"一帶一路"倡議是我國(guó)政府在經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)下提出的偉大構(gòu)想,隨著開(kāi)放的規(guī)模不斷擴(kuò)大以及相關(guān)政策措施的完善,中國(guó)同"一帶一路"國(guó)家在諸如基礎(chǔ)設(shè)施,對(duì)外貿(mào)易,資金融通等領(lǐng)域廣泛地開(kāi)展項(xiàng)目,成為激發(fā)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的新動(dòng)力。本文利用全球121個(gè)國(guó)家和地區(qū)2000-2017年的面板數(shù)據(jù),基于廣義合成控制法構(gòu)建交互固定效應(yīng)模型,放松倍差法中前期平行趨勢(shì)假設(shè),對(duì)加入"一帶一路"倡議帶來(lái)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn):"一帶一路"倡議對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的正效應(yīng);控制變量中固定資本形成總額、基礎(chǔ)設(shè)施、對(duì)外直接投資這三個(gè)因素對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)度比較顯著;廣義合成控制法得到的回歸結(jié)果略低于倍差法,但兩者在整體效應(yīng)中保持一致。 

【文章來(lái)源】：營(yíng)銷(xiāo)界. 2020,(11)

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【部分圖文】：

處理組實(shí)際結(jié)果與反事實(shí)結(jié)果對(duì)比

實(shí)驗(yàn)組的平均干預(yù)效應(yīng)（ATT）：（三）數(shù)據(jù)來(lái)源本文的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值、勞動(dòng)力數(shù)量、固定資本形成總額和對(duì)外貿(mào)易占GDP百分比數(shù)據(jù)來(lái)自世界銀行，對(duì)外直接投資數(shù)據(jù)來(lái)自UNCTDA，耗電量數(shù)據(jù)來(lái)自EIA。由于一些國(guó)家數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失，本文選取了世界上主要121個(gè)國(guó)家和地區(qū)2000年到2017年面板數(shù)據(jù)；2017年前（包括2017）加入“一帶一路”倡議國(guó)家的名單和具體加入時(shí)間依照一帶一路網(wǎng)公布數(shù)據(jù)整理得到。三、實(shí)證結(jié)果（一）原始數(shù)據(jù)可視化分析在進(jìn)行任何實(shí)證分析之前，將原始數(shù)據(jù)可視化有助于了解其數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，把握整體數(shù)據(jù)趨勢(shì)。圖1顯示出1.有25個(gè)處理組和96個(gè)對(duì)照組2.“一帶一路”倡議最早開(kāi)始于2013年，中國(guó)為發(fā)起國(guó)和第一個(gè)參與國(guó)3.平衡面板數(shù)據(jù)，沒(méi)有國(guó)家有年份數(shù)據(jù)缺失。圖1可視化數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)GDP的自然對(duì)數(shù)DIDGSC影響變量（1）（2）（3）（4）Start0.5216***（0.1109）0.5346***（0.0611）0.4694***（0.09187）0.3966***（0.0656）lntfcf0.2772***（0.0283）0.1434***（0.0168）lnele0.1578*（0.0807）-0.3334***（0.0663）lnfdi0.0224（0.0228）0.0310**（0.0126）ptog-0.4916*（0.1116）-0.4874***（0.0727）lnlabor-0.2619（0.1711）-0.1820（0.4767）CountryfixedeffectPPPPYearfixedeffectsPPPPUnobservedfactorsN/AN/A54Observations2178217821782178Treatedcountries25252525Controlcountries96969696表1DID與GSC回歸結(jié)果

84經(jīng)濟(jì)管理圖2展現(xiàn)了121個(gè)國(guó)家2000-2017年來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)的原始數(shù)據(jù)，其中紅線表示處理組，灰線表示對(duì)照組。圖2原始數(shù)據(jù)趨勢(shì)（二）“一帶一路”倡議對(duì)地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響總體分析首先對(duì)數(shù)據(jù)集采用標(biāo)準(zhǔn)雙向固定效應(yīng)模型（即DID模型）進(jìn)行分析，結(jié)果如（1）（2）欄所示，標(biāo)準(zhǔn)差都是通過(guò)非參數(shù)重抽樣2000次得到。在第（1）欄中，僅包含“一帶一路”政策實(shí)施變量，加入“一帶一路”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有0.5216的正效益，且標(biāo)準(zhǔn)差為0.1109，這一結(jié)果在1%的水平下顯著。在（2）欄中加入了控制變量進(jìn)行回歸，此時(shí)加入“一帶一路”對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有0.5346的正效應(yīng)，這一結(jié)果同樣在1%的水平下顯著。接著我們對(duì)同樣的數(shù)據(jù)集運(yùn)用廣義合成控制法，欄（3）（4）總結(jié)了結(jié)果，其中欄（3）只有政策實(shí)施因子，欄（4）加上了其他控制變量，兩者都是基于時(shí)間和空間固定效應(yīng)。在兩次估計(jì)中，交叉驗(yàn)證法分別選出5個(gè)和4個(gè)潛在未觀測(cè)變量。不加入控制變量時(shí)，加入“一帶一路”政策帶來(lái)0.4694的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.09187。加入控制變量時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為0.3966，標(biāo)準(zhǔn)差0.06556，兩者都在1%的水平下顯著。這表明“一帶一路”政策會(huì)帶來(lái)顯著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，雖然廣義合成控制法所擬合的系數(shù)略低于差分法，但兩者在整體效應(yīng)中保持一致。帶有控制變量的廣義合成控制法回歸結(jié)果在下圖中展現(xiàn)。圖3顯示了實(shí)際平均政策實(shí)施效應(yīng)和實(shí)驗(yàn)組假設(shè)未加入“一帶一路”政策的平均預(yù)測(cè)結(jié)果；兩個(gè)均值都在自從（或在之前）加入“一帶一路”政策階段的基礎(chǔ)上計(jì)算出來(lái)。圖4顯示了加入“一帶一路”倡議后間隔，也就是估計(jì)的平均干預(yù)效應(yīng)。置信區(qū)間都是由2000次的分區(qū)自助法計(jì)算得出。圖3處理組實(shí)際結(jié)果與反事實(shí)結(jié)果對(duì)比圖4政策干預(yù)效應(yīng)圖5顯示了由廣義合成控制法得到的4個(gè)潛在因素及它?

【參考文獻(xiàn)】：
期刊論文
[1]“一帶一路”金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究[J]. 楊權(quán),郭雅恒.  廈門(mén)大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版). 2020(03)
[2]“一帶一路”倡議下中國(guó)對(duì)外投資的出口效應(yīng)影響研究[J]. 陳高,劉鋒,胡迎東.  統(tǒng)計(jì)與決策. 2020(08)
[3]“一帶一路”倡議下的中國(guó)省際貿(mào)易演變特征與流向蛻變[J]. 孫軍,高彥彥,宣昌勇.  財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì). 2018(08)
[4]貿(mào)易開(kāi)放度、經(jīng)濟(jì)自由度與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)——基于中國(guó)與“一帶一路”沿線國(guó)家的分析[J]. 陳繼勇,陳大波.  武漢大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版). 2017(03)

博士論文
[1]“一帶一路”倡議提升沿線省市區(qū)域創(chuàng)新效率的作用機(jī)理及實(shí)證檢驗(yàn)[D]. 孫吉樂(lè).蘭州大學(xué) 2018



本文編號(hào)：3091474