自貿(mào)區(qū)設(shè)立促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的政策效應(yīng)評估
——來自資源配置的解釋

王 軍，馬 驍，張 毅

(首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100070)

自2013年國務(wù)院批復(fù)第一家中國(上海)自由貿(mào)易試驗區(qū)以來，我國設(shè)立運行及獲批在建的自由貿(mào)易試驗區(qū)(以下簡稱“自貿(mào)區(qū)”)總數(shù)已擴(kuò)容至21個。各自貿(mào)區(qū)以僅占不到全國萬分之二的土地面積，吸引了占比超12%的外商直接投資和12%的進(jìn)出口貿(mào)易總額，自貿(mào)區(qū)在制度創(chuàng)新和全面深化改革層面取得了一定成效。自貿(mào)區(qū)進(jìn)行全方位政策試驗與制度創(chuàng)新的最終目的是要推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，其設(shè)立為矯正資源錯配和調(diào)節(jié)市場分割提供了前置條件，通過正確認(rèn)識自貿(mào)區(qū)框架下的市場配置與政府調(diào)控的適用范圍和作用邊界，自貿(mào)區(qū)政策的設(shè)計者可以進(jìn)行合理的制度安排，提高區(qū)域資源配置效率，并確保經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)收益和內(nèi)生動力不遭受損失。本文旨在對我國自貿(mào)區(qū)通過改善區(qū)域資源配置效率從而牽引經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制進(jìn)行剖析和闡釋，深入挖掘其中的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

伴隨著我國自貿(mào)區(qū)實踐的深入發(fā)展，評估自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)成為國內(nèi)外研究的熱點問題，尤以自貿(mào)區(qū)設(shè)立牽引區(qū)域經(jīng)濟(jì)乃至宏觀經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長的作用機制得到廣泛關(guān)注。在中國(上海)自由貿(mào)易試驗區(qū)獲批設(shè)立并運行之后，譚娜等(2015)[1]、殷華和高維和(2017)[2]構(gòu)建反事實框架并指出上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立對地方經(jīng)濟(jì)增長存在顯著的拉升作用。在歷經(jīng)多輪擴(kuò)容之后，我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)逐步形成“1+3+7+1+6+3”的發(fā)展“雁陣”模式。討論自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)相關(guān)研究也由關(guān)注單一自貿(mào)區(qū)轉(zhuǎn)向全方位評估，武劍和謝偉(2019)[3]基于HCW法和排序檢驗法，通過對上海、廣東、福建、天津等自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)及其異質(zhì)性進(jìn)行評估發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立整體上促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，但呈明顯的分化特征。受批次、區(qū)位與稟賦等因素的影響，不同自貿(mào)區(qū)設(shè)立牽引經(jīng)濟(jì)增長的機制路徑存在典型的異質(zhì)性特征，王愛儉等(2020)[4]指出，沿海型自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)顯著大于內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)，且自貿(mào)區(qū)設(shè)立時間越早，其政策效應(yīng)越明顯。

學(xué)者們采用不同的研究方法對自貿(mào)區(qū)設(shè)立驅(qū)動地方經(jīng)濟(jì)增長的動力機制的存在性進(jìn)行了討論。就研究方法的選取而言，Shen和Vanhullebusch(2015)[5]、韋顏秋和邱立成(2015)[6]從自貿(mào)區(qū)的概念界定、實踐經(jīng)驗、改革舉措等方面入手展開了定性分析，分別從政治、制度創(chuàng)新視角出發(fā)，分析評估自貿(mào)區(qū)政策出臺背景和區(qū)域輻射效應(yīng)。而彭冬冬和杜運蘇(2016)[7]、Yao 和 Whalley(2015)[8]、項后軍等(2016)[9]則選取定量分析方法識別貿(mào)易發(fā)展和資本流動等因素在自貿(mào)區(qū)牽引經(jīng)濟(jì)增長的動力機制中的具體作用。葉修群(2018)[10]采用雙重差分法驗證了自貿(mào)區(qū)的設(shè)立有效促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。

目前，學(xué)界對自貿(mào)區(qū)增長動力機制的研究主要形成了兩個方面的主流認(rèn)識。一方面，認(rèn)為自貿(mào)區(qū)的設(shè)立強化了市場機制，以競爭市場和自由貿(mào)易為抓手推動各類生產(chǎn)要素在區(qū)域內(nèi)外自由、有序流動和優(yōu)化配置，進(jìn)而有效促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)的增長[11]；另一方面，自貿(mào)區(qū)是我國推進(jìn)新一輪深化改革和對外開放的試驗田，政策設(shè)計者能夠通過區(qū)域內(nèi)的合理制度安排提升行政效率，實現(xiàn)市場發(fā)展動能和政府治理效能的高水平動態(tài)均衡[12]。

二、理論機制分析

本文基于包含多種生產(chǎn)要素投入的分權(quán)經(jīng)濟(jì)框架，以自貿(mào)區(qū)設(shè)立前后資源配置效率的變化趨勢為切入點，構(gòu)建數(shù)理模型討論自貿(mào)區(qū)設(shè)立推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的動力機制。

(一)基準(zhǔn)模型

考慮一個包含N個最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)與Nd個中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)，其中代表性最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)i的生產(chǎn)函數(shù)在自貿(mào)區(qū)設(shè)立前后保持不變，參照Romer(1986)[13]和(1990)[14]針對多種生產(chǎn)性投入的建模思路，設(shè)企業(yè)i的生產(chǎn)函數(shù)為：

(1)

其中，Yi為企業(yè)i的產(chǎn)出，Xij為企業(yè)i關(guān)于第j種中間產(chǎn)品的使用量，Ai為企業(yè)i的生產(chǎn)率水平，αj為企業(yè)i關(guān)于第j種中間產(chǎn)品的系數(shù)，用以刻畫中間產(chǎn)品Xij在企業(yè)生產(chǎn)中的相對重要程度。假設(shè)不存在要素收入份額較高的中間產(chǎn)品，即有0<αj<0.5，j=1，…，Nd。式(1)中(Xij)αj的可加性意味著各異質(zhì)性中間產(chǎn)品的邊際產(chǎn)品是相互獨立的，異質(zhì)性中間產(chǎn)品間既不存在替代關(guān)系也不產(chǎn)生互補關(guān)系。

考慮自貿(mào)區(qū)設(shè)立前的生產(chǎn)要素配置狀況，生產(chǎn)要素(中間產(chǎn)品)市場上的供給方由Nd個獨立的中間產(chǎn)品生產(chǎn)者所組成，假設(shè)中間產(chǎn)品Xij的單位成本為1，如果中間產(chǎn)品生產(chǎn)者j具有一定程度的壟斷勢力，那么中間產(chǎn)品Xij的價格將被設(shè)定為高于單位成本的壟斷定價Pj(Pj>1)。由于要素市場化程度不足和政策的過度干預(yù)，微觀市場主體組織生產(chǎn)將面臨要素市場的特定扭曲，使最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)i(i=1，…，N)在要素市場上面臨差異性價格：Pij=Pj(1+τXij)，其中τXij被定義為要素市場的扭曲系數(shù)，刻畫了Pij偏離中間產(chǎn)品生產(chǎn)者j壟斷定價Pj的程度。設(shè)企業(yè)i的產(chǎn)品價格為Pi，其利潤函數(shù)為：

(2)

對式(2)求解最優(yōu)化可得企業(yè)i的中間產(chǎn)品Xij使用量被扭曲為：

(3)

當(dāng)τXij>0時，企業(yè)i面臨高于壟斷定價Pj的要素價格，中間產(chǎn)品j配置不足，反之，當(dāng)τXij<0時，企業(yè)面臨低于壟斷定價Pj的要素價格，中間產(chǎn)品j配置過度。無論是配置不足亦或是配置過度，都意味著生產(chǎn)要素配置偏離了有效配置，資源錯配隨之出現(xiàn)。式(3)表明，市場扭曲的錯配現(xiàn)象與壟斷勢力的定價行為共同影響了最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)的要素配置情況，引致了資源配置效率低下，從而阻滯了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

(二)要素配置

(4)

(5)

f(1+τXij)]≥0

(6)

式(6)表明，在要素投入量不變的前提下，區(qū)域總產(chǎn)出水平因資源配置效率的改善而顯著提高，自貿(mào)區(qū)設(shè)立通過矯正資源錯配而實現(xiàn)了“質(zhì)”與“量”的協(xié)同上升，從而可以提出假設(shè)1。

假設(shè)1：依托市場競爭機制，自貿(mào)區(qū)設(shè)立能夠有效矯正既有的資源錯配現(xiàn)象，資源配置效率的切實改善將引致經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

(三)市場分割

基準(zhǔn)模型假設(shè)了區(qū)域內(nèi)的中間廠商均不同程度地?fù)碛幸欢ǖ氖袌鰟萘Γ謾?quán)經(jīng)濟(jì)下市場分割現(xiàn)象的出現(xiàn)使中間廠商可以在要素市場上設(shè)定高于要素生產(chǎn)成本的壟斷定價Pj。考慮一個假想的社會計劃者，社會計劃者旨在最大化區(qū)域內(nèi)的總產(chǎn)出水平，其目標(biāo)與帕累托最優(yōu)的目標(biāo)等同，此時要素市場上的所有中間產(chǎn)品將以生產(chǎn)成本售賣，即有Pj(社會計劃者)=1，j=1，…，Nd，將該定價水平代入式(3)可得對社會計劃者而言的單一要素需求量為：

(7)

將式(7)與式(3)進(jìn)行比較，在不考慮資源錯配的前提下(τXij=0)，有：

(8)

式(8)表明，社會計劃者將更多的生產(chǎn)資源分配給了最終生產(chǎn)部門，從而實現(xiàn)了完全競爭市場下的最優(yōu)產(chǎn)出水平，若資源錯配不存在，分權(quán)經(jīng)濟(jì)下總產(chǎn)出水平對該最優(yōu)產(chǎn)出水平的任何偏離均源于市場分割造成的資源配置效率損失，區(qū)域整體的資源配置效率仍然無法達(dá)到最優(yōu)，從而阻滯自貿(mào)區(qū)實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的進(jìn)程?；谏鲜稣J(rèn)識，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：將自貿(mào)區(qū)所處的經(jīng)濟(jì)視為一個分權(quán)經(jīng)濟(jì)，如果該經(jīng)濟(jì)完全依賴于市場機制進(jìn)行資源配置，雖然能在一定程度上矯正資源錯配，卻對市場分割造成的靜態(tài)效率損失相對無能為力。

(四)制度安排

式(8)考慮的是在不存在資源錯配時的一個理想狀態(tài)，在現(xiàn)實中往往很難實現(xiàn)，行政手段的簡單直接干預(yù)將不可避免地引致資源錯配[15]。關(guān)于自貿(mào)區(qū)設(shè)立究竟該如何作用于資源配置效率從而推動高質(zhì)量發(fā)展的研究進(jìn)一步引申出了本文對自貿(mào)區(qū)內(nèi)市場與政府關(guān)系問題的關(guān)注，考慮自貿(mào)區(qū)政策的設(shè)計者介入分權(quán)經(jīng)濟(jì)的一種方式，假設(shè)自貿(mào)區(qū)所在區(qū)域的經(jīng)濟(jì)仍是分權(quán)性質(zhì)的，但由于政府的介入使所有中間產(chǎn)品生產(chǎn)部門均被細(xì)分為了壟斷部門a和競爭部門b，以特定中間產(chǎn)品j的生產(chǎn)為例，此時該單一生產(chǎn)要素的供給表達(dá)式為：

(9)

其中，da,j和db,j分別為壟斷部門a和競爭部門b的要素供給量，壟斷部門a的產(chǎn)品相對于競爭部門b有一定的異質(zhì)性，從而使其保留了一定程度的壟斷勢力，φ刻畫了兩部門產(chǎn)品在CES函數(shù)中的相對重要性，ε為兩部門產(chǎn)品的替代彈性，有ε>0，1/ε刻畫了壟斷部門a的壟斷勢力大小，當(dāng)ε→∞時，式(9)退化為線性函數(shù)，表明兩部門產(chǎn)品沒有差別，壟斷部門a的壟斷地位消失。

將最終產(chǎn)品生產(chǎn)部門視為一個整體的要素需求者，則其在要素市場上購買生產(chǎn)要素j的最優(yōu)化決策為：

(10)

其中，Pa為壟斷部門a的壟斷定價，Pb為競爭部門b的競爭價格，且一定有Pb=1，對式(10)求解最優(yōu)化問題，可得政府介入后的壟斷部門a定價策略為：

(11)

式(11)的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義是，政策設(shè)計者可以通過合理的制度安排向區(qū)域內(nèi)要素市場引入競爭部門b，從而強化生產(chǎn)要素供給者間的競爭機制，促成生產(chǎn)要素的高效配置。當(dāng)競爭部門b在要素市場上的供給量db,j相對壟斷部門a的供給量da,j較低且比值恒定時，如果壟斷部門a的壟斷勢力1/ε進(jìn)一步提高，式(11)反而會對壟斷部門a的定價策略施加更為嚴(yán)格的約束，使得壟斷部門a無法繼續(xù)提高其壟斷定價，防止資源的進(jìn)一步閑置和浪費。

由式(9)、(11)可得中間產(chǎn)品j在要素市場上的定價水平：

(12)

聯(lián)立式(3)、(12)可得：

(13)

結(jié)合式(11)、(12)、(13)可以發(fā)現(xiàn)，由于式(11)對壟斷部門a的定價約束并不直接來自于政府部門對要素市場的直接簡單干預(yù)，而是由要素市場上供需雙方自發(fā)行為所輸出的最優(yōu)解，從而能夠規(guī)避不合理的行政干預(yù)造成的資源錯配，即在式(13)中有τXij=0，而式(12)表明在自貿(mào)區(qū)政策的設(shè)計者對要素市場施加了合理調(diào)控手段后，中間產(chǎn)品j在要素市場上的定價水平介于壟斷勢力的壟斷定價Pa和社會計劃者的計劃定價Pb=1之間，這又在一定程度上挽回了市場分割帶來的靜態(tài)效率損失。通過合理的制度安排，自貿(mào)區(qū)所在區(qū)域的經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出水平和資源配置效率均得到了顯著提高，自貿(mào)區(qū)設(shè)立推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用機制確實存在。

假設(shè)3：合理的自貿(mào)區(qū)制度安排可以約束市場分割且不引致新的資源錯配，切實提高區(qū)域資源配置效率。在實現(xiàn)市場機制與行政手段的有機結(jié)合后，自貿(mào)區(qū)設(shè)立將有力推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

三、計量模型、變量與數(shù)據(jù)說明

(一)模型設(shè)定

本文將自貿(mào)區(qū)(FTZ)設(shè)立作為一項準(zhǔn)自然實驗開展實證研究，采用雙重差分法(Difference-in-Difference，DID)評估自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響及效應(yīng)。在保證其他因素不變的情形下，利用雙重差分法可以檢驗自貿(mào)區(qū)設(shè)立前后實驗組和控制組經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的實際路徑是否存在顯著差異，將基本模型設(shè)定為如下形式：

High_econ_indexit=β0+β1FTZit+β2Xit+λi+μt+εit

(14)

式(14)中，下標(biāo)i代表各個城市，下標(biāo)t代表年份；High_econ_indexit代表經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)，為本文的被解釋變量；FTZ為雙重差分項，代表自貿(mào)區(qū)設(shè)立的虛擬變量，為本文的核心解釋變量，其系數(shù)β1代表了自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的凈效應(yīng)；Xit為一系列控制變量的集合；λi為地區(qū)虛擬變量，用來控制各個城市不隨時間變化的個體特征；μt為年份虛擬變量，用來控制所有年份的固定效應(yīng)；εit為隨機擾動項。

基于理論分析的認(rèn)識，進(jìn)一步引入資本錯配指數(shù)(τk)作為中介變量，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

High_econ_indexit=α0+α1FTZit+α2Xit+λi+ut+εit

(15)

τKit=α3+α4FTZit+α5Xit+λi+ut+εit

(16)

High_econ_indexit=α6+α7FTZi,t+α8τKit+α9Xit+λi+ut+εit

(17)

考察自貿(mào)區(qū)規(guī)制市場勢力、矯正市場分割進(jìn)而對城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生正向影響的調(diào)節(jié)作用，在模型中加入自貿(mào)區(qū)(FTZ)設(shè)立與市場分割(SEG)的交互項得到調(diào)節(jié)效應(yīng)模型：

High_econ_indexit=σ0+σ1FTZit+σ2SEGit+σ3FTZit×SEGit+σ4Xit+λi+μt+εit

(18)

(二)變量與數(shù)據(jù)說明

1.經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)(High_econ_index)。關(guān)于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)的指標(biāo)選取與構(gòu)建，在參考既有文獻(xiàn)[16]的基礎(chǔ)上，本文以創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放和共享五大發(fā)展理念為中心，構(gòu)建描述全國278個地級城市綜合質(zhì)效、創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享層面具體特征的高質(zhì)量發(fā)展指標(biāo)體系，包含6個一級指標(biāo)、32個細(xì)分二級指標(biāo)。

綜合質(zhì)效。①人均地區(qū)生產(chǎn)總值：地區(qū)生產(chǎn)總值/年平均人口數(shù)；②勞動生產(chǎn)率：GDP/勞動力就業(yè)人口數(shù)；③市場活力指數(shù)：(1-國有固定資產(chǎn)總投資)/全社會固定資產(chǎn)總投資；④工業(yè)增加值占GDP比重：工業(yè)增加值/GDP；⑤宏觀杠桿率：社會債務(wù)總額/GDP；⑥第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重：第三產(chǎn)業(yè)增加值/GDP；⑦資本生產(chǎn)率：GDP/全社會固定資產(chǎn)投資。

創(chuàng)新發(fā)展。①R&D投入強度：R&D從業(yè)人員數(shù)/勞動力就業(yè)人員數(shù)；②R&D經(jīng)費投入強度：研究與試驗經(jīng)費支出/GDP；③教育支出占財政支出比重：教育經(jīng)費支出/地方一般公共預(yù)算支出；④高技術(shù)制造業(yè)投資占全部制造業(yè)投資比重：高技術(shù)制造業(yè)投資額/全部制造業(yè)投資額；⑤技術(shù)合同成交額增速：(當(dāng)年技術(shù)合同成交額-上年技術(shù)合同成交額)/ 上年技術(shù)合同成交額。

協(xié)調(diào)發(fā)展。①常住人口城鎮(zhèn)化率：城鎮(zhèn)人口/地區(qū)年末常住人口；②城鄉(xiāng)居民可支配收入比：城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入；③城鄉(xiāng)居民消費水平之比：城鎮(zhèn)居民人均消費支出/農(nóng)村居民人均消費支出；④文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重：文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值/GDP；⑤勞動年齡人口平均受教育年限：勞動年齡人口中每個人受教育的年限總和/勞動年齡人口數(shù)。

綠色發(fā)展。①地區(qū)生產(chǎn)總值能耗降低率：(當(dāng)年能源消費總量-1)/(上年能源消費總量-1)-1；②單位GDP建設(shè)用地使用面積：建設(shè)用地面積/GDP；③地級及以上城市的顆粒物PM2.5年均濃度：用算術(shù)平均法計算城市監(jiān)測點位單點日平均濃度、城市日平均濃度、城市年平均濃度、區(qū)域年平均濃度；④單位工業(yè)增加值廢水排放量：廢水排放總量/地區(qū)工業(yè)增加值；⑤森林覆蓋率：森林覆蓋面積/土地總面積。

開放發(fā)展。①貨物和服務(wù)貿(mào)易總額占GDP比重：貨物和服務(wù)貿(mào)易總額/GDP；②高新技術(shù)產(chǎn)品和知識密集型服務(wù)進(jìn)出口總額占貨物服務(wù)進(jìn)出口總額的比重：高新技術(shù)產(chǎn)品和知識密集型服務(wù)進(jìn)出口總額/貨物服務(wù)進(jìn)出口總額；③實際使用外資占地區(qū)生產(chǎn)總值比重：實際使用外商投資額/GDP；④對外直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值比重：對外直接投資額/GDP；⑤國際旅游(外匯)收入占地區(qū)生產(chǎn)總值比重：國際旅游收入/GDP。

共享發(fā)展。①城鎮(zhèn)調(diào)查失業(yè)率：(城鎮(zhèn)調(diào)查失業(yè)人數(shù))/(城鎮(zhèn)調(diào)查從業(yè)人數(shù)+城鎮(zhèn)調(diào)查失業(yè)人數(shù))；②居民人均可支配收入實際增速：居民人均可支配收入名義增速/同期居民消費價格指數(shù)；③貧困發(fā)生率：低于貧困線的人口數(shù)/統(tǒng)計全人數(shù)；④社會保障與就業(yè)支出占地方一般公共預(yù)算支出比重：社會保障支出/地方一般公共預(yù)算支出；⑤每千人口醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)：醫(yī)療衛(wèi)生機構(gòu)床位數(shù)/年末常住人口數(shù)×1000。

考慮數(shù)據(jù)可獲取性，本文選取2001——2018年中國278個地級城市(直轄市)的相關(guān)數(shù)據(jù)(不含港澳臺)，數(shù)據(jù)主要來自國家統(tǒng)計局官網(wǎng)、中國各領(lǐng)域(1)各領(lǐng)域包括：《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》。及各省份統(tǒng)計年鑒，部分指標(biāo)來源于CEIC中國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。受個別指標(biāo)和既有數(shù)據(jù)獲取渠道的限制，宏觀杠桿率、文化及相關(guān)產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重和勞動年齡人口平均受教育年限的指標(biāo)數(shù)據(jù)通過省級層面匹配到城市層面?；诮?jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展評價指標(biāo)體系，結(jié)合既有的研究方法和技術(shù)處理，本文使用熵權(quán)法對中國278個地級城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)進(jìn)行測度，測度結(jié)果見下文數(shù)據(jù)說明。

2.自貿(mào)區(qū)設(shè)立。自貿(mào)區(qū)設(shè)立(FTZ)為本文的核心解釋變量。自2013年9月27日國務(wù)院批復(fù)成立中國(上海)自由貿(mào)易區(qū)以來，在本文考察期內(nèi)，實驗組樣本城市共涉及19個(2)本文樣本中涉及的設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市分別為上海市(2013年9月)；福建省(2014年12月)：廈門市、福州市；廣東省(2014年12月)：珠海市、深圳市；天津市(2015年4月)；浙江省(2016年8月)：舟山市；遼寧省(2016年8月)：大連市、沈陽市、營口市；河南省(2016年8月)：鄭州市、開封市、洛陽市；湖北省(2016年8月)：武漢市、宜昌市；重慶市(2016年8月)；四川省(2016年8月)：成都市、瀘州市；陜西省(2016年8月)：西安市。地級及以上城市。由于自貿(mào)區(qū)的設(shè)立并非在一個統(tǒng)一的時間節(jié)點展開，這意味著本文實驗組樣本城市貫徹自貿(mào)區(qū)相關(guān)政策的時間存在先后差異。體現(xiàn)在計量方法選取上，借鑒Beck et al.(2010)[17]的做法，區(qū)別于傳統(tǒng)雙重差分法將雙重差分項設(shè)為政策實施時間虛擬變量與分組虛擬變量相乘的交互形式(period*treatet)的技術(shù)處理，本文采用虛擬變量FTZit來表示該城市是否被設(shè)立為自貿(mào)區(qū)，即若一個城市在上述時間范圍內(nèi)被設(shè)立為自貿(mào)區(qū)，則FTZit=1，否則FTZit=0。若該城市于當(dāng)年上半年設(shè)立自貿(mào)區(qū)，則計入當(dāng)年；若該城市于當(dāng)年下半年設(shè)立自貿(mào)區(qū)，則計入次年。

3.機制變量。資本錯配(τk)，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[18]測度資本錯配指數(shù)τK來反映各城市資本錯配情況；(3)限于篇幅，具體測算過程省略。市場分割(SEG)指數(shù)，關(guān)于市場分割指數(shù)的計算，主要的技術(shù)手段包括價格指數(shù)法等。考慮到數(shù)據(jù)的可得性與中國地區(qū)市場分割的現(xiàn)實情況，本文采用價格指數(shù)法來測算樣本考察期間中國30個省級行政區(qū)域的市場分割水平并匹配到城市層面。(4)限于篇幅，具體測算過程省略。

4.控制變量。為盡可能減少遺漏變量造成的偏誤，在參考相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文選取了以下控制變量：外商直接投資(FDI)，用城市年末實際利用外資占GDP比重表示；政府干預(yù)程度(GOV)，用城市財政支出占GDP比重表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS2、IS3)，分別以城市第二產(chǎn)業(yè)占GDP比重和城市第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重表示；城鎮(zhèn)化率(URBAN)，用城市年常住人口占總?cè)丝诒戎乇硎?；教育水?EDU)，用城市普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)/總?cè)丝诒硎荆谎邪l(fā)投入強度(RD)，用城市研究與試驗經(jīng)費占GDP比重表示；金融效率(FD)，用城市年末金融機構(gòu)貸款占存款比重表示；社會固定資產(chǎn)投資(INVEST)，用城市年末社會固定資產(chǎn)投資額的對數(shù)表示；失業(yè)率(UNR)，用城市滿足就業(yè)條件人口中仍未就業(yè)人口占總?cè)丝诒戎乇硎荆唤?jīng)濟(jì)集聚水平(ECLUSTER)，用城市每平方公里GDP產(chǎn)出表示。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文采用的原始數(shù)據(jù)主要來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》和《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒》，部分?jǐn)?shù)據(jù)通過各省市的地方統(tǒng)計年鑒進(jìn)行補充，主要變量描述性統(tǒng)計見下頁表1。

四、結(jié)果與討論

(一)基準(zhǔn)回歸

本文采用系統(tǒng)GMM方法對模型(14)進(jìn)行參數(shù)估計，系統(tǒng)GMM能夠較好地解決傳統(tǒng)OLS參數(shù)估計結(jié)果向上偏倚和固定效應(yīng)(FE)參數(shù)估計結(jié)果向下偏倚的問題，其估計結(jié)果分別報告于下頁表2的列(4)，我們以列(4)作為基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行討論。AR(1)和AR(2)檢驗表明，差分方程的殘差序列無法拒絕一階序列相關(guān)但顯著拒絕二階序列相關(guān)，說明模型設(shè)定是可行的，Hansen檢驗不能拒絕工具變量有效的原假設(shè)，表明選取的工具變量是有效的。列(4)給出了自貿(mào)區(qū)(FTZ)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的參數(shù)估計結(jié)果，其估計系數(shù)(0.0652)在5%的顯著性水平下顯著為正，其結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義刻畫在保證其他因素不變情形下，自貿(mào)區(qū)設(shè)立帶來的政策效應(yīng)每提升1個點，則促進(jìn)自貿(mào)區(qū)設(shè)立引致區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展上升0.0652個點，說明相比于非自貿(mào)區(qū)城市，自貿(mào)區(qū)設(shè)立城市更有助于城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量的發(fā)展。

表1 變量描述性統(tǒng)計(5)關(guān)于FDI、GOV和RD三個指標(biāo)，部分城市樣本的原始數(shù)據(jù)中零值占一定比例，為保證數(shù)據(jù)的真實性，未做處理。

表2 基準(zhǔn)模型估計結(jié)果

(二)機制檢驗

1.資本錯配的中介效應(yīng)。本文的理論分析討論了自貿(mào)區(qū)設(shè)立有助于緩解或有效抑制資本錯配進(jìn)而提升資源配置效率水平，最終有助于推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。對理論模型的認(rèn)識進(jìn)行實證檢驗，估計結(jié)果見下頁表3。列(1)報告了自貿(mào)區(qū)(FTZ)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量影響系數(shù)(0.0645)在1%的顯著性水平下顯著為正，說明在沒有考慮資本錯配的情形下自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著引致了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。列(2)是自貿(mào)區(qū)(FTZ)設(shè)立對機制變量資本錯配(τk)的估計結(jié)果，其估計系數(shù)在1%的顯著性水平下為負(fù)，說明隨著自貿(mào)區(qū)的設(shè)立顯著抑制了資本錯配的進(jìn)一步加劇。列(3)報告的是納入機制變量資本錯配指數(shù)后的結(jié)果，雖然資本錯配在某種程度會拉低城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，但是自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)的估計仍保持顯著正向影響，說明通過自貿(mào)區(qū)的設(shè)立矯正和抑制資本錯配，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，驗證了本文理論部分的結(jié)論。

表3 資本錯配的中介效應(yīng)

2.市場分割的調(diào)節(jié)效應(yīng)。市場勢力的壟斷定價行為可能形成特定的市場閉塞并進(jìn)一步強化壟斷機制，為此，本文構(gòu)造市場分割(SEG)指數(shù)與自貿(mào)區(qū)(FTZ)設(shè)立的交互項，基于模型(18)進(jìn)行參數(shù)估計，估計結(jié)果見表4。

列(1)—列(3)的估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立的估計系數(shù)變得不穩(wěn)健，這是因為在加入市場分割指數(shù)和自貿(mào)區(qū)設(shè)立的交互項后，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響由基準(zhǔn)模型(14)的β1變?yōu)槭?18)的σ1+σ3*SEGit。市場分割的系數(shù)(-0.0077)顯著為負(fù)，這與理論部分的認(rèn)識相一致，壟斷勢力引致的市場分割現(xiàn)象將阻礙區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)程。本文重點討論市場分割與自貿(mào)區(qū)設(shè)立的交互項系數(shù)，即市場分割與自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的協(xié)同效應(yīng)或共同影響機制，以列(3)的結(jié)果作為參照，市場分割與自貿(mào)區(qū)設(shè)立的交互項的估計系數(shù)(0.0387)顯著為正，且通過了1%的顯著性水平檢驗，這說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立能夠通過制度安排和政策設(shè)計對市場分割進(jìn)行有效調(diào)節(jié)，這也有助于自貿(mào)區(qū)所在城市向經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展路徑收斂。

表4 市場分割的調(diào)節(jié)效應(yīng)

3.制度安排的機制檢驗。理論分析提到，在自貿(mào)區(qū)制度框架下實現(xiàn)有效市場和有為政府的結(jié)合能夠為經(jīng)濟(jì)增長釋放出更大的發(fā)展動能。為了進(jìn)一步研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立是否進(jìn)行了合理的制度安排以維護(hù)市場競爭機制并妥善處理了政府與市場的關(guān)系，本文采用樊綱市場化指數(shù)的市場化總得分和政府與市場關(guān)系得分兩個變量作為代理變量進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表5所示。

由于列(1)和列(3)未納入控制變量和時間、個體效應(yīng)，我們以列(2)和列(4)結(jié)果展開討論。觀察列(2)可以發(fā)現(xiàn)，市場化總得分的參數(shù)估計顯著為正，說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立整體有助于營造良好的競爭市場，通過構(gòu)建公平、有序和高效的市場機制進(jìn)而推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。列(4)報告的是政府與市場關(guān)系得分的參數(shù)估計結(jié)果，可以看出自貿(mào)區(qū)設(shè)立同樣發(fā)揮出了對政府與市場關(guān)系得分的正向效應(yīng)，這進(jìn)一步證明自貿(mào)區(qū)設(shè)立實現(xiàn)了對政府行為的有效約束并發(fā)揮了政府治理效能，進(jìn)而引致了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

表5 制度安排的機制檢驗

(三)異質(zhì)性分析

批次順序、要素稟賦、地理區(qū)位以及歷史人文等因素可能是影響自貿(mào)區(qū)推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展效果的重要因素，本文進(jìn)一步根據(jù)自貿(mào)區(qū)設(shè)立批次、區(qū)位條件和地理環(huán)境的不同展開異質(zhì)性討論。

1.不同設(shè)立批次的自貿(mào)區(qū)異質(zhì)性分析。下頁表6報告的是基于不同時段的自貿(mào)區(qū)成立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的異質(zhì)性影響效應(yīng)，列(1)～列(3)分別報告了樣本考察期間三個批次自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)。第一批設(shè)立自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的系數(shù)(0.1900)在1%的顯著性水平下顯著為正，第二批和第三批自貿(mào)區(qū)設(shè)立的系數(shù)(0.0884)、(0.0716)在10%的顯著性水平下顯著為正。不同批次的自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展均存在顯著正向促進(jìn)作用，但表現(xiàn)出典型的非均衡特征，越早設(shè)立的自貿(mào)區(qū)牽引經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用越強，而越晚設(shè)立的自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展正向引致作用越弱。

2.其他異質(zhì)性分析。除對不同批次自貿(mào)區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性檢驗之外，本研究進(jìn)一步根據(jù)區(qū)位條件和地理環(huán)境將樣本劃為南北區(qū)域、沿海內(nèi)陸地區(qū)展開異質(zhì)性分析。估計結(jié)果得出南北自貿(mào)區(qū)均對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮了顯著正向的促進(jìn)效應(yīng)，但南方自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)大于北方自貿(mào)區(qū)，這表明南方自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展更具顯著的政策效應(yīng)。沿海型自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的驅(qū)動作用相較于內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)更為顯著。區(qū)位條件引致的異質(zhì)性表明，設(shè)立自貿(mào)區(qū)并非是“放之四海皆準(zhǔn)”的政策良方，其建設(shè)不能急于求成和期望一蹴而就，各地應(yīng)該結(jié)合自身自然稟賦、政策配套以及地理環(huán)境等因素綜合考量，切忌在“攀比效應(yīng)”的驅(qū)動下盲目申請和建設(shè)自貿(mào)區(qū)。(6)限于篇幅，具體數(shù)據(jù)結(jié)論未在正文報告，有興趣的讀者可向作者索取。

表6 不同批次下自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響效應(yīng)估計結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗。保證實驗組和控制組接受政策干預(yù)之前變動趨勢的一致性是雙重差分法適用的重要先決條件，換言之實驗組和控制組隨著時間窗口移動不產(chǎn)生系統(tǒng)性差異，即滿足平行趨勢假設(shè)。為此，本文進(jìn)行平行趨勢檢驗，以觀測政策實施前實驗組和控制組的發(fā)展趨勢是否存在明顯的系統(tǒng)性差別?？梢钥闯觯谧再Q(mào)區(qū)設(shè)立(2014年)前期間，處理組和對照組的城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)并未發(fā)生顯著的系統(tǒng)性差別，但在自貿(mào)區(qū)設(shè)立(2014年)后，處理組的城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)逐年上升，說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立有助于實現(xiàn)城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，進(jìn)而證明本文平行趨勢假定得到滿足。(7)限于篇幅，具體數(shù)據(jù)結(jié)論未在正文報告，有興趣的讀者可向作者索取。

2.其他穩(wěn)健性檢驗。為使本文的估計結(jié)果更加穩(wěn)健可靠，我們進(jìn)行了安慰劑檢驗和倍差法的穩(wěn)健性檢驗。其檢驗結(jié)果進(jìn)一步證明了本文的估計結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。(8)限于篇幅，具體檢驗數(shù)據(jù)未在正文報告，如有需要可向作者索取。

五、結(jié)論與政策啟示

基于研究事實，本文給出的政策取向和政策含義是鮮明的。第一，自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著促進(jìn)了城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，那么形成一個自貿(mào)區(qū)設(shè)立牽引經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的綜合評估框架是十分必要的。我國實行的自貿(mào)區(qū)改革試驗及制度創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)效應(yīng)已初步呈現(xiàn)，應(yīng)適時總結(jié)提煉現(xiàn)有自貿(mào)區(qū)深化改革和擴(kuò)大開放的理論成果和實踐經(jīng)驗，在充分考慮適用邊界、被推廣地區(qū)或城市要素稟賦條件及國家宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段等因素的基礎(chǔ)上，積極向全國其他非自貿(mào)區(qū)城市及新設(shè)立自貿(mào)區(qū)推廣，以期在更大區(qū)域范圍內(nèi)促進(jìn)地區(qū)或城市經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。

第二，資源配置效率提升離不開市場和行政手段的協(xié)同，要通過合理的制度安排強化市場競爭機制，從資源配置層面拉動區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。市場手段可以有效矯正資源錯配，而市場分割現(xiàn)象的改善則需要在競爭機制框架下輔之以政策調(diào)節(jié)。自貿(mào)區(qū)設(shè)立對資源錯配和市場分割均發(fā)揮了調(diào)節(jié)改善效應(yīng)，這表明自貿(mào)區(qū)的政策設(shè)計者要繼續(xù)在市場配置與政府調(diào)控的邊界上尋求最優(yōu)政策組合，更大程度發(fā)揮自貿(mào)區(qū)設(shè)立運行對城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的正向協(xié)同促進(jìn)作用。

第三，不同區(qū)域自貿(mào)區(qū)設(shè)立對城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響具有異質(zhì)性，且自貿(mào)區(qū)設(shè)立時間越早，政策效應(yīng)越明顯。本文的研究表明，各城市在推進(jìn)自貿(mào)區(qū)改革試驗和制度創(chuàng)新的同時，應(yīng)深入結(jié)合自身發(fā)展特點和優(yōu)勢條件，順勢而行、盡力而為，在借鑒其他自貿(mào)區(qū)城市發(fā)展經(jīng)驗的同時規(guī)劃好具有自身鮮明特點的自貿(mào)區(qū)發(fā)展戰(zhàn)略，避免同質(zhì)化自貿(mào)區(qū)間的惡性競爭，實現(xiàn)我國各區(qū)域在高質(zhì)量發(fā)展進(jìn)程下的良性互動和協(xié)同增長，支持有條件的由自由貿(mào)易試驗區(qū)向更高開放水平的自由貿(mào)易港發(fā)展，主動融入全球經(jīng)濟(jì)競爭發(fā)展格局，進(jìn)而推動我國宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展動能和治理效能的統(tǒng)籌發(fā)展。