郭慶賓，汪 涌，李世杰

海南大學 經濟學院，海南 ?？?570228

“一帶一路”倡議作為構建人類命運共同體的重要實踐途徑，自提出以來對沿線國家產生了顯著的經濟效應[1]。中國商務部2021 年9 月2 日召開的例行新聞發(fā)布會披露，2013—2020 年中國同“一帶一路”沿線國家貨物貿易累計達9.2 萬億美元，對沿線國家累計直接投資達1 360億美元，為沿線國家創(chuàng)造了超過30萬個就業(yè)崗位?！耙粠б宦贰背h給各國帶來了發(fā)展機遇，使普通民眾有了明顯的參與感、獲得感和幸福感。然而，致力于造福沿線國家人民的“一帶一路”倡議，卻一直飽受誤解與質疑，如“債務陷阱”“腐敗輸出”“環(huán)境污染”等。許多西方媒體更是將“一帶一路”倡議視為中國的馬歇爾計劃，即認為“一帶一路”倡議本質是沿線國家以非經濟的代價換來的經濟增長，而實際的得利方只有中國。

那么，“一帶一路”倡議是“中國版馬歇爾計劃”嗎？現(xiàn)有關于“一帶一路”倡議的研究大部分集中于“一帶一路”倡議的經濟效應來驗證其屬性，卻鮮有文獻基于幸福感這一終局性指標來進行回答。而從沿線各國居民幸福感的角度出發(fā)，檢驗“一帶一路”倡議對沿線國家人民福祉的作用，不僅有助于鞏固沿線國家的民意基礎，也為跳出原來經濟效應的框架以反駁“中國版馬歇爾計劃”等論調提供有力支撐。

有鑒于此，本文以“一帶一路”倡議的施行作為準自然實驗，利用雙重差分法考察“一帶一路”倡議對沿線各國居民幸福感的影響，并結合傾向得分匹配與工具變量法進行進一步驗證。本文可能存在的邊際貢獻有以下幾點：第一，評估了“一帶一路”倡議對沿線國家居民幸福感的作用，提供了“一帶一路”研究的新視角；第二，異質性檢驗為“一帶一路”建設向協(xié)調發(fā)展方向前進提供了經驗依據(jù)，有助于穩(wěn)固合作共贏的根本立足點；第三，找到并驗證了“一帶一路”倡議影響沿線國家居民幸福感的作用機制；第四，作用機制部分檢驗了“一帶一路”倡議是否會造成腐敗與污染從而惡化居民幸福感，為促進中國深層次參與全球治理以及加強中國在全球治理中的話語權提供理論支撐。

一、文獻回顧與研究假設

現(xiàn)有關于“一帶一路”倡議的研究文獻大部分從中國的受益視角來考察“一帶一路”倡議的作用，如中國的對外投資[2]、出口貿易[3]、經濟增長質量[4]等。還有部分學者站在“非我”的立場上，分別從環(huán)境污染、債務等角度驗證了“一帶一路”倡議對沿線國家的積極影響，有力反駁了外界對“一帶一路”倡議的質疑與誤解。然而目前還鮮有文獻基于幸福感這一終局性指標對“一帶一路”倡議進行效果評估。事實上，經濟學界對于幸福問題的研究起步較晚。Easterlin[5]基于美國的社會進程，提出了經濟增長與幸福的脫鉤關系，即“幸福悖論”。此后有研究支持了這一觀點。如果只關注經濟增長對幸福的影響，忽視經濟環(huán)境、公共服務支出、政治環(huán)境、生態(tài)環(huán)境等因素，“幸福悖論”就有可能成立[6]。因此，本文試圖從各國居民幸福感的角度出發(fā)，檢驗“一帶一路”倡議對沿線國家福祉的影響，為“一帶一路”倡議的持續(xù)施行提供更為有力的經驗依據(jù)。通過對過往文獻的梳理與回顧，本文認為“一帶一路”倡議可能通過如下五條路徑影響沿線國家的居民幸福感。

（一）經濟發(fā)展

從經濟發(fā)展來看，“一帶一路”倡議增加了中國企業(yè)對沿線國家的交通投資力度[2]，提升了沿線國家的基礎設施績效[7]，顯著提高了沿線國家的人均GDP 與就業(yè)率[1]。然而經濟增長與幸福的關系卻并未達成共識。有學者認為中國對外直接投資的經濟增長效應會導致“一帶一路”沿線國家居民幸福狀況的改善[8]。而Easterlin[5]則認為經濟增長與幸福存在脫鉤關系，即“幸福悖論”，李路路等[9]的研究也支持了這一觀點。種聰?shù)萚6]總結大量文獻后發(fā)現(xiàn)，“幸福悖論”的形成主要是因為未考慮收入以外的其他因素，如年齡、性別等個人特征、政治環(huán)境以及生態(tài)環(huán)境等。因此，本文在控制其他影響因素的基礎上提出以下假設：

假設1：“一帶一路”倡議可以通過促進沿線國家經濟增長提高居民的幸福水平。

（二）政府治理

從政府治理來看，一方面，“一帶一路”倡議致力于打造以自愿和公允為基礎的治理經驗分享平臺，并通過中國對外投資這一流量機制推動沿線國家政府治理水平的提升[10]。另一方面，政府治理水平的提升也有利于改善中國對沿線國家的投資效率[11]，從而形成正向的反饋路徑，持續(xù)推升沿線國家的政府治理水平。而Debnath等[12]研究發(fā)現(xiàn)，政府治理水平的提高可以顯著增進居民幸福感。據(jù)此，本文提出以下假設：

假設2：“一帶一路”倡議可以通過提升沿線國家政府治理水平提高居民的幸福感。

（三）環(huán)境改善

從環(huán)境質量來看，“一帶一路”倡議始終以生態(tài)文明理念為指導，致力于建成務實高效的生態(tài)環(huán)保合作交流體系，從而推動沿線各國的綠色發(fā)展。現(xiàn)有研究已經證明了“一帶一路”倡議可以通過技術進步與環(huán)境規(guī)制提升沿線國家的環(huán)境質量[13]，而良好的生態(tài)環(huán)境能顯著增加居民的生活滿意度或幸福感[14]。因此，本文提出以下假設：

假設3：“一帶一路”倡議可以通過改善沿線國家的環(huán)境狀況提高居民的幸福水平。

（四）社會支持

從社會支持來看，“一帶一路”倡議對沿線國家的經濟效應會拉升其財政收入水平，并削弱政府的債務規(guī)模以及風險[15]，分別從收和支的角度增加了政府可用于社會支持工作的資金預算。公共部門由此得到更多用于社會救濟、社會保險以及社會福利等領域的資金，有效增加了對弱勢群體的社會支持力度，進而提高了相關人群的幸福感[16]。因此，本文提出以下假設：

假設4：“一帶一路”倡議可以通過加強沿線國家的社會支持力度提高居民的幸福水平。

（五）個人選擇自由

從個人選擇自由來看，“一帶一路”倡議對沿線國家經濟的增長作用意味著居民收入的提升，而收入增加能提高個人選擇自由水平[17]。個人選擇自由水平的提升正是改善幸福狀況的有效渠道[18]。當然，過度的自由并不一定能引致幸福，其合理范圍取決于選擇后果的平衡。據(jù)此，本文提出以下假設：

假設5：“一帶一路”倡議可以通過提升沿線國家居民的個人選擇自由水平提高居民的幸福感。

二、研究設計

（一）模型設定

1.基準回歸模型設定

本文采用雙重差分法識別“一帶一路”倡議對于沿線國家居民幸福的影響，具體模型設定如下：

其中，Hapct是被解釋變量，代表居民幸福指數(shù)，用于衡量各國居民幸福感；DIDct為核心解釋變量，DIDct=oborc×postt，在樣本期間內，如果c國是“一帶一路”沿線國家，則oborc=1，否則為0；當t≥2013 時，postt=1，否則為0。本文處理組為“一帶一路”倡議沿線國家，控制組為非沿線國家①由于部分“一帶一路”沿線國家幸福指數(shù)數(shù)據(jù)缺失嚴重，刪去無幸福指數(shù)數(shù)據(jù)的國家后僅有58個沿線國家，同時考慮到“一帶一路”倡議沿線國家的參與程度，本文以中國對外投資存量2019 年占所有“一帶一路”沿線投資約75%的37國（地區(qū)）作為沿線國家，其余為非沿線國家，處理組與控制組總樣本為140國（地區(qū)）。。下標c和t代表國家和年份；Xct表示控制變量；ηc表示固定國家層面的個體效應，γt表示固定年份的時期效應；εct代表隨機擾動項。為了避免潛在的異方差和序列相關問題，本文報告的是以國家（地區(qū)）聚類的穩(wěn)健標準誤。若“一帶一路”倡議實施有效，則β1顯著為正。

2.異質性檢驗模型設定

一方面，“一帶一路”沿線國家眾多，制度文化、發(fā)展階段與模式都存在顯著差異，可能致使“一帶一路”倡議對沿線各國居民幸福感產生異質性影響。因此，本文從以下四個角度對其進行考察：政府穩(wěn)定程度、人口規(guī)模、科研創(chuàng)新能力和金融發(fā)展水平。為了檢驗“一帶一路”倡議對沿線國家居民幸福感的影響是否存在異質性，本文進一步構造以下模型：

式（2）中govct為政府穩(wěn)定程度，數(shù)據(jù)來源于世界銀行全球治理指標（WGI）數(shù)據(jù)庫中的政府治理水平子指標，式（2）考察倡議沿線國家政府穩(wěn)定程度對倡議實施效果的影響程度。式（3）中popct為人口數(shù)量的對數(shù)值，用來衡量人口規(guī)模，式（3）主要探討人口規(guī)模不同的國家的倡議實施效果是否存在差異性。式（4）中tecct為專利申請數(shù)的對數(shù)值，包括居民專利申請數(shù)（tec1）與非居民專利申請數(shù)量（tec2），用來衡量科研創(chuàng)新能力，式（4）主要考察“一帶一路”倡議效果是否受到沿線國家科研創(chuàng)新能力的影響。式（5）中fdct為私人部門貸款占GDP的比重，用來衡量金融發(fā)展水平，式（5）主要討論金融發(fā)展水平是否會影響倡議實施效果。

另一方面，“一帶一路”倡議由“絲綢之路經濟帶”和“21 世紀海上絲綢之路”構成。地理位置的不同可能導致“一帶”與“一路”國家發(fā)展狀況存在明顯差異。因此，參考趙明亮[19]對“一帶”與“一路”國家的分組名單，采用分組回歸的方法考察“一帶一路”倡議對“一帶”國家與“一路”國家居民幸福感的差異性影響。

（二）變量與數(shù)據(jù)

1.被解釋變量

居民幸福感（Hapct）。本文選取聯(lián)合國發(fā)布的《全球幸福指數(shù)報告》中的生活階梯指數(shù)作為代理變量。該報告含有三個主觀指標，包括生活階梯、積極影響與消極影響，后兩者過于注重情緒因素，不宜作為居民主觀幸福的代理指標。生活階梯也叫坎特里爾階梯，它是指調查對象以0～10為區(qū)間，為自己目前的生活狀況打分所得到的生活滿意度評分。此指標既包含了受訪者的主觀感受，同時也受客觀生活質量的影響。因此在經濟學與心理學領域，《全球幸福指數(shù)報告》中的生活階梯指數(shù)被廣泛用于衡量各國（地區(qū)）的居民幸福感。

2.核心解釋變量

“一帶一路”倡議沿線國家交互項DIDct（DIDct=oborc×postt）。“一帶一路”倡議自2013 年開始施行，oborc為倡議實施組別虛擬變量，postt為時間虛擬變量。若是“一帶一路”沿線國家，則oborc=1，否則為0；當t≥2013 時，postt=1，否則為0。

3.控制變量

除了“一帶一路”倡議會影響沿線各國居民幸福感外，還有其他因素可能會影響居民幸福感，因此還要控制這些外生因素的干擾。本文選取了三個控制變量，分別為人口密度（pd）、開放程度（op）和國內儲蓄（sav）。人口密度以1 平方千米的居民數(shù)衡量，人口密度大的國家有利于經濟集聚，但也有可能造成交通擁堵、資源分配緊張、環(huán)境破壞等負面社會效應，不利于居民幸福；開放程度以進出口貿易占GDP份額代表，對外開放除了帶來經濟效應外，還可能通過通貨膨脹與失業(yè)率影響居民幸福感；國內儲蓄以國內儲蓄率衡量，國內儲蓄表明了居民在消費與儲蓄之間的分配，而居民消費對幸福感也會產生影響。

4.其他變量

選用政府穩(wěn)定程度（gov）、人口規(guī)模（pop）、科研創(chuàng)新能力（tec1，tec2）和金融發(fā)展水平（fd）等變量考察“一帶一路”倡議對各國居民幸福作用的異質性；以人均收入（pg）、政府治理水平（wgi）、空氣污染（ap）、社會支持（soc）、個人選擇自由（fre）等變量驗證“一帶一路”倡議對于沿線國家幸福感的作用機制；工具變量檢驗選用的是地理距離變量（dis），以“一帶一路”倡議沿線國家與中國首都地理距離的對數(shù)值衡量。

本文選擇140 個國家作為樣本，為了避免2008 年金融危機對居民幸福感的沖擊以及囿于部分變量最新數(shù)據(jù)可得性，數(shù)據(jù)時間跨度選為2009—2019 年，變量描述性統(tǒng)計結果見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計結果

三、實證結果

（一）基準回歸結果

以基準回歸來估計“一帶一路”倡議對沿線國家居民幸福感改變的綜合效應。對式（1）進行回歸估計的結果見表2。第（1）列匯報的是不加個體效應與時期效應的回歸結果，回歸項中只包含核心解釋變量DID、虛擬變量obor、post以及相關控制變量X。結果表明，“一帶一路”倡議對于沿線國家的幸福效應在5%的水平上顯著為正。第（2）列是在第（1）列基礎上固定國家級個體效應的回歸結果。結果表明，“一帶一路”倡議在5%的水平上顯著地提升了沿線國家的居民幸福感，并且其系數(shù)不僅在統(tǒng)計顯著性上基本不變，經濟意義也未明顯減小。第（3）列是固定個體效應與時間效應的回歸結果，其結果與第（2）列結果保持基本一致，且與后文的穩(wěn)健性檢驗結果基本一致。綜上，“一帶一路”倡議實施對沿線國家居民幸福感有顯著的正向作用。

以下是系統(tǒng)仿真參數(shù)：電感為1×10-4 H，電阻為0.001Ω頻率為50Hz，線路首端電壓為6.3kV，下一級負荷額定電壓為6.3kV，下一級負荷有功功率為1.2MW，線路阻抗為3Ω。

表2 基準回歸估計結果

（二）異質性分析

異質性的模型設計是分別將代表這四個方面因素的變量與“一帶一路”倡議沿線國家虛擬變量的交叉項加入回歸，同時也控制了各自變量本身，結果見表3。第（1）列是政府穩(wěn)定程度的異質性估計結果，估計發(fā)現(xiàn)政府穩(wěn)定性的上升顯著增加了“一帶一路”倡議對于沿線各國居民幸福的正向效應，約為28.8%（DID與DID×gov系數(shù)之和），說明政府穩(wěn)定的國家更能積極參與“一帶一路”倡議，通過加強區(qū)域經濟合作提升國內居民生活質量，從而有利于居民幸福感的提升。第（2）列表明，沿線國家的人口規(guī)模增長同樣也能增強“一帶一路”倡議的效果，有利于居民幸福感的改善?？赡艿脑蚴浅渥愕娜丝诳梢栽诮洕l(fā)展時期提供豐裕的勞動要素，有效助推經濟增長，進而增進居民福祉。第（3）列是以居民專利申請數(shù)代表的科研創(chuàng)新能力對倡議實施效果的作用，雖然經濟意義上較為明顯，但統(tǒng)計意義上卻不顯著。第（4）列是以非居民專利申請數(shù)代表的科研創(chuàng)新能力對倡議實施效果的作用，不僅經濟意義上很明顯，統(tǒng)計意義上也呈現(xiàn)正向顯著。究其原因，可能是非居民的科研創(chuàng)新技術在此時期并未產生明顯溢出，沿線國家并未能將其吸收轉化為自身的科技實力，從而提高居民幸福感。第（5）列表明沿線國家金融發(fā)展水平較高明顯有利于“一帶一路”倡議提高居民幸福感，可能是在金融發(fā)展水平高的國家，其私人部門與民眾更容易通過金融活動參與到“一帶一路”建設中去，享受到倡議的積極成果，從而提升國民幸福感。第（6）（7）列分別是“一帶”國家與“一路”國家的回歸結果。從分組回歸結果中可以看出，“一帶一路”倡議對“一帶”國家的居民幸福感影響更為明顯，其系數(shù)的經濟與統(tǒng)計顯著性較基準回歸均有明顯提升，而“一帶一路”倡議對“一路”國家居民幸福感的影響并不顯著?？赡苁恰耙粠А眹野l(fā)展水平相對于“一路”國家整體偏低[19]，因此“一帶一路”倡議對“一帶”國家居民幸福感的可提升空間更大。

表3 異質性分析回歸估計結果

（三）工具變量法

“一帶一路”倡議的沿線國家名單并非隨機產生，可能導致前文的計量模型具有內生性問題，因此本文使用工具變量法加以克服。選擇使用各國離中國的首都距離的對數(shù)形式（dis）作為“一帶一路”沿線國家（obor）的工具變量。理論上，地理距離作為工具變量滿足如下條件：從相關性上看，“一帶一路”倡議的現(xiàn)今路線在較大程度上繼承并延續(xù)了漢朝絲綢之路與明代鄭和下西洋的路線。而在交通不便的古代，地理距離是決定路線的重要因素。因此，地理距離也會影響現(xiàn)今“一帶一路”倡議沿線國家的名單。從外生性看，地理距離作為地理特征是嚴格外生的，基本不受人類經濟活動的影響。

表4 第（1）列為工具變量的第一階段回歸結果，dis×post的估計系數(shù)表明地理距離與“一帶一路”倡議沿線國家的虛擬變量呈顯著的負向關系，滿足工具變量的相關性前提。第一階段回歸的F值為80.63，遠大于臨界值10，表明回歸不存在弱工具變量問題。第（2）列為工具變量的第二階段回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)核心解釋變量DID的系數(shù)為18.7%，在5%水平上顯著。工具變量估計表明，即使考慮“一帶一路”沿線國家選擇的內生性問題，本文的核心結論依然成立。同時可以發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量DID的估計系數(shù)比表2 第（3）列結果高約2 個百分點，說明在克服內生性問題后，“一帶一路”倡議對沿線國家的幸福效應略有提升。

表4 工具變量回歸估計結果

（四）識別假定檢驗

1.平行趨勢檢驗

利用雙重差分法考察“一帶一路”倡議對沿線國家的幸福效應的前提是沿線國家與非沿線國家的幸福感在倡議施行前并無顯著的趨勢差異。為此，本文采用事件研究法進行驗證，設定模型如下：

其中，Dc，k為一系列虛擬變量，表示沿線國家參與“一帶一路”建設的第k年，以“一帶一路”倡議實施當年2013年為基期。如圖1所示，當k＜0時，βk估計結果均不顯著，當k＞0 時，βk估計結果開始顯著。這表明“一帶一路”倡議實施前，沿線國家與非沿線國家的居民幸福感發(fā)展趨勢并不存在顯著差異，但是“一帶一路”倡議實施后，二者發(fā)展趨勢有了明顯區(qū)別。因此，本文的平行趨勢假設成立。同時，“一帶一路”倡議實施之后對沿線國家的幸福效應隨著時間而逐漸衰弱，并且自第5期起，回歸系數(shù)不再具備統(tǒng)計顯著性。

圖1 平行趨勢檢驗結果

前文已經表明“一帶一路”倡議能夠有效提高沿線國家的居民幸福感，但是該結論仍然可能受到遺漏變量的影響。為此，本文通過在全樣本中隨機選擇37個樣本作為虛假處理組進行回歸并重復該過程1 000 次來進行安慰劑檢驗。虛假處理組的DIDct系數(shù)估計值β1的表達式如下：

依據(jù)經濟理論，虛假處理組的DIDct應當不會對被解釋變量產生影響，估計出=0，則能反推出λ為0，進而間接證明不存在其他隨機因素干擾基本結論的成立。估計系數(shù)的概率密度分布如圖2 所示。其結果表明，隨機抽樣得到的虛假處理組的回歸估計值集中分布在0附近，而基準回歸結果（16.2%）基本位于整個分布之外。因此，可以反推出λ為0，間接地證明了不存在其他隨機因素干擾基本結論的成立。即隨機選擇的“一帶一路”沿線國家的居民幸福感并沒有被改善，反之“一帶一路”倡議確實對真正沿線國家的居民幸福感存在顯著正向作用。綜上所述，“一帶一路”倡議對于沿線國家的幸福改善作用并未受到遺漏變量的干擾。

圖2 安慰劑檢驗結果

（五）其他穩(wěn)健性檢驗

1.傾向得分匹配結合雙重差分法

為了進一步避免樣本的選擇偏誤，本文使用傾向得分匹配結合雙重差分法（PSM-DID）分析“一帶一路”倡議對沿線國家的幸福效應。為了便于比較，利用前文的控制變量預測每個國家能成為“一帶一路”沿線國家的概率（Logit 回歸），再分別按照鄰近匹配、半徑匹配與核匹配方法給倡議沿線國家匹配對照組，使得處理組與對照組在“一帶一路”倡議實施前盡可能沒有顯著差異，以減少“一帶一路”倡議國家選擇偏誤帶來的內生性問題?；貧w結果如表5 第（1）～（3）列所示，核心解釋變量的估計系數(shù)、符號以及顯著性均與表2 回歸結果保持基本一致，說明本文的基本結論是穩(wěn)健的，即“一帶一路”倡議對于沿線國家的居民幸福感有著顯著的提升作用。

2.更改樣本時期

為了避免金融危機的沖擊，本文選擇了2009—2019年的樣本，但是“一帶一路”倡議實施后的時間較長可能導致沖擊效果衰弱進而造成估計結果的偏誤，穩(wěn)妥起見，本文選擇2009—2016年的樣本再次回歸，以保證基本結論穩(wěn)健。結果見表5第（4）列，核心解釋變量的估計系數(shù)符號和顯著性與基準回歸保持一致，說明“一帶一路”倡議對于沿線各國居民幸福感有顯著正向作用的基本結論是穩(wěn)健的。

表5 其他穩(wěn)健性檢驗結果

四、作用機制檢驗

前文研究已經得到“一帶一路”倡議對沿線國家具有顯著幸福效應的基本結論，但是“一帶一路”倡議通過什么渠道影響居民的幸福感呢？

（一）有效性識別

首先，檢驗上述五條路徑的有效性。影響路徑的有效性識別結果見表6。第（1）列是以人均收入（pg）驗證“一帶一路”倡議影響沿線國家幸福感的經濟發(fā)展途徑，其結果表明“一帶一路”倡議在1%的顯著性水平下對沿線國家存在收入改善效應。第（2）列為政府治理水平路徑，結果顯示在1%的顯著性水平下，“一帶一路”倡議確實能顯著改善沿線國家的政府治理狀況。為了更進一步地回應外界關于“一帶一路”倡議正在輸出腐敗的論調，本文同時將腐敗控制（coc）單獨作為被解釋變量進行回歸，結果見第（3）列，發(fā)現(xiàn)倡議對沿線國家的腐敗控制水平存在顯著的提升效果，說明“一帶一路”倡議造成沿線國家政府腐敗的論調是無法得到數(shù)據(jù)支持的。第（4）列是以空氣污染（ap）驗證“一帶一路”倡議影響沿線國家幸福感的環(huán)境改善路徑，其結果表明“一帶一路”倡議對沿線國家的空氣污染產生了顯著的削弱作用，否定了“一帶一路”倡議會污染沿線國家環(huán)境的說法，表明倡議的施行改善了沿線國家的空氣質量。第（5）列結果顯示社會支持是否受到“一帶一路”倡議的影響，結果發(fā)現(xiàn)倡議對社會支持有著顯著正向作用。第（6）列單獨列出國際貧困率（pov）的回歸結果，以驗證倡議的經濟成果對貧困人口的惠及力度，發(fā)現(xiàn)倡議施行有助于沿線國家減少貧困，提高社會保障水平。第（7）列檢驗了“一帶一路”倡議對個人生活選擇自由的影響，發(fā)現(xiàn)其結果亦是正向顯著。

表6 影響路徑有效性識別結果

（二）中介機制檢驗

其次，在路徑有效性識別的基礎上，參考溫忠麟等[20]的做法進行中介效應檢驗，計量模型構造如下：

其中，Mct為中介變量，包括人均收入（pg）、政府治理水平（wgi）、空氣污染（ap）、社會支持（soc）、個人選擇自由（fre）；倡議的總效應為β1，直接效應為φ1。前文中β1顯著為正，根據(jù)中介效應模型的檢驗步驟，如果回歸中φ1為正且在統(tǒng)計水平上顯著，α1φ2與φ1同號，且φ1的系數(shù)較β1有所減小，則說明Mct是部分中介變量，變量Mct的間接效應（中介效應）為α1φ2；如果φ1顯著為正，且φ1的系數(shù)較β1有所增大，α1φ2與φ1異號，則說明Mct產生了遮掩效應，變量Mct的間接效應為絕對值|α1φ2|；如果φ1不顯著φ2顯著，則Mct為完全中介變量。

中介機制檢驗結果見表7。第（1）列是對式（8）的回歸估計結果，即基準回歸結果；第（2）～（6）列展現(xiàn)的是式（10）的回歸結果。第（1）列基準回歸估計結果表明，“一帶一路”倡議對沿線國家居民幸福感有著明顯的正向作用，約為16.2%，并且在5%水平上顯著。第（2）（3）（6）列結果φ1顯著為正，α1φ2與φ1同號且φ1的系數(shù)有所減小，第（4）列結果φ1顯著為正，且φ1的系數(shù)有所增大，α1φ2與φ1異號，第（5）列社會支持渠道中的DID系數(shù)并不顯著。

表7 中介機制檢驗回歸估計結果

第（2）（3）（6）列結果表明所選的中介變量均為部分中介，且符合理論預期。但是，第（4）列結果表明所選的空氣污染變量產生了遮掩效應，說明總效應可能被低估，即“一帶一路”倡議所帶來的幸福感提升作用可能要更大。第（5）列結果表明，在社會支持中介機制檢驗中，“一帶一路”倡議施行后的平均效應雖然在10%的水平上并不顯著，但是其在15%的水平上是顯著的。社會支持渠道的DID系數(shù)不顯著有可能是“一帶一路”倡議對沿線國家幸福效應隨時間持續(xù)衰弱導致的。在縮短樣本期間至2009—2017 年重新回歸后發(fā)現(xiàn)，社會支持渠道的DID系數(shù)呈現(xiàn)出統(tǒng)計顯著性，這間接驗證了上述假設的合理性。

五、結論與政策建議

本文將“一帶一路”倡議的施行視為準自然實驗，利用雙重差分法考察了“一帶一路”倡議對沿線國家的幸福效應。研究結果表明：（1）“一帶一路”倡議對沿線國家的居民幸福感存在顯著的正向效應，但這種效應隨著時間推移而逐漸衰弱；（2）“一帶一路”倡議對政府穩(wěn)定程度高、人口規(guī)模大、科研創(chuàng)新能力強、金融發(fā)展完善以及“絲綢之路經濟帶”沿線國家的幸福感提升具有更為顯著的作用；（3）“一帶一路”倡議通過經濟發(fā)展、政府治理、環(huán)境改善、社會支持以及個人選擇自由渠道對沿線國家產生積極的幸福效應。基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：

第一，推動幸福與經濟的同步增長?；趥鹘y(tǒng)西方經濟學的觀點，基于GDP等單一經濟指標的“一帶一路”倡議社會效應評估可能逐漸無法滿足沿線國家的居民需求。發(fā)揮幸福經濟學的思維優(yōu)勢，突出經濟學的主體性，考慮居民幸福感等作為衡量社會經濟進步的補充指標，避免產生經濟發(fā)展無法轉化為居民幸福感的“脫鉤”現(xiàn)象。過往經驗告訴我們，粗放式發(fā)展會帶來一系列社會問題，不利于社會穩(wěn)定和人民幸福，前期追求經濟快速繁榮而犧牲的資源、環(huán)境，后期可能需要以更大代價彌補。因此，經濟增長與居民幸福協(xié)同進步正是高質量推進“一帶一路”倡議的關鍵所在。

第二，完善沿線國家經濟治理體系。“一帶一路”倡議沿線國家不僅要加強經濟合作，更要學習和借鑒他國的治理經驗。“一帶一路”不僅是區(qū)域經濟合作倡議，更是以自愿和公平為原則的治理經驗分享平臺，鑒于治理水平的提高能增加居民幸福感，因此倡議參與國家之間應加強平等對話，分享學習彼此的治理經驗，加深對彼此制度與治理模式的了解，同時提高自身的治理能力，要積極參與全球經濟治理體系改革，推動構建更完善、更公平合理的沿線國家經濟治理體系。

第三，強化科研創(chuàng)新能力開放合作。從本文的實證結果來看，以非居民專利申請數(shù)代表的科研創(chuàng)新能力確實能幫助沿線國家居民更有效率地將“一帶一路”建設成果轉化為個人幸福，但是以居民專利申請數(shù)代表的科研創(chuàng)新能力卻無法發(fā)揮這種作用，體現(xiàn)出“一帶一路”建設項目后期缺乏可持續(xù)性，技術難以被沿線國家吸收掌握的問題。“一帶一路”倡議應該加快建設貿易暢通和資金融通平臺，通過對外貿易和外商直接投資促進技術向沿線國家流通，促進沿線國家的人力資本進步與技術產業(yè)融合，進而增強其對技術溢出的吸收轉化能力，沿線各國也要加速吸收轉化先進技術和產能，提升本國的科研創(chuàng)新能力，從而增強“一帶一路”倡議對沿線國家的幸福效應。