中欧班列与企业出口技术复杂度的关系研究
——基于中国A 股上市公司的分析

余 萍 吕孟杰 罗艳娥

1 引 言

党的二十大报告强调，要“加快建设贸易强国，推动共建‘一带一路’高质量发展，维护多元稳定的国际经济格局和经贸关系”。《推动共建丝绸之路经济带和21 世纪海上丝绸之路的愿景与行动》中明确提出建立中欧通道铁路运输、口岸通关协调机制，打造连接境内外、东中西的运输通道。中欧班列通道不仅是铁路通道，也是多式联运走廊。作为国际陆路运输的新型组织方式，中欧班列（CHINA RAILWAY Express①根据中华人民共和国国务院新闻办公室公布，中欧班列英文全称表述为“CHINA RAILWAY Express”。http://www.scio.gov.cn/XWfbh/gbwxwfbh/xwfbh/fzggw/Document/1481070/1481070.htm。）是中国与“一带一路”共建国家之间联系最为紧密的路径之一，也是推进“一带一路”建设的重要抓手。自2011 年中欧班列开通以来，中欧班列从最初的年发量17 列，到2021 年总计运行15183 列，中欧班列开通班列不断增多，逐渐实现常态化运营，逐步“连点成线”、“织线成网”，连接起中国、欧洲及沿线国家，班列辐射面不断扩大。2020 年受新冠病毒疫情影响，海运市场受到不同程度影响，海运运力短缺。2019 年4月欧盟港口停靠船舶62041 次，2020 年4 月停靠船舶43331 次，同比下降30%；截至2020 年11 月底，中国进出境船舶累计29.8 万艘，同比下降28.5%。但中欧班列却稳定顺利运行、逆势增长，2020 年，中欧班列累计开行1.24 万列，同比增长50%；运送货物总量达113.5 万标箱，同比增长56%，保证了中国与欧洲国家之间的正常贸易往来。截至2023 年1 月3 日，中欧班列累计开行突破6.5 万列、运送货物累计超过604万标箱、连通中国境内108 个城市和欧洲25 个国家208 个城市。①资料来源：中国国家铁路集团有限公司官网http://www.china-railway.com.cn/。

中国自2001 年加入世界贸易组织（WTO）以来，在对外贸易上取得的成绩令人瞩目。2009 年-2015 年，中国出口贸易额以年均11.2%的速度增长，但是在中国出口贸易快速增长的当下，中国对外贸易仍然面临一些问题与挑战：一是，由于中国自主研发能力不足、技术水平相对落后，核心领域技术和设备依赖进口的现象十分严重，同时“中国制造”缺乏核心技术，产品附加值较低，因此中国仍然处于全球产业链和价值链中下游的位置。二是，在严峻的国际形势及市场需求持续低迷的背景下，贸易保护主义不断抬头，东南亚等国家凭借更低价的劳动力和生产成本不断挤压中国的国际市场，中国如何在双重压力下从“贸易大国”转向“贸易强国”是保持对外贸易高速发展的关键一步。

本文围绕这一主题，以中欧班列开通为准自然实验，深入研究中欧班列开通与上市企业出口技术复杂度之间的影响关系？影响程度如何？影响机制是什么？对不同类型、规模、区位的企业是否具有不同的影响？

2 文献综述

2.1 中欧班列开通经济效应相关研究

自中欧班列开通以来，学者们对中欧班列进行了广泛研究。中欧班列开通效应与美国19 世纪兴建铁路、欧洲铁路建设、日本新干线开行、中国高铁开通等的效应相似，但中欧班列范围更广，对贸易的影响机制也更为复杂（Vickerman，1997［1］；Fogel，1964［2］；Daluwatte 和Ando，1994［3］；Donaldson 和Hornbeck，2016［4］；唐宜红等，2019［5］）。关于中欧班列开通经济效应的研究主要集中在以下三个方面：第一，中欧班列开通对企业创新的影响。王雄元和卜落凡（2019）［6］利用中欧班列开通为政策冲击，采用双重差分法发现中欧班列的开通促进了企业创新，同时参与中欧班列贸易的企业更能吸引外资。李佳等（2020）［7］通过2005-2018 年中国地级市数据进行实证分析，指出中欧班列开通显著提升了城市创新水平。第二，中欧班列开通对生产率的影响。张建清和龚恩泽（2021）［8］运用双重差分法，证明中欧班列的开通对中国城市生产率具有显著的正向作用。方慧和赵胜立（2022）［9］使用中国沪深A 股制造业上市公司数据，实证检验得出中欧班列开通通过提高市场竞争力和企业创新能力，显著提高了中欧班列开通所在地出口企业的全要素生产率。第三，中欧班列开通对贸易的影响。刘斌等（2022）［10］探讨了中欧班列西部通道对中国出口贸易的作用，中欧班列对价值链产品的出口具有较强的促进作用，欧亚经济对中国存在很大的潜力。此外，中欧班列开行班次不断增加，中国同沿线各国贸易网越织越密，中欧班列的开通显著促进了中国同沿线国家的双边贸易，中欧班列作为中国中西部地区连接欧洲及沿线国家的主要通道之一，使中国同欧洲国家的经贸关系愈发紧密（于民和刘一鸣，2019［11］；吕越等，2022［12］）。中欧班列显著加强了中西部地区对外贸易、促进了贸易增长，有助于内陆地区降低运输和交易成本，促进产业结构优化，提高民营企业投资效率，推动沿线城市加工贸易的发展，提升城市贸易开放程度，推动产业结构升级，有效推动中国内陆城市对外贸易高质量发展（张祥建等，2019［13］；刘恩专和李津，2020［14］；方行明等，2020［15］；周学仁和张越，2021［16］；李佳和闵悦，2022［17］）。开通中欧班列的中国内地城市较其他城市贸易规模有明显的增长，其中政府补贴激励对进出口增长有促进作用，对中西部地区进出口增长效应更显著（苏振东等，2012［18］；施炳展等，2013［19］；周学仁和张越，2021［16］）。

2.2 出口技术复杂度的相关研究

随着国际贸易的发展，国内外学者对出口贸易的研究开始由出口数量向出口质量转变，提出了出口技术复杂度这个衡量出口结构、出口质量和竞争力的概念。出口复杂度的概念最初作为贸易专业化指标被Michaely（1984）［20］提出，而后Hausmann 和Rodrik（2003）［21］用复杂度对产品的技术含量进行衡量，随后逐步延伸，形成出口技术复杂度这一概念。Lall 等（2006）［22］认为，出口技术复杂度是一个综合性概念，它反映了资源禀赋、产品技术水平、产品细分种类和营销等水平。陈晓华等（2011）［23］认为出口技术复杂度是一国整体技术水平的体现，同时出口技术复杂度还能体现出口产品中低技术、中高技术产品所占的比重。

人力、物质资本和研发影响因素。人力资本和研发投入是企业进行自主创新的基本条件，加大人力和研发投入有利于企业资本积累，同时可以提高企业生产效率，促进技术、知识落地（Coe 和Helpman，1995［24］；Ascari 和Cosmo，2004［25］）。人力资本投入可以通过企业创新这一渠道提高企业出口技术复杂度（Wang 和Wei，2007［26］）。除此之外，企业加大研发投入也可以促进企业创新能力的提升，继而达到出口技术复杂度提升的目的（Vogiatzoglou，2009［27］）。根据H-O 理论，一国应出口密集使用丰裕要素生产的产品，因此在资本较为丰裕的国家或地区，更易出口技术水平较高和高附加值的产品，使得该国出口技术复杂度较高（毛其淋，2012［28］）。

贸易自由化和创新影响因素。贸易自由化加速了世界各国货物、技术、人才、管理经验及知识等的扩散与交流，有效强化市场竞争，激发企业进行产品升级，提高产品质量，进而提高出口技术复杂度（Girma 等，2001［29］；Javorcik 和Smarzynska，2004［30］；Madsen，2007［31］）。盛斌和毛其淋（2017）［32］研究表明，贸易自由化可以通过促进本土企业研发创新来提升出口技术复杂度。毛其淋和方森辉（2018）［33］使用2005年-2007 年的企业微观数据探究了企业研发投入对出口技术复杂度的影响，实证发现适当的政府补贴和市场竞争能促进企业创新能力的提升，从而提高企业出口技术复杂度。刘会政和朱光（2019）［34］研究发现，除了最终品进口能促进企业出口技术复杂度的提升，中间品进口同样能够促进出口技术复杂度的提升，其中来自发展中国家的中间品效果更显著。

2.3 基础设施建设与出口技术复杂度的相关研究

基础设施建设互联互通是“一带一路”倡议的重要内容，基础设施和物流体系是产品和要素自然流动和促进国际贸易的重要载体，基础设施建设能有效改善投资环境，带动区域协调发展。一些研究认为，完善的基础设施能够有效节省运输时间、提高运输效率、减少运输成本，促进企业发展，对企业生产率的提升发挥了重要作用（Shirley 和Wintson，2004［35］），同时通过对基础设施建设和贸易成本的研究，发现基础设施建设能有效降低运输成本以提高企业盈利水平，促使企业快速发展（刘秉镰和刘玉海，2011［36］）。张鹏飞（2018）［37］立足“一带一路”沿线亚洲国家，运用引力模型发现交通和通信基础设施建设对一国的进出口贸易具有显著影响。

王永进等（2010）［38］使用1995 年-2004 年跨国数据，得出更完善、健全的公路基础设施建设会带来更高的出口技术复杂度。Puertas 等（2014）［39］使用2005 年-2010 年26 个欧盟发达国家物流绩效数据，实证检验发现高效的物流体系对出口竞争力的提升发挥了重要作用。卓乘风和邓峰（2018）［40］通过2004 年-2015年中国省际面板数据，实证检验得出一般性基础设施和科技型基础设施建设有利于制造业企业进行对外贸易活动，有效提高出口规模，显著提升企业出口技术复杂度的结论。章秀琴等（2020）［41］实证检验认为交通和通信基础设施质量的提升，能显著提高“一带一路”沿线国家制造业产品的出口技术复杂度。冯正强和于佳惠（2021）［42］研究表明新型信息基础设施建设，能够通过成本节约效应和技术溢出效应扩大出口规模，推动出口技术水平提高，显著提高中国出口技术复杂度。李芊池（2021）［43］基于“一带一路”沿线国家数据，实证检验发现交通、能源等基础设施的改善，能显著提高沿线国家制造业出口技术复杂度。此外，陈默等（2022）［44］聚焦中国对非洲基础设施建设与中非产能合作，实证检验认为基础设施建设通过提高企业全要素生产率，促进了中非产能合作。

纵览现有文献，许多学者对中欧班列和出口技术复杂度展开了丰富且深刻的研究，这些文献为本文针对中欧班列开通与企业出口技术复杂度的关系研究提供了思路及参考。但是目前暂未有文献针对中欧班列开通与企业出口技术复杂度之间的关系进行研究。鉴于此，本文有以下边际贡献：一是研究视角的拓展。本文基于2009 年-2015 年中国A 股上市公司数据探究中欧班列对企业出口技术复杂度的影响，同时分析其实现路径，补充了中欧班列开通的经济效应的研究视角，丰富了相关文献。二是研究内容的深化。本文通过构建相关指标进一步探究了中欧班列开通影响企业出口技术复杂度的理论依据及其传导机制。此外，本文还从多个维度探究中欧班列开通对不同类型企业的异质性影响，有助于深化对二者内在关系的认识。进一步加深了对中欧班列开通政策效应与企业出口技术复杂度的认识。

3 理论分析

3.1 出口产品多样化渠道

新经济地理理论提出，在考虑运输成本的情况下，交通运输等基础设施建设可以有效降低运输成本、降低经济活动时空距离、加速要素流动。在“一带一路”倡议背景下，中欧班列的开通改变了开通城市国际运输通道结构，出口货物以更短的距离和更快的速度到达欧洲市场，提高了中国中西部地区的贸易便利化水平。

出口产品多样化能够有效推动经济增长，带来知识溢出效应和学习效应。从贸易自由化角度来看，贸易成本减少与出口产品多样化常相伴出现。从市场角度来看，中欧班列开通为出口企业提供了更广阔的欧洲市场，当市场规模较大但企业所占市场份额较少时，企业会选择增加出口产品种类来获取更大的利益（易靖韬和蒙双，2017［45］）。从企业角度来看，戚建梅等（2017）［46］研究表明，出口产品多样性增加可以促进企业生存，出口产品集中度越高，企业的生存风险越大。出口企业为适当分散风险，大多会在一定程度增加出口产品种类。出口企业通过扩大产品销售范围和种类提升盈利能力，而盈利能力的提升为企业获取更优质、更多样的中间品和技术研发升级提供了资金支持（于欢等，2022［47］）。

3.2 技术创新渠道

根据需求引致创新理论，市场规模和需求的变化将引导或者制约企业技术创新。已有研究证实中欧班列开通能有效促进企业及区域的创新（王雄元和卜落凡，2019［6］；李佳等，2020［7］），而技术创新是提高企业出口技术复杂度最关键的因素之一（Ascari 和Cosmo，2004［25］；郭晶和杨艳， 2010［48］；Zhu 和Fu，2013［49］；毛其淋和方森辉，2018［33］；王智新等，2022［50］）。中欧班列拥有“轴—辐”运输网络，以部分城市为枢纽，各地共享班列号，“成组集结，零散中转”统一检疫通关，有效减少运输成本，实现铁路运输的规模经济。企业可以降低运输成本、更快的获得周转资金，为企业加大技术研发、产品升级提供了保障，推动企业提高产品技术，增强产品出口竞争力（Hausmann 等，2007［51］；张洋，2017［52］；毛其淋和方森辉，2018［33］）。

一方面，中欧班列的开通为出口企业提供了广阔的国际市场以及更加透明的国际市场信息，激励企业进行技术研发。具体表现在，中欧班列连接了沿线各国，为沿线国家贸易便利化创造了设施基础，紧密了沿线各国经贸合作，促进国内企业和欧洲等国外企业需求的有效对接。企业可以针对市场的需求进行产品研发，将产品转化为利润。同时由于对潜在利润的追求，企业会持续加大技术研发创新，以获得更大的市场份额和利润。另一方面，中欧班列为更多的企业提供了参与国际贸易的机会，市场空间扩大的同时也带来了企业间的竞争（Chen 等，2009［53］）。中欧班列去程目的地及返程出发地多为欧洲发达国家或地区，出口产品面临更大的国外市场竞争压力，为避免单一产品带来的风险，企业可能会选择提高产品多样化，分散风险。而加大技术创新和产品研发是支撑产品多元化的必要条件。

3.3 生产效率渠道

企业全要素生产率的提高能够使企业获得更高的利润，有更丰裕的资金用于提升技术和支付进入国际市场的固定成本，促进企业出口质量及企业出口技术复杂度不断提升（曹毅和陈虹， 2021［54］）。同时Eck 和Huber（2016）［55］及盛斌和毛其淋（2017）［32］也认为生产效率的提升是影响企业出口技术复杂度的重要因素。

一方面，中欧班列返程运输的产品多为技术水平较高，附加值较大的产品，中国企业可以学习到欧洲国家更为先进的技术及经验。同时，中欧班列返程率的不断提高，越来越多的产品及技术设备被引进，中国企业通过模仿和学习获得先进的生产和管理技术，不断提高生产率。而全要素生产率的提升可以为企业带来规模效益，获得较为丰裕的利润，使得企业有能力进行技术研发，进而提升企业出口技术复杂度（Eck 和Huber，2016［55］）。另一方面，从企业全要素生产率的定义可知，全要素生产率本质上是一种资源配置效率（赵新宇和郑国强，2021［56］）。中欧班列的开通除了可以通过学习先进技术及经验提高企业全要素生产率从而提高出口技术复杂度，还可以通过提高资源配置效率影响企业出口技术复杂度，推动“一带一路”沿线国家的要素流动，进而优化资源配置，提升企业全要素生产率。

4 模型设定与变量说明

4.1 数据来源与数据处理

本文在进行中欧班列开通和企业出口技术复杂度之间相关关系分析时，主要采用以下四套数据库，第一套数据库是2009-2015 年的中国A 股上市公司数据库，其中包含A 股上市公司资产负债表、现金流量表、利润表等财务数据。第二套是2009-2015 年中国海关数据库，该数据库涵盖企业编码、进出口货物种类及金额等贸易数据。第三套数据库来自法国国际展望和信息研究中心提供的CEPII-BACI 数据库和CEPIITUV 数据库。第四套数据库来自世界银行WDI 数据库。本文主要使用中国海关数据库、CEPII-BACI 数据库、CEPII-TUV 数据库和世界银行WDI 数据库中提供的各国或地区产品出口种类、数量及出口额、各国GDP 等数据用于产品出口技术复杂度的计算。除此之外，其余企业层面数据均来自国泰安（CSMAR）数据库，城市层面数据来自《中国城市统计年鉴》及各省市统计年鉴。关于中欧班列开通有关信息均来源于国家铁路局、新华网、中国一带一路网、中华人民共和国商务部、中铁集装箱公司等网站，由作者手工整理。

本文将中国A 股上市公司数据库与中国海关数据库进行匹配，删除未发生出口行为的上市企业，本文借鉴王雄元和卜落凡（2019）［6］的做法，对匹配后的数据进行以下处理：删除不符合会计准则的企业样本，其中包含删除ST、*ST 公司样本、资产负债率不在（0，1）区间内的样本、注册地发生变动的样本，最终获得符合条件样本5592 个。

4.2 计量模型构建

为有效识别中欧班列开通与企业出口技术复杂度之间的关系同时有效规避内生性问题，本文以中欧班列开通为准自然实验，使用双重差分法进行实证检验。因此，本文参考王文雄和卜落凡（2019）［6］的做法，将每周至少开行一班（或每月4 班）列车且运行至今的中欧班列定义为常态化运行，通过比较中欧班列开通前后的控制组和实验组估计中欧班列开通对企业出口技术复杂度的净效应。基于以上分析，本文使用多期DID 方法构建基本计量模型如式（1）所示。

其中，f代表企业，i代表城市，t代表年份。因变量为t年企业f的出口技术复杂度。核心解释变量代表i城市t年是否开通中欧班列，城市年未开通的年份取值为0，i城市t年开通当年及之后的年份取值为1。和分别代表企业层面和城市层面的控制变量；为遵照双重差分的标准设定，本文加入和分别为企业固定效应和时间固定效应；是随机扰动项，采用城市层面的聚类稳健标准误。为本文所关注的核心解释变量，核心系数是，该系数刻画了中欧班列开通对企业出口技术复杂度的净效应，若系数为正表明中欧班列开通对企业出口技术复杂度具有正向效应，即中欧班列开通与企业出口技术复杂度之间存在正向关系。

4.3 变量设置与指标测算

（1） 企业出口技术复杂度（ESIi）

本文借鉴盛斌和毛其淋（2017）［32］的做法，采用RCA 指数测算法，以显示性比较优势（Revealed Comparative Advantage，RCA）代替市场份额作为权重。首先对产品p的技术复杂度进行计算，如式（2）所示。

其中，p表示产品（HS 采用6 位数编码）。因变量为产品p的技术复杂度。c表示一个国家或地区，表示c国家或地区p产品的出口额，Xc表示c国家或地区的出口总额，表示c国家或地区的实际人均GDP。那么，表示c国家或地区p产品的出口额占总出口额的比重，表示全球所有国家的p产品的出口额占各国或地区出口总额比重的加总，可以用来表示c国家或地区p产品在出口方面的显示性比较优势。企业出口技术复杂度的计算需要将出口的所有产品均涵盖，接下来利用HS6 位码①本文统一使用协调制度2002 版（Harmonized System 2002，HS02）。计算企业出口技术复杂度，如式（3）所示。

其中，i表示企业，表示企业i产品p的出口额，表示企业i的总出口额。那么，表示企业i中p产品的出口额占企业总出口额的比重，为产品p的技术复杂度。

（2）控制变量（Xf,i,t和Zi,t）

本文借鉴方慧和赵胜立（2022）［9］及张建清和龚恩泽（2021）［8］的做法，设定了如下企业层面控制变量Xf,i,t和城市层面控制变量Zi,t。控制变量Xf,i,t包括：①产权性质（STATE），即是否为国有企业，国有企业取值为1，非国有企业取值为0；②总资产收益率（ROA），用于衡量企业盈利能力；③融资约束（SA），企业所面临的融资约束根据公司规模及成立时间计算；④营业收入（SALE），用上市公司主营业务收入的自然对数衡量；⑤员工数量（STAFF），用上市公司员工人数衡量；⑥政府补助（SUBSIDT），即是否受到政府补贴，受到政府补贴取值为1，否则取值为0；⑦企业规模（SIZE），用企业平均总资产的自然对数衡量；⑧资本密集度（KLRATIO），用固定资产净值与从业人员数的比值取自然对数来衡量；⑨现金水平（CASH），用企业经营活动产生的现金流量与营业收入之比衡量。

控制变量包括：①对外开放水平（OPE），使用城市实际利用外资数量与地区生产总值之比进行衡量；②地区经济发展水平（DEV），使用城市人均地区生产总值衡量；③政府支出水平（FAN），使用一般公共预算支出占地区生产总值的比重衡量；④金融发展水平（FIN），使用金融机构存贷款总额与地区生产总值之比衡量。

5 实证结果及分析

5.1 基准回归

表1 报告了基于式（1）的基准回归结果，表1 第（1）列仅加入个体固定效应和年份固定效应，第（2）列在第（1）列的基础上加入企业层面控制变量，第（3）列在第（2）列的基础上进一步加入城市层面控制变量，核心解释变量系数为0.077，说明相比未开通中欧班列城市的企业，开通城市企业出口技术复杂度提高约7.7%。表1 第（1）-（3）列的核心解释变量系数均具有十分显著的经济意义与统计意义。结果表明，开通中欧班列所在站点城市的企业出口技术复杂度受到了更大的政策冲击，可以认为中欧班列的开通与企业的出口技术复杂度之间具有显著且正向的关系。主要是因为中欧班列的开通扩大了企业“走出去”的市场规模，学习到更先进的生产及管理技术，同时出口目的地对产品的需求促使企业加大技术研发投入、提高生产效率从而提升企业出口技术复杂度。

表1 基准回归估计结果

5.2 双重差分的有效性检验

（1） 平行趋势检验

双重差分虽能有效地克服内生性问题，但使用双重差分法进行政策效应识别的关键前提是处理组和对照组满足平行趋势假设，即在中欧班列开通前后企业出口技术复杂度的发展趋势之间不应该存在系统性差异。为了检验受政策冲击前的共同趋势，本文构建模型如式（4）所示。

本文将估计结果直观反映于图1 中，可以看出在中欧班列开通前的年份里，估计系数均不显著且政策效应大小在0 附近上下浮动，说明处理组与对照组在中欧班列开通前的发展趋势大体相似，支持了双重差分法的共同趋势假设。

图1 双重差分平行趋势检验

（2） 预期效应检验中欧班列开通前一年年份虚拟变量与处理组变量的交互项若该交互项估计系数不显著，则

为了保证实证结果的稳健，本文对中欧班列开通的预期效应进行检验，在基准回归模型式（1）中加入表明在中欧班列开通前不存在潜在的预期效应。如表2 第（1）-（2）列所示，加入控制变量前后系数均不显著，说明本文研究的中欧班列在开通前不存在显著的预期效应。同时的系数依旧显著且与基准回归差别不大。结果表明，中欧班列开通这一政策冲击对企业出口技术复杂度具有较强的外生性。

表2 预期效应检验结果

（3）安慰剂检验

为了进一步检验本文的研究结果是否受到城市-年份层面不可观测因素的影响，本文采用随机选取处理组和政策冲击年份的方法进行安慰剂检验。具体做法为，随机选取中欧班列开通城市，并在样本期间内随机选取一年作为政策冲击年份，即选取该年作为该城市中欧班列开通年份，根据基准回归模型式（1）进行参数估计，重复以上随机抽样500 次，估计系数与P 值分布如图2 所示。安慰剂检验中随机生成的政策冲击效应均集中分布于零附近，且绝大多数P 值大于0.1，证明本文实证结果较少受到遗漏变量偏误的影响，上述研究结果是稳健的。

图2 双重差分安慰剂检验

5.3 一系列稳健性检验

（1）PSM-DID 检验

中欧班列开通城市本身可能存在一定的特点，例如人口众多、经济发展水平高、信息化水平高、物流发达等，这些因素可能对企业出口技术复杂度产生一定的影响。为进一步缓解中欧班列开通城市在选择上的内生性问题，本文通过倾向得分匹配法（PSM）消除上述因素对结果的可能影响。参考方慧和赵胜立（2022）［9］，使用城市经济发展水平、人力资本、信息化水平、基础设施建设水平、政府支出水平以及金融发展水平作为协变量。通过logit 模型采用最邻近1：1 匹配方式对处理组和对照组进行倾向得分匹配，进行双重差分检验，表3 第（1）-（3）列分别使用权重不为空、满足共同支撑假设的样本和使用频数加权，即根据权重来复制控制组中匹配成功的样本进行回归，回归结果均显示核心解释变量系数仍然具有显著性，稳健地支持了本文的研究结论。

表3 稳健性检验Ⅰ：PSM-DID 检验

（2） 基于企业-行业-时间的三重差分检验

为进一步提高估计准确性，本文根据方慧和赵胜立（2022）［9］的做法，使用是否属于中欧班列固定运载货物的行业作为哑变量（industry）对样本进一步细分，即属于固定运载货物行业的企业industry 取值为1，不属于固定运载货物行业的企业industry 取值为0。a 本文构建三重差分模型如式（5）所示。

表4 稳健性检验Ⅱ：基于企业-行业-时间的三重差分检验

（3）指标变换

为使实证结果更具稳健性，本文采用多种企业出口技术复杂度的测算方法，借鉴Xu（2007）［57］的方法，将产品质量差异纳入考虑。首先，产品的质量水平采用产品的单位价值进行衡量，如式（6）所示。

本文参考Xu（2007）［57］及王永进等（2010）［38］的方法，取值为0.2，经产品质量调整后的微观企业层面的出口技术复杂度，如式（8）所示。

本文将产品质量差异纳入考虑范围，重新对企业出口技术复杂度进行测算，图3 展示了以上两种方法测算的平均出口技术复杂度，二者具有较强的相关性。RCA 指数测算法修正法优化了企业出口技术复杂度的测算，有效解决忽视出口产品质量导致出口技术复杂度高估的问题。表5 第（1）列报告了使用RCA指数测算法修正法测算的企业出口技术复杂度的回归结果，在更换被解释变量测算方式后，回归结果依然稳健。

图3 RCA 指数测算法及其修正法测算的平均出口技术复杂度

（4） 样本敏感性测试

2013 年，中国正式提出“一带一路”倡议，本文选取2013 年及以后企业样本进行回归，有助于在“一带一路”倡议背景下对中欧班列开通效应研究，排除其他可能的政策干扰。回归结果如表5 第（2）列所示，核心解释变量回归系数仍显著且为正，说明排除其他政策因素后，中欧班列开通对企业出口技术复杂度的促进作用仍然稳健。

（5）基于单一时点双重差分法

虽然首班中欧班列开通于2011 年，但是中欧班列的蓬勃发展起于2013 年“一带一路”倡议的提出。“一带一路”倡议提出后，中欧班列的发展逐渐加速，开行班列数量和回程率不断提高。因此，本文参考张祥建等（2019）［13］将2013 年设定为中欧班列的开行时间节点，具体的，本文以2013 年为中欧班列开通政策冲击时点，将部分2013 年以后开通中欧班列的城市样本剔除。将受到政策冲击的企业样本设置为处理组，未受到政策冲击的企业样本设置为控制组。基于以上处理，进行稳健性检验，回归结果如表5 第（3）列所示，回归结果依然稳健。

6 机制分析

本文通过实证研究和稳健性检验得出的主要结论为中欧班列开通对企业出口技术复杂度具有正向影响，但是中欧班列通过什么渠道影响企业出口技术复杂度呢？本部分将从出口产品多样性、技术创新、生产效率三个影响渠道分析中欧班列开通对企业出口技术复杂度的影响并进行实证检验。参考张建清和龚恩泽（2021）［8］，本部分机制检验模型设置如式（9）所示。

“昆北”阴平声字“因”的唱调（《荆钗记·男祭》【折桂令】“听剖因依”，755），其中的即为两节型过腔。虽然这个过腔的音乐材料也都相同，都来自于本唱调音阶的级音，但由此组成的乐汇或句型可以分作两节，其中，为第一节级音性过腔，第二节级音性过腔。这个过腔即是由同一种音乐材料组成的两节型过腔。

6.1 出口产品多样性机制

本文在测度出口产品多样性时，参考于欢、姚莉和何欢浪（2022）［47］的做法，根据中国海关数据库中企业每年出口产品种类之和取对数来测度企业出口产品多样性。表6 第（1）列报告了式（9）的回归结果，即以出口产品多样性为被解释变量的回归结果，估计系数为正且显著，表明中欧班列开通能够显著提高出口产品多样性。而出口产品多样性的提升可以给企业带来较为丰裕的利润，使得企业有足够的流动资金投入研发，不断引进先进技术，加强产品竞争力，从而达到提升企业出口技术复杂度的目的。因此，出口产品多样性能够作为中欧班列开通促进企业出口技术复杂度的渠道。

表6 机制分析

6.2 技术创新机制

中欧班列开通打通了中国与欧洲国家的铁路运输，提高了与欧洲国家的贸易便利化，为中国企业提供了广阔的国际市场，同时企业可以有效与国际市场进行需求对接，促使企业更具针对性的加大研发投入。除此之外，中欧班列的目的地大多为欧洲发达国家，出口产品面临更大的国际市场竞争压力，并且随着中欧班列返程率的逐年增加，更多国外具有竞争优势的产品涌入本土市场，为企业进行技术创新和产品升级提供良好的机会。

本文参考韦东明和顾乃华（2021）［58］将上市公司发明专利授权总数作为企业技术创新的指标。根据式（9）进行回归，表6 报告了相关回归结果。表6 第（2）列回归系数显著且为正，结果表明中欧班列开通对企业技术创新水平有显著的提升作用。在进行创新投入的同时，企业可以优化生产流程、运用新的技术推动产品升级。最终达到提高企业出口技术复杂度的目的。以上结果表明，技术进步的确是中欧班列开通影响企业出口技术复杂度的渠道之一，即中欧班列开通通过提高企业技术创新水平从而对企业出口技术复杂度的提升产生影响。

6.3 生产效率机制

本文在测算企业全要素生产率时，主要参考Levinsohn 和Petrin 的方法（简称LP 法）。将企业全要素生产率作为机制变量，表6 报告了相关结果。表6 第（3）列报告了式（9）的回归结果，估计系数为正且显著，表明中欧班列的开通能够显著促进企业全要素生产率的提升。而全要素生产率的提升可以给企业带来较为丰厚的利润，使得企业有能力支付出口固定成本以及进行技术研发，为企业技术创新提供有力支撑。因此，企业全要素生产率的提高能够间接促进企业出口技术复杂度的提升，同时也是中欧班列开通促进企业出口技术复杂度的渠道，同样验证了前文的理论分析。

7 异质性分析

7.1 基于不同企业的异质性分析

（1）基于股权性质的异质性分析

为了研究中欧班列开通对不同企业的出口技术复杂度的影响，本文将样本企业分为国有企业和非国有企业。使用基准回归模型对两个样本分别回归，结果如表7 第（1）和（2）列所示。表7 第（1）列报告了国有企业样本回归结果，第（2）列报告了非国有企业的样本回归结果。由此可见，中欧班列开通促进了非国有企业出口技术复杂度的提升，具有正向的相关关系，但与国有企业出口技术复杂度的的关系不显著。可能的解释是，国有企业经营管理模式较为固定和僵化，故中欧班列开通对国有企业出口技术复杂度影响并不显著，非国有企业更愿意通过参与国际贸易来改善自己的经营状况、扩大规模，故中欧班列开通对非国有企业出口技术复杂度具有显著的提升作用。

表7 基于不同企业的异质性分析

基于以上分析，中欧班列开通显著促进了非国有企业出口技术复杂度的提升。在现实情况下，非国有企业更容易受到信贷歧视，融资约束较为严重（梅冬州等，2022［59］）。本文将进一步探究中欧班列与企业出口技术复杂度之间的关系是否因企业所受的融资约束不同而存在差异。本文采用融资约束指数（SA 指数）对企业所受融资约束程度进行衡量，其中SA 指数①SA=-0.732SIZE+0.043SIZE^2-0.04AGE，其中，SIZE 为资产总额取对数，AGE 为企业成立年限，SA 取值越高表明融资约束程度越大。计算方法参考Hadlock 和Pierce（2010）［60］。本文将全样本SA 指数中位数作为高融资约束组和低融资约束组的分类依据，根据基准回归模型进行回归，回归结果如表7 第（3）-（4）列所示。通过回归结果可以发现中欧班列开通与高融资约束企业的出口技术复杂度之间具有正向相关关系，但是与低融资约束企业之间的关系并不明显，这表明中欧班列的开通以及“一带一路”倡议的提出为企业和信贷机构传递出积极信号，同时政府对选择中欧班列的企业运输成本给予一定的补贴，能够有效缓解企业融资约束，促进企业出口技术复杂度的提升（任曙明和吕镯，2014［61］；张辉等，2016［62］；徐思等，2019［63］）。

7.2 基于不同区位特征的异质性分析

（1） 基于地理区域的异质性分析

地理区位是影响企业出口贸易的重要因素，不同地区的城市存在经济发展水平、基础设施建设、政策和文化等方面的差异。本文进一步考察中欧班列与不同地区的企业出口技术复杂度之间的关系，将样本划分为东部、中部和西部地区进行分样本估计。①按照国家统计局2003 年发布的划分标准。由表8 第（1）-（3）列可知，中欧班列开通与东部和西部地区企业出口技术复杂度之间具有相关关系，提升了企业出口技术复杂度，但对于中部地区不显著。可能的解释是：首先，对于东部地区，其经济发展水平相对较高同时开放程度也较高，故东部地区对中欧班列开通这种扩大开放的政策更为敏感；其次，中欧班列作为中国对外开放的“西走廊”，西部地区具有地缘优势，其班列开行数量占比最大，重庆、成都及西安的开行数量远大于其他地区，位居全国前列；最后，对于中部地区，可能是由于中部地区出口企业大多位于重工业行业，选择中欧班列降低成本的效果并不显著，同时中部地区中欧班列开行数量不及西部地区，因此中欧班列的开通与中部地区企业出口技术复杂度之间关系并不显著。

表8 基于不同区位特征的异质性分析

（2） 基于行政级别的异质性分析

考虑到城市行政级别的不同可能对政策的反应程度有所不同，本文将样本划分为省会城市和非省会城市两个样本进行回归。表8 第（4）-（5）列报告了回归结果，省会城市企业回归系数显著且为正，但非省会城市企业系数并不显著。这表明，中欧班列开通对省会城市企业出口技术复杂度的促进作用更为明显，这可能是因为省会城市经济发展水平相对较好，政府补贴资金较为充足，同时中欧班列开通站点大多位于省会城市，因此对省会城市企业促进作用更为明显，对非省会城市企业出口技术复杂度没有明显作用。

8 结论及政策启示

本文基于2009-2015 年海关数据库、中国A 股上市企业数据库、CEPII-BACI 国家间产品层面贸易流量数据与世界银行WDI 数据库数据，采用双重差分法实证检验了中欧班列开通与企业出口技术复杂度之间的关系，得出以下结论：第一，中欧班列开通与企业出口技术复杂度的之间具有显著且正向的关系。第二，中欧班列开通可以通过企业出口产品多样性、企业技术创新以及企业生产效率这三个渠道影响与企业出口技术复杂度之间的关系。第三，非国有、融资约束较高、东部和西部地区及省会城市企业对中欧班列开通更敏感，显著提升其出口技术复杂度。

基于理论分析和实证结果，本文得出以下政策启示：第一，合理开设和拓展中欧班列运行路线。在新冠病毒疫情蔓延、海运空运受阻的现实困境中，中欧班列发挥其通关便捷、安全等特色逆势上扬。同时基于本文的研究结论，中欧班列开通与企业出口技术复杂度之前具有正向关系，因此各地政府应充分利用中欧班列开通带来的积极影响，因势利导，合理拓展中欧班列运行线路，最大程度发挥中欧班列辐射作用，在合理范围内增加班次运行数量、频率及货物范围，带动周边省市“走出去”，同时吸引欧洲发达国家先进技术及管理“走进来”，不断提高企业核心竞争力。第二，提升中欧班列外贸服务能力。建设中欧班列枢纽城市，形成有效的运输网络，合理定位运输产品种类，完善价格机制，提高班列运行效率及返程率，从而有效降低企业运输成本。第三，科学实施政府补贴，引导企业选择中欧班列。直接的政府补贴能有效减少企业的融资压力，弥补资金缺口，为企业产品升级、规模扩张提供支持，进而显著促进企业出口。同时，政府可以通过税费减免、融资利息补贴等对企业进行相应的补贴，完善企业信贷融资政策，缓解企业融资压力，鼓励内陆地区企业选择中欧班列这类国际运输方式。第四，企业应加大技术创新投入。中国目前处于全球产业链和价值链的中下游，仍然面临着自主研发能力不足、技术水平相对落后和出口产品国际竞争力不足等问题。出口企业应结合国际市场需求加大产品研发投入，激励企业内部进行技术产品创新，同时引进发达国家或地区先进的技术及管理经验，以便持续提高企业的核心竞争能力。