孟一帆；伍琳

（上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)，上海201620）

0 引言

2013 年9 月和10 月習(xí)近平總書記分別提出建設(shè)“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”和“21 世紀(jì)海上絲綢之路”的合作倡議，此后“一帶一路”便作為一項(xiàng)國(guó)家頂級(jí)合作倡議落地。隨后國(guó)家各部委推出了一系列優(yōu)惠性質(zhì)的政策法規(guī)來推動(dòng)“一帶一路”倡議的落實(shí)，包括：《推動(dòng)共建絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶和21 世紀(jì)海上絲綢之路的愿景與行動(dòng)》、《標(biāo)準(zhǔn)聯(lián)通“一帶一路”行動(dòng)計(jì)劃（2015-2017）》、《標(biāo)準(zhǔn)聯(lián)通共建“一帶一路”行動(dòng)計(jì)劃（2018-2020 年）》……以上諸多政策法規(guī)構(gòu)成了本文研究的主要政策背景。本文基于雙重差分法對(duì)“一帶一路”倡議對(duì)其沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)估。本文的主要貢獻(xiàn)在于：彌補(bǔ)了學(xué)界研究的空白，肯定了“一帶一路”倡議對(duì)其沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)，為后續(xù)的政策制定以及學(xué)術(shù)研究提供了參考。

1 文獻(xiàn)綜述

近年來有不少學(xué)者對(duì)“一帶一路”倡議的落地效果進(jìn)行了評(píng)估。王瑞峰、李爽（2018）[1]基于斷點(diǎn)回歸的方法研究了“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響，其研究認(rèn)為“一帶一路”倡議通過增加中國(guó)在沿線國(guó)家的出口份額促進(jìn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。林勇、楊龍（2018）[2]基于PSM-DID 方法研究了“一帶一路”倡議對(duì)中國(guó)沿線經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用，其研究表明“一帶一路“倡議通過促進(jìn)外資利用、增加投資額、增加出口額大幅度促進(jìn)了中國(guó)沿線區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。綜上所述，當(dāng)前國(guó)內(nèi)的諸多學(xué)者都對(duì)“一帶一路”倡議的經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)效應(yīng)進(jìn)行了評(píng)估，但當(dāng)前大部分研究的的分析樣本均是所有沿線省市或某一區(qū)域的沿線省市。而針對(duì)“一帶一路”政策對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)效應(yīng)的研究還存在空缺。因此，有必要將欠發(fā)達(dá)地區(qū)作為單獨(dú)的研究對(duì)象，來檢驗(yàn)“一帶一路”倡議對(duì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)。

2 研究方法

雙重差分法起源于20 世紀(jì)80 年代的西方經(jīng)濟(jì)學(xué)界，其核心原理是對(duì)兩個(gè)虛擬變量及其交互項(xiàng)的回歸，并對(duì)其系數(shù)顯著性的解釋。

本研究中的雙重差分模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo)i 表示第i 個(gè)省份，下標(biāo)t 表示第t 年。du為表示是否受干預(yù)的虛擬變量，du=0 時(shí)表示的是全國(guó)其他的欠發(fā)達(dá)省份，du=1 時(shí)表示的是“一帶一路”沿線的欠發(fā)達(dá)省份。dt 為表示政策實(shí)施前后的虛擬變量，dt=0 表示的是“一帶一路”政策實(shí)施前的年份，dt=1 表示的是“一帶一路”政策實(shí)施后的年份。Z 代表控制變量，ε 表示干擾項(xiàng)，Y 是用來評(píng)估經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的被解釋變量。

模型（1）的含義見表1。

表1 模型含義

經(jīng)過表1 的分析可以看出，“一帶一路”倡議實(shí)施前后，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組被解釋變量的差異就是β3，也就是虛擬變量du、dt 的交互項(xiàng)的系數(shù)。如果虛擬變量交互項(xiàng)的系數(shù)β3顯著為正，則表明“一帶一路”倡議顯著促進(jìn)了沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；如果虛擬變量交互項(xiàng)的系數(shù)β3顯著為負(fù)，則表明“一帶一路”倡議顯著阻礙了沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3 變量與數(shù)據(jù)

3.1 欠發(fā)達(dá)地區(qū)的選擇 關(guān)于區(qū)分發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)的指標(biāo)眾多，比如國(guó)民生產(chǎn)總值、人均國(guó)民生產(chǎn)總值、人類發(fā)展指數(shù)、國(guó)民福利、經(jīng)濟(jì)福利測(cè)度等。為了研究的簡(jiǎn)潔有效，本研究采用人均國(guó)民生產(chǎn)總值用以區(qū)分發(fā)達(dá)地區(qū)與欠發(fā)達(dá)地區(qū)，將人均國(guó)民生產(chǎn)總值低于國(guó)內(nèi)平均水平的地區(qū)定義為欠發(fā)達(dá)地區(qū)，將人均國(guó)民生產(chǎn)總值高于或等于國(guó)內(nèi)平均水平的地區(qū)定義為發(fā)達(dá)地區(qū)。基于上述分類方法，以2013 年各省的人均國(guó)民生產(chǎn)總值為標(biāo)準(zhǔn)，本研究中“一帶一路”沿線的欠發(fā)達(dá)地區(qū)有吉林、黑龍江等12 個(gè)省份，全國(guó)其他的欠發(fā)達(dá)省份有河北、安徽等9 個(gè)省份。

3.2 政策干預(yù)時(shí)間的選擇“一帶一路”倡議的首次提出是在2013 年9 月份，考慮到相關(guān)配套政策的落地需要時(shí)間，并借鑒學(xué)界的習(xí)慣做法，本研究將政策的干預(yù)時(shí)間節(jié)點(diǎn)選擇為2014 年。即2008 年至2013 年為未受政策干預(yù)的時(shí)間段，2014 年至2018 年為受政策干預(yù)的時(shí)間段。

3.3 被解釋變量的選擇 為了衡量欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的水平，本研究選用地區(qū)國(guó)民生產(chǎn)總值作為被解釋變量。被解釋變量的數(shù)據(jù)來源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局制作的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各地方省市統(tǒng)計(jì)局的地方統(tǒng)計(jì)年鑒，單位為億元人民幣。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 模型基本假設(shè) 陳林（2015）[4]等人基于實(shí)驗(yàn)理論與前人研究將合理應(yīng)用雙重差分法的基本假設(shè)分為兩類：①隨機(jī)性假設(shè)；②同質(zhì)性假設(shè)。以下論述主要在于證明本模型符合雙重差分法的兩類基本假設(shè)。

隨機(jī)性假設(shè)：首先，“一帶一路”倡議提出的時(shí)間點(diǎn)是隨機(jī)的，并不是受到某種經(jīng)濟(jì)或政治影響而提出的倡議，因此隨機(jī)事件要求得以滿足。其次，“一帶一路”倡議的沿線省市也不是依據(jù)某種經(jīng)濟(jì)上的指標(biāo)或政治上的指標(biāo)進(jìn)行劃分的，其沿線省市既包括中西部的省份也包括東部沿海地區(qū)的省份，因此隨機(jī)分組要求也得以滿足。最后，“一帶一路”倡議的相關(guān)優(yōu)惠政策主要作用于其沿線省份，且在研究時(shí)間段中，諸如“一帶一路”倡議的頂級(jí)戰(zhàn)略僅此一項(xiàng)，因此可以保證對(duì)照組不受實(shí)驗(yàn)變項(xiàng)的任何影響，也可以滿足實(shí)驗(yàn)處理的唯一性要求。

同質(zhì)性假設(shè)：同質(zhì)性假設(shè)要求實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組中的樣本均是統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的同質(zhì)個(gè)體，即兩組樣本除是否受到政策沖擊外其余各方面均保持相似。在雙重差分法的同質(zhì)性假設(shè)中，最重要的是要滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，即實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組在政策沖擊前保持共同的發(fā)展趨勢(shì)。學(xué)界常用的檢驗(yàn)方法有兩種——圖形分析法和事件分析法。本文采用圖形分析法檢驗(yàn)其是否滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。

圖1 是基于實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組不同年份的地區(qū)生產(chǎn)總值的平均值繪制而成，可以看出，在2014 年“一帶一路”倡議實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組地區(qū)生產(chǎn)總值的平均值的發(fā)展趨勢(shì)基本保持平行狀態(tài)，滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。在2014 年之后，實(shí)驗(yàn)組的地區(qū)生產(chǎn)總值平均值增速明顯高于對(duì)照組，暗示“一帶一路”倡議可能顯著促進(jìn)了沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

圖1 實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組GDP 的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

4.2 模型實(shí)證結(jié)果 在不引入其他控制變量的情況下，本研究基于雙重差分法對(duì)整理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到如表2 所示的回歸結(jié)果。

表2 實(shí)證結(jié)果

可以看出，β3的系數(shù)為正，β3的 P 值<0.05，因此可以認(rèn)為β3的系數(shù)顯著為正。實(shí)證結(jié)果說明“一帶一路”倡議實(shí)施后，“一帶一路”倡議沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)確實(shí)快于全國(guó)其他欠發(fā)達(dá)地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)，也就是說“一帶一路”倡議對(duì)其沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到了顯著的促進(jìn)作用。

5 結(jié)論與展望

本研究基于2008-2018 年“一帶一路”倡議沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)與全國(guó)其他欠發(fā)達(dá)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用雙重差分法模型分析了“一帶一路”倡議對(duì)其沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)效應(yīng)。在不引入其他控制變量的情況下，“一帶一路”倡議顯著促進(jìn)了其沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)，該檢驗(yàn)結(jié)果在5%的顯著性水平上依然顯著，說明促進(jìn)效應(yīng)非常明顯。綜上所述，本研究高度肯定了“一帶一路”倡議對(duì)其沿線欠發(fā)達(dá)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的促進(jìn)效應(yīng)。本文的研究結(jié)果彌補(bǔ)了學(xué)界研究的空白，也為未來的政策制定提供了參考。未來該方向的研究可以引入其他控制變量，用來探究經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)效應(yīng)的實(shí)施路徑；或者考慮將實(shí)驗(yàn)組對(duì)照組中的樣本細(xì)化到地級(jí)市的水平以提高研究的精度。