徐向前 汪卓宇 蔡林霖

(首都經濟貿易大學 北京豐臺 100070)

1 引言

2013年末，習近平總書記首次提出“新絲綢之路經濟帶”合作倡議。黨的十八屆三中全會《決定》表示，要加快同周邊國家和區(qū)域基礎設施互聯(lián)互通建設，推進“一帶一路”建設。2015年，隨著《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》政策的出臺，經濟要素得以有序自由流動，資源進一步得到合理有效的配置。黨的二十大報告指出，推動共建“一帶一路”高質量發(fā)展中應強化統(tǒng)籌協(xié)調部署。新絲綢之路經濟帶的設立不僅為擴大沿線地區(qū)的經濟合作，還旨在兼顧區(qū)域間和區(qū)域內部經濟發(fā)展平衡?！敖z綢之路經濟帶”倡議實施以來，沿線地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異在整體上是否有縮減的趨勢？若有，其作用機制又是如何？此外，倡議對國內西南西北兩條貿易路徑沿線省市的城鄉(xiāng)統(tǒng)籌與區(qū)域協(xié)調是否存在異質性影響？針對這些問題進行研究，對推進城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展和實現(xiàn)中國式現(xiàn)代化具有重要意義。

倡議提出以來，新絲綢之路經濟帶建設便成為國內外學術界研究的重點?，F(xiàn)有大量關于倡議同收入差距的實證與理論研究。章妍(2018)認為，建立具有輻射帶動能力的西部區(qū)域金融中心可以加快西部對外開放、縮小東西部的發(fā)展差異。畢吉耀等(2021)發(fā)現(xiàn)，在“一帶一路”倡議下，共建國家通過完善交通設施、加強互聯(lián)互通，縮小收入差距。于津平、黃真(2021)認為，“一帶一路”倡議通過提升OFDI和FDI兩個路徑，調節(jié)東中西區(qū)域的收入差異。萬晶、周記順(2022)通過國家投資數(shù)據(jù)，得到“一帶一路”倡議會使OFDI與勞動收入之間出現(xiàn)更為顯著的倒“U”型關系。李丹、呂鑫萌(2023)得出，“一帶一路”倡議能夠顯著擴大國內非正規(guī)就業(yè)規(guī)模，并縮小非正規(guī)就業(yè)者與正規(guī)就業(yè)者之間的工資收入差距。孟祺、朱雅雯(2023)指出，“一帶一路”倡議能夠顯著縮小國家間和國家內的收入差異，并從貿易和投資兩個角度揭示“一帶一路”倡議促進共同富裕的機制。

綜上所述，現(xiàn)有研究具有以下特征：一是學界多注重“一帶一路”倡議的政策效應評估，對“新絲綢之路經濟帶”與收入分配結構、共同富裕的影響效果和作用機制方面的研究較為稀少。二是學者大多從宏觀層面研究“新絲綢之路經濟帶”倡議對收入差異的影響關系，對陸上兩條線路的關注明顯不足。由于西南、西北兩條路線的沿線省市之間經濟水平、產業(yè)導向存在較大差異，政策也會出現(xiàn)異質性的影響，從微觀路線層面分析“新絲綢之路經濟帶”倡議的政策效應具有重要意義。

本文基于2005—2021年省級面板數(shù)據(jù)，以“新絲綢之路經濟帶”的落地實施為準自然實驗，采用雙重差分法分析其對國內城鄉(xiāng)收入差異的政策效應。本文可能的邊際貢獻是：第一，從城市化的路徑揭示“新絲綢之路經濟帶”縮小城鄉(xiāng)收入差異的作用機制，為“新絲綢之路經濟帶”的政策效應研究提供全新視角。第二，本文的異質性分析不同于大多數(shù)研究采用“東中西”的劃分方式，而是根據(jù)陸上絲綢之路西北、西南兩條貿易路線，將沿線地區(qū)分為西南四省和西北五省進行研究，并根據(jù)地區(qū)的產業(yè)基礎和地理特征提出更有針對性和現(xiàn)實性的發(fā)展建議。

2 研究假說

2.1 “新絲綢之路經濟帶”倡議推動共同富裕的直接影響機制

沿線省市根據(jù)中央指示和精神，參照倡議的共建原則和構架思路，依托時代大勢，并結合區(qū)域定位，相應出臺一系列自身發(fā)展的戰(zhàn)略政策，為當?shù)貛肀姸喾e極效應，如擴大區(qū)域經濟合作、促進基礎設施互聯(lián)互通、推動高水平對外開放和促進貿易便利化。首先，倡議及相關政策能夠促進資源優(yōu)化配置。城市通常集聚著更多的經濟資源和機會，而農村地區(qū)往往因基礎設施不足而受限于發(fā)展。通過構建互聯(lián)互通的基礎設施網絡，可以使農村地區(qū)更便捷地接入城市資源，實現(xiàn)生產要素的合理配置，從而提高農村地區(qū)的產業(yè)競爭力，縮小城鄉(xiāng)收入差距。其次，倡議有助于推動鄉(xiāng)村產業(yè)升級。新絲綢之路經濟帶帶動不同地區(qū)之間的經濟合作，通過分享技術、市場和資源，減少城鄉(xiāng)經濟發(fā)展的不平衡性。農村地區(qū)可以更加便捷地接入市場，拓寬農產品銷售渠道，推動農業(yè)從傳統(tǒng)的粗放型發(fā)展轉向現(xiàn)代化、智能化的發(fā)展，從而創(chuàng)造更多就業(yè)機會，縮小城鄉(xiāng)收入差異。總之，新絲綢之路經濟帶有望在推動城鄉(xiāng)統(tǒng)籌方面發(fā)揮積極作用?；谏鲜龇治?，本文提出假設：

H1：“新絲綢之路經濟帶”能夠縮小城鄉(xiāng)收入差距，推進共同富裕。

2.2 “新絲綢之路經濟帶”倡議推動共同富裕的間接影響機制

“互利共贏”是絲路精神的重要組成部分，無論是對國內還是國外，倡議都以打造均衡、普惠的區(qū)域經濟合作架構，實現(xiàn)共建共享為最終目的。在同一時間段內，隨著《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃(2014—2020年)》出臺，我國傳統(tǒng)意義上注重“土地”性質變革和經濟價值的城鎮(zhèn)化已基本完成，開啟了以人為核心、追求共同富裕的新型城市化建設。將新絲綢之路經濟帶同城市化聯(lián)系在一起，是因為倡議能夠加速沿線省市產業(yè)的整合調整，會對人口向城市地區(qū)聚集和鄉(xiāng)村地區(qū)轉變?yōu)槌鞘械貐^(qū)的過程造成相應的影響。眾多學者認為傳統(tǒng)的城市化會擴大城鄉(xiāng)收入差異，而新型城市化通過促使農業(yè)轉移人口平等享受市民權利，真正解決農業(yè)剩余勞動力的就業(yè)問題，同時推動公共服務城鄉(xiāng)均等，以實現(xiàn)留村務農人員的市民化。據(jù)此，本文提出假設：

H2：“新絲綢之路經濟帶”通過提升城市化水平，縮小城鄉(xiāng)收入差距。

3 研究設計

3.1 研究方法與模型設計

本文以“新絲綢之路經濟帶”倡議為準自然實驗，采用雙重差分法檢驗新絲綢之路經濟帶對共同富裕的影響，將研究樣本分為實驗組和對照組。其中，新絲綢之路沿線省市區(qū)域為實驗組，其他直轄市、省、自治區(qū)為對照組，構建雙向固定效應模型如下：

其中，i表示個體；t表示時間。被解釋變量Theil代表泰爾指數(shù)測算所得的城鄉(xiāng)收入差距；Treat表示二元分組變量，實驗組取1，對照組取0；Post表示時間虛擬變量，2014年及以后取1，否則取0；Controlsit為控制變量；δi、μt分別表示省份固定效應和時間固定效應。本文所關心的政策效應可以由交互項DID的系數(shù)γ1表示。

3.2 數(shù)據(jù)來源

本文采用 2005—2021 年全國31個省份的面板數(shù)據(jù)作為初始樣本，對于數(shù)據(jù)嚴重缺失的樣本，采用線性插值法進行補充，最終得到有效觀測值527條，所使用的面板數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。

3.3 變量定義

3.3.1 被解釋變量

城鄉(xiāng)收入差異(Theil)。本文使用城鄉(xiāng)收入差異程度來衡量共同富裕水平。學術界一般采用泰爾指數(shù)、城鄉(xiāng)收入比值和基尼系數(shù)三種指數(shù)來描述社會財富分配狀態(tài)。郭敏英(2016)指出，泰爾指數(shù)的最大優(yōu)點是在收入差距中考慮了人口相對變化的作用。何天立等(2022)認為，泰爾指數(shù)對處于高低兩端階層的收入變動更為敏感。本文選用泰爾指數(shù)進行測算，公式如下：

其中，i的取值只有1和2，代表城市和農村的二元結構；Wit代表t年農村居民收入或城鎮(zhèn)居民收入；Wt代表t年居民總收入；Git代表t年城鎮(zhèn)人口數(shù)或農村人口數(shù)；Gt代表t年農村總人和。泰爾指數(shù)越大，收入差異程度越高；反之，收入差異程度越低。

3.3.2 解釋變量

虛擬變量(Treat)、時間虛擬變量(Post)及兩者的交互(DID)。處于新絲綢之路經濟帶區(qū)域的省份Treat取值為1，具體為西北五省區(qū)(陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆)和西南四省區(qū)市(重慶、四川、云南、廣西)，其他情況則取0；在2014年當期及之后取1，其他情況取0；只有當Treat和Time同時取值為1時，交互項方為1。

3.3.3 控制變量

根據(jù)已有研究與文獻的做法，本文引入教育水平、人口老齡化、政府干預、外貿依存度、外商直接投資、產業(yè)結構高級化、失業(yè)率等作為控制變量，指標含義如表1所示。

表1 變量概述

4 實證分析與檢驗

4.1 描述性統(tǒng)計

為直觀地看到相關變量信息，本文制作表2。統(tǒng)計結果發(fā)現(xiàn)，共同富裕水平(Theil)，即城鄉(xiāng)收入差異的均值為0.104，略高于中位數(shù)0.97，數(shù)據(jù)受極大值影響呈右偏分布；數(shù)據(jù)最大值為0.276，最小值為0.018，以上都說明城鄉(xiāng)收入差異之間存在異質性。為避免多重共線性對研究造成的影響，本文對所有變量都做了檢查，結果通過方差膨脹因子檢驗。

表2 描述性統(tǒng)計

4.2 回歸結果分析

本文通過建立雙重固定效應對模型(1)進行實證，以檢驗“新絲綢之路經濟帶”對沿線省市城鄉(xiāng)收入差異的影響，具體回歸結果如表3所示。表3中的(1)、(2)列分別實現(xiàn)的是不包含控制變量時和包含控制變量時的估計結果。在加入一系列控制變量后，雖然交互項DID估計系數(shù)的絕對值縮小，但是結果在1%的水平上仍然顯著，表明“新絲綢之路經濟帶”能有效縮小城鄉(xiāng)收入差距，推進共同富裕。

表3 基準回歸結果

上述結果表明，“新絲綢之路經濟帶”的劃定顯著降低了區(qū)域的城鄉(xiāng)收入差距，提升了共同富裕水平。一方面，相關支持經濟帶區(qū)域發(fā)展政策的出臺，促使當?shù)卣龃笥行У缆访芏群突A建設投資,強化省際交通網絡的互聯(lián)互通，在降低運輸成本的同時，加速城鄉(xiāng)之間商品、人員、信息流動，打破城鄉(xiāng)市場隔離，助力農產品和手工藝品的銷售，增加農民收入，從而縮小區(qū)域城鄉(xiāng)收入差距，提升經濟帶區(qū)域的共同富裕水平；另一方面，經濟帶的設立提高了貿易便捷化程度，農村企業(yè)可以更好地接觸國際市場的需求和趨勢，并及時更新產品和轉變發(fā)展方向，推動農村地區(qū)的產業(yè)升級和多元化發(fā)展，實現(xiàn)長期的高質量經濟增長，有效解決地區(qū)發(fā)展“不平衡”和“不充分”的問題。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1 替換被解釋變量

本文使用城鎮(zhèn)居民人均可支配收入與農村居民人均可支配收入的比值來替代泰爾指數(shù)，用以探究“新絲綢之路經濟帶”對共同富裕的影響。表4是將被解釋變量替換為城鄉(xiāng)收入比值(ratio)的回歸結果，在未固定個體和時間效應時，交互項系數(shù)在1%的置信水平上顯著；固定個體和時間效應后，系數(shù)在5%的置信水平上顯著，且交互項系數(shù)皆為負數(shù)。這表明“新絲綢之路經濟帶”能有效降低城鄉(xiāng)收入比值，提升共同富裕水平；上述穩(wěn)健性分析結果未發(fā)生實質性變化，表明本文研究結論具有較好的可信度。

表4 穩(wěn)健性檢驗

4.3.2 平行趨勢檢驗

圖1展現(xiàn)了95%置信區(qū)間下倡議落實前8年和落實后7年的檢驗結果。其中，pre指代前期，current指代當期，las指代后期。由圖1可知，在“新絲綢之路經濟帶”倡議落實前，估計系數(shù)的置信區(qū)間都涵蓋了0，對照組和實驗組之間沒有顯著差異；在倡議及相關政策落實當期及之后3年，置信區(qū)間也存在覆蓋0的情況，不能明確說明倡議產生了持久的影響；政策落實4～7年，交互項估計系數(shù)顯著不為0，即“新絲綢之路經濟帶”倡議及相關政策在實施的4年后顯著降低了泰爾指數(shù)測算的城鄉(xiāng)收入差異，有效推進共同富裕，并通過了平行趨勢檢驗。倡議具有3年的政策預期，在理論上也符合大型政策從提出、落地到見效的時間進程。

圖1 平行趨勢圖

4.3.3 安慰劑檢驗

為了避免遺漏變量造成的內生性影響，本文參照向清雨、趙艾鳳(2023)的做法，在全部樣本中抽取300條數(shù)據(jù)個體作為虛假實驗組，余下個體作為虛假的對照組，并進行回歸。圖2描述了進行1000次隨機抽樣下交互項估計系數(shù)的概率分布，可知基于隨機抽樣得到的估計系數(shù)值基本分布在0附近，而基準回歸的估計系數(shù)-0.0153位于系數(shù)分布以外，且p值小于0.1，屬于小概率事件。因此，可以排除不可觀測的因素導致回歸結果產生誤差，結論具有穩(wěn)健性。

4.3.4 異質性檢驗

由于我國地區(qū)間經濟結構、自然資源稟賦與產業(yè)基礎不同，“新絲綢之路經濟帶”倡議及相關政策的實施可能對不同經濟區(qū)域的城鄉(xiāng)收入差異具有異質性影響，因此按照經濟帶路線劃分為西北五省和西南四省兩部分。表5顯示，“新絲綢之路經濟帶”倡議在5%的顯著性水平上，能夠有效降低西南四省城鄉(xiāng)收入差異，但會擴大西北五省的城鄉(xiāng)收入差異。

表5 分區(qū)域檢驗結果

由于產業(yè)政策導向，西北地區(qū)政企主要投資在交通、能源等重工業(yè)領域。該地區(qū)產業(yè)基礎相對薄弱，需要發(fā)揮產業(yè)的聚集效應，工業(yè)設施集中在城市和經濟開發(fā)區(qū)，城鄉(xiāng)收入期望差異會擴大，教育資源也將進一步聚集，強化了城市與鄉(xiāng)村之間的發(fā)展差異，不利于推進共同富裕。西南地區(qū)地形崎嶇，不利于發(fā)展大規(guī)模重型工業(yè)，憑借其豐富的自然資源，該地區(qū)相對注重新農業(yè)和輕工業(yè)的發(fā)展。新絲綢之路的推進促進了農村地區(qū)的基礎設施建設和農業(yè)現(xiàn)代化，使農村居民逐漸融入現(xiàn)代產業(yè)體系，同時新農村的發(fā)展可以加速實現(xiàn)農村地區(qū)的教育公平，有助于推進共同富裕。但是西南地區(qū)的產業(yè)結構和收入水平會造成農村地區(qū)青壯年勞動力的流失，人口老齡化將是影響城鄉(xiāng)收入的重要因素。

4.4 中介效應

為了檢驗城市化率能否在“新絲綢之路經濟帶”推動城鄉(xiāng)收入差異縮小的過程中發(fā)揮中介效應，構建模型如下：

本文選用地區(qū)城鎮(zhèn)人口與年末常住總人口的比值作為地區(qū)城市化率的指標，比值越大，代表該地區(qū)城市化率越高。由表6的回歸結果可以看出，表6第(2)列中 Treati×Postt系數(shù)α1和γ1顯著為正，通過10%的顯著性水平檢驗；第(1)列與第(3)列中Treati×Postt系數(shù)α1和γ1顯著為正，分別通過1%和5%的顯著性水平檢驗，表明“新絲綢之路經濟帶”推動了城市化水平的提升，并縮小了城鄉(xiāng)收入差異。第(3)列中urb系數(shù)γ2為正，通過10%顯著性水平檢驗，表明城市化在絲綢之路經濟帶政策減少城鄉(xiāng)收入差距的過程中發(fā)揮中介作用，即政策通過提升城市化水平降低城鄉(xiāng)收入差距，本文的假設H2得到驗證。

表6 城市化的中介效應檢驗

中介效用的逐步檢驗法的科學性與準確性在計量發(fā)展過程中受到了越來越多的質疑。為了更準確地驗證城市化的中介效應，本文參考溫忠麟、葉寶娟(2014)的做法，在“三步法”的基礎上使用Bootstrap方法進一步檢驗，結果如表7所示。城市化在新絲綢之路與城鄉(xiāng)收入差異之間存在中介效應，倡議能夠推動新型城市化水平的提升，而城市化水平的提升能夠縮小城鄉(xiāng)收入差異，該結果驗證了假設 H2，說明上文對城市化中介效應的回歸結果具有穩(wěn)健性。

表7 城市化中介效應的bootstrap結果

5 結語

本文以“新絲綢之路經濟帶”倡議的實施為準自然實驗，采用雙重差分法，基于 2005—2021年省級面板數(shù)據(jù)，分析了倡議對城鄉(xiāng)收入差異的影響。研究結果表明，其一，倡議的實施能夠有效提升沿線省市的共同富裕水平。其二，倡議對兩組theil指數(shù)的影響方向不同，會縮小西南地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異，而擴大西北地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差異；從影響強度來看，“新絲綢之路經濟帶”對西南地區(qū)城鄉(xiāng)收入差異的政策影響大于西北地區(qū)。其三，城市化在經濟帶政策降低城鄉(xiāng)收入差異的過程中發(fā)揮了中介作用，結論通過了Bootstrap檢驗，具有穩(wěn)健性。據(jù)此，本文提出以下幾條建議：

第一，持續(xù)推動“新絲綢之路經濟帶”倡議及相關政策的落實。沿線省市要以《推動共建絲綢之路經濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》等政策為指導，堅持共商共建共享原則，加快沿線省市和地區(qū)之間的政策溝通、設施聯(lián)通、貿易暢通、資金融通和民心相通，積極推動“一帶一路”倡議。

第二，因地制宜，根據(jù)經濟帶沿線省市自然資源稟賦、產業(yè)基礎和區(qū)域定位的差異，制定符合當?shù)貙嶋H的發(fā)展策略。西北地區(qū)應擴大和深化對外開放，進一步融入世界經濟體系；同時，適當分散城區(qū)的優(yōu)質教育資源，促進教育公平。西南地區(qū)應持續(xù)推動教育普及，并著力解決人口老齡化問題。

第三，發(fā)揮城市化在經濟帶政策和城鄉(xiāng)收入差異之間的中介作用，加快新型城市化建設，堅持“以人為本”的發(fā)展理念，注重“人”的城市化而非“土地”的城市化。農村勞動力不斷涌入城市的現(xiàn)實要求城鄉(xiāng)戶籍分割管理制度及時改革，同時教育、醫(yī)療等社會保障政策要對務工人群進行覆蓋。此外，政府在社會保障支出和支農支出的規(guī)模和結構方面應做出適度調整，以推動公共服務均等化。