自貿(mào)區(qū)政策效應的區(qū)域異質(zhì)性研究

唐志軍，王紫月

（湖南科技大學商學院，湖南 湘潭 411100）

自由貿(mào)易試驗區(qū)（以下簡稱自貿(mào)區(qū)）的建設是新時代持續(xù)推進改革開放、構建國內(nèi)國際雙循環(huán)格局的重大舉措。目前，我國自貿(mào)區(qū)經(jīng)過多輪擴容后已涵蓋21個?。ㄊ校?，不同批次不同區(qū)位的自由貿(mào)易試驗區(qū)有著獨特的戰(zhàn)略定位與發(fā)展目標。然而，自貿(mào)區(qū)的政策效應能持續(xù)多久？不同自貿(mào)區(qū)對于經(jīng)濟增長的帶動作用是否相同？針對以上問題，本文將使用多期雙重差分法對自貿(mào)區(qū)的整體經(jīng)濟效應以及對區(qū)域經(jīng)濟的異質(zhì)性影響進行評估。

本文可能的邊際貢獻如下：第一，將研究對象由成立時間較早的前兩批沿海自貿(mào)區(qū)擴充至前三批自貿(mào)區(qū)，并使用地級市數(shù)據(jù)進行實證研究。由于城市之間的異質(zhì)性一般小于省份之間的異質(zhì)性，因此使用市級數(shù)據(jù)有利于提高模型估計精度。第二，使用事件研究法對自貿(mào)區(qū)政策的動態(tài)效應進行評估，以此探究自貿(mào)區(qū)政策效應的時間異質(zhì)性。第三，從成立批次、地理區(qū)位和城市行政級別三個維度對自貿(mào)區(qū)進行異質(zhì)性分析，為差異化建設自貿(mào)區(qū)打開新思路。

1 文獻綜述

1.1 自貿(mào)區(qū)對試點城市自身的經(jīng)濟效應

學者們針對自貿(mào)區(qū)對政策屬地經(jīng)濟效應的研究成果十分豐富，孫海波等[1]發(fā)現(xiàn)四川自貿(mào)區(qū)在設立之后顯著帶動了地區(qū)經(jīng)濟增長。司春曉等[2]發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)顯著促進了處理組城市合同利用外資與實際利用外資的提高。韓瑞棟等[3]發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)對對外直接投資的促進效果要大于外商直接投資。宋麗穎等[4]研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)能夠提高人均財政一般預算收入，且其促進作用在兩年之后仍然存在。地區(qū)生產(chǎn)總值以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值的提高能夠直接反映地區(qū)經(jīng)濟增長狀況，張軍等[5]研究表明自貿(mào)區(qū)設立對地區(qū)生產(chǎn)總值以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值有著顯著的正向影響。除了對總量指標進行探究，能否提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量也是自貿(mào)區(qū)研究的重點。李子聯(lián)等[6]通過經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量綜合評價體系構建了各?。ㄊ校┑慕?jīng)濟發(fā)展質(zhì)量指數(shù)，并通過合成控制法研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)推動了廣東、天津、福建等地經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。但自貿(mào)區(qū)對地區(qū)創(chuàng)新質(zhì)量的提升效果不顯著，自貿(mào)區(qū)應該更加積極地推進產(chǎn)權保護制度的改革[7]。

1.2 自貿(mào)區(qū)對周邊城市的經(jīng)濟效應

自由貿(mào)易試驗區(qū)是我國推進改革開放的重大戰(zhàn)略，其功能定位不止是促進政策屬地經(jīng)濟發(fā)展，以點帶面帶動全國其他地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展同樣是自貿(mào)區(qū)建設的目標。田國杰等[8]發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)對鄰近的江蘇、浙江、上海、安徽區(qū)域產(chǎn)生了空間溢出效應。周祥軍等[9]發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)、浙江自貿(mào)區(qū)以及重慶自貿(mào)區(qū)等對臨近省份有著顯著的正向空間溢出效應，而廣東以及福建等自貿(mào)區(qū)卻未能帶動周邊區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。彭羽等[10]實證發(fā)現(xiàn)其能夠帶動輻射區(qū)域工業(yè)企業(yè)銷售利潤率和財政收入的增長。劉秉鐮等[11]認為邊界效應能夠反映區(qū)域協(xié)同開放水平，并通過雙重差分法實證分析發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)設立使京津冀邊界效應下降，這有利于加強不同區(qū)域間要素流動。在經(jīng)濟發(fā)展過程中，勞動力往往更容易流入經(jīng)濟較為發(fā)達的地區(qū)。但曹翔等[12]的研究結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)在吸引勞動力流入的同時并未對周邊地區(qū)造成就業(yè)虹吸效應。胡藝等[13]發(fā)現(xiàn)中心城市能夠促進腹地城市規(guī)模以上工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資以及專利申請總量的增長，但對腹地城市的外商直接投資造成了負向影響。

1.3 自貿(mào)區(qū)促進經(jīng)濟增長的機制分析

機制分析是探究自貿(mào)區(qū)通過何種途徑影響地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的關鍵。方云龍等[14]通過對天津自貿(mào)區(qū)實證分析發(fā)現(xiàn)其未能通過提升外商直接投資和固定資產(chǎn)投資等中介指標帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。魏蓉蓉等[15]在實證研究中加入微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)能夠通過提高地區(qū)直接投資比重、企業(yè)專利申請量以及資本配置效率從而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但其中介效應無法在金融資源配置效率低的地區(qū)發(fā)揮作用。蔡玲等[16]則認為自貿(mào)區(qū)主要通過貿(mào)易效應、金融效應、產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級效應以及技術創(chuàng)新效應推動地區(qū)經(jīng)濟增長。市場化水平的提升有利于促進區(qū)域經(jīng)濟增長，但張阿城等[17]發(fā)現(xiàn)市場化改革對自貿(mào)區(qū)人均生產(chǎn)總值提高的機制作用不明顯?？道^軍等[18]研究結(jié)果表明內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應主要通過對外貿(mào)易結(jié)構以及對外開放水平的提升來實現(xiàn)。王亞飛等[19]分析發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)能夠通過矯正資本錯配從而提升城市全要素生產(chǎn)率。在實際經(jīng)濟運行過程中，影響經(jīng)濟增長的中介變量在不同地區(qū)之間同樣存在著異質(zhì)性。王愛儉等[20]發(fā)現(xiàn)外商直接投資和進出口等中介變量在不同自貿(mào)區(qū)間發(fā)揮的效果存在巨大差異。

綜上所述，現(xiàn)有研究為探究自貿(mào)區(qū)的政策效應提供了一個良好的基礎，但通過對其進行系統(tǒng)梳理后發(fā)現(xiàn)大多數(shù)學者的研究對象為成立時間較早的上海、天津、福建和廣東四大自貿(mào)區(qū)，缺乏對第三批自貿(mào)區(qū)的研究。同時更注重對多批自貿(mào)區(qū)的整體效應進行探究或者僅對單個自貿(mào)區(qū)的政策效果進行分析，對不同自貿(mào)區(qū)的異質(zhì)性影響尚有較大的探索空間。因此，本文將利用地級市數(shù)據(jù)對前三批自貿(mào)區(qū)進行分析，并采用事件研究法對自貿(mào)區(qū)政策的動態(tài)效應進行評估，同時將異質(zhì)性分析拓展至批次、區(qū)位以及城市行政級別三個維度，以期為更高質(zhì)量建設自貿(mào)區(qū)做出貢獻。

2 理論分析與研究假說

我國幅員遼闊，目前已經(jīng)設立的六批自貿(mào)區(qū)分散在我國的東部、中部和西部。不同自貿(mào)區(qū)之間的地理條件存在著巨大差異，初始經(jīng)濟發(fā)展水平也有高有低，在制定自貿(mào)區(qū)建設方案時不同自貿(mào)區(qū)也有著不同的戰(zhàn)略定位。例如，湖南自貿(mào)區(qū)著重于加快建設制造強國，安徽自貿(mào)區(qū)要發(fā)揮在“一帶一路”建設中的推進作用，山東自貿(mào)區(qū)要發(fā)展海洋經(jīng)濟。因此，在自貿(mào)區(qū)建設過程中重點扶持產(chǎn)業(yè)必然有所不同。此外，由于邊際效應遞減規(guī)律，初始經(jīng)濟條件相對較弱的地區(qū)在政策實施后可能經(jīng)濟增長速度要更快，享受到較大的政策紅利。由此，本文提出假說1。

假說1：自貿(mào)區(qū)政策對不同地理區(qū)位、不同批次的地區(qū)經(jīng)濟帶動效應不同，初始經(jīng)濟條件相對較弱的地區(qū)政策效果會更顯著。

一項經(jīng)濟政策的實施往往對地區(qū)經(jīng)濟有著多方面的影響，其可能通過虹吸效應給政策屬地帶來正向效應，也可能通過輻射效應造成負向影響。直轄市由于經(jīng)濟體量大、基礎設施完善以及擁有強大的教育醫(yī)療資源，盡管可能因為較高的生活成本以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移造成人才的流失，但同時也能通過強大的經(jīng)濟集聚能力虹吸周邊地區(qū)經(jīng)濟要素，從而帶動自身經(jīng)濟發(fā)展?；诖耍疚奶岢黾僬f2。

假說2：自貿(mào)區(qū)政策可能對地區(qū)經(jīng)濟造成虹吸效應與輻射效應，對地區(qū)的經(jīng)濟凈效應取決于虹吸效應與輻射效應的大小。位于直轄市的自貿(mào)區(qū)憑借其強大的經(jīng)濟基礎，虹吸效應會大于輻射效應，從而對經(jīng)濟發(fā)展有正向帶動作用。

3 研究設計

3.1 實證模型

由于本文的研究對象為設立時間不同的前三批自貿(mào)區(qū)，借鑒Beck[21]的研究方法，采用多期雙重差分法來探究自貿(mào)區(qū)的政策效應，其基準回歸模型設定如（1）式：

其中，i表示城市，t表示年份，被解釋變量lngdpit為城市i在t年地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)。didit為多期雙重差分估計量，也即本文的核心解釋變量。其取值規(guī)則為：若城市i在t年及之后設立了自貿(mào)區(qū)，則取值為1，否則為0。Zit為一系列影響地區(qū)經(jīng)濟增長的控制變量。vi為城市固定效應，μt為年份固定效應，εit為殘差項。

3.2 變量說明

本文的被解釋變量為地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值，借鑒曹清峰[22]、巴曙松等[23]的研究，控制變量選取如下：投資，用固定資產(chǎn)投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。消費，用全社會消費品零售額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。政府財政支出，用地方政府一般預算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。城市基礎設施以及教育醫(yī)療系統(tǒng)等公共資源的建設需要政府財政支出作保障。產(chǎn)業(yè)結(jié)構，用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重衡量。教育水平，用普通高等學校在校學生數(shù)與城市總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?。城?zhèn)化率，用市轄區(qū)人口與城市總?cè)丝诘谋戎睾饬?。各變量指標設定情況見表1。

表1 變量名稱及計量方法

3.3 數(shù)據(jù)來源

截至2020年我國已有21個省（市）設立自貿(mào)區(qū)，本文選取的處理組研究對象為前三批自貿(mào)區(qū)所涵蓋的22個城市。第四批設立的海南自由貿(mào)易港實施范圍為海南島全島，其對貨物貿(mào)易實行以“零關稅”為基本特征的自由化便利化制度安排，與其他自貿(mào)區(qū)有著顯著的不同。第五批自貿(mào)區(qū)國務院設立批復的時間為2019年8月，在樣本期內(nèi)發(fā)揮的政策作用十分有限，故其與海南自由貿(mào)易港均未納入本文處理組研究對象范圍。由于多數(shù)自貿(mào)區(qū)是在原有保稅區(qū)基礎上的優(yōu)化升級，為了排除保稅區(qū)對雙重差分法估計結(jié)果的影響，故剔除在樣本期內(nèi)設立了保稅區(qū)的城市。同時由于2011年巢湖撤市立縣，2018年萊蕪并入濟南，以及三沙、海東等城市數(shù)據(jù)的嚴重缺失，最終選取能夠完整獲得數(shù)據(jù)的197個城市?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文數(shù)據(jù)的樣本期為2009年至2019年，數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)通過各?。ㄊ校┙y(tǒng)計年鑒以及統(tǒng)計公報補充。

4 回歸結(jié)果分析

4.1 基準回歸結(jié)果分析

多期雙重差分回歸結(jié)果見表2，模型（1）未加入控制變量，僅控制城市固定效應與年份固定效應，可以看出did的系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平下顯著為正，表明自貿(mào)區(qū)的設立可以顯著帶動地區(qū)經(jīng)濟增長。模型（2）在模型（1）的基礎上進一步加入可能影響經(jīng)濟發(fā)展的控制變量之后，did系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平下依然顯著為正，因此可以認為自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟的帶動作用有很強的統(tǒng)計顯著性。

表2 基準模型回歸結(jié)果

4.2 動態(tài)效應與平行趨勢檢驗

使用雙重差分法估計政策效應時，處理組與控制組需要滿足平行趨勢假設，即在政策實施之前處理組與控制組被解釋變量需要有相同的變化趨勢。借鑒吳茵茵等[24]的研究框架，本文使用事件研究法對處理組與控制組進行平行趨勢檢驗，同時探究自貿(mào)區(qū)成立之后政策的動態(tài)效應，使用的估計模型如（2）式：

在（2）式中，Dkit為自貿(mào)區(qū)設立這一政策的虛擬變量，k值的取值規(guī)則為當年年份減去該地區(qū)設立自貿(mào)區(qū)的年份。當k=-8，-7，…，5，6時，Dkit取值為1，否則為0。k=0表示自貿(mào)區(qū)成立當年，由于本文選擇當年作為基期，故k≠0。系數(shù)αk的大小表示自貿(mào)區(qū)設立這一政策在不同年份的經(jīng)濟效應，通過對系數(shù)αk的大小與統(tǒng)計顯著性進行分析就可以對自貿(mào)區(qū)政策的動態(tài)效應以及平行趨勢假設進行檢驗。該模型估計結(jié)果見表3。

表3 動態(tài)效應以及平行趨勢檢驗結(jié)果

從表3可以看出，在自貿(mào)區(qū)政策實施前五年，Dkit的系數(shù)不顯著且一直在0附近波動，表明在自貿(mào)區(qū)成立之前處理組與控制組的被解釋變量有著相同的變化趨勢，滿足平行趨勢假設。在自貿(mào)區(qū)成立之后，Dkit的系數(shù)變?yōu)檎登揖哂薪y(tǒng)計上的顯著性，且其帶動效應在自貿(mào)區(qū)設立第六年后仍然存在，充分顯示了自貿(mào)區(qū)政策對地區(qū)經(jīng)濟的推動作用。更進一步來看，自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應經(jīng)歷了一個先變大后變小再變大的過程，可能的原因是隨著自貿(mào)區(qū)數(shù)量的增多，使較早設立的自貿(mào)區(qū)制度紅利有所下降。但隨著自貿(mào)區(qū)成功經(jīng)驗在全國的復制推廣，其整體經(jīng)濟效應又有所提升。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

4.3.1 安慰劑檢驗

借鑒劉瑞明等[25]在檢驗國家高新區(qū)政策效應時的安慰劑檢驗方法，本文將政策實施時間分別提前兩年和三年，通過核心解釋變量系數(shù)的變化來判斷基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。安慰劑檢驗結(jié)果見表4。

表4 安慰劑檢驗結(jié)果

從安慰劑檢驗結(jié)果可以看出，將自貿(mào)區(qū)實施時間分別提前兩年和三年后，其經(jīng)濟效應不斷下降且均小于基準回歸結(jié)果的估計值，可以認為基準模型通過了安慰劑檢驗。這從另一方面表明自貿(mào)區(qū)政策促進了地區(qū)經(jīng)濟增長，而非其他影響經(jīng)濟增長的因素。

4.3.2 利用PSM-DID處理樣本選擇性偏誤

由于使用雙重差分模型對政策效應估計時容易出現(xiàn)樣本選擇性偏誤，借鑒Heckman等[26]的方法，將PSM估計方法引入DID模型，為實施政策的處理組篩選出更合適的控制組，在此基礎上再次對政策效應進行估計，實證結(jié)果見表5。

表5 PSM-DID估計結(jié)果

由表5可以看出，不同匹配方法估計出的ATT差值均為正值，且其T值均大于1.96，可以認為ATT差值具有統(tǒng)計意義上的顯著性，進一步檢驗了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.3.3 排除其他政策影響

在經(jīng)濟發(fā)展過程中，一個地區(qū)往往疊加了多項經(jīng)濟政策。在設立自貿(mào)區(qū)之前，處理組中有9個城市已經(jīng)設立國家級新區(qū)，有8個城市已經(jīng)設立國家綜合配套改革試驗區(qū)，這些政策同樣會對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展造成影響。因此，為了排除其他政策對估計結(jié)果造成的干擾，本文在基準回歸模型中加入國家級新區(qū)虛擬變量以及國家綜合配套改革試驗區(qū)虛擬變量，此時估計模型如（3）式：

在（3）式中，did01it為是否設立國家級新區(qū)的虛擬變量，若城市i在t年及之后設立了國家級新區(qū)，則取值為1，否則為0。did02it為是否設立國家綜合配套改革試驗區(qū)的虛擬變量，若城市i在t年及之后設立了國家級綜合配套改革試驗區(qū)，則取值為1，否則為0。該模型估計結(jié)果見表6。

表6 排除其他政策影響估計結(jié)果

從估計結(jié)果可以看出，將did01it與did02it分別加入與同時加入模型之后，自貿(mào)區(qū)虛擬變量依然顯著為正，與基準回歸結(jié)果保持一致。該結(jié)果表明雖然部分處理組城市同時疊加了多項區(qū)位政策，但自貿(mào)區(qū)依然能夠通過其區(qū)別于其他政策的制度創(chuàng)新措施帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。

4.3.4 剔除上海

上海為2013年最早成立的第一批自貿(mào)區(qū)，已經(jīng)積累了許多可在全國范圍內(nèi)復制推廣的成功經(jīng)驗，同時有著區(qū)別于其他自貿(mào)區(qū)的功能定位。除此之外，其本身作為直轄市，可能通過虹吸周邊城市的經(jīng)濟要素來帶動自身經(jīng)濟的發(fā)展。因此本文在穩(wěn)健性部分剔除上海來檢驗基準回歸結(jié)果，估計結(jié)果如表7模型（1）。

表7 剔除上海及縮小控制組城市范圍估計結(jié)果

從did系數(shù)可以看出，在剔除上海之后，自貿(mào)區(qū)虛擬變量的系數(shù)仍然顯著為正，表明前三批自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟的帶動作用不只是因為上海本身作為直轄市以及其政策方面的優(yōu)勢。

4.3.5 縮小控制組城市范圍

2019年8 月，國務院正式批復山東、江蘇、廣西、河北、云南和黑龍江成為第五批自由貿(mào)易試驗區(qū)試點省份。由于本文樣本期截止時間為2019年，考慮到第五批自貿(mào)區(qū)發(fā)揮的政策效應十分有限，故將其保留在控制組城市中。在穩(wěn)健性檢驗部分為了使結(jié)果更加嚴謹，在此剔除第五批自貿(mào)區(qū)試點城市，由表7模型（2）可以看出在改變控制組城市后，核心解釋變量仍然顯著為正，進一步驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

5 異質(zhì)性分析

由于各個處理組城市自身初始經(jīng)濟基礎以及自貿(mào)區(qū)功能定位的不同，自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟的影響可能存在著異質(zhì)性。因此本文將從設立時間、地理區(qū)位以及城市行政級別三個維度對自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟影響的異質(zhì)性進行考察。

5.1 對不同批次的自貿(mào)區(qū)進行異質(zhì)性分析

根據(jù)自貿(mào)區(qū)設立的時間，分別對前三批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應進行分析，由表8可以看出，第二批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應顯著高于第一批與第三批自貿(mào)區(qū)?？赡艿脑蚴巧虾Ｗ鳛榈谝慌再Q(mào)區(qū)成立時間最久，隨著自貿(mào)區(qū)數(shù)量的逐漸增多以及區(qū)位政策的疊加，自貿(mào)區(qū)本身的動態(tài)經(jīng)濟效應逐漸下降。同時第三批設立的自貿(mào)區(qū)多為非省會城市的地級市，自貿(mào)區(qū)設立可能導致周邊經(jīng)濟較為發(fā)達城市的虹吸效應。且由于自身地理區(qū)位以及經(jīng)濟基礎，其對臨近地區(qū)經(jīng)濟要素集聚能力有限，從而表現(xiàn)出“政策洼地”效應。

表8 不同批次自貿(mào)區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果

5.2 對不同地理區(qū)位的自貿(mào)區(qū)進行異質(zhì)性分析

根據(jù)地理區(qū)位，將前三批自貿(mào)區(qū)劃分為內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)，同時根據(jù)城市群進一步將沿海型自貿(mào)區(qū)劃分為長三角、珠三角以及京津冀。研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應更加顯著，且內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)核心解釋變量的系數(shù)要大于位于珠三角與京津冀城市群的自貿(mào)區(qū)。對于這一現(xiàn)象可能的解釋是位于內(nèi)陸的自貿(mào)區(qū)初始經(jīng)濟水平與沿海型自貿(mào)區(qū)存在著一定差距。根據(jù)邊際效應遞減規(guī)律，設立自貿(mào)區(qū)可能通過改變其初始經(jīng)濟水平從而產(chǎn)生更加顯著的帶動效應，從而縮小區(qū)域之間的經(jīng)濟發(fā)展水平差異。表9的研究結(jié)果與假說1相符合。

表9 不同地理區(qū)位自貿(mào)區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果

5.3 對不同行政級別的自貿(mào)區(qū)進行異質(zhì)性分析

根據(jù)城市行政級別，將前三批自貿(mào)區(qū)劃分為直轄市、副省級和省會城市以及其他規(guī)模相對來說較小的市。從估計結(jié)果來看（見表10），只有直轄市自貿(mào)區(qū)虛擬變量的系數(shù)顯著為正?？赡艿脑蚴侵陛犑信c其他城市相比有著更加強大的經(jīng)濟基礎，同時各項政策也會向直轄市傾斜。設立自貿(mào)區(qū)會促進周邊地區(qū)各項經(jīng)濟要素向直轄市集聚，高素質(zhì)勞動力也會更傾向于在直轄市尋找工作機會，從而促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構升級以及經(jīng)濟增長。此研究結(jié)果使假說2得到驗證。

表10 不同行政級別自貿(mào)區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果

6 研究結(jié)論與政策建議

6.1 研究結(jié)論

本文基于2009—2019年全國197個城市的面板數(shù)據(jù)，利用多期雙重差分法對前三批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應進行了研究。結(jié)果表明：

第一，自貿(mào)區(qū)政策能夠帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展，這一結(jié)果在將影響地區(qū)經(jīng)濟增長的控制變量加入模型以及進行一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。

第二，自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟的帶動作用在政策實施第六年后仍然存在，但其動態(tài)效應經(jīng)歷了一個先變大后變小再變大的過程，表明自貿(mào)區(qū)的政策凈效應可能受時間、自貿(mào)區(qū)數(shù)量以及不同自貿(mào)區(qū)功能定位的影響。

第三，通過從三個維度對自貿(mào)區(qū)進行異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)從設立時間上看第二批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應要大于第一批以及第三批自貿(mào)區(qū)。從地理區(qū)位來看，位于內(nèi)陸地區(qū)的自貿(mào)區(qū)政策效果要大于位于沿海地區(qū)的自貿(mào)區(qū)。將沿海地區(qū)進一步根據(jù)城市群劃分之后發(fā)現(xiàn)，位于珠三角以及京津冀地區(qū)的自貿(mào)區(qū)政策效果顯著，而位于長三角地區(qū)的自貿(mào)區(qū)政策效果不顯著。從城市行政級別來看，設立自貿(mào)區(qū)的直轄市對經(jīng)濟帶動作用最為顯著。

6.2 政策建議

基于研究結(jié)論，本文提出以下幾點政策建議：

第一，積極在全國范圍內(nèi)復制推廣自貿(mào)區(qū)成功經(jīng)驗。從最早的上海自貿(mào)區(qū)成立以來，自貿(mào)區(qū)已經(jīng)積累了許多可以在全國范圍內(nèi)復制推廣的成功經(jīng)驗，其中包括貿(mào)易領域、投資領域、金融創(chuàng)新領域以及事中事后監(jiān)管領域等。通過將這些領域的成功經(jīng)驗向全國其他地區(qū)推廣，有利于促進區(qū)域協(xié)同發(fā)展，縮小區(qū)域經(jīng)濟差距。

第二，因地制宜，差異化建設自貿(mào)區(qū)。我國已經(jīng)成立的六批自貿(mào)區(qū)，其地理區(qū)位覆蓋東部、中部、西部、沿海、內(nèi)陸與沿邊。不同的自貿(mào)區(qū)初始經(jīng)濟條件不同，設立時間不同，其吸引外資、勞動力以及高科技產(chǎn)業(yè)等經(jīng)濟要素的能力也不同。要根據(jù)自貿(mào)區(qū)不同的戰(zhàn)略定位和發(fā)展目標，差異化探索更適合各自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟政策，實現(xiàn)自貿(mào)區(qū)高標準高質(zhì)量建設。

第三，賦予自貿(mào)區(qū)更大改革自主權。自貿(mào)區(qū)需要在牢固樹立國家總體安全觀、切實加強自貿(mào)試驗區(qū)風險防控體系建設的基礎上先行先試，積極探索經(jīng)濟增長新路徑，以開放促改革、促發(fā)展、促創(chuàng)新。同時要把工作做細、制度落實、嚴格監(jiān)督，營造一個公正透明的法治環(huán)境，為進一步擴大改革開放積累寶貴經(jīng)驗。