孟一帆；伍琳

（上海对外经贸大学，上海201620）

0 引言

2013 年9 月和10 月习近平总书记分别提出建设“新丝绸之路经济带”和“21 世纪海上丝绸之路”的合作倡议，此后“一带一路”便作为一项国家顶级合作倡议落地。随后国家各部委推出了一系列优惠性质的政策法规来推动“一带一路”倡议的落实，包括：《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》、《标准联通“一带一路”行动计划（2015-2017）》、《标准联通共建“一带一路”行动计划（2018-2020 年）》……以上诸多政策法规构成了本文研究的主要政策背景。本文基于双重差分法对“一带一路”倡议对其沿线欠发达地区经济发展的促进效应进行了评估。本文的主要贡献在于：弥补了学界研究的空白，肯定了“一带一路”倡议对其沿线欠发达地区经济发展的促进效应，为后续的政策制定以及学术研究提供了参考。

1 文献综述

近年来有不少学者对“一带一路”倡议的落地效果进行了评估。王瑞峰、李爽（2018）[1]基于断点回归的方法研究了“一带一路”倡议对中国经济的影响，其研究认为“一带一路”倡议通过增加中国在沿线国家的出口份额促进了中国经济的发展。林勇、杨龙（2018）[2]基于PSM-DID 方法研究了“一带一路”倡议对中国沿线经济增长的促进作用，其研究表明“一带一路“倡议通过促进外资利用、增加投资额、增加出口额大幅度促进了中国沿线区域的经济增长。综上所述，当前国内的诸多学者都对“一带一路”倡议的经济发展促进效应进行了评估，但当前大部分研究的的分析样本均是所有沿线省市或某一区域的沿线省市。而针对“一带一路”政策对欠发达地区经济发展促进效应的研究还存在空缺。因此，有必要将欠发达地区作为单独的研究对象，来检验“一带一路”倡议对欠发达地区经济发展的促进效应。

2 研究方法

双重差分法起源于20 世纪80 年代的西方经济学界，其核心原理是对两个虚拟变量及其交互项的回归，并对其系数显著性的解释。

本研究中的双重差分模型设定如下：

其中，下标i 表示第i 个省份，下标t 表示第t 年。du为表示是否受干预的虚拟变量，du=0 时表示的是全国其他的欠发达省份，du=1 时表示的是“一带一路”沿线的欠发达省份。dt 为表示政策实施前后的虚拟变量，dt=0 表示的是“一带一路”政策实施前的年份，dt=1 表示的是“一带一路”政策实施后的年份。Z 代表控制变量，ε 表示干扰项，Y 是用来评估经济增长的被解释变量。

模型（1）的含义见表1。

表1 模型含义

经过表1 的分析可以看出，“一带一路”倡议实施前后，实验组和对照组被解释变量的差异就是β3，也就是虚拟变量du、dt 的交互项的系数。如果虚拟变量交互项的系数β3显著为正，则表明“一带一路”倡议显著促进了沿线欠发达地区的经济增长；如果虚拟变量交互项的系数β3显著为负，则表明“一带一路”倡议显著阻碍了沿线欠发达地区的经济增长。

3 变量与数据

3.1 欠发达地区的选择 关于区分发达地区与欠发达地区的指标众多，比如国民生产总值、人均国民生产总值、人类发展指数、国民福利、经济福利测度等。为了研究的简洁有效，本研究采用人均国民生产总值用以区分发达地区与欠发达地区，将人均国民生产总值低于国内平均水平的地区定义为欠发达地区，将人均国民生产总值高于或等于国内平均水平的地区定义为发达地区。基于上述分类方法，以2013 年各省的人均国民生产总值为标准，本研究中“一带一路”沿线的欠发达地区有吉林、黑龙江等12 个省份，全国其他的欠发达省份有河北、安徽等9 个省份。

3.2 政策干预时间的选择“一带一路”倡议的首次提出是在2013 年9 月份，考虑到相关配套政策的落地需要时间，并借鉴学界的习惯做法，本研究将政策的干预时间节点选择为2014 年。即2008 年至2013 年为未受政策干预的时间段，2014 年至2018 年为受政策干预的时间段。

3.3 被解释变量的选择 为了衡量欠发达地区经济发展的水平，本研究选用地区国民生产总值作为被解释变量。被解释变量的数据来源于国家统计局制作的《中国统计年鉴》以及各地方省市统计局的地方统计年鉴，单位为亿元人民币。

4 实证结果分析

4.1 模型基本假设 陈林（2015）[4]等人基于实验理论与前人研究将合理应用双重差分法的基本假设分为两类：①随机性假设；②同质性假设。以下论述主要在于证明本模型符合双重差分法的两类基本假设。

随机性假设：首先，“一带一路”倡议提出的时间点是随机的，并不是受到某种经济或政治影响而提出的倡议，因此随机事件要求得以满足。其次，“一带一路”倡议的沿线省市也不是依据某种经济上的指标或政治上的指标进行划分的，其沿线省市既包括中西部的省份也包括东部沿海地区的省份，因此随机分组要求也得以满足。最后，“一带一路”倡议的相关优惠政策主要作用于其沿线省份，且在研究时间段中，诸如“一带一路”倡议的顶级战略仅此一项，因此可以保证对照组不受实验变项的任何影响，也可以满足实验处理的唯一性要求。

同质性假设：同质性假设要求实验组和对照组中的样本均是统计学意义上的同质个体，即两组样本除是否受到政策冲击外其余各方面均保持相似。在双重差分法的同质性假设中，最重要的是要满足平行趋势假设，即实验组与对照组在政策冲击前保持共同的发展趋势。学界常用的检验方法有两种——图形分析法和事件分析法。本文采用图形分析法检验其是否满足平行趋势假设，检验结果如图1所示。

图1 是基于实验组与对照组不同年份的地区生产总值的平均值绘制而成，可以看出，在2014 年“一带一路”倡议实施之前，实验组和对照组地区生产总值的平均值的发展趋势基本保持平行状态，满足平行趋势假设。在2014 年之后，实验组的地区生产总值平均值增速明显高于对照组，暗示“一带一路”倡议可能显著促进了沿线欠发达地区的经济增长。

图1 实验组和对照组GDP 的平行趋势检验

4.2 模型实证结果 在不引入其他控制变量的情况下，本研究基于双重差分法对整理后的数据进行回归分析，得到如表2 所示的回归结果。

表2 实证结果

可以看出，β3的系数为正，β3的 P 值<0.05，因此可以认为β3的系数显著为正。实证结果说明“一带一路”倡议实施后，“一带一路”倡议沿线欠发达地区的地区生产总值增长确实快于全国其他欠发达地区的地区生产总值增长，也就是说“一带一路”倡议对其沿线欠发达地区的经济增长起到了显著的促进作用。

5 结论与展望

本研究基于2008-2018 年“一带一路”倡议沿线欠发达地区与全国其他欠发达地区的面板数据，运用双重差分法模型分析了“一带一路”倡议对其沿线欠发达地区经济增长的促进效应。在不引入其他控制变量的情况下，“一带一路”倡议显著促进了其沿线欠发达地区的地区生产总值增长，该检验结果在5%的显著性水平上依然显著，说明促进效应非常明显。综上所述，本研究高度肯定了“一带一路”倡议对其沿线欠发达地区的经济增长存在显著的促进效应。本文的研究结果弥补了学界研究的空白，也为未来的政策制定提供了参考。未来该方向的研究可以引入其他控制变量，用来探究经济增长促进效应的实施路径；或者考虑将实验组对照组中的样本细化到地级市的水平以提高研究的精度。