“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响

王滨　马永红

摘要：基于2004-2019年中国268个地级市的面板数据，将“一带一路”倡议视为准自然实验，运用空间双重差分法（SDID）分析该倡议对城镇化高质量发展的影响及其作用机制。结果表明：该倡议不仅显著促进了“一带一路”沿线城市的城镇化高质量发展，还产生了正向的空间溢出效应。这种空间溢出效应有利于沿线城市之间的协同发展，但对非沿线城市则具有“虹吸效应”。异质性分析显示，“一带一路”倡议对不同资源禀赋和综合发展水平的城市的影响存在差异，对资源型城市和一线、新一线城市的政策效应更为显著。进一步的机制研究发现，设施联通、贸易畅通和资金融通在“一帶一路”倡议对城镇化高质量发展的影响中具有显著的正向调节效应。因此，地方政府应当继续完善相关配套政策，积极融入“一带一路”建设大格局中；沿线城市应充分利用“一带一路”倡议的政策效应，加强与周边城市的交流合作，推进建设统一大市场；各地应当制定差异化的发展战略，实现区域协调可持续发展。

关键词：“一带一路”倡议；城镇化；高质量发展；空间双重差分

区域间发展不平衡已成为影响中国高质量发展的重要因素（孙久文等，2023）。为推进区域协调和高质量发展，中国政府前期做出了大量的努力，如西部大开发、东北全面振兴、区域重大战略、主体功能区战略等。但在实践中，以开放促进发展、“先富带动后富”的主要阵地集中在东部地区，中西部地区经济还存在较大的发展空间，我国区域经济发展不平衡问题仍然比较突出。2013年的博鳌亚洲论坛上，习近平总书记首次提出“一带一路”理念。自此，其内涵被不断丰富和深化，中西部地区开放程度也随之稳步提升。党的二十大报告提出，我国要实行更加积极主动的开放战略，共建“一带一路”成为深受欢迎的国际公共产品和国际合作平台，以更高水平的对外开放推动高质量发展。已有研究表明“一带一路”倡议能够显著促进沿线地区经济高质量发展（戴翔等，2022；刘凌和孔文茜，2023）。作为经济高质量发展的重要方面，追求高质量的城镇化发展更应成为促进国内区域协调发展的题中之义。那么，“一带一路”倡议是否促进了我国沿线城市城镇化高质量发展？其政策效应在不同城市间是否存在显著差异？其作用机制如何？在我国区域发展不平衡和经济已经转向高质量发展新阶段背景下，探讨上述问题显然具有重要的理论意义和现实价值。

“一带一路”倡议的提出，不仅是我国对外开放战略和模式的转型，也是促进国内区域协调发展的尝试。已有研究表明“一带一路”显著促进了沿线地区贸易网络的深化发展（吕越等，2023），加强了区域经济联动（杨继军和傅军，2022），其中西部区域的追赶效应尤为明显（杜欢等，2022）。这表明“一带一路”倡议有利于加强我国各地区之间的联系，提高区域空间关联度，缩小区域差距。与此同时，作为中国经济高质量发展的重要方面，我国城镇化以往过于注重发展速度而忽视发展质量，造成了城乡发展不均衡、资源浪费、产能过剩等一系列问题。从当前中国经济发展阶段性特征来看，我国已转向高质量发展阶段，但区域发展不平衡现象仍未得到有效解决。因此，探究“一带一路”倡议如何影响沿线城市的城镇化高质量发展具有重要的理论意义和现实价值。

近年来，大量文献主要考察了“一带一路”倡议对沿线国家（林辉等，2022；Yu 等，2020；Baniya 等，2020；Ge et al，2020）、沿线区域（崔占峰和刘君，2020；Julia，2020；马小南，2016；戴翔和王如雪，2022；伦晓波和刘颜，2023）和企业（徐思等，2019；李启佳等，2021；王孝钰和郝莉莉，2021；吕越等，2019；刘晓丹和张兵，2020）经济行为的影响。研究普遍表明，“一带一路”倡议加快了我国对外开放进程，尤其提升了我国中西部的开放程度，对于区域协调、经济高质量发展和企业转型升级具有重要的作用。一方面，“一带一路”倡议影响经济高质量发展。前人研究表明，“一带一路”倡议能够改善沿线国家的融资环境（林辉等，2022），缩短贸易运输时间（Baniya，2020），增加贸易往来（Ge et al，2020），提升外贸开放水平（崔占峰和刘君，2020），从而对对外直接投资的广度和深度（周杰琦等，2021）、进出口额（Yu，2020；Baniya，2020）、产品质量（余壮雄等，2022；卢盛峰等，2021；李磊和马欢，2022）、全球价值链分工地位（戴翔和宋婕，2021）、区域经济规模和质量（曹翔和李慎婷，2021；戴翔和王如雪，2022；伦晓波和刘颜，2023）、区域收入差距（马小南，2016；于津平和黄真，2021）和区域协调发展（许培源和程钦良，2021）等经济后果产生影响。另一方面，“一带一路”倡议影响企业高质量发展。现有研究发现，“一带一路”倡议主要通过增加融资渠道和降低经营成本缓解企业的融资约束（徐思等，2019），通过促进技术创新和优化资源配置效率缓解企业产能过剩（李启佳等，2021）。同时，“一带一路”倡议作为推动中国企业“走出去”战略的重要支撑，为企业投资经营提供各方面信息，缓解了企业进行对外直接投资的不确定性，有效降低了投资风险（王孝钰和郝莉莉，2021），促进企业开展投资活动（吕越等，2019；刘晓丹和张兵，2020）。此外，“一带一路”倡议对企业的政策效应还体现在全要素生产率（王桂军和卢潇潇，2019）、绿色转型升级（杨波和李波，2021）、技术创新（余长林和孟祥旭，2022）等方面。同样地，“一带一路”倡议能够通过设施联通、贸易畅通和资金融通这三个途径对我国城镇化高质量发展产生积极影响。

综上所述，已有研究在以下三个方面可能还存在一定的扩展空间：第一，关于“一带一路”倡议对高质量发展的研究，现有研究忽略了城镇化高质量发展。第二，以往研究大多从国家层面和企业层面考虑“一带一路”倡议政策效果的异质性，较少从地级市层面分析区域异质性，难以提出有针对性的政策建议。第三，对“一带一路”倡议政策效应的研究多采用传统 DID，该方法隐含一个识别假设，即个体处理效应是稳定的（Chagas et al.，2016），政策只对处理组产生效应，不会对控制组产生交互效应。然而，我国城镇化发展存在较为明显的空间特征（王滨，2020），且“一带一路”倡议作为一项战略性国家政策，不仅会对沿线节点城市产生效应，还有可能对非沿线节点城市产生溢出效应。这显然违反了个体处理效应稳定假设，使得传统双重差分法的结果存在偏误。空间双重差分模型（SDID）在传统 DID 模型基础上进行拓展，放松了个体相互独立的假设，通过控制政策的空间溢出效应（Chagas etal.，2016），在一定程度上弥补了政策对控制组作用方向及力度观测不足的缺陷。

因此，本文的边际贡献在于：第一，通过构建理论分析框架，从多方面分析“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的政策效应，探讨“一带一路”对城镇化高质量发展的作用机制，丰富了城镇化高质量发展的研究视野。第二，验证“一带一路”倡议对不同资源禀赋、不同综合发展水平城市的异质性作用，通过多种工具对研究结果进行稳健性检验，为今后相关政策实践提供更加可靠的依据。第三，将空间因素纳入研究框架，运用 SDID 方法，不仅探讨“一带一路”倡议所带来的直接效应，还考察其政策的空间溢出效应，在一定程度上解决实证结果的偏误。

一、理论分析及假说

（一）“一带一路”倡议与城镇化高质量发展

在“一带一路”倡议引导下，政府运用政策工具直接或间接推动了城镇化发展进程（马国勇和王颖，2012）。

首先，为积极响应“一带一路”倡议，沿线地方政府会通过搭建平台、部门联动、经费投入、政策支持等一系列措施改善当地政策环境，积极融入国家“一带一路”建设大格局中（卢盛峰等，2021）。这不仅有利于本地企业开展各项经济活动，推动产业结构转型升级及公共服务体系建设，还利于加速资本、劳动力、技术等要素持续流入沿线城市，产生集聚效应。随着沿线城市对外开放纵深发展，外资企业大量进入，通过示范、竞争、关联等效应促进劳动力集中、产业集群，从而形成规模经济。产业集聚不仅有利于发挥学习效应，促进专业性技能、信息和知识在企业间传播，降低了交易成本的同时提高了劳动生产率。同时，还加速了创新要素的流动，通过产业内部企业的相互作用形成城市创新系统，有助于提高整个产业的创新水平（岳书敬等，2015）。

其次，“一带一路”倡议不仅直接影响沿线城市的城镇化高质量发展，还可能通过示范效应和虹吸效应对沿线及非沿线城市产生影响。一方面，沿线城市之间相互竞争、相互模仿，一定程度上降低了政策成本和风险，有助于加强沿线城市之间的政策交流（张建刚等，2020）。同时，“一带一路”倡议有利于破除城市之间的自然地理屏障，弱化城市边界，加强了沿线城市之间的互联互通，进而实现区域协同发展。另一方面，与非沿线城市相比，沿线城市往往具有较好的政策环境，相对完善的基础设施及公共服务体系（卢盛峰等，2021）。而产业集群形成的规模效应导致资源要素向沿线城市集聚，非沿线城市要素外流，城市发展动力不足，从而可能阻碍非沿线城市城镇化高质量发展。基于上述分析，本文提出假设1：

假设1：“一带一路”倡议促进了沿线城市城镇化高质量发展，且存在空间溢出效应。

随着“一带一路”的深入建设，地方政府制定的相关配套政策可能受城市资源禀赋的影响而有所不同（傅京燕和程芳芳，2021），导致“一带一路”倡议的政策效果存在区域差异。此外，积极政策冲击对于城镇化高质量发展的提升需要一定的经济基础作为保障，而经济发展水平良好的城市能够为政策的贯彻实施保驾护航（林辉和孙煦初，2022）。基于以上分析，本文提出假设2：

假设2：“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响存在异质性。

（二）“一带一路”倡议影响城镇化高质量发展作用机制

1.设施联通

设施联通是“一带一路”建设的优先领域。基础设施建设在一定程度上可以突破自然条件的限制，缩短地区之间的地理空间距离，实现交通便利化。一方面，基础设施建设有利于增加高收入和低收入人群的效用，且对低收入人群的效应更大，有助于缓解收入不平等状况，促进社会公平（Getachew，2010）。另一方面，完善的交通运输体系可以有效降低物流成本，提高要素流动速度及资源配置效率，推动产业结构升级，实现地区经济增长（邓慧慧等，2020）。

设施联通水平越高的沿线城市，“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的促进作用越明显。一方面，由于基础设施建设投资规模大、周期长，各个城市的自然环境、基础设施数量及质量不同，开发难度存在较大差异，投资回报率也不同。基础设施较为完善的城市，更易于开发，建设成本更低，投资回报周期更短，能够更快释放政策红利。随着城市交通网络的愈加密集，要素流动性更强，地区互联互通愈加深入，有利于缩小区域差距（王雨飞和倪鹏飞，2016）。另一方面，基础设施水平越高，要素自由流动性越强，形成生产要素集聚，有利于市场规模的扩大，吸引高质量外资企业进入，产生技术溢出效应。这不仅有助于提高城市科技创新水平，特别是以产业节能减排为代表的绿色创新技术，从而改善城镇绿色生态质量；还可以促进企业投资新兴产业，激发城市创新活力及转化经济新旧动能，实现产业结构升级。因此，完善的基础设施水平，能够在政策实施前期就发挥一定的作用，强化“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响程度。基础设施水平相对落后的城市，前期对于政策实施的促进作用较小，随着“一带一路”倡议的不断推进，城市基础设施水平达到一定水平后，将可能开始促进“一带一路”政策的红利释放，赋能城镇化高质量发展。基于设施联通渠道，本文提出假设3a：

假设3a：设施联通在“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响中起正向调节作用。

2.贸易畅通

贸易畅通是“一带一路”建设的重点内容。作为一项高水平对外开放政策，“一带一路”倡议能够在一定程度上消除贸易壁垒，降低贸易风险，营造良好的国际营商环境，实现区域贸易自由化。一方面，贸易自由化促进农村剩余劳动力向城镇转移及农村地区的非农就业，显著缩小了城乡收入差距（王跃生和吴国锋，2019），一定程度上缓解了社会矛盾，推动了高质量城镇化进程。随着沿线城市与其他国家贸易往来越来越频繁，贸易领域不断拓展，创造了更多的就业机会，进一步吸引周邊地区劳动力向沿线城市转移。另一方面，贸易自由化显著降低了行业生产率离散程度，改善了资源配置效率（杜艳等，2016），引导资源朝着高生产率和高创新能力的企业流动，促进产业结构升级，从而推动城镇化高质量发展。贸易自由化会引致市场竞争加剧（Bloom et al.，2015），促进部分企业进入和退出，最终在市场机制的作用下，实现资源最优配置。

贸易畅通水平越高，“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的促进作用越明显。良好的贸易投资环境为建立自由贸易区提供了条件，为“一带一路”倡议政策落实奠定了良好的基础。随着“一带一路”倡议的深入实施，地方政府相关政策的引导，沿线城市进行国际贸易的风险降低，同时，沿线城市完善的基础设施建设降低了贸易成本，进一步提高了贸易自由化水平。而贸易自由化程度较低的城市，对外开放程度相对较低，贸易成本较高，存在一定的贸易壁垒，地方还可能存在贸易保护制度，政策在短期内可能无法“立竿见影”。基于贸易畅通渠道，本文提出假设3b：

假设3b：贸易畅通在“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响中起正向调节作用。

3.资金融通

资金融通是“一带一路”建设的重要支撑。丝路基金和亚洲基础设施投资银行为沿线城市经贸往来、直接投资等跨国经济活动提供充沛的资金支持和良好的金融服务，缓解企业融资约束（徐思等，2019），实现沿线地区投资便利化。一方面，在“一带一路”倡议引领下，企业对外直接投资的政策支持力度更大，降低了我国企业进行对外投资时面临的经济和政治风险。企业不仅可以通过“顺梯度”投资转移部分成熟产业或将剩余产能转移到低梯度沿线地区，缓解企业研发资金约束，促进企业自主创新，还能够采取“逆梯度”投资模式，与发达国家的高新技术型企业开展国际贸易合作，通过逆向技术溢出效应提升研发创新水平，实现企业升级（王桂军和卢潇潇，2019）。另一方面，东道国投资便利化有利于外资进入（周杰琦和夏南新，2021），形成外资企业在沿线城市集聚。这不仅有利于共享基础设施和公共服务体系，分摊排污成本、分享排污技术，实现产业节能减排，改善城镇绿色生态。同时通过示范、竞争和关联等效应产生技术外溢，提升城镇技术创新能力，促进产业结构升级，推动城镇化建设（马国勇和王颖，2021）。

资金融通水平越高，“一帶一路”倡议对城镇化高质量发展的促进作用越明显。具体体现在市场及政府两个方面。首先，资金融通水平较高的城市，具有优越的融资环境，一些企业已经与当地的金融机构建立了长期的合作关系，融资交易成本相对较低，外部融资约束较弱，“一带一路”倡议促进企业“走出去”战略更易实现。其次，优惠的税收政策有利于吸引社会投资者的资金聚集（徐思等，2019），拓展企业的融资渠道，拉动企业升级，走向国际化，提高研发创新能力，为城镇化高质量发展提供新的增长极。同时，城市投资便利化程度进一步提高，吸引大量外资企业集聚，形成产业集群，有利于发挥技术溢出效应，促进产业结构优化升级，推动城镇化进程（王滨，2020）。而资金融通水平较低的城市，企业的对外直接投资可能面临着较大的风险，依靠自身防范和化解诸如经济风险、政治风险等成本较高。“一带一路”倡议虽然带来了充沛的资金支持，但由于投资风险大、投资回报周期较长，企业研发创新能力提升需要一定的资本积累，短期内无法实现转型升级，“一带一路”倡议政策对城镇化高质量发展的促进作用有限。基于资金融通渠道，本文提出假设3c：

假说3c：资金融通在“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响中起正向调节作用。

二、模型设定与变量说明

（一）模型设定

双重差分法（DID）是衡量政策实施效果的主要方法，该方法基于准自然实验，利用两次差分在一定程度上能够很好地解决内生性问题。传统DID 模型如下：

其中，i表示地区，t 表示年份；Urban 表示城镇化高质量发展水平；treat 表示地区虚拟变量， treat=1表示处理组，即“一带一路”沿线节点城市， treat=0表示控制组，即“一带一路”非沿线节点城市；post 代表时间虚拟变量，post=1表示时间窗口为 2014-2019，post=0表示时间窗口为2004-2013。系数β1衡量了“一带一路”倡议的政策效应。X表示一组控制变量，μi、vt分别表示时间效应和个体效应，εit 表示随机误差项。

传统的双重差分法往往忽视了空间因素对政策效应的影响，可能引起实证结果偏误，而空间双重差分法（SDID）将传统的双重差分与空间计量模型相结合，可以有效地改善这一问题。因此，本文构建空间双重差分模型研究“一带一路”倡议对于城镇化高质量发展的影响。SDID模型如下：

其中，yit为i城市在 t 时期的被解释变量， Dit表示政策虚拟变量，i和 j 分别表示不同的区域，Wij表示空间权重矩阵，θ为政策的溢出效应，μi、vi 分别为空间效应和时间效应，εit 为随机误差项。式（2）是 SDID 模型的基本形式，空间双重差分模型一般有三种，可以根据相关系数进行判断：当θ =λ =0时，模型为空间滞后双重差分（SLM-DID）模型，当ρ= θ= γ= 0时，模型为空间误差双重差分（SEM-DID）模型，当λ =0 时，模型为空间杜宾双重差分（SDM-DID）模型。后文将详细讨论本文具体采用哪种模型。

当ρ不为0 时，回归系数可能存在偏误，难以准确反映解释变量对被解释变量的作用程度，此时需要分解总效应（Anselin，1988）。本文借鉴 Chagas等（2010）的做法，对政策溢出效应进一步分解，得到政策溢出的组内溢出效应（即处理组内部之间溢出）和组间溢出效应（即处理组对控制组溢出）。模型如下：

式（3）中，β1+ θ∑j（n）= 1Wij（T），T 表示实验组城市受到的政策效应，包括直接效应和空间溢出效应；θ∑j（n）= 1Wij（N）T，T则表示控制组受到政策的空间传导效应。

（二）变量说明

1.被解释变量

当前，中国城镇化正处于迈向高质量发展的重要阶段，而高质量发展是一种综合性的价值判断，涉及多个维度，复杂程度高，目前学术界对于城镇化高质量发展的量化评估尚未形成统一标准。以往研究指标多侧重于经济发展、人民生活、生态环境、城乡统筹等方面，而新时代“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念是我国高质量发展的具体体现（任保平和文丰安，2018），符合人民追求全面发展的需要，对于缓解当前我国社会主要矛盾、实现区域协调发展具有重大意义。因此，本文基于新型城镇化综合评价体系（王滨，2020），借鉴任保平和文丰安（2018）和方创琳（2019）关于高质量发展的相关思想，从“五大发展理念”的视角构建城镇化高质量发展的综合评价体系，将反映我国城镇化进程的33个具体指标纳入其中（如表1 所示），并采用定基级差熵值法测度高质量城镇化指数。

依照上述方法，本文计算得到2004-2019年我国 268个地级市城镇化高质量发展指数，图2 显示了 2004-2019年全国及东、中、西部地区的城镇化高质量发展走势。样本期间中国城镇化高质量发展的平均指数持续攀升，说明在党中央的领导下，城市发展质量得到明显改善，城镇化建设成效显著。但各地区的发展水平差异较大，其中，东部地区发展水平最高，且高于全国平均水平；中西部地区发展水平相对滞后，低于全国平均水平，但其城镇化高质量发展指数表现出明显的上升趋势，且不断趋近于平均水平。

2.核心解释变量

本文将我国“一带一路”倡议视为准自然实验，构建政策虚拟变量（Dit）。对于组别虚拟变量treat，根据徐思等的做法，将《愿景与行动》文件中圈定的“一带一路”18个重点省份所包含的地级市和26个节点城市作为处理组① ， 即 treat=1，共计139个城市；其余为控制组，即 treat=0。本文参考傅京燕和程芳芳（2021）的做法，选取2014年为政策基年。这是因为我国虽然在2013年就提出了“一带一路”合作倡议，但当时更多的是一种顶层设计，直到2014年 3月正式被写入政府工作报告，这一倡议才真正落地，为各地所响应。因此，本文将2014-2019年设为实验期，即 post=1；2004-2013年为非实验期，即post=0。

3.控制变量

本文选取金融发展水平、固定资产投资、劳动力水平、产业结构、工业化水平、政府干预程度和政府支持程度等作为控制变量。其中，金融发展水平（fin）以年末金融机构存贷款之和占 GDP 的比重来衡量；固定资产投资（inv）以固定资产投资额占 GDP的比重衡量；劳动力水平（loghr）以年末城鎮单位从业人员数对数衡量；产业结构水平（str）以第二、三产业总值占 GDP 比重衡量；工业化水平（ind）以规模以上工业产业增加值占 GDP 的比重衡量；政府干预程度（govi）以政府每年的财政支出占 GDP 的比重衡量；政府支持程度（govs）以政府每年的科学事业支出占GDP 的比重衡量。

鉴于数据的可得性，本文选取2004-2019年中国 268个地级市面板数据作为样本（不包含港澳台及西藏）。原始数据来自历年《中国城市统计年鉴》、《各省市统计年鉴》和各省市统计公报，少数缺失值采用插值法补齐。各变量描述性统计结果见表2。

三、实证结果分析

（一）空间相关性及平行趋势检验

本文使用的 SDID 模型是基于空间计量模型和传统双重差分模型的嵌套，使用该模型之前需进行空间相关性检验和平行趋势检验。

1.空间相关性检验

这里采用莫兰指数（Moran's I ）检验中国各地级市城镇化高质量发展的空间相关性，其计算方法为：

其中，U（ˉ）为城镇化指数的均值，S2为样本方差，n 为地区数，Wij为空间邻接权重矩阵。结果显示，样本期间莫兰指数均通过了1%的显著性检验，说明我国各地级市城镇化高质量发展表现为显著的正向空间自相关性。为进一步考察我国城镇化高质量发展的空间相关类型，本文利用莫兰散点图进一步分析。限于篇幅，本文仅汇报2004年和2019年的结果（见图3）。结果表明，大多数城市的城镇化高质量发展指数均位于第一、第三象限，表现为高-高集聚和低-低集聚两种类型。因此，在实证模型中考虑空间因素是十分必要的。

2.平行趋势检验

双重差分法的适用前提是满足平行趋势假定，即在倡议实施之前，沿线城市和非沿线城市的城镇化高质量发展水平无显著差异。本文参照贝克（Beck）等（2010）的研究，采用事件研究法进行检验，模型如下：

其中，Dit（k）表示政策前后年份虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项，k ∈（-5，5），表示“一带一路”倡议提出的前后5 年，在此对政策前的年份做了缩尾处理，其他变量含义与式（1）相同。结果如图4 所示，在“一带一路”倡议实施前，处理组和控制组的城镇化高质量发展水平不存在显著差异，平行趋势假设基本成立。而在“一带一路”倡议提出之后，处理组的城镇化高质量发展水平相比于控制组有了明显的提升，但不是立即显现，说明政策效果具有一定的滞后性。

（二）模型选择

为了考察空间双重差分模型的适用性，本文对基准模型进行了检验，结果见表3。可以看到，空间滞后和空间误差的拉格朗日乘数（LM）检验、Wald 检验及 LR 检验均通过了1%的显著性检验，说明 SDM- DID 无法退化为 SLM-DID 模型或 SEM-DID 模型。结合豪斯曼（Hausman）检验结果，本文选取固定效应的 SDM-DID模型。根据式（2）构建模型如下：

接着，我们根据式（3）对 SDM-DID 模型政策溢出效应进行分解，得到：

其中，Urbanit为i城市在 t时期的城镇化高质量发展水平， Dit表示“一带一路”政策虚拟变量，Wij为空间权重矩阵，本文主要采用空间邻接权重矩阵，θWij（T），T 表示“一带一路”倡议沿线节点城市对周边沿线节点城市的政策溢出效应，θWij（N）T，T 则表示沿线节点城市对于周边非沿线节点城市的溢出效应，其他变量含义与上文相同。

（三）实证结果分析

首先对传统双重差分进行回归，结果如表4列（1）所示。根据前文的检验结果，空间双重差分模型选择 SDM-DID，回归结果见表4 列（4）。本文还分别列出了固定效应的 SLM-DID、SEM-DID 的实证结果，见表4 列（2）、列（3）。结果显示，传统双重差分模型（DID）和空间双重差分模型（SDID）中的核心解释变量Dit的系数均显著为正，表明“一带一路”倡议显著促进了沿线节点城市的城镇化高质量发展水平。而列（4）中政策虚拟变量的空间加权项回归系数在1%显著性水平下为负，这说明“一带一路”倡议政策具有负向空间溢出效应。假设1 得到验证。

为了进一步探讨政策空间溢出效应的作用力度及方向，本文对表4 中的空间杜宾双重差分模型的空间效应进行了分解，分别得到组内溢出效应（沿线城市对邻近沿线城市）、组间溢出效应（沿线城市对邻近非沿线城市）及总效应（见表5 列（1））。从结果来看，组内溢出效应显著为正，这表明“一带一路”倡议沿线节点城市显著促进了邻近沿线城市的城镇化高质量发展；而组间溢出效应显著为负，这表明“一带一路”倡议沿线城市对非沿线节点城市的城镇化高质量发展具有一定的抑制作用。一种可能的解释是，一方面，沿线城市基础设施建设更加完善，与周边城市的空间地理距离缩短，交易成本、物流成本降低，城市的边界感弱化，有利于形成市场一体化，实现协同发展。另一方面，相较于非沿线城市，沿线城市政策环境优越，产业集中度较高，资源配置效率较高，资本投资效率和回报率较高，就业机会也更多。要素的逐利性特征使得资本、劳动力、技术等要素在空间上的流动具有一定的区位指向，朝着经济发展环境更好的沿线城市流动。此外，随着基础设施进一步完善，破除了地理空间障碍，要素流动成本更低，流动性更强，导致非沿线城市出现要素外流现象，一定程度上抑制了其城镇化高质量发展。

总的来说，对于沿线城市，“一带一路”倡议对其城镇化高质量发展的促进效应主要表现在两个方面，一是直接的政策促进效应，二是沿线城市之间的相互促进效应。沿线城市能够及时响应“一带一路”倡议，地方政府在增加财政支出、税收优惠、金融服务等方面出台相关政策，积极参与“一带一路”建设，改善当地政策环境。这不仅降低企业经营活动风险，推动企业积极开展国际贸易竞争与合作，同时扩大了市场规模，提高科技创新能力，从而推动沿线城市城镇化高质量发展。此外，“一带一路”倡议加强了沿线节点城市之间的联系，有利于形成城市群，实现区域协同发展。而对于非沿线节点城市，主要表现为沿线节点城市对其产生负向的空间传导效应，这可能是“一带一路”倡议政策短期内所产生的“虹吸效应”导致的，资源要素更多地流向沿线节点城市。

（四）稳健性检验

1.安慰剂检验

本文借鉴徐思等（2019）的做法，通过在样本地级市中随机抽取伪处理组（沿线节点城市）的方法进行安慰剂检验。具体而言，本文从268个城市中随机抽取139个城市为伪处理组，其余城市为控制组，采用新样本集回归，重复进行1000次。图 4绘制了基于伪样本的回归结果估计系数及P 值的核密度分布，可以看到，核心解释变量Dit的估计系数基本上服从正态分布，且均值趋近于0，对应的 P 值绝大多数大于0.1。同时，实际的估计系数在安慰剂检验中明显属于异常值。这说明本文的估计结果具有稳健性。

2.倾向得分匹配法（PSM-DID）检验

为缓解样本选择性偏差，本文采用倾向得分匹配法进行稳健性检验。将基准回归中的控制变量作为配对变量，并分别采用 K 近邻卡尺匹配和核匹配的方法为处理组匹配相应的控制组，剔除未满足共同区域假定的样本后进行 PSM-DID 回归。表6 列（1）和列（2）的检验结果表明，匹配后的核心解释变量系数的估计结果与基准回归结果基本一致。

3.工具变量法

本文借鉴吕越等（2019）的研究，将中国古代“丝绸之路”沿线省份②中的城市作为处理组的工具变量。一方面，“一带一路”倡议中圈定的重点城市是建立在古代“丝绸之路”途经城市基础之上的，二者具有较高的相关性；另一方面，古“丝绸之路”途经城市数量相对较少，并不会直接影响“一带一路”倡议对沿线节点城市城镇化高质量发展的政策效应，满足外生性条件。结果见表6 列（3），核心解释变量的系数显著为正，且 Cragg-Donald Wald F 检验结果显示不存在弱工具变量问题，这表明在缓解了一定的内生性问题后，基准回归结果依然稳健。

4.替换空间权重矩阵

本文在基准回归中主要采用了空间邻接权重矩阵，这里分别运用反距离权重矩阵和经济距离权重矩阵进行替换，检验结果见表4 中列（5）、列（6）。可以看出，回归结果与基准模型基本一致，进一步说明了本文结果的稳健性。

（五）异质性分析

本文从资源禀赋和城市综合发展水平两个方面探讨“一带一路”倡议对各地级市的城镇化高质量发展作用效果的差异性。

1.资源禀赋

据国务院印发的《全国资源型城市可持续发展规划（2013-2020）》，我们将全样本划分为资源型和非资源型城市，分组回归结果如表7 所示。结果表明，“一带一路”倡议对资源型沿线城市具有显著的抑制作用，对非资源型沿线城市具有显著的促进作用。这可能是因為，资源型城市产业较为单一，经济发展可持续性较差。一方面，由于天然条件的限制，设施联通的难度较大，成本较高，政策短期无法达到很好的效果，甚至阻碍了城镇化高质量发展进程；另一方面，部分资源型城市开发强度已达到饱和，资源利用率低，而产业转型升级还未同步，吸引外资能力不足，从而无法达到预期的政策效果。而非资源型城市产业类型较为丰富，当地基础设施建设已初具规模，有利于引进外资和参与国际贸易活动，进而提升“一带一路”倡议政策效果。资源型城市的组内溢出效应为负，表明“一带一路”倡议资源型政策城市对其周边的沿线城市城镇化高质量发展具有一定的阻碍作用；非资源型城市的组内溢出效应显著为正，表明“一带一路”非资源型沿线城市对其周边的沿线城市城镇化高质量发展具有促进作用，城市之间实现协同发展。一种可能的解释是，资源型城市产业转型升级需要承接经济发达城市的产业，而这些产业的高耗能高污染进一步破坏了生态环境，导致了水污染、空气污染等一系列问题，在一定程度上对周边的沿线城市产生了负向的传导效应。而非资源型城市间发展差异较小，随着基础设施的同步完善，交通便利性显著提高，交流合作越来越频繁，城市发展协同度不断提升。

2.城市综合发展水平

本文采用第一财经新一线城市研究制作的《2019城市商业魅力排行榜》的标准，将城市细分为一线、新一线、二线、三线、四线及五线城市。表8 结果表明，“一带一路”倡议对于一线城市和新一线城市的城镇化高质量发展具有显著的正向影响，而对于二、三、四、五线城市而言，政策产生了显著的负向影响。一种可能的解释是，政策在经济发展水平较高的城市更易发挥作用，而在经济相对落后的城市落地实施存在一定阻力。具体而言，城市基础设施水平较高，产业也更加多样化、高端化，外资利用效率更高，投资环境优越，在政策作用下市场规模进一步扩大，推进要素资源高效配置，长板效应明显。政策对其发展起到进一步的补充作用，实施效果也更好。而对于其他综合发展水平相对较低的城市来说，由于受交通、资源、资金等方面的限制，城镇化高质量发展进程缓慢。同时，“一带一路”倡议短时期内可能会产生“马太效应”，导致城市之间发展存在较大差异，进一步阻碍了其城镇化高质量发展。一线城市与新一线城市的组内溢出效应均显著为正，表明政策下城市综合水平较高的邻近沿线节点城市相互交流机会增多，集聚效应凸显，有助于形成城市群。其他综合发展水平较低的城市由于受到自身条件的限制，政策短期内还未能达到很好的效果。假设2 得到验证。

四、进一步的分析

为进一步探讨“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响机制，本文选取设施联通（lnInfr）、贸易畅通（Trade）、资金融通（logFDI）作为调节变量进行分析。借鉴张文武和余泳泽（2021）的做法，在基准回归模型中引入设施联通、贸易畅通、资金融通及三者与政策虚拟变量的交互项进行分析。设施联通用交通运输中的货运量来量度，对其作对数处理；贸易畅通使用各地级市进出口额占 GDP 比重量度；资金融通用各个地级市实际利用外资额量度，作对数处理。检验结果如表9 所示。

表9 列（1）、列（2）、列（3）分别报告了设施联通、贸易畅通及资金融通三种渠道的检验结果。列（1）的结果显示，交互项和主效应结果均显著为正，这说明设施联通对于“一带一路”倡议的政策效应具有正向调节作用，假设3a 得到验证。城市的交通设施越完备，资源要素流动性越强，“一带一路”倡议对该城市的城镇化高质量发展的促进效应越强。空间溢出结果显示，交互项与主效应结果均显著为负，调节效应为正。这表明交通越便利，“一带一路”倡议下沿线节点城市对于邻近城市的“虹吸效应”越明显，即加快了资源要素向沿线城市流动，从而在一定程度上阻碍了周边城市城镇化高质量发展。列（2）结果表明，贸易畅通对于“一带一路”倡议政策效应具有正向调节作用，假设3b 得到验证。城市的贸易活动越频繁，交易量越多，“一带一路”倡议政策效果更易发挥；而贸易畅通在溢出效应中起负向的调节作用，城市贸易活动增加，企业更多地参与国际竞争与合作，投资新兴产业，提高自身科技水平，从而产生扩散效应，带动周边城市城镇化高质量的发展，抵消部分“虹吸效应”，当达到一定水平，很有可能会完全替代这种影响。同样的，列（3）结果表明，资金融通对于“一带一路”倡议政策效应具有正向调节作用，假设3c 得到验证。投资便利化程度高，企业具有充沛的资金支持和政策保障，进行对外直接投资的风险较低，能够促进企业“走出去”，实现国际化，“一带一路”倡议的政策效果越好。资金融通对政策溢出效应的调节作用还未显现。

五、结论与政策建议

本文基于2004-2019年中国268个地级市面板数据，运用空间双重差分法，检验了“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的作用机制。结果表明：第一，“一带一路”倡议显著促进了沿线城市城镇化高质量发展，且存在空间溢出效应。其中，沿线城市显著促进了邻近沿线城市的城镇化高质量发展，而对非沿线城市的城镇化高质量发展产生了一定的抑制作用。第二，政策效应因资源禀赋和城市综合发展水平而异，该倡议对非资源型城市、一线和新一线城市的影响更加显著。第三，设施联通、贸易畅通及资金融通在“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响中具有正向调节效应。

上述结论具有以下政策含义：

第一，继续深入推动建设“一带一路”，充分利用政策紅利，加快推进沿线城市城镇化高质量发展。一方面，政府应继续发挥国家战略措施的引领作用，立足经济供需内循环，以市场为主导，推动经济要素自由流动和组合配置，依托价格机制优化产业结构，促进消费和投资，创造需求和就业，为城镇化高质量发展赋能；同时，利用我国规模市场优势，立足国内大循环，引导全球资源要素向国内市场流入，提升国内国际两个市场资源的联动效应，为区域贸易合作提质增效，推动实现经济全球化。另一方面，应当进一步加强“一带一路”沿线城市之间的互联互动，打破地方保护与市场分割，促进资源要素在更大范围内自由流动，强化知识溢出、信息共享和市场深度融合，推进建设统一大市场；同时，政府应引导沿线重点城市强化对周边非沿线城市的辐射作用，进一步缩小城市发展差距，缓解社会矛盾，实现协调可持续发展。

第二，鉴于“一带一路”倡议对城镇化高质量发展的影响存在异质性，地方政府应当因地制宜制定差异化的发展战略。资源型城市应当积极与国外投资对接，突破“资源诅咒”现象，转变产业发展方式，提升资源利用水平与配置效率，推进产业结构转型升级；积极发掘城市发展潜能，吸引劳动力、资本等要素流入，由单一经济转向多元化发展。对于综合发展水平较低的城市，一方面，应当依托“一带一路”政策平台，加强引进人才和高质量外资力度，提高资源配置效率，弥补自身发展的短板；另一方面，城市发展应突破地域发展界限，加强与周边重点城市的交流与合作，充分利用“一带一路”的扩散效应，推动城市之间形成信息同步、资源共享、产业协同的合作机制，构建大中小城市协调发展格局，形成优势互补、高质量发展的区域经济布局。

第三，地方政府应继续加大沿线节点城市的设施联通、贸易畅通和资金融通建设投入，强化“一带一路”倡议的政策作用效果。首先，继续完善基础设施建设，解决路段缺失、瓶颈路段等问题，优化其结构布局，构建高水平、高质量现代化基础设施体系。同时，在建设的过程中，加强与沿线国家之间的技术交流，推进建立统一的运输管理机制，共同建设国际主线通道，实现国际运输便利化。其次，增强与沿线国家在新兴领域的交流与合作，共商共建自由贸易区，形成新的增长极。最后，鼓励各金融机构为企业对外投资提供充足的资金支持，拓宽投资的深度和广度，实现技术逆向溢出，提高自主研发能力。同时，加强金融监管，提高风险识别能力和管理水平，为“一带一路”建设提供长期稳定的支持，赋能城镇化高质量发展，实现共同富裕。

注释：

①“一带一路”倡议 18 个重点省份包括新疆、内蒙古、重庆、陕西、甘肃、宁夏、青海、黑龙江、辽宁、吉林、广西、云南、西藏、上海、福建、广东、浙江以及海南；26 个节点城市包括西安、兰州、西宁、重庆、成都、郑州、武汉、长沙、南昌、合肥、上海、天津、宁波、舟山、广州、深圳、湛江、汕头、青岛、烟台、大连、福州、厦门、泉州、海口及三亚。

②古“丝绸之路”途径省份：陕西省、宁夏回族自治区、新疆维吾尔自治区、西藏自治区、甘肃省、青海省。

参考文献：

[1]孙久文， 史文杰， 胡俊彦. 新时代新征程区域协调发展的科学内涵与重点任务[J].经济纵横，2023（6）：30-36.

[2]刘凌， 孔文茜.“一带一路”国内节点城市高质量发展路径 ：基于改进模糊综合评判法的实证[J].国际商务研究， 2023（2）：29-40.

[3]戴翔， 王如雪.  中国“一带一路”倡议的沿线国家经济增长效应 ：质还是量[J]. 国际贸易问题，2022（5）：21-37.

[4]吕越，尉亚宁， 王强. 共建“一带一路”与全球贸易网络深化[J]. 中国人民大学学报，2023（ 1）： 131- 144.

[5]杨继军，傅军.“一带一路”贸易网络结构及其对区域经济联动的影响[J]. 南京社会科学，2022（ 11）：42-50.

[6]杜欢， 胡健， 张维群.“一带一路”国内区域高质量发展的测度及其空间特征分析[J].统计与信息论坛，2022（ 11）： 38-51.

[7]林辉， 孙煦初.“一带一路”倡议对沿线国家融资环境的促进作用[J]. 经济与管理评论，2022（ 1）：33-46.

[8]周杰琦， 夏南新.“一带一路”沿线国家投资便利化与中国对外直接投资 ：基于对外投资广度、深度及绩效的视角[J]. 经济问题探索，2021（ 11）：164- 178.

[9]Yu， L ， Zhao， D， Niu， H ，Lu， F. Does the belt and road ini-  tiative expand China s export potential to countries along  the  belt  and  road？   [J].  China  Economic  Review，  2020： 101419.

[10]Baniya， S.， Rocha， N， Ruta， M. Trade effects of the New Silk Road： A gravity analysis [J]. Journal of Development Economics， 2020：102467.

[11]余壮雄，程嘉嘉，董洁妙.“一带一路”倡议与沿线国家产品升级 ： 区分不同进口竞争效应来源的分析[J]. 国际贸易问题，2022（ 12）： 148- 167.

[12]卢盛峰，董如玉， 叶初升.“一带一路”倡议促进了中国高质量出口吗 ： 来自微观企业的证据[J].  中国工业经济， 2021（3）：80-98.

[13]李磊， 马欢.“一带一路”倡议与高质量进口[J]. 南开学报（哲学社会科学版），2022（2）： 154- 169.

[14]Ge  Y，  Dollar，  Yu  X  D.  Institutions  and  participation  in global value chains： evidence from belt and road initiative [J]. China Economic Review ，2020（61）： 1- 14.

[15]戴翔， 宋婕.“一带一路”倡议的全球价值链优化效应 ：基于沿线参与国全球价值链分工地位提升的视角[J].  中国工业经济，2021（6）：99- 117.

[16]崔占峰， 刘君.“一带一路”倡议下的外向型经济开放水平如何影响经济增长？ ：基于新兴古典视阈的分析[J]. 经济问题，2020（8）： 10- 19.

[17]曹翔， 李慎婷.“一带一路”倡议对沿线国家经济增长的影响及中国作用[J].世界经济研究，2021，（ 10）：13- 24 + 134.

[18]Bird J， Lebrand M， Venables A J. The Belt and Road Ini- tiative： Reshaping Economic Geography in Central Asia？[J]. Journal of Development Economics， 2020：102441.

[19]马小南.“一带一路”影响下区域经济的发展新格局[J].技术经济与管理研究，2016（5）： 113- 117.

[20]于津平， 黄真.“一带一路”倡议对我国地区收入差距的影响[J]. 河海大学学报（哲学社会科学版），2021（4）：77- 85+ 108.

[21]许培源，程钦良.“一带一路”向西开放促进我国东西部经济协调发展研究[J]. 中国软科学，2021（9）：75-84.

[22]倫晓波， 刘颜. 沿着数字“一带一路”实现高质量发展 [J]. 上海财经大学学报，2023（ 1）：64-78.

[23]徐思，何晓怡，钟凯.“一带一路”倡议与中国企业融资约束[J]. 中国工业经济，2019（7）：155- 173.

[24]李启佳， 罗福凯， 庞廷云.“一带一路”倡议能够缓解中国企业产能过剩吗？[J]. 产业经济研究，2021（4）：129- 142.

[25]王孝钰，郝莉莉. 企业参与“一带一路”沿线投资的影响因素及投资绩效研究[J]. 经济经纬，2021（2）：64-73.

[26]吕越， 陆毅， 吴嵩博， 等.“一带一路”倡议的对外投资促进效应 ：基于 2005—2016 年中国企业绿地投资的双重差分检验[J]. 经济研究，2019（9）：187-202.

[27]刘晓丹， 张兵.“一带一路”倡议能否提升企业投资效率？[J]. 世界经济研究，2020（9）：119- 134+ 137.

[28]王桂军， 卢潇潇.“一带一路”倡议与中国企业升级[J]. 中国工业经济，2019（3）：43-61.

[29]杨波， 李波.“一带一路”倡议与企业绿色转型升级[J]. 国际经贸探索，2021（6）：20-36.

[30]余长林， 孟祥旭.“一带一路”倡议如何促进中国企业创新[J]. 国际贸易问题，2022（ 12）： 130- 147.

[31]CHAGAS  A  L  S，  AZZONI  C  R，  &  ALMEIDA  A  N.（2016）. A spatial difference-in-differences analysis of the impact  of  sugarcane  production  on  respiratory  diseases. Regional Science and Urban Economics， 59， 24-36.

[32]王滨.FDI 对新型城镇化的空间溢出效应[J].城市问题， 2020（ 1）：20-32.

[33]马国勇， 王颖.新型城镇化质量影响因素研究 ：基于东、西部地区的比较[J].预测，2021（6）：61-67.

[34]岳书敬， 邹玉琳， 胡姚雨. 产业集聚对中国城市绿色发展效率的影响[J].城市问题，2015（ 10）：49-54.

[35]张建刚， 沈蓉， 邢苗. 知识产权战略与城市创新 ： 基于国家知识产权示范城市政策的准自然实验[J].城市问题， 2020（9）：13-24.

[36]傅京燕，程芳芳.“一带一路”倡议对中国沿线省份产业结构升级的影响研究[J].经济经纬，2021，38（03）：66-75.

[37]GETACHEW Y Y  .  （2010）.  Public  capital  and  distribu- tional dynamics in a two-sector growth model. Journal of Macroeconomics（2）， 606-616.

[38]邓慧慧，杨露鑫， 潘雪婷. 高铁开通能否助力产业结构升级：事实与机制[J].财经研究，2020（6）：34-48.

[39]王雨飞，倪鹏飞. 高速铁路影响下的经济增长溢出与区域空间优化[J].中国工业经济，2016（2）：21-36.

[40]王跃生， 吴国锋. 贸易自由化与中国的城乡收入差距 ：基于地级城市面板数据的实证研究[J].国际贸易问题， 2019（4）：64-75.

[41]杜艳， 周茂， 李雨浓. 贸易自由化能否提高中国制造业企业资源再配置效率——基于中国加入 WTO 的倍差法分析[J].国际贸易问题，2016（9）：38-49.

[42]BLOOM  N，  DRACA  M，  &  VAN  REENEN  J.  （2015）. Trade Induced Technical Change？ The Impact of Chinese Imports on Innovation， IT and Productivity. The Review of Economic Studies， 83（ 1）， 87- 117.

[43]ANSELIN L. Spatial Econometrics： Methods and models [M]. Springer，1988.

[44]任保平， 文丰安. 新时代中国高质量发展的判断标准、决定因素与实现途径[J].改革，2018（4）：5- 16.

[45]方創琳. 中国新型城镇化高质量发展的规律性与重点方向[J].地理研究，2019（ 1）：13-22.

[46]BECK T， LEVIINE R， LEVKOV A. Big Bad Banks？ The Winners and Losers from Bank Deregulation in the Unit- ed States[J]. The Journal of Finance， 2010，（5）：1637- 1667.

[47]张文武， 余泳泽. 城市服务多样性与劳动力流动 ： 基于“美团网”大数据和流动人口微观调查的分析[J].金融研究，2021（9）：91- 110.