自由貿(mào)易試驗區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應
——來自企業(yè)注冊數(shù)據(jù)的證據(jù)

任福耀，徐 苗，張亞楠

（1.浙江工商大學經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310018；2.浙江財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，浙江 杭州 310018）

一、引言

建設自由貿(mào)易試驗區(qū)（以下簡稱“自貿(mào)區(qū)”）是我國構建全面開放新平臺、開辟制度創(chuàng)新新高地，以及打造高質(zhì)量發(fā)展新載體的一項重要戰(zhàn)略舉措。2013年9月至2022年3月，我國已分批次設立了21個自貿(mào)區(qū)，初步形成東中西協(xié)調(diào)、陸海統(tǒng)籌的全面開放新格局?！笆奈濉币?guī)劃提出，要進一步完善我國自貿(mào)區(qū)布局，賦予其更多的改革自主權，深化首創(chuàng)性、集成化和差別化改革探索試驗，復制推廣改革試點經(jīng)驗和成果。當前，我國自貿(mào)區(qū)建設仍在持續(xù)推進，已形成覆蓋沿海內(nèi)陸邊境的改革開放新格局，在貿(mào)易、投資、金融以及政府監(jiān)管等多個領域進行積極有效的探索與嘗試，取得了顯著成效。貿(mào)易監(jiān)管制度、外資管理負面清單制度、事前事后監(jiān)管制度等多項制度的復制推廣，無一不展現(xiàn)出自貿(mào)區(qū)在探索制度創(chuàng)新成果方面的先行改革經(jīng)驗。

《中國自由貿(mào)易試驗區(qū)發(fā)展報告（2021）》顯示，2020年前五批18 家自貿(mào)區(qū)新增外商投資企業(yè)6 400多家，以不到全國千分之四的面積創(chuàng)造了4.7萬億元的貿(mào)易總額，吸引了1 700多億元的外商直接投資，分別占全國比重的17.6%和14.7%。在取得這些顯著成效的同時，自貿(mào)區(qū)建設一方面可以帶來就業(yè)崗位的增加，另一方面也能夠產(chǎn)生創(chuàng)新性就業(yè)，催生國民經(jīng)濟系統(tǒng)的結構性變化。在“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的背景下，探討自貿(mào)區(qū)建設對試點城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應，不僅能夠為創(chuàng)業(yè)政策制定提供有益啟示，而且可以為經(jīng)濟制度改革創(chuàng)新提供方向。在我國構建高水平開放型經(jīng)濟新體制的背景下，如何理解自貿(mào)區(qū)建設在擴大開放中的重要地位，如何更好地發(fā)揮自貿(mào)區(qū)的創(chuàng)業(yè)帶動效應，以進一步增強其在經(jīng)濟發(fā)展中的創(chuàng)造性力量非常關鍵。要厘清這些問題，必須深入探究自貿(mào)區(qū)對試點城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應及其作用機制。鑒于此，本文基于自貿(mào)區(qū)設立的準自然實驗，利用多時點雙重差分（DID）模型，系統(tǒng)分析自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應。研究結論不僅為量化自貿(mào)區(qū)政策效應提供經(jīng)驗證據(jù)，同時也為如何進一步探索自貿(mào)區(qū)差異化發(fā)展、提升城市創(chuàng)業(yè)質(zhì)量以及激發(fā)城市經(jīng)濟活力提供有益啟示。

近年來，隨著我國自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新和改革探索的持續(xù)推進，自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應日益成為研究的熱點?，F(xiàn)有關于自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應的研究大致可歸納為如下三個方面：第一，從整體角度評價自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟增長的政策影響及其對周邊地區(qū)的溢出效應。例如，殷華等[1]研究表明，自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的積極影響，同時隨著制度改革的不斷深化，自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟促進效應更加顯著。彭羽等[2]進一步利用廣義合成控制法考察了自貿(mào)區(qū)對周邊省份的空間溢出效應，研究發(fā)現(xiàn)上海、廣東自貿(mào)區(qū)分別對長三角和珠三角地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生了顯著的帶動作用，而天津自貿(mào)區(qū)則未對京津冀地區(qū)經(jīng)濟增長產(chǎn)生影響。第二，從自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟影響的特定視角展開研究，考察自貿(mào)區(qū)建設的政策效應并探究其影響機制。例如，從資本跨境流動[3-5]、貿(mào)易發(fā)展[6-8]、創(chuàng)新能力提升[9-10]以及產(chǎn)業(yè)升級[11]等視角探討自貿(mào)區(qū)產(chǎn)生的政策效應。第三，自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟影響的差異性問題。王愛儉等[12]采用省級面板數(shù)據(jù)，運用合成控制法研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進效應具有顯著的批次和區(qū)位差異。此外，也有研究發(fā)現(xiàn)不同自貿(mào)區(qū)對第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)的促進作用存在顯著差異[13]。

上述文獻從各個視角探討了自貿(mào)區(qū)的政策效應，毋庸置疑，自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展存在顯著促進效應。然而，鮮見學界在自貿(mào)區(qū)創(chuàng)業(yè)效應方面的研究。事實上，自貿(mào)區(qū)在投資、貿(mào)易、金融和監(jiān)管等領域推行的制度改革和試驗，不僅為企業(yè)創(chuàng)業(yè)提供了良好的制度環(huán)境，同時也為其提供了便捷的投融資服務支持，提高了創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)積極性，進而提升試點城市創(chuàng)業(yè)活躍度。由此，本文在現(xiàn)有研究的基礎上，集中探討自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響，進一步加深對自貿(mào)區(qū)政策的經(jīng)濟效應的理解。創(chuàng)業(yè)不僅是促進技術進步與經(jīng)濟增長的動力源泉，同時也是吸納就業(yè)的重要渠道[14-15]?？v觀現(xiàn)有文獻，關于創(chuàng)業(yè)影響因素的探討主要從個人、家庭以及社會和經(jīng)濟環(huán)境三個層面展開。其中，個人層面主要包括年齡[16]、性別[17]、人力資本水平[18]、社會資本水平[19]、工作經(jīng)歷[20]；家庭層面主要涉及家庭人口結構、經(jīng)濟狀況、社會關系網(wǎng)絡等因素[21-24]；而社會和經(jīng)濟環(huán)境層面則涵蓋了創(chuàng)業(yè)者所處的政治、經(jīng)濟、文化以及社會環(huán)境[25-27]。

創(chuàng)業(yè)環(huán)境作為復雜的社會大系統(tǒng)，由技術、經(jīng)濟、文化以及制度環(huán)境等要素構成，是一個多層次的有機整體，也是創(chuàng)業(yè)企業(yè)得以建立、發(fā)展的基石。若缺乏企業(yè)生存所需的人才、資本、市場、政策等支撐要素，創(chuàng)業(yè)者的才能無法得到有效發(fā)揮，創(chuàng)業(yè)活動將步履艱難。地區(qū)貿(mào)易開放程度是創(chuàng)業(yè)環(huán)境的重要組成部分，貿(mào)易開放帶來的競爭加劇或貿(mào)易條件變動會影響地區(qū)創(chuàng)業(yè)活躍度和創(chuàng)業(yè)活動的質(zhì)量[28-30]。楊佩剛等[31]利用統(tǒng)計年鑒中各省企業(yè)法人數(shù)據(jù)對地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平進行衡量，實證研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易開放程度每提高1%地區(qū)創(chuàng)業(yè)水平將增加0.317%。孫楚仁等[30]采用中國家庭金融調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化顯著提高了個體的創(chuàng)業(yè)傾向，且對創(chuàng)業(yè)的促進作用主要體現(xiàn)在附加值較低的行業(yè)。也有部分研究認為，貿(mào)易開放并不能為創(chuàng)業(yè)活動帶來有益影響，貿(mào)易自由化引發(fā)的國際競爭降低了產(chǎn)品的售價，導致企業(yè)家收入下降，阻礙了創(chuàng)業(yè)活動的開展。同時，國外市場需求增加吸引大量國內(nèi)廠商從事商品出口，使勞動力需求增加，提高了勞動者收入，增加了潛在創(chuàng)業(yè)者的機會成本，最終減少了創(chuàng)業(yè)活動[29]。由此可見，已有文獻關于貿(mào)易開放對創(chuàng)業(yè)的影響是促進或是抑制尚未形成一致結論，因此，本文將從自貿(mào)區(qū)及其所在城市創(chuàng)業(yè)活躍度角度補充相關文獻。

綜上所述，本文可能的邊際貢獻在于：第一，以自貿(mào)區(qū)為研究對象構造準自然實驗，實證評估自貿(mào)區(qū)的創(chuàng)業(yè)效應，這一方面是對自貿(mào)區(qū)影響效應研究的有益拓展，另一方面也是對現(xiàn)有貿(mào)易開放與創(chuàng)業(yè)關系研究的必要補充。第二，搜集整理了我國新創(chuàng)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，對城市創(chuàng)業(yè)活躍度進行刻畫，克服以往研究中利用問卷調(diào)查數(shù)據(jù)造成的樣本選擇偏誤問題以及統(tǒng)計年鑒數(shù)據(jù)存在的企業(yè)類型單一問題，能夠在更細微的尺度下，準確、可信地識別出自貿(mào)區(qū)所在城市創(chuàng)業(yè)活躍度的動態(tài)變化特征。第三，從行業(yè)和設立批次的視角，考察了自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的異質(zhì)性影響，為自貿(mào)區(qū)差異化發(fā)展探索、重點開放行業(yè)選擇及制度改革側(cè)重等方面提供政策參考。

二、理論分析與研究假設

推進自貿(mào)區(qū)建設是黨中央為順應國際經(jīng)貿(mào)形勢新變化和國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則新趨勢所提出的新一輪擴大開放舉措。為形成國際高標準貿(mào)易投資體系，自貿(mào)區(qū)在貿(mào)易、投資、金融與政府職能轉(zhuǎn)變等多個領域展開探索和改革，這些措施從多維度為提升所在城市創(chuàng)業(yè)活躍度提供了有力支撐。

（一）自貿(mào)區(qū)金融發(fā)展效率與城市創(chuàng)業(yè)活躍度

金融發(fā)展能夠通過優(yōu)化資源配置效率、緩解潛在創(chuàng)業(yè)者的資金壓力促進創(chuàng)業(yè)活動[32]。自貿(mào)區(qū)自設立以來，其核心目標便是對標國際經(jīng)貿(mào)高標準，其中，深化金融開放與市場化改革、推進投資管理制度改革等是21個自貿(mào)區(qū)規(guī)劃方案中先行先試的重要領域和任務“公約數(shù)”。自貿(mào)區(qū)建設過程中，先后推出了一系列投融資便利化措施與金融開放舉措，主要涉及自由貿(mào)易賬戶分賬核算、人民幣跨境使用、離岸金融等，不僅能夠吸引國內(nèi)金融企業(yè)在自貿(mào)區(qū)內(nèi)集聚，還能夠促使傳統(tǒng)和新興資本跨境流通渠道相互融合形成有益補充，為境外金融機構入駐提供更加便捷的路徑，促使境內(nèi)外資金流動呈現(xiàn)三角循環(huán)的態(tài)勢[33]。與此同時，境外金融機構入駐區(qū)內(nèi)加速我國的金融科技與世界發(fā)展前沿接軌，逐步提升金融體系的運營效率，多方位拓展金融服務業(yè)務，降低企業(yè)創(chuàng)業(yè)運營成本，化解企業(yè)的融資難題，為實現(xiàn)國內(nèi)經(jīng)濟穩(wěn)定增長注入新動力。自貿(mào)區(qū)為境內(nèi)外投資開拓了便捷的資本流通渠道，提高了金融資源配置效率并降低了資金成本，將區(qū)內(nèi)打造成開放的資金集散地，為新創(chuàng)企業(yè)提供了充沛的資金來源?；诖?，本文提出如下研究假設：

H1：自貿(mào)區(qū)可以通過提升金融發(fā)展效率影響城市創(chuàng)業(yè)活躍度。

（二）自貿(mào)區(qū)政府干預程度與城市創(chuàng)業(yè)活躍度

貿(mào)易開放對城市創(chuàng)業(yè)活動影響程度的大小往往與外部環(huán)境密切相關，對于嵌入在社會經(jīng)濟活動中的創(chuàng)業(yè)者來說，其關于外部環(huán)境變化的判斷，是尋求創(chuàng)業(yè)機會從事創(chuàng)業(yè)活動的重要前提條件[14]。相對完善的制度環(huán)境和較少的政府干預，能夠形成良好的競爭秩序與人力資本激勵機制，增強知識溢出效應，并為創(chuàng)業(yè)者提供更多創(chuàng)業(yè)機會。市場化產(chǎn)生的制度紅利無疑會激發(fā)更多個體行動者的創(chuàng)業(yè)活力，最終促使城市整體的創(chuàng)業(yè)水平得到較大提升。自貿(mào)區(qū)推行的以負面清單為核心的外商投資管理制度，減少了企業(yè)的市場準入限制，擴大了企業(yè)可進入的行業(yè)領域，能夠吸引企業(yè)投資流向自貿(mào)區(qū)[34]。自貿(mào)區(qū)實施的政府職能轉(zhuǎn)變改革，涉及簡政放權、服務升級、改善監(jiān)管等舉措。在制度漸進完善的過程中，這些制度改革措施，一方面，有效地避免監(jiān)管部門對市場主體經(jīng)濟活動的過度干預，對政府行為形成有效約束，為城市創(chuàng)業(yè)活動創(chuàng)造穩(wěn)定、透明、可預期的營商環(huán)境；另一方面，可以提升企業(yè)運營效率，降低企業(yè)交易成本[35]，提高創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)積極性，吸引更多企業(yè)入駐自貿(mào)區(qū)。實踐證明，廣西自貿(mào)區(qū)成立三年來，區(qū)內(nèi)新注冊企業(yè)總計達到7萬多家，是設區(qū)前企業(yè)總數(shù)的20 倍。河南自貿(mào)區(qū)成立一年多來，新增企業(yè)已達3 萬多家，占到同期省內(nèi)新設企業(yè)的十分之一[36]。由此引申出如下研究假設：

H2：自貿(mào)區(qū)可以通過降低政府干預程度影響城市創(chuàng)業(yè)活躍度。

三、模型構建與數(shù)據(jù)來源

（一）模型構建

本文基于2013年起設立推廣的自貿(mào)區(qū)在不同時間和不同城市產(chǎn)生的政策沖擊，利用DID模型識別自貿(mào)區(qū)設立后對所在城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應。借鑒唐宜紅等[37]的做法，選取自貿(mào)區(qū)所在城市作為處理組，非所在城市作為對照組，構建如下DID模型：

模型1 為包括了城市和年份固定效應的DID模型。其中，因變量Entreit表示城市i在t年的創(chuàng)業(yè)活躍度，本文參考謝絢麗等[38]的研究方法，采用各年度城市新注冊企業(yè)總數(shù)的對數(shù)來刻畫城市在當年的創(chuàng)業(yè)活躍度。FTZit為衡量自貿(mào)區(qū)設立與否的虛擬變量，對于第i個城市而言，如果沒有設立自貿(mào)區(qū)，則FTZit取值為0；如果該城市從第t年開始設立自貿(mào)區(qū)，則從該年開始FTZit取值為1。模型中β1為本文關心的估計系數(shù)，它度量城市在設立自貿(mào)區(qū)前后的創(chuàng)業(yè)活躍度相比于沒有設立自貿(mào)區(qū)的城市差異大小。Controlit表示影響城市創(chuàng)業(yè)活躍度且隨t和i變化的城市層面控制變量。μi為城市固定效應，μt為年份固定效應，εit表示隨機誤差項。

控制變量的選取參考黃亮雄等[39]的研究，選取了5 個變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（lnpgdp）：采用地區(qū)人均生產(chǎn)總值取對數(shù)作為度量指標；基礎設施建設（lncon），利用互聯(lián)網(wǎng)寬帶接入戶數(shù)占總?cè)丝诘谋戎貋矶攘?；人力資本水平（Edu），采用普通高等學校在校生人數(shù)占總?cè)丝诘谋戎赜枰院饬?；工資水平（lnwage），采用職工平均工資取對數(shù)來表示；產(chǎn)業(yè)結構（Indus），采用第三產(chǎn)業(yè)與GDP的比值來度量。

（二）數(shù)據(jù)來源

采用2009—2019年中國270 個地級市數(shù)據(jù)和企業(yè)工商注冊信息數(shù)據(jù)，實證考察自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應。其中，城市新增企業(yè)注冊信息來源于百度愛企查數(shù)據(jù)庫中有關各地市工商登記統(tǒng)計數(shù)據(jù)，樣本期間內(nèi)該數(shù)據(jù)庫涵蓋了國內(nèi)439個城市（包括縣級市）的企業(yè)注冊信息，其中包括企業(yè)注冊地址、年份、資本以及行業(yè)類型等。城市特征變量數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》，由于部分城市關鍵變量信息存在缺失，通過各省區(qū)市統(tǒng)計年鑒進行相應補充。此外，2019年9月設立的江蘇、河北、黑龍江、云南、廣西和山東六個自貿(mào)區(qū)雖在樣本期間內(nèi)，但由于設立時間相對較晚，難以識別這些自貿(mào)區(qū)的影響效應，同樣，2020年設立的北京、安徽、湖北3 個自貿(mào)區(qū)也不在本研究的樣本期間內(nèi)，故在樣本中將這些自貿(mào)區(qū)所涉城市予以剔除。最終本文共包含4 批12 個自貿(mào)區(qū)24 個城市①。各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析與討論

（一）基準回歸結果

表2顯示了自貿(mào)區(qū)影響城市創(chuàng)業(yè)活躍度的基準估計結果，列（1）在控制了城市與年份固定效應后，自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度在1%的水平上顯著為正，即自貿(mào)區(qū)的設立會提升試點城市創(chuàng)業(yè)活躍度。列（2）進一步控制了城市特征變量，核心解釋變量FTZ的回歸系數(shù)符號和顯著性均未發(fā)生變化，與列（1）的結果保持一致。同時表明，當其他條件不變時，相較于無自貿(mào)區(qū)城市，自貿(mào)區(qū)使所在城市新設企業(yè)增加了16.4%，顯著提升了城市創(chuàng)業(yè)活躍度。這可能是因為自貿(mào)區(qū)設立后，持續(xù)推進以“放管服”為主旨的政府職能改革、以服務實體經(jīng)濟為目標的金融制度創(chuàng)新等一系列制度創(chuàng)新，一方面為潛在創(chuàng)業(yè)者提供了穩(wěn)定、透明的營商環(huán)境，另一方面也為其提供了積極的投融資支持，無疑會促使創(chuàng)業(yè)者參與創(chuàng)業(yè)活動，從而提高城市整體的創(chuàng)業(yè)水平。

表2 自貿(mào)區(qū)影響城市創(chuàng)業(yè)活躍度的基準回歸結果

（二）平行趨勢檢驗

DID模型估計無偏的重要前提條件是，處理組和對照組之間符合平行趨勢假定，即有自貿(mào)區(qū)城市與無自貿(mào)區(qū)城市在自貿(mào)區(qū)設立之前，創(chuàng)業(yè)活躍度應呈現(xiàn)相同的變化趨勢，否則DID模型可能會高估或低估自貿(mào)區(qū)政策的影響效應。為此，本文參考法杰鮑姆（Fajgelbaum）等[40]的研究方法，對有自貿(mào)區(qū)城市和無自貿(mào)區(qū)城市的變化趨勢進行檢驗。具體模型設定如下：

其中，βt是本文重點關注的回歸系數(shù)，其分別表示有自貿(mào)區(qū)城市創(chuàng)業(yè)活躍度在自貿(mào)區(qū)設立之前四年和之后四年的變化情況，控制變量與基準回歸保持一致。圖1呈現(xiàn)了自貿(mào)區(qū)設立對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的動態(tài)影響。可以看到，自貿(mào)區(qū)設立前，城市的創(chuàng)業(yè)活躍度不存在顯著差異，即滿足平行趨勢假定。而在自貿(mào)區(qū)設立后，有自貿(mào)區(qū)城市相較于無自貿(mào)區(qū)城市的創(chuàng)業(yè)活躍度存在顯著提升。此外，趨勢檢驗的結果意味著自貿(mào)區(qū)設立對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應在設立后第一年就顯現(xiàn)出來了，并且這一效果存在持續(xù)性。

圖1 平行趨勢檢驗結果

（三）穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證基準回歸結論是否穩(wěn)健，本文通過使用三種方法進行穩(wěn)健性檢驗，結果見表3。

1.反事實檢驗。本文參考呂越等[41]的做法，通過重新設置自貿(mào)區(qū)城市的設立時間來進行反事實檢驗。具體地，將自貿(mào)區(qū)的設立時間提前一年或二年再次檢驗其對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應，如果核心解釋變量的估計系數(shù)依然顯著為正，則說明城市創(chuàng)業(yè)活躍度的提升很可能源于其他政策變化或者隨機因素影響。表3列（1）、列（2）回歸結果顯示，虛構的自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度并未產(chǎn)生顯著的積極影響，說明實驗組與對照組的創(chuàng)業(yè)活躍度差異不是其他因素導致的，而是來源于自貿(mào)區(qū)。

2.剔除省會城市和直轄城市（中心城市）。在自貿(mào)區(qū)城市規(guī)劃過程中，區(qū)位條件好、經(jīng)濟發(fā)展快、市場規(guī)模大的城市更可能受到政府偏愛而被選擇設立為自貿(mào)區(qū)。相較于其他城市，省會城市和直轄市經(jīng)濟地理條件更好、進出口規(guī)模和市場潛力更大，在自貿(mào)區(qū)設立之后的各方面配套措施均能獲得較好的保障。因此，本文參考孫浦陽等[42]的方法，選取刪除“中心城市”后的樣本進行再次估計，檢驗自貿(mào)區(qū)是否依舊會對城市創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生影響。表3列（3）回歸結果顯示，自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響仍在10%統(tǒng)計水平上顯著為正，這也驗證了上文所得結論的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

3.雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）方法。為了盡可能減少在自貿(mào)區(qū)設立前城市間的系統(tǒng)性差異影響回歸結果，本文利用PSM-DID 方法檢驗自貿(mào)區(qū)設立對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應。具體而言，為了便于比較，首先通過Logit模型對是否為自貿(mào)區(qū)城市的虛擬變量進行回歸，得到每個樣本的傾向得分值，然后再根據(jù)半徑匹配法給自貿(mào)區(qū)城市（處理組）匹配對照組，使得兩組城市在實施自貿(mào)區(qū)這項政策之前盡可能沒有顯著差異，從而緩解自貿(mào)區(qū)在設立時的自選擇偏誤所導致的內(nèi)生性問題。其次，在此基礎上，運用DID 法估計自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的凈效應。由于傾向得分匹配（PSM）可以較好地處理協(xié)變量的偏差問題，而DID 法可以處理由于不隨時間變化和隨時間同步變化的不可觀測因素存在所造成的異質(zhì)性偏差問題，因此，兩者的結合可以更好地識別自貿(mào)區(qū)的影響效應。表3列（4）結果顯示，在使用PSM-DID 方法檢驗后，自貿(mào)區(qū)FTZ 的回歸系數(shù)、符號和顯著性水平與表2基準回歸結果基本一致，從而進一步證實前面的結論，即自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度顯著的正向影響是穩(wěn)健的。

（四）異質(zhì)性分析

研究結果顯示，總體而言，自貿(mào)區(qū)能夠有效促進城市的創(chuàng)業(yè)活躍度，但是，由于各行業(yè)的進入門檻、自貿(mào)區(qū)設立批次等方面的差異，對不同行業(yè)或城市的創(chuàng)業(yè)活躍度影響可能存在顯著差異。對此，本文將從創(chuàng)業(yè)行業(yè)、設立批次兩個方面探討自貿(mào)區(qū)的異質(zhì)性影響。

1.行業(yè)異質(zhì)性分析。黨的十九大報告明確了自貿(mào)區(qū)要探索放寬服務業(yè)準入限制措施，包括金融、商貿(mào)、航運及社會服務等多個服務業(yè)行業(yè)，目的在于吸引國內(nèi)外優(yōu)質(zhì)企業(yè)落戶自貿(mào)區(qū)，激發(fā)市場活力。為此，將行業(yè)劃分為工業(yè)、生活性服務業(yè)、生產(chǎn)性服務業(yè)和其他服務業(yè)，進一步考察自貿(mào)區(qū)對城市不同行業(yè)的異質(zhì)性創(chuàng)業(yè)效應。表4為自貿(mào)區(qū)對這四類行業(yè)創(chuàng)業(yè)活躍度影響的實證結果，結果顯示，自貿(mào)區(qū)對生活性服務業(yè)創(chuàng)業(yè)活躍度影響顯著為正，但對其他行業(yè)的創(chuàng)業(yè)活躍度沒有顯著影響。實證結果在一定程度上契合了自貿(mào)區(qū)擴大服務業(yè)開放的政策背景，從側(cè)面驗證了結論的合理性。與此同時，自貿(mào)區(qū)僅對生活性服務業(yè)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生了顯著的積極影響，而對生產(chǎn)性服務業(yè)影響不顯著，一個可能原因在于，生活性服務業(yè)進入門檻低，對于人力資本、技術等生產(chǎn)要素水平要求相對不高，在自貿(mào)區(qū)制度紅利的引導下更易于激發(fā)創(chuàng)業(yè)行為。由此看來，自貿(mào)區(qū)的創(chuàng)業(yè)主要集中在附加值較低的行業(yè)，這并不利于經(jīng)濟向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)型。因此，應鼓勵更多高技術人才如科研人員創(chuàng)業(yè)，從而帶動其他行業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展。

表4 創(chuàng)業(yè)行業(yè)異質(zhì)性分析

2.自貿(mào)區(qū)設立批次異質(zhì)性分析。樣本期內(nèi)，自貿(mào)區(qū)先后設立四批，由于政策實施的時間先后次序存在差異，對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的政策效應可能具有時間上的動態(tài)效果。鑒于此，本文進一步檢驗不同批次自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響。表5顯示了第一至第四批自貿(mào)區(qū)產(chǎn)生的影響效應。實證結果表明，第一、二以及四批自貿(mào)區(qū)均對城市創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生了顯著促進作用，而第三批自貿(mào)區(qū)并未產(chǎn)生顯著影響?？赡茉蚴?，第三批自貿(mào)區(qū)包含五個內(nèi)陸省份且存在部分三四線城市如開封、宜昌、瀘州等，其經(jīng)濟發(fā)展相對較慢，金融服務制度、政府監(jiān)管制度改革等尚未得到有效推進和落實，因此，政策對第三批試點城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響尚不明顯。而其他三批自貿(mào)區(qū)均位于東部沿海地區(qū)，是我國對外開放的前沿地帶，生產(chǎn)要素充足、營商環(huán)境良好，為企業(yè)創(chuàng)業(yè)活動提供了有力的保障。與此同時，自貿(mào)區(qū)政策的推行進一步優(yōu)化了這些城市的投融資環(huán)境和市場化程度，從而使得政策對第一、二、四批城市的創(chuàng)業(yè)活躍度提升效果更為顯著。

表5 自貿(mào)區(qū)設立批次異質(zhì)性分析

（五）機制檢驗

我們分別從金融發(fā)展效率和政府干預程度兩個方面對自貿(mào)區(qū)促進城市創(chuàng)業(yè)活躍度提升的機制進行驗證。溫忠麟等[43]提出的中介模型更適合于心理學領域，江艇、王莉等[44-45]認為將其應用于經(jīng)濟學研究中，可能會產(chǎn)生無法解決的內(nèi)生性和機制識別不清等問題。因此，本部分參考宋科等和張葉青等[46-47]的做法，分別用兩個機制變量對核心解釋變量（自貿(mào)區(qū)設立）直接回歸進行機制檢驗。表6顯示了機制分析結果。

1.在表6列（1）中，參考了馬凌遠等[48]的做法，使用城市信貸總額占儲蓄總額的比重來度量金融發(fā)展效率。該指標越高，說明地區(qū)金融發(fā)展效率越高。

2.在表6列（2）中，借鑒了陸銘等[49]的研究，使用政府財政支出占GDP比重來代表政府干預程度。使用上述兩個變量分別作為因變量代入模型1，估計結果列于表6中。

3.表6列（1）檢驗了自貿(mào)區(qū)設立對城市金融發(fā)展效率的影響?？梢园l(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設立后，城市金融發(fā)展效率明顯提升。這表明自貿(mào)區(qū)提升城市金融發(fā)展效率的機制是顯著的，由此可知，H1 成立。列（2）考察了自貿(mào)區(qū)對政府干預程度的影響。結果顯示，政策實施后政府干預程度顯著降低，這不僅表明自貿(mào)區(qū)設立后，通過一系列的制度改革措施的確對城市的市場化程度產(chǎn)生了積極效果，也表明為城市創(chuàng)業(yè)水平的提高創(chuàng)造了積極條件，故H2成立。

表6 機制檢驗結果

五、研究結論與政策啟示

（一）研究結論

自貿(mào)區(qū)建設是我國擴大對外開放和引領經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要戰(zhàn)略舉措。本文將自貿(mào)區(qū)作為一項準自然實驗，利用DID模型評估了自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的影響效應。研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度具有顯著的促進作用，且該結論在反事實檢驗、剔除“中心城市”以及PSM-DID 檢驗等多重穩(wěn)健性檢驗下始終成立。分行業(yè)研究顯示，自貿(mào)區(qū)提升了生活性服務業(yè)的創(chuàng)業(yè)活躍度，而對生產(chǎn)性服務業(yè)、工業(yè)以及其他服務業(yè)的創(chuàng)業(yè)活躍度并未產(chǎn)生顯著影響。究其原因，在于生活性服務業(yè)進入門檻低，對于人力資本、技術等生產(chǎn)要素水平要求相對不高，創(chuàng)業(yè)活動更易開展。這意味著自貿(mào)區(qū)對城市的創(chuàng)業(yè)促進效應更多體現(xiàn)在低附加值行業(yè)，而高附加值行業(yè)的創(chuàng)業(yè)促進效應并未有效顯現(xiàn)，城市創(chuàng)業(yè)質(zhì)量有待進一步提升。分批次研究顯示，自貿(mào)區(qū)設立對第一、二和四批沿海城市創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生了顯著促進作用，而對第三批城市創(chuàng)業(yè)活躍度并未產(chǎn)生積極影響。可能原因在于，第三批自貿(mào)區(qū)包含部分內(nèi)陸城市，其經(jīng)濟發(fā)展相對緩慢，金融服務、政府監(jiān)管等制度改革措施尚未得到有效推進和落實。機制分析表明，自貿(mào)區(qū)設立能夠通過提升金融發(fā)展效率和降低政府干預程度兩個渠道，對城市創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生積極促進效應。

（二）政策啟示

基于上述研究結論，本文提出如下政策啟示：

1.完善自貿(mào)區(qū)對不同行業(yè)投資創(chuàng)業(yè)激勵的政策設計。自貿(mào)區(qū)對城市創(chuàng)業(yè)活躍度的提升作用主要體現(xiàn)在低附加值行業(yè)。這意味著自貿(mào)區(qū)在未來的政策制定與完善過程中，一方面，需繼續(xù)增強制度優(yōu)勢和政策優(yōu)惠，吸引內(nèi)外資企業(yè)落戶區(qū)內(nèi)，提升城市創(chuàng)業(yè)活躍度。另一方面，還應注重推動全方位、高水平對外開放，積極對標國際一流自貿(mào)區(qū)的負面清單管理模式，進一步縮減負面清單，放寬市場準入限制，降低高附加值行業(yè)的進入門檻。同時，自貿(mào)區(qū)應通過稅收優(yōu)惠政策、人才激勵措施等吸引高技能人才，鼓勵高技能人才在高附加值行業(yè)創(chuàng)業(yè)，加速經(jīng)濟向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變。

2.推動自貿(mào)區(qū)實施差異化改革。鑒于第一、二和四批自貿(mào)區(qū)對試點城市創(chuàng)業(yè)活躍度正向促進作用更大，國家應持續(xù)加強對這些自貿(mào)區(qū)的政策支持力度，進一步擴大自貿(mào)區(qū)促進城市創(chuàng)業(yè)的制度紅利。而對于政策影響相對較小的第三批自貿(mào)區(qū)，國家應授予其更多改革自主權，推動其在貿(mào)易、投資、金融等領域?qū)嵤┥顚哟蔚闹贫葎?chuàng)新變革。同時，各自貿(mào)區(qū)應結合自身資源稟賦優(yōu)勢與區(qū)位優(yōu)勢，進行精準定位、差異化發(fā)展，圍繞國家戰(zhàn)略需要構建全國一體、協(xié)同互補的自貿(mào)區(qū)建設有機系統(tǒng)。此外，各地在制度創(chuàng)新與經(jīng)驗推廣過程中，應突出重點、統(tǒng)籌兼顧，將制度創(chuàng)新措施和本地現(xiàn)實條件有機結合。

3.深化自貿(mào)區(qū)金融開放與市場化改革探索。自貿(mào)區(qū)通過提升金融發(fā)展效率和降低政府干預程度對城市創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生了促進作用。這表明在進行貿(mào)易開放的同時，配套實施以政府職能轉(zhuǎn)變?yōu)楹诵牡谋O(jiān)管制度改革，能夠促使各項有利于創(chuàng)業(yè)活動的政策措施惠及更多的創(chuàng)業(yè)者；同時金融領域的對外開放和改革創(chuàng)新能夠提升金融資源供給規(guī)模和配置效率，從而有效促進創(chuàng)業(yè)。因此，各自貿(mào)區(qū)在建設過程中需利用其制度優(yōu)勢，深化金融開放與市場化改革探索，推進金融市場化與國際化改革進程，進一步提升金融發(fā)展效率，為更多面臨融資約束的企業(yè)創(chuàng)業(yè)者提供多元化的資金支持，并加快以政府職能轉(zhuǎn)變?yōu)楹诵牡谋O(jiān)管制度改革，優(yōu)化城市創(chuàng)業(yè)環(huán)境，進而有效激發(fā)城市創(chuàng)業(yè)活力。

注釋：

①本研究包含的自由貿(mào)易試驗區(qū)及其試點城市如下：2013年9月第一批自由貿(mào)易試驗區(qū)成立，包括上海。2015年4月第二批三個自由貿(mào)易試驗區(qū)成立，包括廣東（廣州、深圳、珠海）、天津、福建（福州、廈門）。2017年3月第三批七個自由貿(mào)易試驗區(qū)成立，包括遼寧（大連、沈陽、營口）、浙江（舟山，2020年又增加寧波、杭州、金義片區(qū)）、河南（鄭州、開封、洛陽）、湖北（武漢、襄陽、宜昌）、重慶、四川（成都、瀘州）、陜西（西安、咸陽）。2018年10月第四批自由貿(mào)易試驗區(qū)成立，包括海南（海南島全島，由于樣本缺失問題，本研究僅保留?？?、三亞兩市）。