自貿(mào)區(qū)是地區(qū)貿(mào)易發(fā)展中的“制度高地”還是“政策洼地”
——基于空間雙重差分模型的檢驗(yàn)

周祥軍，高宇穎

(大連大學(xué) a.現(xiàn)代服務(wù)業(yè)國際合作研究中心；b.國際學(xué)院，遼寧 大連 116622)

引 言

自由貿(mào)易區(qū)的理論基礎(chǔ)最早起源于亞當(dāng)·斯密消除貿(mào)易關(guān)稅壁壘、實(shí)行自由貿(mào)易的經(jīng)濟(jì)自由理論。這種經(jīng)濟(jì)貿(mào)易自由化建立在比較優(yōu)勢的基礎(chǔ)上，為了發(fā)揮比較優(yōu)勢，各國家和地區(qū)積極開展合作，積極推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化。中國自2013年9月開始建立上海自由貿(mào)易區(qū)，目前已經(jīng)相繼批設(shè)了五個(gè)批次18個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，不同的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)根植于地區(qū)經(jīng)濟(jì)并形成了不同的重點(diǎn)建設(shè)方向和特色。在國際單邊主義、貿(mào)易保護(hù)主義抬頭、逆全球化的國際背景下，這是中國推進(jìn)經(jīng)濟(jì)全球化、采取開放政策最具重要意義的方案。從空間格局來看，我國已經(jīng)逐步建立了從南部地區(qū)到北部地區(qū)、從沿海省份到內(nèi)陸省份的“1+3+7+1+6”廣泛覆蓋的雁陣空間格局。連點(diǎn)成線、連線成面，形成對外開放的前沿地帶，全方位發(fā)揮沿海地區(qū)對腹地的輻射帶動(dòng)作用，更好地服務(wù)陸海內(nèi)外聯(lián)動(dòng)、東西雙向互通的對外開放總體布局。內(nèi)陸自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)集聚布局，內(nèi)陸五省份(河南、湖北、重慶、四川、陜西)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)集中連片布局，與長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展國家戰(zhàn)略遙相呼應(yīng)，成為中西部開放的新高地。

國家建立自貿(mào)區(qū)的初始定位是逐步將自貿(mào)區(qū)打造成“制度高地”而非“政策洼地”。經(jīng)過多年的發(fā)展，從最早的上海自貿(mào)區(qū)到遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)再到包括山東、江蘇、廣西、河北、云南、黑龍江自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)等五批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，自貿(mào)區(qū)的戰(zhàn)略定位由最初的“經(jīng)貿(mào)合作”到“互聯(lián)互通”再到“建設(shè)開放型世界經(jīng)濟(jì)”，其戰(zhàn)略定位不斷提升。各自貿(mào)區(qū)以“制度創(chuàng)新高地”為標(biāo)準(zhǔn)，根植于所在地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，本著為地方謀發(fā)展的目的，明確了各自的特色和發(fā)展重點(diǎn)，以期形成具有實(shí)際應(yīng)用特征的創(chuàng)新案例和地方經(jīng)驗(yàn)，從而不斷增強(qiáng)自貿(mào)區(qū)的開放層次、營商環(huán)境以及對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的輻射作用。18個(gè)自由貿(mào)易區(qū)戰(zhàn)略定位如表1所示。

從表1中可以看出，我國18個(gè)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)已經(jīng)形成了根植于地方經(jīng)濟(jì)、帶有不同特色的發(fā)展格局。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略布局不斷優(yōu)化，主動(dòng)服務(wù)和融入“一帶一路”建設(shè)、京津冀協(xié)同發(fā)展、長三角一體化發(fā)展、東北振興、海洋強(qiáng)國、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展等國家重大戰(zhàn)略。自貿(mào)區(qū)在對外貿(mào)易方面也發(fā)揮了重要作用，據(jù)商務(wù)部統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2019年上半年自貿(mào)區(qū)實(shí)現(xiàn)進(jìn)出口總值1.61萬億元人民幣，同比增長4.3%，占我國同期外貿(mào)總量的10.97%；實(shí)際使用外資同比增長20.1%，占比為14.5%。自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)在對外貿(mào)易方面的發(fā)展是通過制度紅利驅(qū)動(dòng)還是依靠政策洼地對周圍地區(qū)資源產(chǎn)生虹吸效應(yīng)獲得呢？自貿(mào)區(qū)建立的初衷是通過“制度高地”對周圍地區(qū)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，而非“政策洼地”以吸取周圍資源發(fā)展自身，在實(shí)際設(shè)立過程中自貿(mào)區(qū)產(chǎn)生了何種經(jīng)濟(jì)效果尚需進(jìn)行檢驗(yàn)。在評(píng)價(jià)自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟(jì)效果的同時(shí)，研究自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對所在省份貿(mào)易發(fā)展的影響及對臨近省份的空間溢出效應(yīng)，是進(jìn)一步完善自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略布局、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)布局、促進(jìn)區(qū)域協(xié)同發(fā)展的關(guān)鍵。

國內(nèi)外學(xué)者針對自由貿(mào)易區(qū)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易關(guān)系問題的研究，主要以局部某一特定自貿(mào)區(qū)為研究對象，得出了兩種截然不同的結(jié)論。一種是消極否定的結(jié)論，Young(1987)研究發(fā)現(xiàn)，如果通過降低中間產(chǎn)品的關(guān)稅和減少免稅區(qū)內(nèi)外資的稅收形成自貿(mào)區(qū)，會(huì)對國內(nèi)其他地區(qū)的資源產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，這會(huì)造成國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的扭曲，并可能降低東道國的國民收入和福利[1]。Seyoum(2012)對美國自由貿(mào)易區(qū)的政策效果進(jìn)行了評(píng)價(jià)，結(jié)論表明自由貿(mào)易區(qū)引發(fā)貿(mào)易逆差擴(kuò)大不利于本國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，進(jìn)一步提出開放整體國家而非建立部分自由貿(mào)易區(qū)的建議[2]。Jenkins等(2019)對多米尼加自貿(mào)區(qū)的減稅制度進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)在一定程度加速地區(qū)間不均衡發(fā)展，阻礙自貿(mào)區(qū)內(nèi)外的貿(mào)易流通，產(chǎn)生扭曲成本，對區(qū)域經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生一定的負(fù)面影響[3]。Hamilton (1982) 考慮了不同類型的貿(mào)易壁壘和自貿(mào)區(qū)，以及自由貿(mào)易區(qū)的開放對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響，結(jié)論表明不同類型的外資流入及貿(mào)易都會(huì)降低本地區(qū)社會(huì)福利的結(jié)論[4]。陳林(2014)基于新貿(mào)易理論通過構(gòu)建動(dòng)態(tài)理論模型并進(jìn)行數(shù)值模擬建立并推廣自由貿(mào)易區(qū)，自貿(mào)區(qū)對外貿(mào)易會(huì)使合資企業(yè)沖擊本土企業(yè)，造成本土企業(yè)經(jīng)濟(jì)利潤受到損害，影響到地區(qū)經(jīng)濟(jì)[5]。陳林(2019)對自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易紅利進(jìn)行研究,自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對進(jìn)口產(chǎn)生了顯著的正面影響,對出口的作用并不明顯,但對進(jìn)出口產(chǎn)生了積極影響，對所在地的外資利用水平并未產(chǎn)生明顯的作用[6]。黎紹凱(2019)認(rèn)為上海自貿(mào)區(qū)短期內(nèi)對其他省市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)影響不明顯,甚至存在一定的負(fù)向效應(yīng)[7]。積極引導(dǎo)區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)、擴(kuò)大自貿(mào)區(qū)建設(shè)的區(qū)域示范溢出效應(yīng)將是未來自貿(mào)區(qū)的重要發(fā)展方向。

另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)通過制度創(chuàng)新帶來的制度紅利有利于打破貿(mào)易壁壘和市場分割，有助于推動(dòng)貿(mào)易便利化及地區(qū)貿(mào)易水平的提升。就研究方法而言，該類文獻(xiàn)主要運(yùn)用合成控制法、雙重差分法及GTAP等方法對某一特定自貿(mào)區(qū)進(jìn)行研究(Hendrawan,2012；Pak和Majd,2011；成艷萍和王浩,2020；劉秉鐮和王鉞,2018；聶飛,2020；譚娜等,2015；王利輝和劉志紅,2017；張軍等,2018)[8-15]。圍繞上海自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)開展研究的文獻(xiàn)居多，研究上海自貿(mào)區(qū)對上海地區(qū)的創(chuàng)新水平、固定資產(chǎn)投資、進(jìn)出口總額、資本流動(dòng)、工業(yè)增加值的影響。結(jié)論中除了貨物貿(mào)易出口指標(biāo)不顯著外，其他指標(biāo)都具有統(tǒng)計(jì)顯著性，說明上海自貿(mào)區(qū)對上海地區(qū)的貿(mào)易水平有顯著的促進(jìn)作用(劉秉鐮和王鉞,2018；譚娜等,2015；王利輝和劉志紅,2017；黃啟才,2018；項(xiàng)后軍等,2016；殷華和高維和,2017)[11，13-14，16-18]。對天津自貿(mào)區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立有效降低了區(qū)域要素流動(dòng)阻力、推動(dòng)了區(qū)域協(xié)同開放水平、降低了京津冀邊界效應(yīng)，更有利于發(fā)揮天津地區(qū)的“出?？凇毙?yīng)，對天津地區(qū)進(jìn)出口水平有顯著的促進(jìn)作用(成艷萍和王浩，2020；劉秉鐮和邊楊，2019；蘇振東和尚瑜，2016)[10，19-20]。對遼寧自貿(mào)區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)對遼寧省的影響效果呈現(xiàn)出分段式特征，即初期促增作用明顯,后期影響效果逐漸趨緩。自貿(mào)區(qū)對東北三省的影響均存在個(gè)體異質(zhì)性，對遼寧省表現(xiàn)為集聚效應(yīng)和溢出效應(yīng)，對吉林體現(xiàn)虹吸效應(yīng)，對黑龍江體現(xiàn)輻射效應(yīng)(張穎和逯宇鐸，2019；趙亮，2020)[21-22]。針對閩粵自貿(mào)區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)通過貿(mào)易便利化會(huì)實(shí)現(xiàn)高技術(shù)含量的中間商品進(jìn)口增加，自貿(mào)政策效應(yīng)長期呈現(xiàn)出持續(xù)增長、爆發(fā)式增長和穩(wěn)定增長三個(gè)階段動(dòng)態(tài)變化特征(聶飛，2020；黃啟才，2018)[12，23]。部分學(xué)者對上海、天津、廣東、福建四個(gè)自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)影響進(jìn)行評(píng)估，四大自貿(mào)區(qū)通過進(jìn)出口以及投資等途徑均對地區(qū)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行產(chǎn)生了不同程度的促進(jìn)作用，且不同自貿(mào)區(qū)存在明顯的差異化特征。四大自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策紅利效應(yīng)并未得以充分釋放，各地自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策要兼顧所在地發(fā)展特性，亟待進(jìn)一步優(yōu)化設(shè)計(jì)(劉秉鐮和呂程，2018；武劍和謝偉，2019；邢孝兵和雷穎飛，2019；應(yīng)望江和范波文，2018)[24-27]。部分文獻(xiàn)以最早設(shè)立的11個(gè)自貿(mào)區(qū)為整體進(jìn)行研究，各自貿(mào)區(qū)通過積極貿(mào)易效應(yīng)和消除貿(mào)易障礙等貿(mào)易紅利對周邊省份產(chǎn)生的空間正向溢出效應(yīng)均顯著，且經(jīng)濟(jì)增長促進(jìn)效應(yīng)都具有明顯的滯后性，內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)的溢出效應(yīng)顯著高于沿海型自貿(mào)區(qū)。在短期內(nèi)，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)會(huì)產(chǎn)生一定負(fù)面外溢效應(yīng)，但在長期，自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)會(huì)對周邊地區(qū)產(chǎn)生“集聚效應(yīng)”和“擴(kuò)散效應(yīng)”。自貿(mào)區(qū)成立加強(qiáng)了地區(qū)間經(jīng)濟(jì)的協(xié)同互補(bǔ)關(guān)系,同時(shí)發(fā)現(xiàn)了第一、二批的四大自貿(mào)區(qū)的協(xié)同發(fā)展中上海起主導(dǎo)和引領(lǐng)作用(張軍等，2018；韓瑞棟和薄凡，2019；任再萍等，2016；滕永樂和沈坤榮，2014；田畢飛和李偉，2015；葉修群，2018；張軍等，2019；趙亮，2017)[15，28-34]。

表1 自由貿(mào)易區(qū)設(shè)立時(shí)間、類型及功能定位

已有的文獻(xiàn)為自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究提供了良好的研究基礎(chǔ)，為自貿(mào)區(qū)空間布局的進(jìn)一步優(yōu)化提供了思路。但是大多是針對某一自貿(mào)區(qū)或某幾個(gè)自貿(mào)區(qū)進(jìn)行研究，缺乏研究的全局性。且未考慮自貿(mào)區(qū)在空間布局下的整體影響，缺乏整體時(shí)空動(dòng)態(tài)分析及區(qū)域空間比較。因此，有必要對全國自貿(mào)區(qū)進(jìn)行全局性評(píng)價(jià)，為進(jìn)一步優(yōu)化自貿(mào)區(qū)空間布局提供機(jī)理支撐，這為本文提供了一定的研究空間。

一、理論假說

將自貿(mào)區(qū)設(shè)立引入傳統(tǒng)的引力模型，通過拓展的引力模型考察自貿(mào)區(qū)設(shè)立對屬地貿(mào)易產(chǎn)生的影響，并根據(jù)理論模型結(jié)論構(gòu)建相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型。在comes(2005)[35]、陳永偉(2016)[36]和馮偉(2019)[37]構(gòu)建的引力模型基礎(chǔ)上，將自貿(mào)區(qū)變量引入到貿(mào)易方程中，推導(dǎo)出自貿(mào)區(qū)設(shè)立對所屬地區(qū)貿(mào)易水平影響的內(nèi)在機(jī)理，并在結(jié)論的基礎(chǔ)上提出理論假設(shè)并構(gòu)建相應(yīng)的空間雙重差分模型。

模型假設(shè)有I個(gè)省份，各省份之間利用各自的比較優(yōu)勢進(jìn)行相互貿(mào)易，其中省份j生產(chǎn)了Nj種產(chǎn)品。且自由貿(mào)易區(qū)的設(shè)立對各地區(qū)廠商開展貿(mào)易活動(dòng)及消費(fèi)者選擇貿(mào)易產(chǎn)品的結(jié)果產(chǎn)生一定程度的影響。

(一)消費(fèi)者均衡

假設(shè)第j個(gè)省份的代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)為常數(shù)替代彈性效用函數(shù)(CES)，其形式如下所示：

(1)

假設(shè)進(jìn)口商品的第j個(gè)省份的消費(fèi)者存在預(yù)算約束，其收入為Yj，表示該省份購買的所有商品的價(jià)值要小于等于其收入水平Y(jié)j，該約束關(guān)系可設(shè)定為：

(2)

其中，Cijk為第j省份的消費(fèi)者購買的從第i省份生產(chǎn)的商品k的數(shù)量；pijk表示第j省份的消費(fèi)者購買的從第i省份生產(chǎn)的商品k的價(jià)格。

模型中進(jìn)口省份j與出口省份i之間能夠進(jìn)行自由貿(mào)易，參考陳永偉(2016)、馮偉(2019)的研究方式，假設(shè)pijk=pijk′=pij，說明第i省份出口到第j個(gè)省份的所有產(chǎn)品價(jià)格均為pij，同時(shí)可以求得Cijk=Cijk=Cij。因此，第j省份的消費(fèi)者效用最大化問題可以表示為：

(3)

(4)

由于跨地區(qū)貿(mào)易會(huì)產(chǎn)生運(yùn)輸成本，模型引入了Samuelson(1952)提出的“冰山成本”:

pij=Tijpi

(5)

其中，pij為第i省份出口到第j個(gè)省份的商品的到岸價(jià)格；pi為第i省份商品的離岸價(jià)格；Tij≥1表示模型中冰山成本的大小，且受很多因素的影響，如與自貿(mào)區(qū)設(shè)立帶來的“制度距離”δij、地理距離dij等因素密切相關(guān)。且有?Tij/?δij<0、?Tij/?dij>0。將pij代入(4)式可得兩個(gè)省份之間的出口總額如(6)式所示：

(6)

(二)廠商的收益函數(shù)

第i省份作為出口省份，其生產(chǎn)廠商所獲得的收益為在離岸價(jià)格pi下，第i省份出口商品所獲得的收益為：

Yi=Nipi

(7)

其中，Nk為第i省份出口的商品種類數(shù)量。

(三)省級(jí)貿(mào)易函數(shù)

為推導(dǎo)省級(jí)貿(mào)易均衡時(shí)的結(jié)論，根據(jù)消費(fèi)者和廠商的貿(mào)易條件，將(7)式代入(6)式，解得第i省份出口到第j個(gè)省份的貿(mào)易總量：

(8)

logXij=β1log[αij(δij)]+β2log[Tij(δij,dij)]+β3logφij+β4logQij

(9)

二、空間計(jì)量模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

(一)空間計(jì)量模型設(shè)定

本文主要研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對地區(qū)貿(mào)易水平的影響效應(yīng)。根據(jù)數(shù)理模型的結(jié)論，如果其他因素不變，自貿(mào)區(qū)設(shè)立后，地區(qū)貿(mào)易水平變化主要源于兩方面: 一是時(shí)間趨勢變動(dòng)引起的效應(yīng)，也成為“時(shí)間趨勢效應(yīng)”；二是自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策處理效應(yīng)，通常稱為“凈政策效應(yīng)”。我國自貿(mào)區(qū)設(shè)立后，自然形成了設(shè)立自貿(mào)區(qū)省份和未設(shè)立自貿(mào)區(qū)省份兩個(gè)組，該情況與準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法構(gòu)建實(shí)驗(yàn)組和控制組的邏輯事實(shí)相符。因此，選擇雙重差分方法評(píng)估自貿(mào)區(qū)設(shè)立對地區(qū)貿(mào)易水平的政策效應(yīng)。雙重差分模型的研究核心在于模型中設(shè)置了時(shí)間效應(yīng)和政策效應(yīng)兩個(gè)虛擬變量以及二者之間的交叉項(xiàng)。實(shí)證研究中主要考察模型中虛擬變量的交叉項(xiàng)的系數(shù)評(píng)估自貿(mào)區(qū)設(shè)立對地區(qū)貿(mào)易水平的影響。但是傳統(tǒng)的雙重差分模型在實(shí)際應(yīng)用中卻存在兩個(gè)虛擬變量與相應(yīng)交叉項(xiàng)之間多重共線性問題，造成參數(shù)估計(jì)偏誤。為準(zhǔn)確估計(jì)自貿(mào)區(qū)對所屬省份貿(mào)易水平的影響，參照范巧(2018)構(gòu)建了非空間雙重差分模型[38]，如式(10)所示：

(10)

(11)

全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額(度量生產(chǎn)規(guī)模的指標(biāo))：一個(gè)國家或者地區(qū)在一定時(shí)期內(nèi)的固定資產(chǎn)投資總額決定了其實(shí)際生產(chǎn)規(guī)模，也在一定程度決定了該地區(qū)進(jìn)口需求能力和出口供給能力。

外商直接投資(度量生產(chǎn)規(guī)模的指標(biāo))：外商直接投資對一個(gè)國家或地區(qū)的生產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生直接影響。

綜合匯率變化率(度量商品的相對價(jià)格)：匯率變化率是衡量地區(qū)之間相對價(jià)格的指標(biāo)，對進(jìn)口消費(fèi)和出口規(guī)模產(chǎn)生影響。

人均GDP(度量生產(chǎn)規(guī)模和商品偏好程度)：特定時(shí)期的人均生產(chǎn)總值會(huì)對地區(qū)的生產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生影響，同時(shí)也會(huì)影響對其他地區(qū)產(chǎn)品的需求，在一定程度上影響了進(jìn)口和出口的規(guī)模。

空間權(quán)重矩陣W(度量地區(qū)的距離)：以地區(qū)之間距離平方的倒數(shù)構(gòu)建距離函數(shù)計(jì)算得到。

時(shí)間權(quán)重矩陣ζ(度量各地區(qū)空間效應(yīng)隨時(shí)間的內(nèi)生變化程度)：行隨機(jī)標(biāo)準(zhǔn)化后結(jié)合莫蘭指數(shù)的比值計(jì)算。

具體指標(biāo)含義及測度方式如表2所示。

考慮到區(qū)域間空間溢出效應(yīng)帶來的內(nèi)生性問題，本文參考范巧(2018)[38]將模型拓展為空間雙重差分模型，分別構(gòu)建了雙重差分空間滯后模型、雙重差分空間自回歸模型、雙重差分空間杜賓模型及雙重差分空間誤差模型，不同的模型存在不同的空間溢出機(jī)制。其模型如下所示：

雙重差分空間滯后(SXL-SDID)模型 ：

y=u+v+Xβ+(ξ’?W′)Xθ+D(·)+(ξ’?W′)

D(·)π+ε

(12)

雙重差分空間自回歸(SAR-SDID)模型：

y=ρ(ξ’?W′)y+u+v+Xβ+D(·)+ε

(13)

雙重差分空間杜賓(SDM-SDID)模型：

y=ρ(ξ’?W′)y+u+v+Xβ+(ξ’?W′)Xθ+D(·)+(ξ’?W′)D(·)π+ε

(14)

雙重差分空間誤差(SEM-SDID)模型：

y=u+v+Xβ+D(·)+μ

μ=λ(ξ’?W′)μ+ε

(15)

W′為經(jīng)過行隨機(jī)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的空間權(quán)重矩陣，ξ′為經(jīng)過行隨機(jī)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的時(shí)間權(quán)重矩陣，?為矩陣的克羅內(nèi)克積符號(hào)。行隨機(jī)標(biāo)準(zhǔn)化的處理方法為各元素除以對應(yīng)行所有元素之和。W′以地區(qū)之間距離平方的倒數(shù)構(gòu)建距離函數(shù)計(jì)算得到。ξ′依據(jù)各年度莫蘭指數(shù)的比值進(jìn)行計(jì)算。時(shí)間權(quán)重矩陣各元素確定原則如式(16)所示：

(16)

表2 指標(biāo)含義及測度方式

(二)數(shù)據(jù)說明

為檢驗(yàn)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立整體上對地區(qū)經(jīng)濟(jì)貿(mào)易的總體影響，本文按照相關(guān)指標(biāo)收集了2007—2018年全國(除港澳臺(tái)地區(qū))31個(gè)省級(jí)相關(guān)數(shù)據(jù)。其中被解釋變量進(jìn)口總額、出口總額、進(jìn)出口總額分別按境內(nèi)目的地和貨源地貿(mào)易總額(億元)取值；解釋變量人均實(shí)際GDP以元/人計(jì)量；全社會(huì)固定資產(chǎn)投資總額以億元來計(jì)量；外商投資企業(yè)投資總額以百萬美元計(jì)量；匯率變動(dòng)率以1997—2018年人民幣兌換美元的年末匯率相對于1997年的匯總增長率來衡量；基礎(chǔ)設(shè)施水平以區(qū)域內(nèi)公里里程數(shù)與國土面積的比值來測算。1998—2017年數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》數(shù)據(jù)庫及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。2018年數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站及《中國區(qū)域統(tǒng)計(jì)年鑒》。上述數(shù)據(jù)全部經(jīng)管統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)化處理，即用相應(yīng)的指標(biāo)數(shù)據(jù)減去其均值再與其標(biāo)準(zhǔn)的比值。

自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間虛擬變量根據(jù)中國自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的日期及屬地省份構(gòu)建。截至目前我國總共批設(shè)了18個(gè)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)。2013年設(shè)立了最早的上海自貿(mào)區(qū)。2015年4月21日批設(shè)了3個(gè)自貿(mào)區(qū)，分別是廣東自貿(mào)區(qū)、天津自貿(mào)區(qū)、福建自貿(mào)區(qū)。2017年4月1日批設(shè)了7個(gè)自貿(mào)區(qū)，分別是遼寧自貿(mào)區(qū)、浙江自貿(mào)區(qū)、河南自貿(mào)區(qū)、湖北自貿(mào)區(qū)、重慶自貿(mào)區(qū)、四川自貿(mào)區(qū)和陜西自貿(mào)區(qū)。2018年10月16日設(shè)立了海南自貿(mào)區(qū)，進(jìn)一步發(fā)揮海南全島自由貿(mào)易港試點(diǎn)優(yōu)勢。2019年8月26日，批設(shè)了6個(gè)自貿(mào)區(qū)，分別是山東自貿(mào)區(qū)、江蘇自貿(mào)區(qū)、廣西自貿(mào)區(qū)、河北自貿(mào)區(qū)、云南自貿(mào)區(qū)、黑龍江自貿(mào)區(qū)。由于本文樣本數(shù)據(jù)截至2018年，因此，批設(shè)時(shí)間虛擬變量將樣本限定在較早設(shè)立的11個(gè)自貿(mào)區(qū)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立之前為0，自貿(mào)區(qū)設(shè)立滯后為1。評(píng)估自貿(mào)區(qū)對地區(qū)貿(mào)易發(fā)展水平的影響效應(yīng)時(shí)，事件虛擬變量中將11個(gè)設(shè)立自貿(mào)區(qū)的省份作為處理組為1，將其他20個(gè)省份作為對照組為0。在評(píng)估不同地區(qū)、不同類型自貿(mào)區(qū)對地區(qū)貿(mào)易發(fā)展水平的個(gè)體影響時(shí)，保持時(shí)間虛擬變量不變，重新調(diào)整事件虛擬變量的分組情況，最終確定個(gè)體效應(yīng)評(píng)估模型中的自貿(mào)區(qū)虛擬變量組合。

圖 實(shí)驗(yàn)組與對照組貿(mào)易額均值

表3 基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果

(三)共同趨勢檢驗(yàn)

使用雙重差分模型的隱含假設(shè)為政策實(shí)施之前的對照組與實(shí)驗(yàn)組滿足共同趨勢。由于2013年設(shè)立了第一個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，因此本文對2013年之前實(shí)驗(yàn)組和對照組的進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額的水平均值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)計(jì)算，并畫出了三者之間的獨(dú)立水平趨勢及其趨勢對比圖。如上圖所示，處理組與對照組相比，在進(jìn)出口總額、進(jìn)口額、出口額方面均具有更高的水平且均有相同的變動(dòng)趨勢。

三、總體影響效應(yīng)評(píng)估與相關(guān)檢驗(yàn)

(一)基準(zhǔn)模型

在進(jìn)行空間雙重差分模型估計(jì)之前，本文通過逐步回歸方法，對進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額為解釋變量的基準(zhǔn)模型中的解釋變量和控制變量進(jìn)行了優(yōu)選，其結(jié)果如表3所示。屬地進(jìn)出口總額和出口總額均受到人均GDP(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)、綜合匯率變動(dòng)(X4)和基礎(chǔ)設(shè)施水平(X5)的顯著影響，且自貿(mào)區(qū)設(shè)立的時(shí)間、事件虛擬變量的綜合也在1%的水平上具有統(tǒng)計(jì)顯著性，而外商企業(yè)直接投資水平(X3)對屬地省份的進(jìn)出口貿(mào)易總額及出口總額的影響并不顯著。衡量屬地省份進(jìn)口發(fā)展水平的模型中，人均GDP(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)、外商企業(yè)直接投資水平(X3)、綜合匯率變動(dòng)(X4)和基礎(chǔ)設(shè)施水平(X5)對進(jìn)口貿(mào)易總的影響均顯著。鑒于基準(zhǔn)模型的優(yōu)選結(jié)果，本文對空間雙重差分模型的構(gòu)建根據(jù)不同屬地貿(mào)易水平的考察維度引入不同的解釋變量，以保證模型的最優(yōu)特性。在衡量屬地省份貿(mào)易總量和出口總量發(fā)展水平的雙重差分空間模型中引入了解釋變量人均GDP(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)、綜合匯率變動(dòng)(X4)和基礎(chǔ)設(shè)施水平(X5)；在衡量屬地省份進(jìn)口總量發(fā)展水平的雙重差分空間模型中引入了解釋變量人均GDP(X1)、固定資產(chǎn)投資總額(X2)、外商企業(yè)直接投資水平(X3)、綜合匯率變動(dòng)(X4)和基礎(chǔ)設(shè)施水平(X5)。

(二)雙重差分空間模型

本文構(gòu)建雙重差分空間模型的形式，分別采用雙重差分空間滯后(SXL-SDID)模型、雙重差分空間自回歸(SAR-SDID)模型、雙重差分空間杜賓(SDM-SDID)模型、雙重差分空間誤差(SEM-SDID)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。由于雙重差分空間杜賓(SDM-SDID)模型的結(jié)果并不理想，故主要報(bào)告了雙重差分空間滯后模型、雙重差分空間自回歸、雙重差分空間誤差模型在貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易水平和出口貿(mào)易水平三方面的實(shí)證結(jié)果，如表4所示。估計(jì)結(jié)果顯示，雙重差分自回歸模型中的所有參數(shù)都顯著且模型的擬合效果較好，而雙重差分空間滯后模型、雙重差分空間誤差模型雖然優(yōu)于空間杜賓模型，但是這兩個(gè)模型均有多個(gè)解釋變量不能通過10%顯著性水平檢驗(yàn)。并且不存在空間滯后假設(shè)檢驗(yàn)的LM值為20.72，在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，說明存在空間滯后影響。不存在空間誤差假設(shè)檢驗(yàn)的LM值為0.2653，并不能拒絕原假設(shè)，說明在10%的顯著性水平不存在空間誤差影響。因此，采用雙重差分空間自回歸模型估計(jì)的參數(shù)結(jié)果具有相對優(yōu)良的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。由表4結(jié)果可知，沒有考慮空間影響的雙重差分基準(zhǔn)模型的估計(jì)效果也比較好，需要在空間雙重差分模型與普通雙重差分模型之間進(jìn)行優(yōu)選，以確定是否有必要采用空間計(jì)量模型。本文基于對數(shù)似然比進(jìn)行兩個(gè)模型之間的優(yōu)選，最終確定了本文的最優(yōu)模型雙重差分空間自回歸模型，來評(píng)估自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對屬地省份貿(mào)易水平的政策影響。

表4 雙重差分空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

1.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對屬地省份貿(mào)易水平的總體效應(yīng)分析

表4對雙重差分自回歸模型下自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展的影響效應(yīng)進(jìn)行了報(bào)告。第2列至第4列分別是屬地省份進(jìn)出口貿(mào)易總額、出口總額和進(jìn)口總額為被解釋變量的參數(shù)估計(jì)結(jié)果。三個(gè)模型中的自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量組合Dit的系數(shù)分別為893.4448、500.3039、296.8635，均顯著為正。說明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對屬地省份的貿(mào)易發(fā)展具有正向促進(jìn)作用。且出口貿(mào)易總額所對應(yīng)的Dit系數(shù)500.3039大于進(jìn)口貿(mào)易總額所對應(yīng)的Dit系數(shù)296.8635，說明自貿(mào)區(qū)對屬地省份出口貿(mào)易發(fā)展的促進(jìn)作用大于進(jìn)口貿(mào)易。

2.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的空間溢出效應(yīng)分析

表4中、進(jìn)出口貿(mào)易總額、出口總額和進(jìn)口總額為被解釋變量的雙重差分自回歸模型的空間相關(guān)系數(shù)分別為-0.99944、-0.6168、-0.9994，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)，說明現(xiàn)階段自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立雖然促進(jìn)了屬地省份貿(mào)易發(fā)展，但是對臨近省份卻產(chǎn)生了虹吸效應(yīng)。說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立加快了屬地省份和其他省份的要素流動(dòng)，屬地省份借助自貿(mào)區(qū)制度紅利和政策洼地吸引了其他省份的資源和貿(mào)易機(jī)會(huì)，進(jìn)而暫時(shí)形成了負(fù)向的空間虹吸效應(yīng)，不利于臨近省份貿(mào)易的發(fā)展。

(三)安慰劑檢驗(yàn)

構(gòu)建雙重差分空間模型對自貿(mào)區(qū)的政策效果進(jìn)行評(píng)價(jià)，主要存在的問題是，模型中實(shí)證結(jié)果顯示的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)可能并不是設(shè)立了自貿(mào)區(qū)所產(chǎn)生的，有可能是設(shè)立自貿(mào)區(qū)以外的其他原因所導(dǎo)致的。為了排除其他因素對屬地省份貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易總額、出口貿(mào)易總額的干擾，本文將自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間提前一年和滯后一年進(jìn)行了反事實(shí)檢驗(yàn)。通過安慰劑檢驗(yàn)，觀察自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量組合的系數(shù)變化。如果提前一年或滯后一年的結(jié)果仍然和變化前的一致，說明屬地省份貿(mào)易發(fā)展效應(yīng)并不是來自于自貿(mào)區(qū)設(shè)立。如果變化后的系數(shù)與先前的不一致，不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，則說明省份貿(mào)易發(fā)展效應(yīng)來自于自貿(mào)區(qū)設(shè)立。通過這種方法可以驗(yàn)證研究結(jié)果的穩(wěn)健性。反事實(shí)檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。

表5中第2行至第4行分別表示以進(jìn)出口總額、出口總額、進(jìn)口總額為解釋變量，提前一年設(shè)立自貿(mào)區(qū)的雙重差分空間自回歸結(jié)果。三個(gè)模型所對應(yīng)的自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量組合的系數(shù)分別為377.6245、147.2585、127.5368，在10%的水平上全都不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。第5行至第7行為三個(gè)模型中滯后一年設(shè)立自貿(mào)區(qū)的雙重差分空間自回歸結(jié)果，所對應(yīng)的自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量組合的系數(shù)分別為505.2830、176.8779、238.9312，在10%的水平上全都不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。說明了屬地省份貿(mào)易發(fā)展的主要影響因素是自貿(mào)區(qū)的設(shè)立，而不是其他干擾因素。進(jìn)一步證明了實(shí)證結(jié)論具有穩(wěn)健性。

四、自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展的個(gè)體影響效應(yīng)評(píng)估

(一)沿海型與內(nèi)陸型自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)的屬地貿(mào)易影響效應(yīng)分析

以自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的地區(qū)是否處于我國海岸線為標(biāo)準(zhǔn)，可以將自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)劃分為沿海型自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)和內(nèi)陸型自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)。其中上海市、天津市、福建省、廣東省、浙江省、遼寧省設(shè)立的自貿(mào)區(qū)屬于沿海型自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)；陜西省、湖北省、重慶省、四川省、河南省設(shè)立的自貿(mào)區(qū)屬于內(nèi)陸型自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)。表6分別報(bào)告了沿海型和內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易影響效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，其中地區(qū)貿(mào)易發(fā)展分別由被解釋變量進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口總額和出口總額表示。從空間角度分析，沿海型自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對應(yīng)的進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口總額和出口總額三個(gè)模型中，變量Dit系數(shù)分別為2911.0959、1117.6257、1703.3489，均在1%的水平上顯著為正，說明沿海型自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用。出口總額對應(yīng)的系數(shù)1703.3489大于進(jìn)口總額對應(yīng)的系數(shù)1117.6257，說明沿海型自貿(mào)區(qū)對屬地出口貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易。

內(nèi)陸型自由貿(mào)易區(qū)的進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口總額和出口總額三個(gè)模型對應(yīng)的系數(shù)分別為-2707.8805、-1151.7858、-1585.8306，均在1%的水平上顯著為負(fù)，說明內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展目前并不具有正向的拉動(dòng)作用。究其原因可能是批設(shè)的中國內(nèi)陸地區(qū)在設(shè)立初期會(huì)獲得大量的政策支持，如金融支持政策、特殊財(cái)政政策、優(yōu)惠的稅收及土地政策，形成對屬地地區(qū)經(jīng)濟(jì)資源和社會(huì)資源的擠占，并對其他地區(qū)形成“政策洼地”。由于地理位置的限制，目前內(nèi)陸地區(qū)自貿(mào)區(qū)發(fā)展相對不成熟，擠占的資源未能形成貿(mào)易規(guī)模效應(yīng)，在目前階段造成屬地省份貿(mào)易水平降低，然而隨著內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)深化實(shí)施和不斷完善，未來要素資源形成合力會(huì)逐步提升內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)對屬地省份及臨近省份的貿(mào)易水平溢出效應(yīng)。

表5 反事實(shí)檢驗(yàn)：自貿(mào)區(qū)批設(shè)提前一年和滯后一年估計(jì)結(jié)果

(二)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)分批次對屬地貿(mào)易發(fā)展的影響效應(yīng)分析

表6分別報(bào)告了第一批次至第三批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易影響效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，其中地區(qū)貿(mào)易發(fā)展分別由被解釋變量進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口總額和出口總額表示。

從設(shè)立時(shí)間角度分析，第一批次自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對應(yīng)的進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口總額模型中，Dit系數(shù)分別為1691.6882、1165.7929且分別在5%、1%的水平上顯著為正；第一批次自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對應(yīng)的出口總額模型中，Dit系數(shù)為303.5434卻不具有統(tǒng)計(jì)顯著性。說明第一批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用，且對屬地進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)大于出口貿(mào)易。第二批次自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對應(yīng)的進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口總額、出口總額模型中，Dit系數(shù)分別為1943.5740、620.9734、1323.8015且均在1%的水平上顯著為正。說明第二批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用，且對屬地出口貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易。第三批次自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對應(yīng)的進(jìn)出口貿(mào)易總額、進(jìn)口總額、出口總額模型中，Dit系數(shù)分別為-1912.7979、-923.0535、-1029.0500且均在1%的水平上顯著為負(fù)。說明第三批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有負(fù)向作用，且對屬地出口貿(mào)易的抑制效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易。

(三)各自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對屬地經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展的個(gè)體影響效應(yīng)分析

如表7中第一批設(shè)立的沿海型自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)——上海自貿(mào)區(qū)對屬地及鄰近省份經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展的直接、間接個(gè)體影響效應(yīng)。在進(jìn)出口貿(mào)易總額、出口總額、進(jìn)口總額三方面，上海自貿(mào)區(qū)均存在顯著為正的直接效應(yīng)和間接效應(yīng)。說明上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立不但促進(jìn)了屬地地區(qū)的貿(mào)易發(fā)展而且對周圍其他省份的貿(mào)易發(fā)展也產(chǎn)生了顯著的空間溢出效應(yīng)。充分顯示了上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對中國貿(mào)易及區(qū)域協(xié)同發(fā)展的重要性和關(guān)鍵作用。

表6 不同類型自貿(mào)區(qū)雙重差分空間計(jì)量模型估計(jì)結(jié)果

第二批設(shè)立的自貿(mào)區(qū)廣東、天津、福建自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)對屬地及鄰近省份經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展的直接、間接個(gè)體影響效應(yīng)。廣東自貿(mào)區(qū)、福建自貿(mào)區(qū)在進(jìn)出口貿(mào)易總額、出口總額方面均表現(xiàn)出顯著的正向直接效應(yīng)，但是對臨近省份的間接效應(yīng)卻均為負(fù)值。說明這兩個(gè)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立促進(jìn)了屬地省份貿(mào)易的發(fā)展，但是對臨近省份卻表現(xiàn)出了強(qiáng)烈的虹吸效應(yīng)。雖然對廣東省和福建省來說，設(shè)立自貿(mào)區(qū)是“制度高地”，但是對周圍省份來說，這兩個(gè)自貿(mào)區(qū)確實(shí)導(dǎo)致鄰近省份資源被汲取，成為了“政策洼地”。而天津自貿(mào)區(qū)，不論是對屬地貿(mào)易發(fā)展的直接效應(yīng)還是對周圍地區(qū)貿(mào)易發(fā)展的間接效應(yīng)均顯著為負(fù)。說明目前天津自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對地區(qū)貿(mào)易發(fā)展并沒有表現(xiàn)出理想的水平，亟需優(yōu)化自貿(mào)區(qū)與京津冀協(xié)同發(fā)展戰(zhàn)略、環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)帶、一帶一路等國家戰(zhàn)略多重交叉的政策組合，切實(shí)實(shí)現(xiàn)天津自貿(mào)區(qū)對地區(qū)貿(mào)易協(xié)同發(fā)展的促進(jìn)作用。

第三批設(shè)立的沿海型自貿(mào)區(qū)之一——浙江自貿(mào)區(qū)對屬地及臨近省份經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展的直接、間接個(gè)體影響效應(yīng)。浙江自貿(mào)區(qū)對我國區(qū)域貿(mào)易發(fā)展的帶動(dòng)作用與上海自貿(mào)區(qū)相似，對屬地省份貿(mào)易發(fā)展的直接效應(yīng)和對臨近省份貿(mào)易發(fā)展的間接效應(yīng)均顯著為正。說明浙江自貿(mào)區(qū)設(shè)立對我國區(qū)域貿(mào)易水平的協(xié)同發(fā)展產(chǎn)生了顯著的空間溢出效應(yīng)。

第三批設(shè)立的沿海型自貿(mào)區(qū)之一——遼寧自貿(mào)區(qū)對屬地及臨近省份經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展的直接、間接個(gè)體影響效應(yīng)。遼寧自貿(mào)區(qū)在進(jìn)出口貿(mào)易總額、出口總額、進(jìn)口總額方面均表現(xiàn)出顯著的正向直接效應(yīng)，但是對臨近省份的間接效應(yīng)卻均為負(fù)值。說明遼寧自貿(mào)區(qū)的設(shè)立促進(jìn)了屬地省份貿(mào)易的發(fā)展，但是對臨近省份卻表現(xiàn)出了強(qiáng)烈的虹吸效應(yīng)。雖然對遼寧省來說，設(shè)立自貿(mào)區(qū)是“制度高地”，但是對周圍省份尤其吉林省和黑龍江省來說，遼寧自貿(mào)區(qū)成為了導(dǎo)致本地區(qū)資源被汲取的“政策洼地”，不利于本區(qū)域貿(mào)易的發(fā)展。

第三批設(shè)立的5個(gè)內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)對屬地及臨近省份經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展的直接、間接個(gè)體影響效應(yīng)。其中河南自貿(mào)區(qū)、重慶自貿(mào)區(qū)、陜西自貿(mào)區(qū)在出口貿(mào)易和進(jìn)口貿(mào)易方面均體現(xiàn)出對屬地省份負(fù)向直接效應(yīng)、對臨近省份正向間接效應(yīng)。說明這三個(gè)內(nèi)地自貿(mào)區(qū)的設(shè)立雖然在短時(shí)間內(nèi)汲取生產(chǎn)貿(mào)易要素和各種政策紅利，成為屬地省份的“政策洼地”，影響了屬地貿(mào)易的發(fā)展。但是對內(nèi)陸臨近省份來說，地理因素及交通因素限制了對外貿(mào)易機(jī)會(huì)和貿(mào)易的發(fā)展，這三個(gè)自貿(mào)區(qū)設(shè)立無疑會(huì)為其進(jìn)出口提供更多的機(jī)會(huì)和制度紅利，因此，這三個(gè)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立成為了臨近省份貿(mào)易發(fā)展的“制度高地”，臨近省份貿(mào)易發(fā)展帶來了顯著的正向空間溢出效應(yīng)。湖北自貿(mào)區(qū)雖然對屬地省份貿(mào)易發(fā)展直接效應(yīng)均為負(fù)，但是對臨近地區(qū)的出口貿(mào)易的間接效應(yīng)為正，在一定程度上促進(jìn)了臨近省份出口貿(mào)易的發(fā)展。四川自貿(mào)區(qū)同樣對屬地省份貿(mào)易發(fā)展表現(xiàn)出“政策洼地”，汲取本地區(qū)要素資源和政策紅利，未能促進(jìn)本地貿(mào)易水平的發(fā)展。但是，對臨近省份的貿(mào)易總額、進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)生了顯著為正的間接效應(yīng)，說明四川自貿(mào)區(qū)是臨近省份的“制度高地”，對臨近省份貿(mào)易的發(fā)展產(chǎn)生了顯著的正向空間溢出效應(yīng)，促進(jìn)了臨近省份貿(mào)易總體和進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展。

通過實(shí)證分析，可以發(fā)現(xiàn)盡管不同批次、不同類型、不同省份的自貿(mào)區(qū)對其屬地省份對外貿(mào)易發(fā)展具有不同的總體和個(gè)體影響效應(yīng)，但是歸納起來，可以發(fā)現(xiàn)如下特征：一是上海自貿(mào)區(qū)和浙江自貿(mào)區(qū)對屬地省份及臨近省份的貿(mào)易發(fā)展都起到了顯著的促進(jìn)作用。上海自貿(mào)區(qū)成立較早，承擔(dān)國家先行先試的戰(zhàn)略任務(wù)，國家對其支持力度最大，上海自貿(mào)區(qū)為長三角地區(qū)打開窗口，不但利于出口還能把國際新技術(shù)引進(jìn)來。并且上海本地經(jīng)濟(jì)相當(dāng)發(fā)達(dá)，兩翼的蘇、浙兩省都是經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)達(dá)的省份，腹地的皖、贛、兩湖、川、渝等省市對外貿(mào)易也在快速發(fā)展，為上海貨物貿(mào)易發(fā)展提供支持。上海自貿(mào)區(qū)轉(zhuǎn)口貿(mào)易的發(fā)展為其兩翼和長江沿岸的港口開辟新的發(fā)展空間，因此上海自貿(mào)區(qū)對貿(mào)易發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)最為明顯。浙江自貿(mào)區(qū)所在的舟山背靠長三角廣闊的經(jīng)濟(jì)腹地，是我國經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)、石油資源需求量最大的地區(qū)，也是長江聯(lián)通外海的唯一通道。舟山還具有罕見的深水岸線資源，建設(shè)我國最大的石油儲(chǔ)備中轉(zhuǎn)加工交易基地。并且浙江本身及其周圍經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)達(dá)，資源豐富，因此自貿(mào)區(qū)建立對屬地及臨近省份產(chǎn)生的虹吸效應(yīng)要遠(yuǎn)小于溢出效應(yīng)。

表7 自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對屬地省份經(jīng)濟(jì)貿(mào)易發(fā)展的個(gè)體影響效應(yīng)

二是廣東自貿(mào)區(qū)、福建自貿(mào)區(qū)、遼寧自貿(mào)區(qū)等對屬地省份起到了顯著的促進(jìn)作用，對臨近省份的貿(mào)易發(fā)展影響效應(yīng)卻為負(fù)值。這三個(gè)自貿(mào)區(qū)設(shè)立會(huì)汲取屬地省份和臨近省份的資源轉(zhuǎn)移至自貿(mào)區(qū)，造成資源的擠占。但是資源的聚集得益于本地港口的規(guī)模效應(yīng)，對屬地省份的貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生了激勵(lì)和促進(jìn)作用。但是對周圍臨近地區(qū)的輻射作用有限，造成虹吸效應(yīng)遠(yuǎn)大于空間溢出效應(yīng)，因此出現(xiàn)了自貿(mào)區(qū)對臨近省份貿(mào)易發(fā)展的負(fù)向影響。再者，自貿(mào)區(qū)周圍的臨近省份受到上海自貿(mào)區(qū)的影響更大，進(jìn)一步抑制了廣東自貿(mào)區(qū)、福建自貿(mào)區(qū)的空間溢出效應(yīng)。遼寧自貿(mào)區(qū)利用制度紅利、財(cái)政扶持和金融支撐政策，對屬地省份及其臨近省份的貿(mào)易資源造成一定程度的擠占。自貿(mào)區(qū)資源聚集得益于大連港、營口港，對屬地貿(mào)易發(fā)展產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用。但是由于臨近地區(qū)缺乏經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)的城市群，而環(huán)渤海經(jīng)濟(jì)帶還要面臨天津自貿(mào)區(qū)和青島港及韓國釜山港的競爭，因此對臨近省份的空間溢出效應(yīng)小于造成的虹吸效應(yīng)，間接效應(yīng)為負(fù)。

三是第三批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)以內(nèi)陸型為主，如河南自貿(mào)區(qū)、湖北自貿(mào)區(qū)、四川自貿(mào)區(qū)、陜西自貿(mào)區(qū)。對屬地省份貿(mào)易具有顯著的負(fù)向影響，對臨近省份的貿(mào)易發(fā)展影響效應(yīng)卻產(chǎn)生了顯著的空間溢出。由于空間地理原因，這幾個(gè)自貿(mào)區(qū)處于內(nèi)陸地區(qū)，周圍缺乏經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高的城市經(jīng)濟(jì)群，自貿(mào)區(qū)批設(shè)主要造成了屬地省份虹吸效應(yīng)，對臨近省份要素的汲取有限，且內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)缺乏開放性較高的港口，帶來的貿(mào)易規(guī)模效應(yīng)有限。這就造成了對屬地貿(mào)易發(fā)展的促進(jìn)作用小于虹吸效應(yīng)，產(chǎn)生負(fù)向的直接效應(yīng)。而自貿(mào)區(qū)對臨近省份的虹吸效應(yīng)有限，還能在一定程度上給缺乏對外貿(mào)易機(jī)會(huì)的臨近省份帶來制度紅利，因此自貿(mào)區(qū)對臨近省份的間接效應(yīng)為正。

五、結(jié)論與政策建議

通過構(gòu)建內(nèi)生時(shí)空權(quán)重矩陣，建立了雙重差分基準(zhǔn)模型和四種雙重差分空間計(jì)量模型。進(jìn)一步根據(jù)估計(jì)結(jié)果及LR檢驗(yàn)進(jìn)行模型的優(yōu)選，確定了實(shí)證研究的最佳模型——雙重差分空間計(jì)量模型。運(yùn)用雙重差分空間計(jì)量模型從進(jìn)出口總額、進(jìn)口總額、出口總額三方面考察自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對屬地省份及臨近地區(qū)貿(mào)易發(fā)展的總體效應(yīng)、個(gè)體效應(yīng)及相應(yīng)空間溢出效應(yīng)，得出以下結(jié)論：

中國所有自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對屬地省份貿(mào)易水平的總體效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對屬地省份的貿(mào)易發(fā)展具有正向促進(jìn)作用，且自貿(mào)區(qū)對屬地省份出口貿(mào)易發(fā)展的促進(jìn)作用大于進(jìn)口貿(mào)易。分批次自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對屬地省份貿(mào)易水平的效應(yīng)分析結(jié)論：第一批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用，且對屬地進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)大于出口貿(mào)易；第二批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用，且對屬地出口貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易；第三批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有負(fù)向作用，且對屬地出口貿(mào)易的抑制效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易。分類型自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對屬地省份貿(mào)易水平的效應(yīng)分析：沿海型自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用，且對屬地出口貿(mào)易的促進(jìn)效應(yīng)大于進(jìn)口貿(mào)易；內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展目前并不具有正向的拉動(dòng)作用。單個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對屬地省份貿(mào)易水平的個(gè)體效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)：上海自貿(mào)區(qū)和浙江自貿(mào)區(qū)對屬地省份及臨近省份的貿(mào)易發(fā)展都起到了顯著的促進(jìn)作用。廣東自貿(mào)區(qū)、福建自貿(mào)區(qū)、遼寧自貿(mào)區(qū)等對屬地省份起到了顯著的促進(jìn)作用，對臨近省份的貿(mào)易發(fā)展影響效應(yīng)卻為負(fù)值。第三批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)以內(nèi)陸型為主，如河南自貿(mào)區(qū)、湖北自貿(mào)區(qū)、四川自貿(mào)區(qū)、陜西自貿(mào)區(qū)。對屬地省份貿(mào)易具有顯著的負(fù)向影響，對臨近省份的貿(mào)易發(fā)展影響效應(yīng)卻產(chǎn)生了顯著的空間溢出。

本文提出如下政策建議：

一是全國總體范圍方面，應(yīng)該進(jìn)一步強(qiáng)化自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略的實(shí)施力度，優(yōu)化自貿(mào)區(qū)空間布局，提升自貿(mào)區(qū)對外貿(mào)易發(fā)展的輻射作用和空間溢出效應(yīng)。根據(jù)雙重差分空間計(jì)量模型的總體效應(yīng)實(shí)證結(jié)果，自貿(mào)區(qū)的批設(shè)對屬地省份的貿(mào)易發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用。因此，需要強(qiáng)化自貿(mào)區(qū)的戰(zhàn)略實(shí)施，進(jìn)一步擴(kuò)充全國自貿(mào)區(qū)的地理布局和分布范圍，強(qiáng)化自貿(mào)區(qū)對屬地省份貿(mào)易發(fā)展的促進(jìn)作用，從總體范圍內(nèi)提升我國貿(mào)易水平的發(fā)展。針對目前自貿(mào)區(qū)對臨近省份貿(mào)易發(fā)展空間溢出效應(yīng)不明顯的問題，進(jìn)行自貿(mào)區(qū)內(nèi)外生產(chǎn)要素和貿(mào)易流動(dòng)的疏導(dǎo)，強(qiáng)化自貿(mào)區(qū)制度紅利和實(shí)施經(jīng)驗(yàn)在周圍省份地區(qū)的復(fù)制推廣，完善自貿(mào)區(qū)內(nèi)外產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)和互補(bǔ)，充分釋放自貿(mào)區(qū)對周圍省份地區(qū)的輻射及空間溢出效應(yīng)。

二是不同批次自貿(mào)區(qū)發(fā)展方面，我國自貿(mào)區(qū)是分批次逐年設(shè)立的，各自貿(mào)區(qū)發(fā)展的時(shí)間和所處的階段差別較大，為充分發(fā)揮自貿(mào)區(qū)之間的協(xié)同效應(yīng)，應(yīng)該優(yōu)化我國自貿(mào)區(qū)梯度發(fā)展路徑。根據(jù)不同批次自貿(mào)區(qū)的實(shí)證結(jié)果，第一批次和第二批次自貿(mào)區(qū)對屬地省份貿(mào)易發(fā)展的促進(jìn)效果明顯，而第三批次自貿(mào)區(qū)卻表現(xiàn)出強(qiáng)烈的虹吸效應(yīng)，空間溢出效果不佳。因此，強(qiáng)化自貿(mào)區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略，要明晰不同自貿(mào)區(qū)的不同工作重點(diǎn)和不同階段任務(wù)，避免一刀切、脫離自身實(shí)際、盲目跟風(fēng)。同時(shí)要完善我國自貿(mào)區(qū)梯度發(fā)展，形成自貿(mào)區(qū)之間梯度化聯(lián)動(dòng)，最終形成自貿(mào)區(qū)總體協(xié)同效應(yīng)、輻射效應(yīng)最大化。

三是優(yōu)化沿海省份到內(nèi)陸省份廣泛覆蓋的空間格局，根據(jù)稟賦差異，推動(dòng)不同類型自貿(mào)區(qū)差異化發(fā)展戰(zhàn)略。估計(jì)實(shí)證結(jié)果，沿海型自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展具有正向的促進(jìn)作用；內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)對屬地貿(mào)易發(fā)展目前并不具有正向的拉動(dòng)作用。因此，內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)應(yīng)該根植于本地經(jīng)濟(jì)與所在屬地省份發(fā)展定位相結(jié)合、精準(zhǔn)定位、差異化發(fā)展。不能盲目跟風(fēng)、盲目復(fù)制沿海自貿(mào)區(qū)的成功經(jīng)驗(yàn)，注重自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新同屬地實(shí)際情況的結(jié)合，切實(shí)實(shí)現(xiàn)不同類型自貿(mào)區(qū)在貿(mào)易發(fā)展中的“種苗圃”作用，而非盲目跟風(fēng)的“栽盆景”。

四是各自貿(mào)區(qū)實(shí)施差異化發(fā)展。根據(jù)各自貿(mào)區(qū)對屬地省份及臨近省份貿(mào)易發(fā)展的個(gè)體影響效應(yīng)實(shí)證結(jié)果，上海自貿(mào)區(qū)、浙江自貿(mào)區(qū)直接效應(yīng)和間接效應(yīng)均體現(xiàn)顯著促進(jìn)效應(yīng)。針對這兩個(gè)自貿(mào)區(qū)要積極探索自由貿(mào)易建設(shè)，更好地發(fā)揮空間溢出效應(yīng)和輻射效應(yīng)。同時(shí)主動(dòng)對標(biāo)韓國釜山、新加坡等國際知名自由貿(mào)易區(qū)，進(jìn)一步開展自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新和功能重構(gòu)的系統(tǒng)性戰(zhàn)略，增強(qiáng)自貿(mào)區(qū)的國際競爭力和影響力。廣東自貿(mào)區(qū)、福建自貿(mào)區(qū)、遼寧自貿(mào)區(qū)等對屬地省份起到了顯著的促進(jìn)作用，對臨近省份的貿(mào)易發(fā)展影響效應(yīng)卻為負(fù)值。針對這三個(gè)自貿(mào)區(qū)要進(jìn)行自貿(mào)區(qū)與臨近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的配套銜接制度設(shè)計(jì)，完善自貿(mào)區(qū)之間、屬地省份與臨近地區(qū)之間梯度銜接與資源流動(dòng)機(jī)制，總結(jié)符合本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)，并增強(qiáng)臨近省份的復(fù)制能力，切實(shí)發(fā)揮這三個(gè)自貿(mào)區(qū)對臨近省份的示范和輻射效應(yīng)，增強(qiáng)自貿(mào)區(qū)空間溢出的間接效應(yīng)。河南自貿(mào)區(qū)、湖北自貿(mào)區(qū)、四川自貿(mào)區(qū)、陜西自貿(mào)區(qū)對屬地省份貿(mào)易具有顯著的負(fù)向影響，對臨近省份的貿(mào)易發(fā)展影響效應(yīng)卻產(chǎn)生了顯著的空間溢出。該類自貿(mào)區(qū)主要是內(nèi)陸地區(qū)，對外貿(mào)易機(jī)會(huì)有限，汲取本地發(fā)展資源卻未能形成規(guī)模優(yōu)勢，造成對屬地省份的虹吸效應(yīng)大于溢出效應(yīng)。針對此類自貿(mào)區(qū)，強(qiáng)化內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)與沿海自貿(mào)區(qū)的梯度銜接配套制度，發(fā)揮本地特殊與比較優(yōu)勢，在聚集資源和優(yōu)化資源配置的過程中形成圍繞自貿(mào)區(qū)的規(guī)模優(yōu)勢。根植于地方經(jīng)濟(jì)、打造帶有不同特色的發(fā)展格局，主動(dòng)服務(wù)和融入“一帶一路”建設(shè)、京津冀協(xié)同發(fā)展、長三角一體化發(fā)展、東北振興、海洋強(qiáng)國、創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展等國家重大戰(zhàn)略。創(chuàng)造更多的貿(mào)易機(jī)會(huì)，實(shí)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)所屬省份貿(mào)易高水平和層次的發(fā)展。

本文從自貿(mào)區(qū)總體效應(yīng)、不同分批次及類型自貿(mào)區(qū)分類效應(yīng)、單個(gè)自貿(mào)區(qū)個(gè)體效應(yīng)等方面全方位測度了目前我國自貿(mào)區(qū)對屬地省份及臨近省份貿(mào)易發(fā)展的影響效應(yīng)及影響強(qiáng)度，有利于從全局角度進(jìn)一步強(qiáng)化自貿(mào)區(qū)實(shí)施戰(zhàn)略、優(yōu)化自貿(mào)區(qū)的空間布局、增加自貿(mào)區(qū)的輻射效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)。但是限于數(shù)據(jù)限制，本文主要考察五批自貿(mào)區(qū)中的前三批次，對自貿(mào)區(qū)的長期動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析不夠充分。文章主要從空間中觀和宏觀層次進(jìn)行研究，缺乏自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新對屬地貿(mào)易發(fā)展微觀機(jī)理的研究，這些都是后續(xù)的重點(diǎn)研究方向。