六、 稳健性检验
1. 平行趋势检验
在基准分析中,本文识别了“一带一路”倡议对中国企业出口质量的因果效应,但是这里依然需要进行双重差分模型的平行趋势检验,以此来证明结果的有效性。 图 1 显示了本文双重差分模型的平行趋势检验结果。 分析结果表明,2014 年前处理组与控制组拥有相同的发展趋势,因此本文结果通过了平行趋势检验。
2. 稳健性检验
(1) 安慰剂检验。 为了检验上述结果在多大程度上受到遗漏变量、随机因素等的影响,参考 La Ferrara et al.(2012)和Li et al.(2016)的做法,本文通过随机“筛选”“一带一路”倡议沿线城市并随机产生改革时间,据此构造了改革时间—城市两个层面随机实验。 接下来按照表 1 的第(3)列进行回归,根据虚假实验得到基准回归估计系数的概率来判断结论的可靠性。 为了进一步增强安慰剂检验的效力,将上述过程重复 500 次,最后绘出系数 ydyl×after 的估计系数分布图。 基于此来验证中国企业出口产品质量是否显著受到除“一带一路”倡议因素外的其他因素的影响。 若随机处理下 ydyl× after 的估计系数分布在 0 附近,即意味着模型设定中并未遗漏掉足够重要的影响因素,换言之,基准分析中的影响效应的确是由于本文关注政策发生带来的结果。 图 2 汇报的估计系数分布图可看出,虚假的双重差分项的估计系数集中分布于 0 附近,表明在模型设定中并不存在严重的遗漏变量问题,核心结论仍旧稳健。
(2) 使用倾向得分匹配后双重差分模型分析。 由于沿线城市可能会由于自身的交通条件与发展实力本就较非沿线城市好,其样本可能会存在选择偏差问题。 为了更好地选取控制组,本文进一步采用倾向得分匹配分析法,检验在其他条件相似的情况下,“一带一路”倡议对企业出口增长之间的因果关系。
本文在控制了省会城市或直辖市、是否为长江经济带重点城市、地方财政一般预算内支出与收入之比和地区生产总值增长率等变量的基础上,建立城市是否为“一带一路”沿线城市的 Logit 模型,同时采取最近邻 1∶1 匹配的方式对中国城市进行匹配,再用匹配后的样本进行基础回归。 表 2的第(1)列和第(2)列汇报了逐步引入了各项控制变量的非线性时间趋势效应后针对出口产品质量的分析结果。 结果显示 ydyl×after 对应系数显著为正,同时从数值上相对于基准回归中更大,这表明在使用更加精确的匹配样本后,整个政策效应变得更强,这也和预期相一致。 第(3)列和第(4)列则同样使用倾向得分匹配后双重差分(PSM-DID)的思路估计了“一带一路”倡议的提出对企业出口数量和出口总金额的影响,结果显示,“一带一路”倡议对出口数量并未产生显著影响,这依然与基准分析完全一致。 这一部分的分析表明正是由于“一带一路”倡议的提出,使得企业出口产品质量得以提升,即企业出口增长的模式主要体现为质量驱动。
(3) 考虑同期干扰政策影响。 2013 年前后,中国正处于深化改革开放的浪潮中,社会主义经济建设、政治建设、文化建设、社会建设、生态文明建设取得重大进展,中国特色社会主义事业开启了 全新的篇章。 “一带一路”倡议在此背景下产生,同时,为了推动开放向深度扩展,中国于 2010 年启动中国—东盟自贸区,加大与东南亚国家的合作力度,推动共同体建设。 除此之外,中国还于 2013 年 9 月设立中国上海自由贸易试验区,更加积极有效地利用外资。 在推进对外开放的同时,中国通过实施积极的财税体制为企业对外开放提供支持,如在 2012 年 8 月底左右扩大“营改增”试点地区范围和行业范围等,这些措施拓宽了小微企业税收优惠政策范围和企业投资自主权,使市场主体不断迸发新的活力。 由于以上多项政策都可能对中国企业出口产生影响,从而减少本文研究结果的可信度,故本文将尝试减少这些政策的影响,结果见表 3。
表 3 中的第(1)—(4)列为考虑了中国—东盟自贸区后的回归结果,这里应注意到,由于 2010年中国与东盟的合作实质上只包括了东盟中的 6 个成员国,而其他成员国实际上在 2015 年才开始进行贸易合作,故这里的“中国—东盟”自贸区只涉及 6 个国家。第(1)列为剔除与东盟国家进行出口贸易的企业样本后的估计结果,系数依然显著为正;第(2)列和第(3)列则加入了多个控制变量, 具体包括企业当年向东盟 6 个国家出口的国家数量(Asean_Countries)和企业当年向东盟 6 个国家出口的金额在当年该企业出口总金额中所占的比重(Asean_ratio),第(4)列则为同时控制以上两个变量后的估计结果。第(1)—(4)列的估计结果表明,即便在考虑“中国—东盟”自贸区影响之后,“一带一路”倡议对中国企业出口质量依然具有显著促进作用。考虑到上海自贸区政策也可能对本文形成干扰因素,第(5)列进一步控制了上海自贸区效应(Shanghai×after),不难发现“一带一路”倡议的影响效应依然显著为正,这表明控制上海自贸区这项政策实施的影响后,本文的研究结论依然成立。 此外,中国 2013 年开始实施的增值税改革也可能对本文研究产生干扰影响,基于此,本文进一步控制了受该政策改革影响省份与改革年份的交互效应,第(6)列结果表明,控制增值税改革的影响(VAT×after)后,本文的核心结果依然稳健。
综合以上分析,本文在排除同时期的相关政策影响后,核心结果依旧十分稳健,这也再次佐证了本文结果的可靠性。
(4)考虑企业出口产品种类问题。 对企业出口产品质量的分析可能会因为产品种类的单一或混合导致偏差,故本文尝试将单产品出口企业和多产品出口企业区分,考察单产品出口企业的产品质 量是否也显著受到“一带一路”倡议的影响,结果如表 4 所示。 表 4 显示ydyl×after 的系数显著为正, 即企业出口单一种类产品的质量同样受到了显著的正向影响。 经过以上分析,本文的核心结果依然稳健。
(5)考虑城市政策影响程度差异。 由于不同城市受到政策影响的程度是不一样的,基于此,前文的分析根据城市是否属于提出的“一带一路”贸易节点城市,构建双重差分模型来评估政策效应。 这一思路在实质上是根据城市影响程度高/低来设计双重差分模型,但其依然可能存在不够精确的问题。 考虑到这一点,本部分使用沿线城市受政策影响程度变量与改革前后虚拟变量的交互项来替换原有的政策交互项进行回归,在更一般性的连续型双重差分模型设计下对上述结论进行再检验。 具体而言,通过“一带一路”倡议提出前的城市在贸易节点中的重要性程度来度量城市受到该倡议影响程度,即基于基期城市对外出口额的程度变量来测度。 其合理性在于,基期出口规模更大则意味着在整个贸易节点中的重要性程度更高。
估计结果表明,在更一般性的连续型双重差分模型设计之后,整个“一带一路”倡议的政策效应依然非常显著, 且不论是基于政策发生前一年还是两年为基期来构建强度变量下的估计结果都显著为正。 这一研究结论表明,即便在考虑城市政策影响程度差异后,本文的核心结果依然是稳健的。
(6) 在出口国别层面构建双重差分模型。 为了进一步检验结果的稳健性,本部分基于企业出口国别中涉及沿线参与国的数量来构建双重差分项(country_ydyl_after),在国别层面对“一带一路”倡 议的出口质量影响进行再检验。 需要特别说明的是:在计算出口产品质量指标时实际上已经剔除了国别—年份联合固定效应的影响,这一联合固定效应用于控制不同国家的产品需求端效应;与此同 时,大部分企业出口的国别特征在年度间有较大变动,这导致在控制国别固定效应时估计样本有相 当程度的减少。 但是为了保证这一部分分析呈现结果的平衡性,这里依然逐步引入了企业出口国别固定效应的影响。
具体结果如表 5。 第(1)列报告了只控制企业固定效应和年份固定效应时的结果,系数显著为正。 第(2)列则进一步控制了企业出口国家的国别固定效应;第(3)列和第(4)列则进一步增加了控制变量在时期间的非线性影响,结果同第(1)列结论一样都显著为正。 这表明无论是从国家层面,还是从城市层面来构建双重差分模型分析,“一带一路” 倡议对中国企业出口产品质量都具有显著的正向影响。
3. 扩展性分析
(1)区分国有企业与非国有企业。 近年来,国有企业改革逐渐加大了力度,“一带一路”倡议对于促进企业出口贸易的影响是否会在国有企业和非国有企业之间具有异质性, 本部分将针对这一问题进行研究。
表 6 中第(1)—(3)列的国有企业与政策双重差分项的交互项(soe_ydyl_after)的系数均显著为负,表示当被解释变量为企业出口产品质量、企业出口总数量和出口总金额时,国有企业较非国有企业均显著减少。 这一结果表明,在“一带一路”倡议影响下国有企业出口产品的质量和数量的提升程度小于非国有企业。 可能的原因有:一方面,党的十八大以来,中国大力推进非国有企业发展,通过减税、免税、设立小微企业创业投资基金等措施鼓励促进了非国有企业的发展壮大。 在“一带一路”倡议下的对外贸易上,中国支持外贸综合服务企业为民营企业出口提供融资、通关、退税等服务。 另一方面,由于国有企业多是重工业企业,其经营主业通常为石油、化工、机械等,这导致其在短时间内相对创新难度更大。 以上种种原因可能导致国有企业对“一带一路”倡议的敏感程度不及非国有企业,从而使二者在“一带一路”倡议实施过程中的受益程度呈现出显著的差别。 这也从侧面反映出国家对非国有企业的重视以及中国深化国有企业改革的必要性。
(2) 区分“一带”和“一路”沿线城市。 “一带一路”主要由两条路线组成,其中“一带”为陆上丝绸之路经济带,“一路”为海上丝绸之路。 由于“一带”和“一路”的沿线城市主要分别位于中国中西部地区和东南部地区,地域的差异较大,可能会使“一带一路”倡议对企业的出口影响变得不同,本文将分别从“一带”和“一路”进一步考察。 由于缺少中国香港、中国澳门、中国台湾地区和西藏的相关数据,这里只对核心沿线城市中的 36 个城市进行回归。
本文分别构建“一路”政策效应(yl_after)和“一带”政策效应(yd_after),回归结果如表 7 所示。交互项 yd_after 的系数在第(1)列中并不显著,而交互项 yl_after 在第(4)列中却呈显著为正,表明“一带一路”倡议下,“一路”沿线城市的企业出口产品质量得到了更明显的正向增长,且同时“一带” 沿线城市的企业出口产品质量无明显变化。 对于出口总数量和出口总金额,“一带”和“一路”的沿线城市企业均没有表现出显著变化。 这种结果并不难解释,“一路”沿线城市主要为东部沿海城市,这些城市的经济水平更高,技术创新能力更强,企业发展环境更好,当经济结构发生调整和优化,外贸向高质量发展模式转变时,其出口的产品因为更可能使用高新技术等提高质量。
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