于津平，黃 真

(南京大學商學院，江蘇南京 210093)

一、引 言

2013年，習近平總書記提出共建“一帶一路”倡議。截至2020年5月，中國已先后與138個國家、30個國際組織簽署200份共建“一帶一路”合作文件，共建“一帶一路”取得了一系列開創(chuàng)性、引領(lǐng)性、機制性成果。中國與“一帶一路”沿線國家貨物貿(mào)易進出口總額從2013年的1.04萬億美元增至2019年的1.34萬億美元，貨物貿(mào)易額累計超過7.8萬億美元。2013—2019年，中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家直接投資累計超過1 173.1億美元，年均增長6.7%；沿線國家對華直接投資累計超過500億美元，設(shè)立企業(yè)超過2.2萬家。貿(mào)易與投資的發(fā)展有效支撐了我國經(jīng)濟的發(fā)展和居民收入的增長，2013—2019全國居民人均可支配收入年均增速超過8%。

長期以來，我國經(jīng)濟發(fā)展存在不平衡現(xiàn)象，區(qū)域發(fā)展水平差距和城鄉(xiāng)收入水平差距長期居高不下。以2019年全國數(shù)據(jù)為例，東部10省人均GDP分別是中部地區(qū)的1.78倍、西部地區(qū)的1.91倍、東北地區(qū)的2.21倍。2019年全國城鎮(zhèn)家庭人均可支配收入為26 955元，農(nóng)村家庭人均可支配收入為8 895元，后者僅為前者的33%。根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的相關(guān)數(shù)據(jù)，2013—2019年，我國居民收入的基尼系數(shù)分別為0.473、0.469、0.462、0.465、0.467、0.468和0.465，均超過了0.4的國際警戒線(圖1)?？s小區(qū)域間和居民間的收入差距是我國實現(xiàn)協(xié)調(diào)發(fā)展目標的重要任務(wù)。

圖1 2008—2019年中國居民收入基尼系數(shù)

“一帶一路”倡議將我國廣大內(nèi)陸地區(qū)和沿邊地區(qū)推向開放的前沿，并將極大地促進中西部地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的改進。一般認為，“一帶一路”倡議對縮小東西部收入差距具有積極作用，但無論從理論上看還是從已有實踐上看，開放對區(qū)域收入差距的影響與區(qū)域的資源稟賦等因素有關(guān)，對收入差距的效應(yīng)并不能一概而論。即使“一帶一路”倡議可能會縮小東西部的收入差距，但對省內(nèi)縣區(qū)間收入差距的影響也具有不確定性。為揭示“一帶一路”倡議的收入分配效應(yīng)，有必要開展基于客觀事實的實證研究。已有文獻鮮有針對“一帶一路”倡議的收入分配效應(yīng)的研究，為此，筆者將“一帶一路”倡議的提出作為一個準自然試驗，以2013—2019年31個省市數(shù)據(jù)為樣本，使用雙重差分的方法，揭示“一帶一路”倡議對收入差距的影響。

二、文獻綜述

1.“一帶一路”倡議的貿(mào)易投資效應(yīng)

“一帶一路”倡議是中國對外開放的新舉措，目的是加強與沿線國家的合作，促進貿(mào)易投資自由化便利化，實現(xiàn)沿線各國的共同發(fā)展?！耙粠б宦贰背h通過互聯(lián)互通建設(shè)改變區(qū)域參與國際分工的條件，從而影響區(qū)域的國際貿(mào)易和國際投資，進而對收入分配產(chǎn)生影響。已有研究至少涉及兩方面的問題：一是“一帶一路”倡議如何影響國際貿(mào)易和國際投資等雙邊經(jīng)貿(mào)關(guān)系，二是國際貿(mào)易和國際投資等經(jīng)貿(mào)關(guān)系的變化如何影響國內(nèi)收入分配。

關(guān)于“一帶一路”倡議對中國及沿線國家雙邊貿(mào)易影響的研究文獻較為豐富。在國際貿(mào)易方面，孔慶峰等通過構(gòu)建貿(mào)易便利化指標體系，探討“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易潛力[1]；孫楚仁等研究指出，“一帶一路”倡議顯著促進了中國對“一帶一路”沿線國家的貿(mào)易增長量[2]；張宇發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議有效緩解了中國企業(yè)出口面臨的隱性壁壘[3]；王雄元等提出，“中歐班列”開通促進了參與企業(yè)的出口并進一步提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力[4]；李小帆等發(fā)現(xiàn)，在“一帶一路”倡議實施后，中國中西部關(guān)口在對外貿(mào)易中的作用逐步增大[5]。

在國際投資方面，金剛等發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議顯著促進了中國企業(yè)對沿線國家交通行業(yè)的投資[6]；孫焱林等認為，倡議降低了企業(yè)在“一帶一路”沿線國家的投資風險[7]；呂越等發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議實施后，中國企業(yè)對沿線國家的投資項目數(shù)增長幅度高達15.9%～31.3%[8]。

此外，一些研究探討了“一帶一路”倡議對雙邊匯率和基礎(chǔ)設(shè)施的影響。如，曹偉等基于匯率傳遞非對稱性理論機制發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議具有提升中國在進口市場定價權(quán)的作用[9]；李建軍等認為，“一帶一路”倡議增進了沿線國家的基礎(chǔ)設(shè)施績效[10]。國內(nèi)學者還利用微觀數(shù)據(jù)研究了“一帶一路”倡議對企業(yè)競爭力提升的作用。如，朱俏俏等認為，“一帶一路”倡議提升了中國企業(yè)的綠色創(chuàng)新水平[11]；羅長遠等研究發(fā)現(xiàn)，“一帶一路”倡議促使參與企業(yè)融資約束水平有所上升[12]；劉曉丹等提出，“一帶一路”倡議顯著提高中國企業(yè)的投資效率[13]；王桂軍等研究顯示，“一帶一路”倡議倒逼中國企業(yè)提高技術(shù)創(chuàng)新水平[14]；李建軍等認為，“一帶一路”倡議通過降低信息不對稱和改善企業(yè)財務(wù)狀況，顯著擴大了參與企業(yè)的信貸融資規(guī)模[15]；何娜等發(fā)現(xiàn)，受“一帶一路”倡議影響的重點省市上市公司的長期貸款明顯減少，短期貸款顯著增加，信貸期限顯著變短[16]。

2.國際貿(mào)易、國際投資對收入分配的影響

(1)國際貿(mào)易與收入分配

國際貿(mào)易與收入分配的關(guān)系一直是國際經(jīng)濟學的重要研究內(nèi)容。無論是李嘉圖的比較優(yōu)勢理論還是H-O資源稟賦理論都給出了國際貿(mào)易對收入分配影響的觀點。隨著計量經(jīng)濟學與大數(shù)據(jù)的不斷發(fā)展，大量學者實證研究國際貿(mào)易與收入分配的關(guān)系。Redding等利用1970—1999年64個國家的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗國際貿(mào)易與收入分配間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易縮小了亞洲和拉丁美洲地區(qū)的收入差距，而加大了非洲地區(qū)的收入分配[17]；Bourguignon等發(fā)現(xiàn)，對外開放程度對發(fā)展中國家內(nèi)部收入差距有較為顯著的影響[18]；Hartmann等認為，國際貿(mào)易拉大國家間的收入差距的同時，也加劇了國內(nèi)收入差距[19]；Georg等利用夜間燈光數(shù)據(jù)作為工具變量研究國際貿(mào)易對收入差距的影響，發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易僅影響內(nèi)部異質(zhì)性較高國家的收入分配[20]；Faruq發(fā)現(xiàn)，同一國家相同部門也會因為產(chǎn)業(yè)內(nèi)貿(mào)易產(chǎn)生收入分配的差異[21]。

基于1978—2008年省級面板數(shù)據(jù)，孫永強等發(fā)現(xiàn)國際貿(mào)易擴大了我國國內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距[22]；通過細分1994—2008年的省級進出口數(shù)據(jù)，李漢君則發(fā)現(xiàn)出口貿(mào)易會減少收入差距的擴大,而進口則推動了收入差距擴大[23]；利用1988—2008年個人和家庭層面的微觀數(shù)據(jù)，韓軍等以1992年“南方談話”和2001年“入世”為外生變量，發(fā)現(xiàn)不同階段的國際貿(mào)易對總體和城市內(nèi)部的收入差距影響各不相同[24]。

(2)國際投資與收入分配

國際資本流動是一國收入分配的重要影響因素。國際投資作為國際資本流動的重要載體，無論是對外直接投資還是引進國外投資，都對國內(nèi)的產(chǎn)業(yè)、分工結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了重要的影響，同時也會改變一國內(nèi)部的收入分配。由于國際投資是發(fā)達國家較早實施，因此早期文獻較多地研究發(fā)達國家對外直接投資對其收入差距的影響。Aitken等對北美3個國家的外商直接投資數(shù)據(jù)進行實證分析發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI提升了東道國人均工資基尼系數(shù)[25]；Feenstra等認為，國際資本流動改變一國的要素需求結(jié)構(gòu)從而影響收入分配[26]；Hijzen發(fā)現(xiàn)，勞動密集型OFDI會使母國的收入差距拉大[27]。

隨著我國對外直接投資的增加，越來越多的研究開始關(guān)注我國FDI及OFDI對國內(nèi)收入分配產(chǎn)生的效應(yīng)。沈穎郁等發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI增加導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距擴大[28];基于2009—2016年中國上市公司數(shù)據(jù), 劉海云等發(fā)現(xiàn)企業(yè)對外直接投資縮小了企業(yè)內(nèi)收入差距[29]；Anders提出，中國城市外資利用規(guī)模越大，其收入差距越明顯，而外資企業(yè)的高工資現(xiàn)象加大了技術(shù)與非技術(shù)工種間的收入差距[30]；基于1980—2013年的年度國際投資數(shù)據(jù)，Mallick等發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)DI顯著減少了中國的收入差距，加大了印度國內(nèi)收入差距[31]。

3.文獻評述

綜上所述，大部分研究驗證了“一帶一路”倡議對中國與沿線國家經(jīng)貿(mào)關(guān)系的發(fā)展具有促進作用，但關(guān)于貿(mào)易與投資與收入差距關(guān)系的研究給出的結(jié)論存在多樣性。與我國傳統(tǒng)的主要貿(mào)易伙伴國相比，“一帶一路”沿線許多國家的發(fā)展水平較低、開放水平不高、服務(wù)業(yè)和制造業(yè)落后。推進我國與“一帶一路”沿線國家之間的經(jīng)貿(mào)關(guān)系發(fā)展究竟會對我國的收入分配產(chǎn)生怎樣的影響是關(guān)系到我國正確處理開放與協(xié)調(diào)關(guān)系的重要問題，研究“一帶一路”倡議對我國收入差距的影響有著重要的理論和現(xiàn)實意義。

三、實證模型與數(shù)據(jù)說明

1.實驗組界定

關(guān)于“一帶一路”倡議經(jīng)濟效應(yīng)的已有研究，大多將“一帶一路”倡議作為一次準自然實驗，采用雙重差分(DID)方法構(gòu)建模型，對比受到政策變化影響的群體(實驗組)和未受政策變化影響的群體(控制組)之間的差異性。吳望春等的研究將2015年國家出臺的《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》中列出的18個重點省市作為實驗組[32]。陳勝藍等的研究以企業(yè)注冊地是否位于“一帶一路”重點省份作為實驗組與處理組的分類標準[33]。呂越等根據(jù)企業(yè)是否與“一帶一路”國家有業(yè)務(wù)往來作為劃分標準[8]。曹偉等的研究按照各省與“一帶一路”沿線國家進出口貿(mào)易額與該省貿(mào)易總額之比作為劃分實驗組和控制組的依據(jù)[9]。

借鑒曹偉等[9]提出的分類方法，以國家信息中心和“一帶一路”大數(shù)據(jù)中心2016年共同發(fā)布的《“一帶一路”大數(shù)據(jù)報告》省市參與度指數(shù)為切入口，選取參與度前10的省份為實驗組?！丁耙粠б宦贰贝髷?shù)據(jù)報告》從政策環(huán)境、設(shè)施配套、經(jīng)貿(mào)合作、人文交流、綜合影響5個維度測評各省份參與“一帶一路”情況，并對每個省份根據(jù)參與度情況從高到低打分。根據(jù)報告測評，2015年排名前10位的省市分別是廣東、浙江、上海、天津、福建、江蘇、山東、河南、云南和北京。

“一帶一路”倡議最早由習近平總書記于2013年9月提出，2015年國家有關(guān)部委發(fā)布《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》的綱領(lǐng)性文件，標志著“一帶一路”建設(shè)正式由理念轉(zhuǎn)化為行動，為此，將2015年作為“一帶一路”政策的實施元年。

2.模型設(shè)定

以2013—2019年31個省市為樣本，采用雙重差分模型，研究“一帶一路”倡議對居民收入差距的影響。實證分析模型如下：

Giniit=βsilk_dummyit+γXit-1+θi+μt+εit(1)

silk_dummyit=postt*silkroadi

式中：Giniit為t時期i省份的基尼系數(shù)；silk_dummyit為“一帶一路”倡議提出后時期虛擬變量與實驗組虛擬變量的交互項，這是雙重差分法關(guān)注的核心變量。postt為處理效應(yīng)時期虛擬變量，2015年之前的年份設(shè)定為0，之后的年份設(shè)定為1。silkroadi為該省市是否為《“一帶一路”大數(shù)據(jù)報告》測評的參與度前10的省份，若是則該變量設(shè)定為1，否則為0。Xit-1是一組隨時間變化的各省市的其他特征變量，包括地方經(jīng)濟發(fā)展水平、政府支出、人均受教育程度、城市化水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平、房地產(chǎn)投資等，均采用滯后一期的數(shù)據(jù)。θi為省份固定效應(yīng)，μt為年份固定效應(yīng)，εit為隨機干擾項。系數(shù)β的實證分析結(jié)果揭示“一帶一路”倡議對地區(qū)收入差距的影響。

3.數(shù)據(jù)說明

(1)基尼系數(shù)

借鑒劉修巖等[34]的研究方法，采用地區(qū)的夜間燈光亮度均值作為人均收入水平的替代指標來測量省域內(nèi)部區(qū)縣尺度上的收入差距，該基尼系數(shù)的具體計算公式為：

(2)

式中：yj為t年該省域內(nèi)系j個區(qū)縣夜間燈光數(shù)據(jù)亮度均值，n為該省域內(nèi)的區(qū)縣總量，u為t年該省域的燈光亮度均值。

夜間燈光數(shù)據(jù)取自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)VIIRS中國各縣區(qū)燈光數(shù)據(jù)庫。該原始影像數(shù)據(jù)取自NOAA官網(wǎng)，經(jīng)ArcGIS提取、采用中國國家基礎(chǔ)地理信息中心提供的1∶400萬省級行政區(qū)劃矢量圖裁剪并經(jīng)數(shù)據(jù)除噪后，形成2013—2019年以月度為單位的全國各縣區(qū)夜間燈光數(shù)據(jù)。由于其他變量為年度面板數(shù)據(jù)，計算月度燈光數(shù)據(jù)的加權(quán)平均值作為區(qū)縣夜間燈光的年度數(shù)據(jù)。刪除樣本中的負值和零值，最終保留有效樣本19 789條。

(2)控制變量

選取的控制變量包括：

地方經(jīng)濟發(fā)展水平(PC)，以地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP/地區(qū)總?cè)丝跀?shù)衡量。一般認為，雖然經(jīng)濟發(fā)展使大部分人受益，但不同人群的受益程度不同。Chaudhuri的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長使得高收入人群財富快速增長，而低收入者則掉入貧困陷阱，因此，經(jīng)濟發(fā)展越高的地區(qū)有可能收入差距越大[35]。

政府支出(GOV)，以地方政府支出占地區(qū)GDP比重衡量。財政支出從多方面影響收入分配，不同類型的財政支出對收入分配的影響不同，轉(zhuǎn)移性支出通過社會福利救濟、保障補助等直接影響二次分配，購買性支出則通過影響社會生產(chǎn)和就業(yè)間接影響收入差距。政府支出占比的提高具有縮小收入差距的作用。

城市化水平(URBAN)，以地區(qū)城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诒戎睾饬?。城鄉(xiāng)收入差距一直是我國經(jīng)濟發(fā)展中的重要課題，城市化不僅使得勞動力從農(nóng)業(yè)部門向工業(yè)、三產(chǎn)轉(zhuǎn)移，還通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、教育擴張等形式影響收入分配。

人均受教育程度(EDU)，以人口抽樣調(diào)查中6歲及以上人口高中以上教育程度比重衡量。理論上，教育對收入差距的影響是多方面的，教育的普及會促使收入平等化；教育的結(jié)構(gòu)化差異又可能擴大收入差距，高技能者擁有更高的生產(chǎn)力，從而獲取更高的收入。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平(IND)，以第三產(chǎn)業(yè)總額占地區(qū)GDP比重衡量。不同產(chǎn)業(yè)間的收入差距是我國整體收入差距的主要原因之一。

房地產(chǎn)投資(RE)，以地區(qū)房地產(chǎn)投資額占地區(qū)GDP比重衡量。近年來，部分城市房地產(chǎn)房產(chǎn)價格屢創(chuàng)新高，導(dǎo)致房產(chǎn)擁有者的財富不斷增加，房地產(chǎn)投資的增加是造成收入差距加大的重要原因。

以上控制變量的數(shù)據(jù)主要來源于中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(CNRDS)數(shù)據(jù)庫和國研網(wǎng)區(qū)域經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，個別缺失變量來自各省區(qū)歷年《統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國人口年鑒》。表1為各變量的統(tǒng)計特征。

表1 各變量統(tǒng)計特征

四、實證分析結(jié)果

1.基準回歸結(jié)果

控制省份和年份的固定效應(yīng)，根據(jù)模型(1)的設(shè)定對“一帶一路”倡議實施效果進行檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。

表2 基準模型回歸結(jié)果

表2的第1列為僅控制了省份和年份固定效應(yīng)的檢驗結(jié)果，系數(shù)β在5%水平上顯著為負。第2列為在第1列的基礎(chǔ)上加入了可能影響地區(qū)收入差距的控制變量后的檢驗結(jié)果，系數(shù)β在1%水平上仍然顯著為負。以上檢驗結(jié)果說明，“一帶一路”倡議顯著地降低了區(qū)域內(nèi)的收入差距。

2.平行趨勢檢驗

雙重差分的前提假設(shè)是，在政策事件發(fā)生前，實驗組和控制組的變化趨勢應(yīng)該是一致的。借鑒Liu等[36]的研究方法，對實驗組和控制組的變化趨勢進行進一步考察。實證方程設(shè)定如下：

γXit-1+θi+μt+εit

(3)

式中：yeart為年度虛擬變量，當年觀測值為1，其他年份觀測值為0。

以樣本起始年份2013年為基準年進行回歸，檢驗各省份在“一帶一路”政策實施前的平行趨勢，各年的估計系數(shù)見表2第3列。圖2以95%的置信區(qū)間繪制平行趨勢檢驗結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在2015年之前，政策效應(yīng)大小均在0上下浮動且未通過顯著性檢驗，而2015年、2016年的政策效應(yīng)在1%水平上顯著為負。這一結(jié)果表明，本文的方法滿足平行趨勢假設(shè)。另外，2017—2019年動態(tài)效應(yīng)顯著性漸弱，其原因可能是實驗組選取的是以2015年為標準“一帶一路”參與度較高的省份，隨著時間推移，越來越多的省份積極參與“一帶一路”倡議。

圖2 政策動態(tài)效應(yīng)

3.安慰劑檢驗

地區(qū)收入差距的變化受到諸多因素的影響，并非單純是“一帶一路”倡議的結(jié)果。借鑒徐思等[37]的研究方法，通過構(gòu)建虛假倡議年份，對基準回歸結(jié)論進行安慰劑檢驗。保留“一帶一路”倡議前樣本(2013—2015年)和“一帶一路”倡議后樣本(2017—2019年)，假設(shè)樣本對應(yīng)的起始年份postt為0，后兩年postt為1，對虛擬外生沖擊后地方收入差距是否發(fā)生變化重新進行檢驗。表3中第1和第2列的回歸結(jié)果顯示，虛擬外生沖擊對地方收入差距的回歸結(jié)果并不顯著，說明之前的分析結(jié)果不是由于常規(guī)性的隨機因素導(dǎo)致的。

4.穩(wěn)健性檢驗

①替換代理變量。借鑒趙錦春等[38]算法，以省份泰爾系數(shù)替代基尼系數(shù)，具體算法為：

(4)

式中:i=1,…,31,表示全國31個省市，j=1、2表示城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)，Iijt對應(yīng)t期i地區(qū)的人均收入，Ijt表示t期全國城鎮(zhèn)和農(nóng)村人均收入，Pit表示t期i地區(qū)的人口數(shù)量，Pt表示t期全國人口數(shù)量。表3第3列的回歸結(jié)果顯示，silk_dummyit的系數(shù)在10%水平上顯著為負，即“一帶一路”倡議對地方收入差距有減緩作用，支持基準回歸結(jié)論。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

②刪除試點當年的樣本觀測值?？紤]到“一帶一路”倡議最早提出于2013年，其效應(yīng)可能在2013—2014年已經(jīng)產(chǎn)生。為檢驗本文基準模型分析結(jié)果的穩(wěn)健性，刪除所有2013或2014年的觀測值，再一次檢驗基準模型。表3第 4列和第5列分別為刪除2013年樣本值和刪除2014年樣本值的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)silk_dummyit的系數(shù)均在1%水平上顯著為負，與基準模型分析結(jié)果一致。

③使用滯后二、三期控制變量。解釋變量滯后期數(shù)的選取可能會對分析影響結(jié)果產(chǎn)生影響，為進一步考察分析結(jié)果的穩(wěn)健性，分別選用滯后二期、滯后三期的控制變量(其中控制變量EDU由于2010年數(shù)據(jù)缺失，使用2009年數(shù)據(jù))進行實證分析。表3第6列和第7列分別為滯后二、三期的回歸結(jié)果，可見silk_dummyit的系數(shù)均在5%水平上顯著為負，這表明，更換滯后期數(shù)，并不會改變上文得到的核心結(jié)論。

五、機制分析

第4節(jié)的實證分析結(jié)果表明，“一帶一路”倡議的實施顯著降低重點參與省份區(qū)域內(nèi)的收入差距。根據(jù)國際經(jīng)濟學理論與研究文獻，國際貿(mào)易與國際投資應(yīng)該是導(dǎo)致收入差距變化的重要原因。為驗證這一作用機制，分別以進口總額(IM)、出口總額(EX)、對外投資總額(OFDI)、外商企業(yè)投資總額(FDI)為中介變量，構(gòu)建如下中介模型：

Giniit=βsilk_dummyit+γXit-1+θi+μt+εit

(5)

Mit=αsilk_dummyit+γXit-1+θi+μt+εit

(6)

Giniit=φMit+δsilk_dummyit+

γXit-1+θi+μt+εit

(7)

式中：Mit為4個中介變量，其他變量含義與(1)式相同。

具體檢驗按以下步驟推進：第一，以進口總額(IM)、出口總額(EX)、對外投資總額(OFDI)、外商企業(yè)投資總額(FDI)作為被解釋變量，silk_dummyit為核心解釋變量，利用(6)式，檢驗“一帶一路”倡議對地方進口總額(IM)、出口總額(EX)、對外投資總額(OFDI)、外商企業(yè)投資總額(FDI)的影響；第二，以地方基尼系數(shù)為被解釋變量，以地方進口總額(IM)、出口總額(EX)、對外投資總額(OFDI)、外商企業(yè)投資總額(FDI)和silk_dummyit為核心解釋變量，利用(7)式檢驗中介變量對地方收入差距的影響。若α、φ和δ分別顯著，說明以上4個中介變量為部分中介；若α、φ顯著而δ不顯著，則說明中介變量為完全中介；若α或φ不顯著，則說明“一帶一路”倡議并不是通過以上4個中介變量影響地區(qū)收入差距。

對模型(6)的回歸結(jié)果如表4所示。模型(6)驗證了“一帶一路”倡議對高度參與省份的出口(EX)、進口(IM)、對外投資(OFDI)、外商企業(yè)投資(FDI)的影響。從結(jié)果來看，postt×silkroadi關(guān)于出口和外商企業(yè)投資的系數(shù)在5%水平上顯著為正，關(guān)于對外投資的系數(shù)在1%水平上顯著為正，意味著積極參與“一帶一路”建設(shè)有利于提高地方的出口、對外投資和外商企業(yè)投資。如表4第(2)列回歸結(jié)果所示，postt×silkroadi對進口的影響不顯著，說明“一帶一路”倡議沒有通過進口對地區(qū)收入差距產(chǎn)生顯著影響。

表4 中介效應(yīng)檢驗：“一帶一路”倡議對貿(mào)易投資的影響

對模型(7)進行回歸，結(jié)果如表5所示。從第(2)(3)列來看，對外投資總額和外商企業(yè)投資總額對基尼系數(shù)的回歸系數(shù)分別在1%和10%水平上顯著為負，說明對外投資和引進外資均有效地降低了地方收入差距。而在(1)列的結(jié)果中，雖然核心變量postt×silkroadi在1%水平上顯著為負，但出口總額的系數(shù)并不顯著，說明出口總額并不是引起地方收入差距縮小的原因。

表5 中介效應(yīng)檢驗：通過貿(mào)易投資的中介

綜上，“一帶一路”倡議有效提高了地方出口總額、對外投資總額和外商企業(yè)投資總額，并通過對外投資和引進外資這兩個中介變量，間接促進了地方收入差距的縮小。

六、拓展性分析

筆者在第4節(jié)通過基準估計得出了“一帶一路”倡議能夠顯著縮小區(qū)域內(nèi)收入差距的結(jié)論。然而，由于我國東中西部省份之間的收入差距很大，“一帶一路”倡議對省際間收入差距的影響是人們極為關(guān)注的問題。在基準回歸分析中未能對此問題開展研究是由于實證分析樣本數(shù)的制約。

為剖析“一帶一路”倡議對我國東、中、西部區(qū)域間的收入差距的影響，本節(jié)借鑒李蘭冰等[39]方法，以全國人均可支配收入最高地區(qū)為標桿(上海市)，以其他地區(qū)人均可支配收入與上海市人均可支配收入之比作為衡量地區(qū)間收入差距的指標，構(gòu)建雙重差分模型如下：

Yit=βsilk_dummyit+γXit-1+θi+μt+εit

(8)

式中：Yit為被解釋變量，代表t期地區(qū)i與上海市的人均可支配收入之比，Yit越小表示該區(qū)域與上海的差距越大。silk_dummyit仍以2015年作為政策起始年份，將我國中西部省份作為實驗組，將東部省份作為控制組，以此檢驗“一帶一路”倡議提出后，相較東部省份，中西部省份與標桿地區(qū)的收入差距變化情況。本節(jié)所指的東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南11個省市，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8個省市;西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古12個省市。Xit-1在(1)式的基礎(chǔ)上加入3個代表地區(qū)開放程度的變量，分別為地區(qū)進出口額占地區(qū)GDP比重、地區(qū)對外投資額占地區(qū)GDP比重、地區(qū)外商企業(yè)投資額占地區(qū)GDP比重，也同樣采用滯后一期數(shù)據(jù)；θi為省份固定效應(yīng)，μt為年份固定效應(yīng)，εit為隨機干擾項。核心解釋變量β，其經(jīng)濟含義可解釋為“一帶一路”倡議對中西部地區(qū)相對標桿地區(qū)的收入水平的影響。對模型(8)的回歸結(jié)果如表6所示。

表6 “一帶一路”倡議對中西部地區(qū)相對

表6第(1)列為基準回歸，從回歸結(jié)果來看，“一帶一路”倡議使中西部相對標桿地區(qū)的可支配收入相較東部有顯著的提升，意味著“一帶一路”倡議明顯縮小了東部與中西部之間的收入差距。第(2)列為使用滯后二期控制變量的回歸結(jié)果，在1%水平上顯著為正，支持基準回歸結(jié)論。第(3)(4)列為分樣本檢驗，第(3)列樣本為東部與西部省份，第(4)列樣本為東部與中部省份，從結(jié)果來看，“一帶一路”倡議有效縮小了東部省份與西部省份間的收入差距，在1%水平上顯著為正，但對東部與中部省份的作用并不明顯。

總體來看，“一帶一路”倡議不僅有效減少省域內(nèi)部收入差距，對于縮小國內(nèi)不同區(qū)域之間的收入差距，也有明顯的政策效用。

七、結(jié)論和啟示

“一帶一路”倡議是在經(jīng)濟全球化變化背景下我國推進開放的重要舉措。這一倡議的推進將在改變我國貿(mào)易伙伴區(qū)域分布結(jié)構(gòu)的同時，對國內(nèi)的經(jīng)濟地理也會產(chǎn)生顯著影響。通過實證方法研究“一帶一路”倡議對收入差距的影響，研究發(fā)現(xiàn)：第一，“一帶一路”倡議能夠縮小省域內(nèi)區(qū)域間的收入差距?！耙粠б宦贰苯ㄔO(shè)參與度較高的省份，在“一帶一路”行動下區(qū)域間的收入差距明顯下降。第二，“一帶一路”倡議對收入差距的影響主要是由于該倡議有力促進了高度參與省份的外商直接投資和對外直接投資。第三，“一帶一路”倡議縮小了東、中、西部區(qū)域的收入差距，對縮小東西部省份的收入差距具有十分顯著的作用。

“一帶一路”倡議不僅對世界經(jīng)濟的發(fā)展提供了行之有效的中國方案，也極大拓寬了我國對外貿(mào)易與對外投資渠道，對縮小我國居民收入差距具有顯著的積極作用。因此，積極推進“一帶一路”建設(shè)可以為我國經(jīng)濟的全面發(fā)展和可持續(xù)發(fā)展注入動力。