shù)外溢效應(yīng)來改善沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平。由表9數(shù)據(jù)可知，α3未通過顯著性檢驗(yàn)，而γ4通過了顯著性檢驗(yàn)，需進(jìn)行Bootstrap檢驗(yàn)，表10列出了Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果。由檢驗(yàn)結(jié)果可知，在技術(shù)外溢效應(yīng)的間接影響檢驗(yàn)中，置信區(qū)間包含0，且Z值在1.96以下，說明中介效應(yīng)不存在。因此，可以得出結(jié)論：加大中國企業(yè)境外投資是“一帶一路”倡議顯著提高沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的主要途徑，而技術(shù)溢出效應(yīng)還未顯現(xiàn)。

表10 Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文以2009—2018年作為樣本期間，選取17個(gè)“一帶一路”沿線南亞、東南亞國家作為處理組，33個(gè)非“一帶一路”沿線國家作為對照組，采用PSM-DID方法檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的影響效應(yīng)及中間機(jī)制。本文的具體結(jié)論如下：一是通過實(shí)證分析探究“一帶一路”倡議對沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平所產(chǎn)生的影響，得出在實(shí)施“一帶一路”倡議的過程中，沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平得到顯著提升，進(jìn)一步引入動(dòng)態(tài)邊際效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)2014—2017年“一帶一路”倡議對沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的正向影響效應(yīng)逐年擴(kuò)大。在此基礎(chǔ)上，通過安慰劑效應(yīng)和內(nèi)生性問題檢驗(yàn)，驗(yàn)證了本文結(jié)論的可靠性，填補(bǔ)了相關(guān)研究領(lǐng)域的空白。二是通過引入中介效應(yīng)模型，從中國企業(yè)境外投資和技術(shù)外溢效應(yīng)兩個(gè)角度探究“一帶一路”倡議顯著提高沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的中間機(jī)制，厘清“一帶一路”倡議顯著提高沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的深層次原因。中介效應(yīng)檢驗(yàn)表明：加大中國企業(yè)境外投資是“一帶一路”倡議顯著提高沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的主要途徑，而技術(shù)溢出效應(yīng)尚未顯現(xiàn)，旨在立足于當(dāng)前的研究結(jié)論為后續(xù)的深入研究做好鋪墊和補(bǔ)充。

基于上述結(jié)論，本文有以下政策啟示性建議：

第一，加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實(shí)行共享與共治。從總體來看，沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平得到明顯改善，總體趨勢向好。因此，在后續(xù)推進(jìn)“一帶一路”倡議的進(jìn)程中，仍要加強(qiáng)“一帶一路”沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，在進(jìn)一步擴(kuò)大沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施改善效應(yīng)的同時(shí)，以各種方法激勵(lì)各種類型的所有制企業(yè)都積極投身進(jìn)來，帶動(dòng)其他基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)協(xié)同發(fā)展，持續(xù)改善當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施環(huán)境，從而幫助這些沿線國家的網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠得到快速發(fā)展，并使得這些國家的網(wǎng)絡(luò)設(shè)施水平在此基礎(chǔ)上得到更大幅度的提升，致力于激發(fā)基建紅利對當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用。與此同時(shí)，在不斷實(shí)施“一帶一路”倡議的過程當(dāng)中，還需要注意的是要進(jìn)一步將互聯(lián)網(wǎng)強(qiáng)大和發(fā)展起來，實(shí)行互聯(lián)網(wǎng)的共享與共治，營造一個(gè)和諧融洽的網(wǎng)絡(luò)氛圍。

第二，促進(jìn)文化交流與傳播，發(fā)掘多元合作方式。在沿線南亞、東南亞國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平總體趨勢向好的基礎(chǔ)上，要不斷促進(jìn)國家之間的文化傳播與交流。在現(xiàn)今的國際環(huán)境和社會(huì)當(dāng)中，很多西方的思想及觀點(diǎn)通過互聯(lián)網(wǎng)快速傳播并產(chǎn)生很大的影響力。因此，要加強(qiáng)各國之間的文化交流，完善網(wǎng)絡(luò)空間治理規(guī)則，開展良性溝通。除此之外，要加強(qiáng)各國間的數(shù)字合作，不僅僅是加強(qiáng)與“一帶一路”沿線國家的合作，還要鼓勵(lì)非“一帶一路”國家參與。在推進(jìn)數(shù)字絲綢之路的過程中，積極開展多種渠道的溝通磋商，共同開發(fā)和發(fā)掘更多的合作方式，從而使得多邊合作變得更加全面、更加多元、更加數(shù)字化，以實(shí)現(xiàn)更高層次的目標(biāo)。

第三，加大投資力度，發(fā)揮不同所有制企業(yè)優(yōu)勢。由中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，加大中國企業(yè)境外投資是“一帶一路”倡議顯著提高沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施水平的主要途徑。因此，在具體實(shí)踐中，要繼續(xù)加大中國企業(yè)境外投資力度，提高資金利用效率，切實(shí)保證資金落到實(shí)處，加快沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，實(shí)現(xiàn)共贏發(fā)展。同時(shí)，充分發(fā)揮不同所有制企業(yè)優(yōu)勢，構(gòu)建區(qū)域協(xié)同發(fā)展模式，加快網(wǎng)絡(luò)互聯(lián)互通步伐，共同致力于網(wǎng)絡(luò)空間命運(yùn)共同體建設(shè)。

第四，加強(qiáng)技術(shù)支持，縮小數(shù)字鴻溝。由中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果得知，“一帶一路”倡議對沿線國家技術(shù)外溢效應(yīng)存在正向影響趨勢，但未通過顯著性檢驗(yàn)。因此，在后續(xù)推進(jìn)“一帶一路”倡議的進(jìn)程中，要不斷加強(qiáng)對沿線國家的技術(shù)支持，提高建設(shè)網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施效率；積極展開與沿線國家間的技術(shù)經(jīng)驗(yàn)交流，教之以法，提高沿線國家網(wǎng)絡(luò)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的能力，以實(shí)現(xiàn)長期效應(yīng)；對技術(shù)相對落后的地區(qū)可通過區(qū)域協(xié)助、加大人才隊(duì)伍建設(shè)等方式，提高其創(chuàng)新意識(shí)和創(chuàng)新能力，推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，縮小數(shù)字鴻溝，推動(dòng)“數(shù)字絲綢之路”建設(shè)行穩(wěn)致遠(yuǎn)。