“一带一路”倡议对中国省份市场活力效应分析

韦佳妤，严帅，倪天阳

（兰州大学，兰州 730000）

1 引言

党的十九大报告明确指出，各领域行业应当对绿色、开放、共享、协调、创新的发展理念进行有效落实，对以往的经济发展模式进行转变，激发市场主体活力；党的十九届五中全会提出，要加快构建国际和国内双循环互相促进的新格局，对以往的经济模式进行转变并激发市场主体活力。如何更快地转变经济发展模式，以增强市场主体的活力，是现阶段我国经济发展面临的重大课题。

探究中国基于省域的市场活力现状、“一带一路”倡议是否对中国各省份的活力产生实质性的政策激励效应、“一带一路”倡议促进中国各省份市场活力的具体机制，能够帮助我们更有效地对双循环背景下“一带一路”实施的效果进行客观评价。有效利用这一倡议带来的机遇和挑战，对于激发中国市场主体的活力具有重要的现实意义。

2 研究设计

2.1 模型设定

本研究主要通过自然实验的双重差分模型，来对实施政策的具体成效进行估计。这一方法以两次差分的方式解决其他外界因素的干扰问题。先对以往的双重差分模型进行构建，以此客观评估“一带一路”倡议的实施是否带动了各省份市场活力水平的提升：

其中，i、t 分别表示省份和年份；mal 表示某一省份在某一年的市场活力水平；treat 是省份分组变量，treat=1 和treat=0分别表示处理组和“一带一路”的沿线地区；post 是时间分组变量，post=1 代表时间区为2014-2018年，post=0 表示2010-2013年；θ 系数代表的是“一带一路”政策实施期间，沿线地区和非沿线地区市场活力的变化水平；X 表示一组控制变量；vi表示个体固定效应；μt表示的是固定效应控制；εit代表随机扰动项。本研究需要对参数θ 给予重点关注，假如说其值为正，那么则反映出我国“一带一路”沿线的市场活力会受到“一带一路”政策的正向作用。

传统的差分法只是对处理组和控制组自身的效应进行了考察，并没有考虑到“一带一路”倡议背景下控制组、处理组之间的传递效应和空间溢出，并未给予空间因素足够的考虑。但是考虑空间因素也需要考虑不同省份和地区之间的关系，这样就会生成控制组和处理组空间传递的可能性，这与SUTVA 假设相违背，进而使得传统的差分法难以获取精准的效果。因此，本研究结合了经典双重差分和空间计量模型，以此构建该倡议对各省份市场活力水平效应的SDID模型。

2.2 变量选取与数据来源

①被解释变量。研究“一带一路”倡议对促进各省份市场活力水平（mal）的政策效应，首先面临的难点是各省份市场活力水平的测度问题，由于市场活力水平这一价值判断是综合性的。若要对其进行精确的测算和合理的界定，选用单一的标准很难达到。因此，需要对相应的评价体系进行构建，实施综合性的评价。所以在对沿线省份市场活力水平的衡量上，本文选用了樊纲学者所编制的市场化指数。市场化指数在对我国沿线地区市场活力水平进行衡量的过程中，选取了市场法治环境、维护中介组织发育、市场发育程度、产品市场发育程度、非国有经济市场和政府关系这5 个方面指标。

②核心解释变量。政策虚拟变量（D）和两个方面有所关联：第一，是否属于“一带一路”沿线省份（treat）这一虚拟变量，“一带一路”沿线省份赋值为1，反之赋值为0。根据《愿景与行动》，“一带一路”18 个沿线分别是辽宁、吉林、黑龙江、内蒙古、青海、宁夏、甘肃、陕西、新疆、广西、云南、西藏、上海、福建、广东、浙江、海南、重庆。第二，是否为“一带一路”倡议沿线时间。将2014年定义为倡议政策的冲击时间，这是因为虽然我国在2013年提出了“一带一路”的倡议，但是在2014年于政府工作报告中写入，由顶层设计过渡至实务展开阶段。所以将沿线时间定义为2014年。若研究时间跨度是2014-2018年，则post=1，若研究期为2008-2013年，则post=0。

③控制变量。为控制其他因素对沿线省份市场活力的影响，选取贸易规模、基础设施建设、政府规模、创新水平为控制变量。其中，创新水平用各个省份技术市场成交额取对数来衡量，用政府公共预算支出来对政府规模进行表示。选择我国不同省份公路里程数来表示基础设施水平，贸易规模用每个省份的进出口总额取对数来衡量。

④数据来源。本文采用2008-2018年中国30 个省市自治区的面板数据作为研究样本，共获得2520 个样本数据（西藏因部分数据缺失，故不纳入研究样本），并从《中国统计年限》中获取主要的数据来源，通过各地区的统计年报对部分的缺少数据进行补充。

3 实证分析

3.1 单变量检验

表1 表述了中国各省份市场活力水平在“一带一路”倡议前后的差异变化，在该倡议实施前，沿线省份和非沿线省份的市场活力水平存在显著性差异（显著性水平1%，对应t 值=24.874）。其中沿线省份的mal 均值比非沿线省份高0.212，表明在“一带一路”倡议前，沿线省份市场活力相较于非沿线地区，有着更高的水平。在实施这一倡议之后，二者的差异性较为显著。和非沿线省份相比，沿线省份的均值超出了0.235，表明在该倡议实施后，中国沿线省份市场活力和非沿线城市相比要更高。二者的均值存在实施倡议前后的差距，从之前的0.212 提升至了0.235。由此也能够看出，沿线和非沿线省份在市场活力方面的差距不断拉大，但是否存在显著的差距也需要对模型进行必要的检验。

表1 “一带一路”倡议与各省份市场活力水平：单变量t-检验结果

3.2 基准回归结果分析

在具体展开实证分析前，为了对不同变量间是否有严重的多重共线性关系存在进行验证，故针对变量展开因子检验。通过检验得出VIF 最小值为3.27，小于5，多重共线性不存在。由表2 可知，无论是空间双重差分模型，还是经典模型，解释变量的系数始终为正显著。由此反映出，对于沿线省市的市场活力提升来说，“一带一路”的倡议具有明显的促进作用，同时也有着较为稳健的结果。就系数大小来看和经典模型相比，SDID 模型有更小的直接政策变量系数，但是经典模型并未给予空间溢出效应足够的考虑。政策变量系数在间接效应中也显示出正显著关系，说明该倡议不仅对沿线省份的市场活力水平的提升有直接的政策激励存在，同时也会对沿线省份临近地区生成一定的传导效应和政策溢出，存在政策的红利，从而提高中国各省份市场活力的整体水平，促进国内大循环发展。

表2 “一带一路”倡议对各省份市场活力水平提升的空间计量回归结果

3.3 空间溢出结果分析

为对这一倡议的空间溢出效应进行深入探讨，本研究选取了两个模型，分别是SLX-DID 和SDEM-DID，以此来分解空间溢出效应和沿线省份（处理组）对非沿线省份（非处理组）的组间传导效应通过观察表3 能够得出结论，和D 均显著正相关，且D 大于由此反映出，通过实施“一带一路”倡议，一方面能够较为有效地提升沿线地区的市场活力，使得空间溢出作用得以发挥；另一方面会以空间传导效应的路径来带动非沿线地区的市场活力。但是相较于组间溢出，组内溢出有着更明显的效果。通过实施这一倡议，能够直接促进沿线地区市场活力的提升，同时也能够发挥出一定的政策溢出效应。这样就能够使得沿线省份的不同地区之间能够对“一带一路”作出快速的响应，同时也具备更强的组间溢出效应。而就非沿线地区来看，空间传导效应是沿线地区辐射作用的结果。因此，该倡议对沿线省份市场活力水平的提升在间接作用和直接作用方面都较为显著，但是也应当给予非沿线省份空间传导的政策红利作用足够的关注，以此保障我国整体市场活力的全面提升。

表3 “一带一路”倡议对各省份市场活力水平提升的空间溢出效应分解

3.4 动态性分析

实施“一带一路”倡议有一定的时效性和滞后性，对各省份市场活力水平提升的影响具有动态性，因此需要进一步分析该倡议对各省份市场活力水平提升的动态变化特征。通过表4 能够得出结论，无论是SDID 模型还是以往的DID 模型，该倡议对沿线省份市场活力水平提升的直接动态效应逐年增强；这一倡议随着时间的推移，也会持续的推进，各方面配套政策也趋向于完善。针对沿线省份的投资红利和政策支持较之前也会持续的增加，有效积累了政策效应，进一步增强了沿线地区的市场活力。但是政策溢出效应在不同时间段，其发展趋势会有所波动，呈现出先增强后减弱的走向。由此可以得出结论，沿线省份的临近地区在一段时间之后，自身的市场活力水平也会有所提升，享受政策激励，但是有一定的时效性。政策红利的空间溢出自2016年之后开始降低，虽然有所下降，但也会促进市场活力水平的提升。

表4 “一带一路”倡议对各省份市场活力水平提升的动态效应分析

4 结论

研究结果表明：第一，总体上，2008-2018年各省份市场活力水平逐年提升，但区域差异与空间非均衡性在进一步扩大。同时，各省份市场活力水平的提升具有较强的空间相关性，存在“以邻为睦”的现象，能促进邻近省份市场活力水平显著提高。第二，“一带一路”倡议对各省份市场活力水平的提升直接促进效应较为明显。另外，政策效应随着时间推移也会不断增强，同时也具有一定的空间溢出效应，呈现出时效性的特点，先增强，之后有所减弱。在分解政策溢出效应过程中，非沿线省份和沿线省份都能够享受到政策的辐射以及空间溢出效应。对于沿线省份，能够享受到政策空间溢出和直接激励作用两种效果。非沿线地区则以辐射效应的方式来对政策红利进行分享。