“一帶一路”倡議促進經(jīng)濟發(fā)展了嗎？
——基于數(shù)量和質(zhì)量雙重視角

寇明龍 ，孫慧 ，閆新杰

（1.新疆大學(xué) 新疆創(chuàng)新管理研究中心，新疆 烏魯木齊 830046；2.新疆大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830046）

我國黨和政府根據(jù)國情和世情對我國經(jīng)濟形勢作出精確研判，2015 年首次提出新發(fā)展理念，2017 年黨的十九大報告明確提出經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，2021 年進一步將高質(zhì)量發(fā)展理念作為國家“十四五”規(guī)劃的重要指導(dǎo)思想之一，高質(zhì)量發(fā)展理念在全社會范圍內(nèi)逐漸達成共識。對外開放是中國經(jīng)濟增長的重要法寶，當(dāng)前我國對外開放正從廣度開放向深度開放轉(zhuǎn)變，以“一帶一路”和自貿(mào)區(qū)建設(shè)為主攻方向，構(gòu)建高水平開放型經(jīng)濟體?！耙粠б宦贰背h不僅深化了東部地區(qū)對外開放水平，還將內(nèi)陸和沿邊地區(qū)推向開放前沿；在促進沿線地區(qū)對外開放的同時，還改善了沿線省份基礎(chǔ)設(shè)施水平，夯實了經(jīng)濟發(fā)展之基；促進了國際貿(mào)易和雙向FDI 增長，推動了沿線地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展（包括經(jīng)濟數(shù)量和質(zhì)量兩個層面）。沿線省份資源稟賦、對外開放、經(jīng)濟基礎(chǔ)等存在顯著差異，因而“一帶一路”倡議對經(jīng)濟發(fā)展的影響不能一概而論，即使“一帶一路”倡議能夠促進沿線省份經(jīng)濟增長，但對于經(jīng)濟質(zhì)量的影響也具有不確定性。從已有文獻來看，鮮有實證研究“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟增長的影響，對于經(jīng)濟質(zhì)量的影響則更少。這為本文提供了研究空間，揭示“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展的影響，探討其作用機制，對于今后深化“一帶一路”建設(shè)，促進沿線經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量雙重增長，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

與本文相關(guān)的文獻主要有兩類：一是“一帶一路”倡議研究。2013 年“一帶一路”倡議提出后，一直是學(xué)術(shù)界研究的熱點，KARIM 等[1]和FLINT 等[2]從“一帶一路”倡議的愿景出發(fā)，認為中國面臨著巨大的機遇和挑戰(zhàn)；YILMAZ 等[3]比較了中國倡導(dǎo)的“一帶一路”與歐洲在中亞實施策略的異同；REEVES[4]認為參與“一帶一路”倡議將重塑中亞政經(jīng)關(guān)系；DE SOYRES 等[5]研究發(fā)現(xiàn)參與“一帶一路”有助于促進沿線國家貿(mào)易和經(jīng)濟增長；此外，還有學(xué)者實證研究了“一帶一路”倡議政策實施效果，如對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)[6]、對外直接投資[7-9]、出口貿(mào)易[10]、數(shù)字絲路建設(shè)[11-12]等進行了有益探索。

二是關(guān)于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展研究方面。經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展和經(jīng)濟增長是兩個截然不同的概念，經(jīng)濟增長通常指經(jīng)濟數(shù)量的增長，不能反映經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量和效率，學(xué)者早期提出綠色GDP 概念和全要素生產(chǎn)率用以衡量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。BARRO[13]、MLACHILA 等[14]認為經(jīng)濟發(fā)展只是經(jīng)濟高質(zhì)量的一部分，還應(yīng)包括經(jīng)濟增長的可持續(xù)和其他社會性因素。新發(fā)展理念提出后，學(xué)者們嘗試構(gòu)建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展測度指標體系，為國家間和區(qū)域間經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的比較提供了可能[15]。同時，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響因素研究也逐漸增多，如從進口貿(mào)易[16]、外商直接投資[17]、雙向直接投資[18]、環(huán)境規(guī)制[19-20]、科技創(chuàng)新[21]、產(chǎn)業(yè)集聚[22]、金融發(fā)展[23]、制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級[24]等角度來探析，卻忽略了“一帶一路”倡議對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。

通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究存在以下不足：第一，既有研究“一帶一路”倡議對于經(jīng)濟發(fā)展的影響多以定性分析為主，基于客觀事實的定量研究匱乏，對于經(jīng)濟質(zhì)量影響的研究則更少。第二，“一帶一路”倡議政策效果研究方面，多從貿(mào)易、投資、企業(yè)創(chuàng)新等視角切入，卻忽略了對宏觀經(jīng)濟發(fā)展的影響。鑒于此，本文可能的邊際貢獻在于：第一，構(gòu)建理論分析框架，從對外開放、城市化和對外直接投資角度探討了“一帶一路”倡議作用于經(jīng)濟增量提質(zhì)的內(nèi)在機制，并結(jié)合省級面板數(shù)據(jù)予以實證檢驗，拓展了“一帶一路”研究視野。第二，區(qū)別于以往的定性研究，運用雙重差分模型檢驗“一帶一路”倡議外生沖擊對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量的影響，并進行了多重穩(wěn)健性檢驗，從定量研究層面予以證實。第三，從區(qū)位異質(zhì)性和規(guī)模異質(zhì)性驗證了“一帶一路”倡議對沿線經(jīng)濟發(fā)展的異質(zhì)性影響，較為全面地運用中介模型，從對外開放、城市化和對外直接投資三條路徑闡釋“一帶一路”倡議的作用機制，為沿線省份依托“一帶一路”倡議促進經(jīng)濟發(fā)展提供了具體路徑。

2 理論分析及研究假說

“一帶一路”倡議是中國擴大對外開放的新舉措，致力打造國際創(chuàng)新合作平臺，通過“政策溝通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通和民心相通”五通政策，將國內(nèi)省份與沿線國家緊密相連，拓展了國內(nèi)沿線區(qū)域?qū)ν忾_放空間，有助于降低經(jīng)濟政策不確定性影響，促進區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)要素流動，為沿線省份經(jīng)濟發(fā)展注入新動力。本文結(jié)合“一帶一路”倡議對沿線省份的影響，嘗試從對外開放、城市化和對外直接投資三個方面闡述“一帶一路”倡議如何影響沿線省份經(jīng)濟增量提質(zhì)。

2.1 對外開放機制

蘭宜生[25]研究發(fā)現(xiàn)對外開放與經(jīng)濟增長存在顯著正相關(guān)關(guān)系，東部地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展軟環(huán)境要優(yōu)于中西部地區(qū)，對外開放對于東部地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用也顯著高于中西部地區(qū)。毛其淋等[26]基于新增長理論框架，證實對外開放顯著正向促進了省際全要素生產(chǎn)率的增長，對外開放、區(qū)域市場整合對于內(nèi)陸省際全要素生產(chǎn)率的影響要遠大于沿海。景維民等[27]研究發(fā)現(xiàn)，在偏向性技術(shù)進步和弱環(huán)境規(guī)制框架下，對外開放從正向技術(shù)溢出效應(yīng)和負向產(chǎn)品結(jié)構(gòu)效應(yīng)方面影響我國工業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新。章瀟萌等[28]基于兩國、三部門模型驗證了對外開放對我國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的影響，發(fā)現(xiàn)對外開放對農(nóng)業(yè)占比影響較小，提升了制造業(yè)占比，抑制了服務(wù)業(yè)發(fā)展。新古典增長理論將資本、勞動和技術(shù)視為經(jīng)濟增長的源泉，“一帶一路”倡議提升了沿線省份對外開放水平，促進了商品、資本、勞動和技術(shù)要素的自由流動，有效消除了省域間和區(qū)域間貿(mào)易壁壘，降低了政策不確定性預(yù)期，有利于激發(fā)市場經(jīng)濟活力，推動技術(shù)進步和優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進而促進經(jīng)濟發(fā)展。

2.2 城市化機制

崔宇明等[29]采用非參數(shù)DEA 模型測算省級全要素生產(chǎn)率，研究城鎮(zhèn)化條件下產(chǎn)業(yè)集聚對技術(shù)溢出效應(yīng)的影響，研究發(fā)現(xiàn)，城鎮(zhèn)化水平越高，產(chǎn)業(yè)集聚對于全要素生產(chǎn)率的促進效果越好，主要作用渠道為技術(shù)進步。陸銘等[30]研究發(fā)現(xiàn)，城市化有助于提升外來居民和原有居民的就業(yè)概率，對低技能和中等技能勞動力就業(yè)產(chǎn)生差異性影響?！耙粠б宦贰背h有助于提升沿線省份城市化水平，通過人口集聚和產(chǎn)業(yè)集聚，促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，創(chuàng)造更多的就業(yè)崗位，增加居民收入和提升素質(zhì)，提升全要素生產(chǎn)率，促進沿線省份經(jīng)濟發(fā)展。

2.3 對外直接投資機制

劉宏等[31]研究了OFDI 逆向技術(shù)溢出效應(yīng)對我國經(jīng)濟的影響，研究發(fā)現(xiàn)，OFDI 對我國科技水平和創(chuàng)新能力有顯著的溢出效應(yīng)，促進了我國經(jīng)濟增長。毛其淋等[32]運用傾向得分匹配法從企業(yè)層面探討了OFDI 對企業(yè)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)OFDI 與企業(yè)創(chuàng)新互為因果關(guān)系，OFDI 顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新，且動態(tài)效果逐年遞增。學(xué)術(shù)界關(guān)于對外直接投資與經(jīng)濟增長的關(guān)系，并未達成一致，如STEVENS 等[33]、BARRO[34]分別基于美國和瑞典對外直接投資數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對外直接投資并未促進經(jīng)濟增長?；谖覈鴩?，大多數(shù)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)對外直接投資促進了中國經(jīng)濟增長[35-36]。我國已成為世界上對外直接投資大國，“一帶一路”倡議為我國企業(yè)走出去開辟了新型合作平臺，有助于降低企業(yè)投資風(fēng)險，完善糾紛解決機制，推動我國企業(yè)進行順梯度產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，充分利用國際國內(nèi)兩個市場、兩種資源，提升企業(yè)國際競爭力，帶動我國經(jīng)濟增長。因此，本文提出以下假設(shè)：

H1：“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量均有顯著的促進作用，對于經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量的促進作用要大于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。

H2：“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展具有異質(zhì)性，對“一路”和高等收入省份經(jīng)濟發(fā)展的促進作用要大于“一帶”和中高等收入省份。

H3：“一帶一路”倡議通過對外開放、城市化和對外直接投資促進了沿線省份經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

“一帶一路”倡議影響沿線省份經(jīng)濟增量提質(zhì)作用的路徑如圖1 所示。

圖1 “一帶一路”倡議影響經(jīng)濟發(fā)展的路徑

3 研究設(shè)計

3.1 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展測度

借鑒師博等[37]的研究成果，綜合考慮到“一帶一路”沿線省份資源稟賦和經(jīng)濟發(fā)展水平差異等因素，在測度指標體系中加入能源消耗、城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)、地區(qū)共享等指標。遵循指標體系構(gòu)建的科學(xué)性、系統(tǒng)性、完整性等原則，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展測度指標體系包括10 個一級指標、25個二級指標和44 個三級指標（表1）。數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國旅游統(tǒng)計年鑒》《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒。

表1 經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展測度指標體系

測度方法選擇方面，常見的有主成分分析法、因子分析法、等權(quán)重賦值法、聚類分析法、Topsis 熵權(quán)法等。主成分分析法實質(zhì)是降維，難以處理指標體系正負兼具的情形；因子分析法雖能夠全面反映各指標之間的關(guān)聯(lián)，但采用的最小二乘法可能失效，且得到的公共因子無意義；聚類分析法在樣本量較大時，無法識別數(shù)據(jù)聯(lián)系與事物聯(lián)系間的區(qū)別；熵權(quán)法計算權(quán)重更具客觀性，但指標間橫向比較缺乏。本文采用熵權(quán)—突變級數(shù)法，通過信息熵計算出各指標的權(quán)重，結(jié)合突變級數(shù)法多層面分解的優(yōu)勢，力求經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展測度的客觀性和準確性。

3.2 模型設(shè)定

通常學(xué)者將2014 年作為“一帶一路”倡議實施的第一年[38-39]，雙重差分模型如公式（1）所示：

式中：被解釋變量Yit表示省市經(jīng)濟發(fā)展，分別采用GDP 和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量進行度量；i和t分別表示省份和年份；Treatit和Postit分別表示“一帶一路”倡議虛擬變量和時間虛擬變量；Controlit表示一系列控制變量；λi為省份固定效應(yīng)，μt為時間固定效應(yīng)，εit為擾動項。本文重點關(guān)注交互項Treatit·Postit的系數(shù)α1，該系數(shù)揭示了“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展的影響。

3.3 變量定義及描述性統(tǒng)計

變量定義及描述性統(tǒng)計如表2 所示。第一，被解釋變量經(jīng)濟發(fā)展包括兩個指標：經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量（Hq）和經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量（lnGDP）；第二，核心解釋變量為交互項Treatit·Postit；第三，控制變量包括工業(yè)化水平、資源稟賦、人口密度、政府競爭、環(huán)境規(guī)制、金融發(fā)展水平、固定資產(chǎn)投資、外商直接投資和基礎(chǔ)設(shè)施投資；第四，由標準差可知，各統(tǒng)計量差異較大。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

4 實證結(jié)果及分析

4.1 基準回歸結(jié)果

經(jīng)Hausman 檢驗發(fā)現(xiàn)模型固定效應(yīng)優(yōu)于隨機效應(yīng)，“一帶一路”倡議對經(jīng)濟發(fā)展基準回歸結(jié)果如表3 所示。列（1）和列（3）為未加入控制變量的固定效應(yīng)檢驗結(jié)果，系數(shù)α1在1%的顯著性水平上顯著為正；列（3）和列（4）為加入控制變量后的回歸結(jié)果，系數(shù)α1在1%的顯著水平上仍顯著為正。結(jié)果表明，“一帶一路”倡議顯著促進了沿線省份經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量，對比α1的系數(shù)可知，“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量的影響要大于其對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響。

表3 “一帶一路”倡議與經(jīng)濟發(fā)展DID估計結(jié)果

4.2 平行趨勢和動態(tài)性檢驗

雙重差分模型的前提假設(shè)要求“一帶一路”倡議實施前，處理組和控制組經(jīng)濟發(fā)展趨勢應(yīng)保持一致，實證方程如公式（2）所示：

根據(jù)公式（2）檢驗“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展的平行趨勢和動態(tài)效應(yīng)。如圖2 所示，處理組與控制組經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量發(fā)展趨勢在2014 年以前及之后保持高度一致，滿足平行趨勢假說?！耙粠б宦贰背h動態(tài)性結(jié)果如表3 中的列（5）和列（6）所示，隨著時間推移，政策動態(tài)效應(yīng)逐漸減弱。

圖2 處理組與控制組平行趨勢檢驗

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1 安慰劑檢驗

將政策時間節(jié)點分別提前一年、二兩和三年，通過構(gòu)建虛擬政策時間對模型進行安慰劑檢驗，如果核心解釋變量Treat·Post的系數(shù)依然顯著為正，則表明還有其他因素會對處理組經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，而不僅僅是“一帶一路”倡議所帶來的促進作用；反之，則證明上述結(jié)論的可靠性。安慰劑檢驗結(jié)果如表4 的列（1）～列（6）所示，核心解釋變量Treat·Post的系數(shù)均未通過10%的顯著性檢驗，排除了其他潛在因素對“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展的影響，驗證了“一帶一路”倡議政策效果的唯一性。

表4 “安慰劑”檢驗結(jié)果

4.3.2 PSM-DID檢驗

傾向得分匹配（PSM）通過Logit 回歸模型計算出每個樣本得分，減少處理組和控制組樣本間的偏差，以緩解政策非隨機造成的內(nèi)生性問題。構(gòu)建以Treat為因變量，控制變量為自變量的Logit 回歸模型，運用傾向得分匹配—核匹配法對實驗組和處理組進行匹配。PSMDID 回歸結(jié)果如表5 中的列（1）和列（2）所示，核心解釋變量Treat·Post的系數(shù)依然為正，并通過1%的顯著性檢驗，即“一帶一路”倡議顯著促進沿線經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量的增長，支持基準回歸結(jié)論。

表5 穩(wěn)健性檢驗

4.3.3 替換被解釋變量

本文進一步采用定級差—熵權(quán)法對因變量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展進行重新測度，緩解因測度方法對測算結(jié)果帶來的差異性影響；用人均GDP 代替GDP 來衡量經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量。從表5 中的列（3）和列（4）可以看出，核心解釋變量Treat·Post的系數(shù)依然顯著為正，并通過1%的顯著性檢驗，說明基準回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

4.4 異質(zhì)性分析

4.4.1 區(qū)位異質(zhì)性

“一帶”和“一路”省份在經(jīng)濟基礎(chǔ)、對外開放程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦等方面存在較大差異，因此，“一帶一路”倡議實施效果會有所差異。本文按照“一帶”（包括新疆、陜西、甘肅、寧夏、青海、內(nèi)蒙古、黑龍江、吉林、遼寧、廣西、云南、西藏和重慶）和“一路”（包括上海、浙江、廣東、福建和海南）兩種區(qū)位來討論“一帶一路”倡議對省份經(jīng)濟發(fā)展的異質(zhì)性政策效應(yīng)，回歸結(jié)果如表6 中的列（1）～列（4）所示。交互項系數(shù)均顯著為正，通過1%的顯著性水平檢驗，表明“一帶一路”倡議顯著促進了“一帶”和“一路”省份經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量的發(fā)展。就區(qū)域間而言，“一帶一路”倡議對于“一路”經(jīng)濟發(fā)展（數(shù)量和質(zhì)量）的促進作用要大于“一帶”；就區(qū)域內(nèi)而言，“一帶一路”倡議對于經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量的促進作用要大于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量。原因在于，經(jīng)濟高質(zhì)量不僅包含經(jīng)濟數(shù)量增長，還包括經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、社會創(chuàng)新和環(huán)境保護等全方位提升，故“一帶一路”倡議對于經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量的促進作用要大于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量；“一路”沿線省份位于東部沿海，經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化程度、對外開放水平和軟環(huán)境等要優(yōu)于“一帶”省份，因此，“一帶一路”倡議對于“一路”省份經(jīng)濟發(fā)展的促進作用要大于“一帶”省份。

表6 異質(zhì)性檢驗

4.4.2 規(guī)模異質(zhì)性

人均GDP 是反映省份宏觀經(jīng)濟的重要指標之一，根據(jù)2018 年Word Bank 收入劃分標準，將沿線省份劃分為高等收入省份（人均GDP ≥12 375 美元）和中高等收入省份（3 996 美元≤人均GDP ＜123 75 美元）兩類。表6 中列（5）～列（8）的回歸結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議促進了高等收入省份和中高等收入省份經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量的發(fā)展，其中對于經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量的促進作用要大于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量；對于高等收入省份經(jīng)濟發(fā)展的促進作用要大于中高等收入省份。表明省份經(jīng)濟發(fā)展程度越好，市場化水平越高的地區(qū)，“一帶一路”倡議政策所帶來的促進作用就越明顯，對于沿線省份深化“一帶一路”建設(shè)，推動經(jīng)濟發(fā)展具有重要的啟示。

5 機制分析

前文基準回歸結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議顯著促進了沿線省份經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量，而經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作為未來發(fā)展的主方向，本文進一步從對外開放、城市化和對外直接投資探討“一帶一路”倡議推動沿線省份經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用機制。借鑒溫忠麟等[40]根據(jù)三步法檢驗機制構(gòu)建的中介模型，分別將對外開放、城市化和對外直接投資嵌入模型中，得到如公式（3）～（5）所示的中介模型：

式（3）～（5）中：Yit代表經(jīng)濟高質(zhì)量；Medit代表中介變量，具體包括：對外開放（open），采用當(dāng)年進出口總額與GDP 比值表示；城市化（urban），用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇碚?；對外直接投資（ifdi），選取當(dāng)年對外直接投資額與GDP 比重來度量。實證結(jié)果如表7 所示。

表7 機制分析

5.1 對外開放機制檢驗

表7 中列（1）～列（3）展示了對外開放機制中介模型，被解釋變量為對外開放（open）時，列（1）中Treat·Post的系數(shù)通過1%的正向顯著性檢驗，說明“一帶一路”倡議顯著提升了沿線省份的對外開放水平。列（3）中Treat·Post的系數(shù)顯著為正，且系數(shù)小于列（1）基準模型，對外開放對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響顯著為正，表明對外開放的部分中介效應(yīng)顯著。其中，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的14.34%，說明“一帶一路”倡議通過提升沿線省份對外開放水平促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

5.2 城市化機制檢驗

表7 中列（1）、列（4）和列（5）展示了城市化機制中介模型，列（4）中Treat·Post對城市化影響的估計系數(shù)顯著為正，說明“一帶一路”倡議促進了沿線省份的城市化水平。列（5）在基準模型中加入城市化中介變量后，Treat·Post的系數(shù)通過5%的正向顯著性檢驗，且系數(shù)小于基準模型，即城市化對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響顯著為正，表明城市化的部分中介效應(yīng)顯著。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的66.73%，說明“一帶一路”倡議通過促進沿線省份城市化進程推動了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

5.3 對外直接投資機制檢驗

表7 中列（1）、列（6）和列（7）展示了對外直接投資機制中介模型，列（6）中Treat·Post對ifdi的估計系數(shù)顯著為正，說明“一帶一路”倡議促進了沿線省份的對外直接投資。列（7）在基準模型中加入對外直接投資中介變量后，Treat·Post的系數(shù)通過1%的正向顯著性檢驗，且系數(shù)小于基準模型，對外直接投資對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響顯著為正，表明對外直接投資的部分中介效應(yīng)顯著。中介效應(yīng)占總效應(yīng)的18.93%，說明“一帶一路”倡議通過促進沿線省份對外直接投資的發(fā)展推動了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

6 結(jié)論與政策啟示

6.1 結(jié)論

本文基于2009—2018 年省級面板數(shù)據(jù)和構(gòu)建經(jīng)濟高質(zhì)量指標測度體系，檢驗“一帶一路”倡議對沿線省份經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，主要結(jié)論如下：第一，基準回歸結(jié)果顯示，“一帶一路”倡議促進了沿線省份經(jīng)濟數(shù)量和質(zhì)量的發(fā)展，其中對經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量的促進作用要大于經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，動態(tài)效應(yīng)顯示政策效應(yīng)呈遞減趨勢。安慰劑檢驗顯示，反事實假設(shè)結(jié)果不顯著；本文還運用PSM+DID 和替換被解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。第二，異質(zhì)性分析表明，“一帶一路”倡議政策效果受沿線省份經(jīng)濟基礎(chǔ)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和市場化水平等因素影響，對“一路”和高等收入省份經(jīng)濟發(fā)展的促進作用要大于“一帶”和中高等收入省份。第三，機制分析表明，“一帶一路”倡議主要通過對外開放、城市化和對外直接投資促進了經(jīng)濟發(fā)展，部分中介效應(yīng)顯著。

6.2 政策啟示

首先，扎實推進“一帶一路”建設(shè)，提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量?！耙粠б宦贰背h對經(jīng)濟發(fā)展數(shù)量和質(zhì)量的促進作用顯著，沿線省份應(yīng)抓住“一帶一路”建設(shè)的機遇期，科學(xué)布局、合理規(guī)劃，因地制宜地將省情與國家層面的頂層設(shè)計相結(jié)合，突出重點與特色發(fā)展并舉，提升經(jīng)濟發(fā)展的效率和質(zhì)量。其次，注重軟環(huán)境建設(shè)，夯實經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)。“一帶一路”倡議對“一帶”和中高等收入省份的經(jīng)濟發(fā)展作用小于“一路”和高等收入省份，根源在于經(jīng)濟基礎(chǔ)和軟環(huán)境建設(shè)不足?！耙粠б宦贰苯ㄔO(shè)背景下，“一帶”和中高等收入省份在完善基礎(chǔ)設(shè)施等硬環(huán)境基礎(chǔ)上，更應(yīng)注重軟環(huán)境建設(shè)，完善法律法規(guī)、改變落后思想觀念、優(yōu)化地區(qū)營商環(huán)境等，夯實經(jīng)濟發(fā)展之基。最后，繼續(xù)擴大對外開放，推動城市化進程和提升對外直接投資質(zhì)量。對外開放、城市化和對外直接投資對促進我國經(jīng)濟增長發(fā)揮著重要作用，在“一帶一路”建設(shè)機遇下，沿線省份應(yīng)繼續(xù)提升對外開放的廣度和深度，充分抓住“開放”這個促進經(jīng)濟發(fā)展的法寶；以“一帶一路”倡議為契機，做好風(fēng)險管控，提升對外直接投資質(zhì)量，促進沿線省份經(jīng)濟增量提質(zhì)。