一 引 言

加入世界貿(mào)易組織后，中國經(jīng)濟迅速發(fā)展，同時面臨新的區(qū)域性和服務(wù)貿(mào)易規(guī)則(如TPP、TTIP和PSA等)所帶來的挑戰(zhàn)。在此國際背景下，2013年9月29日，國務(wù)院批準設(shè)立中國(上海)自由貿(mào)易試驗區(qū)，這是對新的貿(mào)易規(guī)則和標準的一種嘗試。2014年12月，為了進一步向全國各地推廣上海自由貿(mào)易試驗區(qū)的成功經(jīng)驗，國務(wù)院批準設(shè)立廣東、福建和天津三個自由貿(mào)易試驗區(qū)，并且擴大了上海自由貿(mào)易試驗區(qū)原有園區(qū)范圍。鑒于前期自貿(mào)區(qū)運行狀況較好，2016年8月31日，黨中央、國務(wù)院決定增設(shè)浙江、遼寧、湖北、河南、陜西、重慶、四川7個自貿(mào)區(qū)。2018年，黨中央決定支持建設(shè)海南自由貿(mào)易試驗區(qū)。迄今為止，全國共批準成立12個自由貿(mào)易試驗區(qū)。隨著上海、天津、廣東和福建等四大自貿(mào)區(qū)的改革紅利及經(jīng)驗在全國推廣，中國自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略穩(wěn)步推進，成為檢驗我國對外開放水平的重要方面。

設(shè)立自由貿(mào)易區(qū)的主要目的是通過制度創(chuàng)新來促進貿(mào)易便利化，但自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略實施對于對外貿(mào)易產(chǎn)生什么樣的影響？現(xiàn)有研究還很不足，因此本文嘗試運用雙重差分模型，以我國四大自由貿(mào)易試驗區(qū)為例分析自貿(mào)區(qū)對貿(mào)易流量和貿(mào)易方式的影響。與現(xiàn)有相關(guān)研究成果相比，本文可能的創(chuàng)新之處在：(1)采用雙重差分方法來研究自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)。研究樣本比較完整，包括上海、天津、廣東和福建四個自貿(mào)區(qū)，成立時間都超過兩年，且上海與其他三個自貿(mào)區(qū)成立時間不相同，這為研究的準確性討論奠定了基礎(chǔ)。(2)在研究自貿(mào)區(qū)對貿(mào)易進出口影響時，按貿(mào)易方式對進出口進行劃分，研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對貿(mào)易方式和貿(mào)易流量的影響，使得本研究的實證結(jié)果更為全面。

二 文獻綜述

絕對優(yōu)勢理論和比較優(yōu)勢理論為自由貿(mào)易理論解釋兩國或兩地區(qū)互利貿(mào)易問題提供了依據(jù)。當前學(xué)術(shù)界對設(shè)立自貿(mào)區(qū)作用的看法主要有兩種：一是認為設(shè)立自貿(mào)區(qū)可以促進商品生產(chǎn)和交換，打破資源流動障礙和貿(mào)易壁壘，通過影響貿(mào)易成本、市場范圍、企業(yè)生產(chǎn)率等正向作用于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展(Chauffour和Maur，2011[1]; Castilho et al., 2015[2])；二是認為設(shè)立自貿(mào)區(qū)可能對區(qū)域內(nèi)的平衡發(fā)展產(chǎn)生負面影響，例如影響產(chǎn)業(yè)分工與區(qū)位選擇、拉大收入差距，并且對自貿(mào)區(qū)的相關(guān)政策傾斜，可能導(dǎo)致“劫貧濟富”問題(Polaski,2006[3]; Jenkins和Kuo,2013[4])。國內(nèi)有關(guān)自貿(mào)區(qū)設(shè)立的影響的觀點以正向作用居多。

Park(2003)[5]采用靜態(tài)一般均衡模型分析中日韓自由貿(mào)易區(qū)的宏觀經(jīng)濟影響，認為中日韓自貿(mào)區(qū)的成立會促進中國、日本和韓國的經(jīng)濟增長，并且韓國將成為最大的受益國。Urata和Kiyota(2003)[6]采用多部門CGE模型研究東亞自貿(mào)區(qū)產(chǎn)生的經(jīng)濟效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)東亞自貿(mào)區(qū)的成立促進東亞地區(qū)經(jīng)濟增長，但其對于行業(yè)內(nèi)貿(mào)易或具有比較優(yōu)勢的貿(mào)易沒有顯著效果。Siriwardana和Yang(2008)[7]運用GTAP模型對中澳(澳大利亞)自由貿(mào)易區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)進行了預(yù)測，研究發(fā)現(xiàn)貿(mào)易創(chuàng)造效應(yīng)超過了貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)，同時使得兩個國家的GDP增長。李麗等(2008)[8]以中印自貿(mào)區(qū)為研究對象，運用等遞歸動態(tài)法和GTAP模型分析發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)建設(shè)能夠促進貿(mào)易增長。

陳林(2016)[9]研究發(fā)現(xiàn)，目前中國自貿(mào)區(qū)建設(shè)存在三個誤區(qū)：(1)誤以為自由貿(mào)易的負面清單制度是效仿國外的新生事物。(2)現(xiàn)有的研究只停留在貿(mào)易自由，而忽視了投資自由。(3)地方政府將自貿(mào)區(qū)看成開發(fā)區(qū)，以GDP增長來評判自貿(mào)區(qū)建設(shè)成功與否。王利輝和劉志紅(2017)[10]基于“反事實”的思維視角，運用面板數(shù)據(jù)政策效應(yīng)評估方法與合成控制法，分析了上海自貿(mào)區(qū)政策對于地區(qū)經(jīng)濟的影響效應(yīng)，結(jié)果顯示自貿(mào)區(qū)政策對于地方經(jīng)濟具有正向影響。李鵬凱(2016)[11]從虹吸效應(yīng)和溢出效應(yīng)兩個方面分析了天津自貿(mào)區(qū)的成立對于京津冀協(xié)同發(fā)展以及區(qū)域經(jīng)濟差異的影響。譚娜等(2015)[12]基于我國31個省、市、自治區(qū)進出口總額增長率的月度數(shù)據(jù)和工業(yè)增加值增長率,運用反事實的研究方法，發(fā)現(xiàn)建立上海自貿(mào)區(qū)促進了上海經(jīng)濟增長，分別使上海市工業(yè)增加值和進出口總額月同比增長率提升2.69和6.73個百分點。

王冠鳳(2015)[13]從平臺視角出發(fā)，研究上海自由貿(mào)易區(qū)新型業(yè)態(tài)的發(fā)展與服務(wù)功能的拓展，發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)依靠其本身高度自由化的優(yōu)勢，在平臺經(jīng)濟的基礎(chǔ)上，大力發(fā)展新型貿(mào)易，實現(xiàn)了上海城市功能服務(wù)的新拓展。丁小荷和周昭雄(2018)[14]研究上海自貿(mào)區(qū)的成立對于長三角地區(qū)貿(mào)易出口的影響，發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)的成立對于長三角地區(qū)貨物貿(mào)易出口具有顯著的正向促進作用。何勤和楊瓊(2014)[15]利用貿(mào)易引力模型實證分析了成立上海自由貿(mào)易區(qū)對貿(mào)易便利化的影響。趙亮(2017)[16]通過構(gòu)建“3×3×2”的數(shù)理模型，對我國自貿(mào)區(qū)驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展情況進行GTAP模擬實驗，實證結(jié)果表明自貿(mào)區(qū)可以通過擴大經(jīng)濟總量、提高社會福利和增加對外貿(mào)易總量等三方面來驅(qū)動我國的經(jīng)濟增長。韓琳琳和田博(2016)[17]在貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)視角下，運用引力模型度量了自貿(mào)區(qū)內(nèi)跨境電子商務(wù)等因素對于不同附加值商品出口的影響。項后軍等(2016)[18]運用反事實的研究方法和模糊斷點回歸分析了上海自貿(mào)區(qū)成立對于貿(mào)易發(fā)展和資本流動的影響，研究發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)的成立對于貨物凈進口和資本流動都具有顯著促進效應(yīng)。

目前的研究多從海關(guān)監(jiān)管模式、負面清單模型和金融改革等方面對自貿(mào)區(qū)進行定性研究。受限于自貿(mào)區(qū)數(shù)據(jù)可獲得性，較少有對自貿(mào)區(qū)設(shè)立對貿(mào)易影響的定量研究。項后軍等(2016)[18]基于短期內(nèi)的月度數(shù)據(jù)研究上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于貿(mào)易發(fā)展和資本流動的影響，但上海特殊的經(jīng)濟地位，使其研究具有很大的局限性，無法全面地闡釋出自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于貿(mào)易的影響和自貿(mào)區(qū)政策的貿(mào)易效應(yīng)。同時現(xiàn)有文獻大多是探究自貿(mào)區(qū)政策對于進出口總體的影響，缺乏對進口和出口的差異化研究。另外，現(xiàn)有文獻在研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于貿(mào)易的影響時，較少從貿(mào)易方式方面來考察其深層次的貿(mào)易效應(yīng)，多集中在研究國家間成立的自貿(mào)區(qū)對于貿(mào)易效應(yīng)的影響，例如中國-東盟自貿(mào)區(qū)貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)效應(yīng)。本文結(jié)合已成立的四大自貿(mào)區(qū)，研究中國自由貿(mào)易試驗區(qū)的成立對對外貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型的影響，并分析對一般貿(mào)易與加工貿(mào)易兩方面進口、出口的異質(zhì)化影響。

三 模型構(gòu)建、變量選取和數(shù)據(jù)來源

(一)模型的選擇

1.雙重差分模型的構(gòu)建

借鑒已有研究，本文采取DID模型檢驗滬粵津閩四大自貿(mào)區(qū)的建立對于貨物進出口貿(mào)易的影響：

Yit=α0+α1didit+α2zit+εit

其中，i和t分別表示第i個省份的第t年；被解釋變量Yit表示滬粵津閩地區(qū)貿(mào)易流量和貿(mào)易方式；didit是表示第i個省份第t年是否發(fā)生“處理”的虛擬變量，是時間因素time(自貿(mào)區(qū)成立年份)和地區(qū)因素treated(實施自貿(mào)區(qū)政策的省份)的交叉項，本文中自貿(mào)區(qū)政策實施時間涉及到2013年和2015年兩個時間點，實施后取1，否則為0。選取的實驗組包括四個地區(qū)：福建省、天津市、上海市和廣東省，實驗組中treated取1，其余省份取0。通過觀察didit系數(shù)，分析自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)；zit表示控制變量，包括GDP、勞動力人數(shù)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、R&D和FDI；εit表示隨機干擾項。

2.平行趨勢檢驗

檢驗政策實施的實際效果最廣泛運用的模型是雙重差分模型，但是在使用雙重差分模型之前必須滿足一定的條件。如果實驗組沒有受到政策刺激，那么實驗組和對照組的相關(guān)指標在樣本期間的變化趨勢應(yīng)該是一樣的，因此該模型要求實驗組和對照組在政策實施前必須具有相同的變化趨勢，被稱為平行趨勢檢驗。圖1描述了上海市、天津市、廣東省和福建省與對照組在樣本期間被解釋變量(貿(mào)易進口總量和出口總量的對數(shù))的均值變化趨勢。由于上海自貿(mào)區(qū)的成立時間與其余三大自貿(mào)區(qū)成立時間不同，分開對其進行檢驗，圖1中實驗組1表示廣東省、福建省和天津市。從圖1來看，上海市在政策實施前進口和出口總量的變化趨勢一致，實驗組1僅在2002年進口總量的變化趨勢與對照組出現(xiàn)差異，其余年份皆呈現(xiàn)一致的變化趨勢，其在出口總量的變化趨勢與對照組保持一致，所以綜合來看本文運用雙重差分模型分析自貿(mào)區(qū)政策對于貿(mào)易的影響是可行的。

圖1 貿(mào)易進口和出口總量平行趨勢檢驗

(二)變量的選取

1.被解釋變量

(1)貿(mào)易流量。設(shè)立自由貿(mào)易試驗區(qū)是中國對外開放的一項重大舉措，其中一個主要目標就是推動貿(mào)易投資便利化和自由化，目前批準設(shè)立的12個自貿(mào)區(qū)中，除了上海自貿(mào)區(qū)成立時間較早，其他幾大自貿(mào)區(qū)的成立時間都比較短，所以為了研究自貿(mào)區(qū)政策對于貿(mào)易流量的細分影響，選取貿(mào)易進出口總額、進口總額和出口總額作為被解釋變量，從進口和出口兩個方面考察自貿(mào)區(qū)政策對于貿(mào)易流量的影響。

(2)貿(mào)易方式。在研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于貿(mào)易流量的影響時，只能觀測到其對進口和出口總量具有何種效應(yīng)，而不能具體解釋產(chǎn)生這種效應(yīng)的原因。貨物貿(mào)易分為一般貿(mào)易、加工貿(mào)易和其他貿(mào)易三種方式，主要構(gòu)成是一般貿(mào)易和加工貿(mào)易，本文進一步選取一般貿(mào)易進口和出口、加工貿(mào)易進口和出口作為被解釋變量，嘗試從不同貿(mào)易方式角度去解釋自貿(mào)區(qū)政策對于貿(mào)易流量的影響。

2.解釋變量

將自貿(mào)區(qū)成立的時間作為時間虛擬變量。上海自貿(mào)區(qū)成立時間為2013年，天津、廣東和福建自貿(mào)區(qū)成立時間為2015年，由于本文所研究的對象存在兩個政策實施時間，所以運用多期DID模型分析自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)。同時將是否實施自貿(mào)區(qū)政策的省份作為地區(qū)虛擬變量。以時間虛擬變量和地區(qū)虛擬變量的交互項作為核心解釋變量。核心解釋變量的引入可以定量檢驗自貿(mào)區(qū)政策實施的貿(mào)易效應(yīng)。

3.控制變量

地區(qū)生產(chǎn)總值(gdp)：反映地區(qū)總體的經(jīng)濟增長情況和經(jīng)濟環(huán)境，對貿(mào)易具有一定的影響。

外商直接投資(fdi)：以年末實際利用外商直接投資作為衡量指標。外商直接投資能夠帶來國外的先進技術(shù)和管理經(jīng)驗，并利用技術(shù)溢出效應(yīng)改善本地區(qū)貿(mào)易結(jié)構(gòu)，促進貿(mào)易發(fā)展，帶動經(jīng)濟增長。

勞動力(labor)：采用年末就業(yè)人數(shù)來作為勞動力的代理變量。勞動力數(shù)量變化會引起勞動力成本的變化，對要素密集型行業(yè)的進出口貿(mào)易和貿(mào)易結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響。

研發(fā)投入(R&D)：采用研發(fā)經(jīng)費的內(nèi)部支出作為研發(fā)投入的代理變量。研發(fā)投入是科技進步和發(fā)展的重要源泉，科技進步一方面能通過促進經(jīng)濟增長，帶動貿(mào)易發(fā)展。另一方面可以通過技術(shù)改造實現(xiàn)行業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)升級，改善商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

各變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

(三)數(shù)據(jù)來源

本文以包括廣東省、福建省、上海市和天津市在內(nèi)的22個省、市、自治區(qū)為研究對象，廣東、福建、上海、天津為實驗組，其余18個省、市、自治區(qū)為對照組，以2001-2017年為樣本期間，數(shù)據(jù)來源于各省市的統(tǒng)計年鑒。其他省市或自治區(qū)的樣本數(shù)據(jù)沒有考慮在內(nèi)的原因為：(1)部分省市及自治區(qū)的相關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)缺失。(2)一些偏遠省市貿(mào)易發(fā)展較為緩慢，與上海市、天津市、廣東省和福建省差異較大。

四 實證結(jié)果分析

(一)自貿(mào)區(qū)政策對貿(mào)易流量影響的實證分析

首先用雙重差分法實證檢驗自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對于進口總額和出口總額的影響效應(yīng)，實證結(jié)果見表2和表3。模型1和模型5沒有控制時間效應(yīng)和固定效應(yīng)，同時也沒有加入控制變量。結(jié)果顯示，自貿(mào)區(qū)政策對商品進口和出口的影響顯著為正，且與對照組進行對比時，實驗組的進口總額和出口總額分別顯著上升了0.77和0.59個百分點，但是由于未加入其它相關(guān)變量，結(jié)果可能存在偏差。模型2和模型6控制了時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，但未加入控制變量，結(jié)果顯著為負，并且擬合優(yōu)度較高。模型3和模型7加入控制變量但不控制時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，整體結(jié)果依然顯著為負，地區(qū)生產(chǎn)總值和研發(fā)經(jīng)費對進口和出口的影響顯著為正，外商直接投資的系數(shù)為正，但不顯著。而勞動力的影響都顯著為負，勞動力數(shù)量增加，會導(dǎo)致結(jié)構(gòu)性失業(yè)問題，低端勞動力過剩而中高端勞動力相對缺乏，增加企業(yè)的生產(chǎn)成本，影響貿(mào)易進出口和商品貿(mào)易結(jié)構(gòu)，所以勞動力的效應(yīng)為負。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響效應(yīng)雖然為負但不顯著。

模型4和模型8加入了控制變量，控制了時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)。其檢驗結(jié)果顯示did變量系數(shù)顯著為負，且擬合優(yōu)度較高，說明自貿(mào)區(qū)的成立對進口總額和出口總額產(chǎn)生了負效應(yīng)。成立自貿(mào)區(qū)的一個主要初衷就是通過金融改革和制度創(chuàng)新來推動貿(mào)易和投資便利化，利用相關(guān)政策措施大幅度減少進出口企業(yè)的辦事環(huán)節(jié)、極大地降低貿(mào)易成本，促進進口和出口?；貧w結(jié)果與之不一致的原因可能是：本文選取上海市、天津市、福建省和廣東省作為實驗組，除上海自貿(mào)區(qū)之外其他三個自貿(mào)區(qū)成立時間較短，對進口和出口產(chǎn)生的影響較不明顯，而且在對照組中也有幾個進出口量較大的省份，所以綜合來看，自貿(mào)區(qū)政策對于實驗組的進口和出口產(chǎn)生了負效應(yīng)。為進一步解釋這一結(jié)果，下面將從一般貿(mào)易和加工貿(mào)易兩個角度出發(fā)分析自貿(mào)區(qū)政策的細分效應(yīng)。

表2 自貿(mào)區(qū)政策對于進口總額的影響

注: 括號內(nèi)數(shù)值為變量估計系數(shù)的標準誤; * 、**、*** 分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著。

表3 自貿(mào)區(qū)政策對于出口總額的影響

(續(xù)上表)

變量模型5模型6模型7模型8lnfdi0.1007??0.0127(0.045)(0.041)lnlabor-0.3998??-0.9737???(0.156)(0.255)lnR&D0.5500???0.6154???(0.105)(0.102)lnstructure-1.0447-0.6349(0.714)(0.659)常數(shù)項5.1308???2.8473???-3.5313???-4.3575(0.273)(0.112)(1.168)(2.740)時間效應(yīng)控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制within R20.01200.84110.85690.8886N374374374374

注: 括號內(nèi)數(shù)值為變量估計系數(shù)的標準誤; * 、**、***分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著。

(二)自貿(mào)區(qū)政策對于貿(mào)易方式影響的實證分析

為探討自貿(mào)區(qū)政策對進口總額和出口總額產(chǎn)生負效應(yīng)的原因，且進一步實證分析自貿(mào)區(qū)的成立對于貿(mào)易方式的影響，本部分采用雙重差分法對一般貿(mào)易進口和出口、加工貿(mào)易進口和出口進行實證檢驗。

從一般貿(mào)易進口占比和出口占比來看，表4中的模型9和表5中的模型13顯示，在未控制時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，未加入控制變量的情況下，自貿(mào)區(qū)的成立對于一般貿(mào)易的進口占比和出口占比產(chǎn)生了正向效應(yīng)，兩者的系數(shù)值分別為0.2947和0.4993。這說明相對于未成立自貿(mào)區(qū)的省份，自貿(mào)區(qū)的成立使得自貿(mào)區(qū)省份一般貿(mào)易進口和出口占比顯著增加。模型10和模型14控制了時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，但未加入控制變量，自貿(mào)區(qū)政策的貿(mào)易效應(yīng)依然顯著為正。在模型11和模型15中加入地區(qū)生產(chǎn)總值、外商直接投資、勞動力、研發(fā)經(jīng)費和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量，但未控制時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，得出的結(jié)果依然顯著為正。模型12和模型16在加入控制變量的同時，控制了時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，自貿(mào)區(qū)政策系數(shù)分別為0.3859和0.3952，結(jié)果顯著為正。綜合來看，無論是否加入控制變量，是否控制時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，實證結(jié)果都表明自貿(mào)區(qū)的成立促進了一般貿(mào)易進口和出口的發(fā)展，使得其占比增加，并且自貿(mào)區(qū)政策系數(shù)值的變化幅度不是很大。

表4 自貿(mào)區(qū)政策對于一般貿(mào)易進口的影響

(續(xù)上表)

變量模型9模型10模型11模型12lnfdi-0.1313???-0.1023???(0.032)(0.033)lnlabor0.09530.2987(0.091)(0.202)lnR&D0.0583-0.0521(0.073)(0.081)lnstructure0.09530.2987常數(shù)項-0.5726???-0.5013???0.00670.2399(0.059)(0.078)(0.511)(0.521)時間效應(yīng)控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制within R20.04780.17250.10380.2488N374374374374

注: 括號內(nèi)數(shù)值為變量估計系數(shù)的標準誤; * 、**、***分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著。

表5 自貿(mào)區(qū)政策對于一般貿(mào)易出口的影響

注: 括號內(nèi)數(shù)值為變量估計系數(shù)的標準誤; * 、**、***分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著。

從加工貿(mào)易進口和出口占比來看，在不加入控制變量、未控制時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)時，模型17和模型21顯示自貿(mào)區(qū)政策的系數(shù)值顯著為負，說明與未實施自貿(mào)區(qū)政策的省市相比較，實施自貿(mào)區(qū)政策的省份，其加工貿(mào)易進口和出口占比下降，且兩者下降的比例相接近。模型18和模型22引入時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)后，政策效應(yīng)依然顯著為負。為進一步探究自貿(mào)區(qū)政策對于加工貿(mào)易的影響，在模型19和模型23中加入了控制變量，但未控制時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)其系數(shù)值還是顯著為負，且可以看出外商直接投資對于加工貿(mào)易進口和出口的作用顯著為正。模型20和模型24加入了控制變量，引入了時間效應(yīng)和地區(qū)效應(yīng)，自貿(mào)區(qū)政策的效應(yīng)依然穩(wěn)健，系數(shù)值在1%的顯著性水平通過檢驗。根據(jù)以上分析，可以發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的成立對于加工貿(mào)易進口和出口具有負效應(yīng)。

表6 自貿(mào)區(qū)政策對于加工貿(mào)易進口的影響

注: 括號內(nèi)數(shù)值為變量估計系數(shù)的標準誤; * 、**、***分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著。

表7 自貿(mào)區(qū)政策對于加工貿(mào)易出口的影響

(續(xù)上表)

變量模型21模型22模型23模型24lnfdi0.05040.0233(0.056)(0.061)lnlabor-0.0861-0.1506(0.169)(0.378)lnR&D0.14130.1706(0.128)(0.152)lnstructure0.37080.1458(0.891)(0.976)常數(shù)項-1.4168???-3.1312???-3.1673??-6.9856?(0.119)(0.140)(1.317)(4.056)時間效應(yīng)控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制within R20.01710.10480.08930.1203N374374374374

注: 括號內(nèi)數(shù)值為變量估計系數(shù)的標準誤; * 、**、***分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著。

(三)綜合分析自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)

總體而言，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對于商品貿(mào)易進口和出口應(yīng)該具有正向作用，在模型1和模型5中也可以看出，自貿(mào)區(qū)政策的系數(shù)顯著為正。但隨著控制變量和時間效應(yīng)、地區(qū)效應(yīng)的引入，自貿(mào)區(qū)政策的效應(yīng)變?yōu)樨撝?，且?%的顯著性水平上通過檢驗，擬合優(yōu)度較好。貿(mào)易方式對此結(jié)論提供了一個解釋維度，下面從一般貿(mào)易和加工貿(mào)易來分析自貿(mào)區(qū)政策的效應(yīng)。

從一般貿(mào)易進口和加工貿(mào)易進口方面看，以模型12和模型20為例進行說明，實證結(jié)果顯示：自貿(mào)區(qū)政策對于一般貿(mào)易進口的作用顯著為正，系數(shù)值為0.3859，而自貿(mào)區(qū)政策對于加工貿(mào)易進口的作用顯著為負，系數(shù)值為-0.5746?？梢钥闯?，自貿(mào)區(qū)政策對于加工貿(mào)易進口的負效應(yīng)要大于對一般貿(mào)易進口的正效應(yīng)，這可能是導(dǎo)致自貿(mào)區(qū)成立對于進口總額的影響結(jié)果顯著為負的原因之一。

從一般貿(mào)易出口和加工貿(mào)易出口方面看，模型16和模型24實證結(jié)果顯示：自貿(mào)區(qū)政策對于一般貿(mào)易出口的效應(yīng)顯著為正，系數(shù)值為0.3952，而對于加工貿(mào)易出口則顯著為負，系數(shù)值為-0.5496。自貿(mào)區(qū)政策對于加工貿(mào)易出口的負效應(yīng)明顯超過對一般貿(mào)易出口的正效應(yīng)，從而可能使得自貿(mào)區(qū)政策對商品出口總額產(chǎn)生負向作用。

從貿(mào)易方式的角度看，自貿(mào)區(qū)政策對于一般貿(mào)易進口和出口占比都具有正向效應(yīng)，而對于加工貿(mào)易進口和出口占比具有負向效應(yīng)，所以相對于未成立自貿(mào)區(qū)的對照組省份來說，自貿(mào)區(qū)政策能夠提高實驗組一般貿(mào)易的比重，降低加工貿(mào)易的比重。

(四)影響機制分析

陳敏(2017)[19]從金融發(fā)展視角出發(fā)研究貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型與全球價值鏈升級關(guān)系，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展能夠?qū)庸べQ(mào)易產(chǎn)生阻礙作用，從而推動貿(mào)易方式向一般貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級。倪栩東(2018)[20]研究了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對于貿(mào)易方式的影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級能夠促進一般貿(mào)易出口額的增長。張毓卿和周才云(2016)[21]分析貿(mào)易成本變化對于我國貿(mào)易方式的影響，結(jié)果表明貿(mào)易成本對于一般貿(mào)易的影響要大于對加工貿(mào)易的影響。

綜上所述，設(shè)立滬粵津閩四大自貿(mào)區(qū)對進口總額和出口總額作用顯著為負的影響機制在于：

1.成立自貿(mào)區(qū)最主要的目的在于通過金融改革措施和制度創(chuàng)新來提高貿(mào)易便利化水平，降低貿(mào)易成本。而就現(xiàn)行情況看，四大自貿(mào)區(qū)成立時間都不長，上海自貿(mào)區(qū)稍早1年多，對貿(mào)易成本影響的顯現(xiàn)尚不充分，可能僅僅限于各項交易成本的降低，貿(mào)易成本降低效應(yīng)未能完全體現(xiàn)出來，而貿(mào)易成本直接影響一般貿(mào)易和加工貿(mào)易，且對一般貿(mào)易的影響要大于對加工貿(mào)易的影響，因此，貿(mào)易成本效應(yīng)不顯著，限制了其對一般貿(mào)易的正向促進作用的擴大，使得自貿(mào)區(qū)政策對于進口和出口的作用顯著為負。

2.從金融發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的角度來看，滬粵津閩四大自貿(mào)區(qū)中只有上海市和廣東省的金融制度較為完善，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級涉及到經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)變，這些都需要經(jīng)歷一段時間才能實現(xiàn)，可能對實驗組的進口和出口存在滯后影響，導(dǎo)致對總體貿(mào)易的正向促進作用未顯現(xiàn)。

不容忽視的是，自貿(mào)區(qū)內(nèi)投資便利化政策會對加工貿(mào)易產(chǎn)生負面沖擊，使得加工貿(mào)易企業(yè)在市場競爭中處于劣勢地位，最后逐漸退出市場，向一般貿(mào)易領(lǐng)域轉(zhuǎn)變。另一方面，自貿(mào)區(qū)的成立為新型貿(mào)易方式(例如跨境電商)發(fā)展提供了一個良好的環(huán)境，替代傳統(tǒng)貿(mào)易方式，尤其是對加工貿(mào)易的影響很大，促進了貿(mào)易方式的轉(zhuǎn)型升級。同時，自貿(mào)區(qū)大力推動高端服務(wù)業(yè)的發(fā)展，為一般貿(mào)易企業(yè)提供了極大的資金和技術(shù)支持，促進了一般貿(mào)易企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)更新和向價值鏈高附加值環(huán)節(jié)攀升。因而，長期來看，自貿(mào)區(qū)的成立能夠顯著地促進地區(qū)經(jīng)濟綜合、高質(zhì)量發(fā)展。

(五)穩(wěn)健性檢驗

上述分析是基于滬粵津閩與18個省份構(gòu)成的對照組相比較而得出，為檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，下面采用兩種方法來更換對照組，作進一步分析。

由于廣西省、貴州省和海南省在經(jīng)濟和貿(mào)易上與實驗組相差太大，所以本文將廣西省、貴州省和海南省排除在對照組之外，采用其余15個省份作為對照組。根據(jù)表8，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)政策對于進口和出口依然呈現(xiàn)負效應(yīng)，且對加工貿(mào)易進口和出口的負效應(yīng)明顯超過對一般貿(mào)易進口和出口的正效應(yīng)，這與上文的實證結(jié)果相吻合。

表8 剔除經(jīng)濟欠發(fā)達省份的檢驗結(jié)果

(續(xù)上表)

變量lnimport lnexportlngen_importlngen_exportlnpro_importlnpro_export常數(shù)項-1.0662-5.0537-2.2493-3.6774?-11.6341??-0.8221(2.551)(3.181)(2.473)(2.209)(4.559)(4.719)時間效應(yīng)控制控制控制控制控制控制地區(qū)效應(yīng)控制控制控制控制控制控制within R20.9297 0.88990.29560.2126 0.25680.1703N323323323323323323

注: 括號內(nèi)數(shù)值為變量估計系數(shù)的標準誤; * 、**、***分別表示系數(shù)在10%、5%、1%的水平上顯著。

第二種改變對照組的方法是剔除與上海市、天津市、福建省和廣東省距離較遠的黑龍江、陜西、重慶、山西、吉林等5個省級區(qū)域，將剩下13個省份作為對照組，然后運用雙重差分模型進行實證分析。從表9可以發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)成立對于商品貿(mào)易進口和出口、貿(mào)易方式的影響與前文一致。

表9 剔除偏遠省份的檢驗結(jié)果

注: 括號內(nèi)數(shù)值為變量估計系數(shù)的標準誤; *、**、***分別表示參數(shù)估計值在10%、5%、1%的水平上顯著。

綜合來看，無論是第一種方法的對照組還是第二種方法的對照組，自貿(mào)區(qū)的成立對于商品貿(mào)易進口和出口目前都具有負向作用，而對于一般貿(mào)易則有正向促進作用，對加工貿(mào)易有抑制作用，且大于對一般貿(mào)易的正效應(yīng)，這說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

五 結(jié)論與建議

本文主要從對外貿(mào)易流量和對外貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型角度檢驗中國自由貿(mào)易區(qū)效應(yīng)。以我國滬粵津閩自由貿(mào)易試驗區(qū)為例，基于2001-2017年22個省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，運用雙重差分模型對其政策效應(yīng)進行實證檢驗。首先考察滬粵津閩自貿(mào)區(qū)的成立對于商品貿(mào)易進口和出口的差異化影響，然后從一般貿(mào)易和加工貿(mào)易角度進行細分，探討設(shè)立自貿(mào)區(qū)對貿(mào)易方式的影響，以解釋為何設(shè)立自貿(mào)區(qū)對貿(mào)易的當前影響為負，并對自貿(mào)區(qū)的成立促進貿(mào)易方式升級的機理進行闡述。結(jié)論如下：

1.滬粵津閩自貿(mào)區(qū)的成立對于商品進口和出口產(chǎn)生負向作用，這與在不加入任何控制變量和時間效應(yīng)、地區(qū)效應(yīng)的情況下檢驗自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)所得到的結(jié)果相反。

2.從貿(mào)易方式細分來看，自貿(mào)區(qū)的成立對一般貿(mào)易進口和出口產(chǎn)生促進作用，而對加工貿(mào)易進口和出口起抑制作用，且對加工貿(mào)易的負向效應(yīng)要超過對一般貿(mào)易的正向效應(yīng)。

3.從目前情況來看，設(shè)立自貿(mào)區(qū)對于貿(mào)易進口和出口的作用是負的，但對貿(mào)易方式轉(zhuǎn)型升級具有正向促進效應(yīng)。貿(mào)易方式從加工貿(mào)易轉(zhuǎn)向一般貿(mào)易會使得自貿(mào)區(qū)對于一般貿(mào)易的正效應(yīng)逐漸超過對加工貿(mào)易的負效應(yīng)，最后正向作用于商品貿(mào)易進口和出口總額。

為充分發(fā)揮我國自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)，根據(jù)如上研究提出以下幾點建議。

1.提升相關(guān)部門的管理和運營能力，為自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)提供更高效、便捷的專業(yè)化服務(wù)，打造良好的營商環(huán)境，帶動經(jīng)濟和貿(mào)易的增長。

2.我國自貿(mào)區(qū)成立時間不長，政策落實還不到位，為了降低企業(yè)的交易成本，政府需切實抓緊落實自貿(mào)區(qū)內(nèi)各項優(yōu)惠政策，加快各地區(qū)貿(mào)易的發(fā)展和貿(mào)易方式向一般貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級，進而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級調(diào)整。

3.為給自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)營造一個穩(wěn)定的政策環(huán)境，地方政府需盡量維持政策的穩(wěn)定性，引導(dǎo)投資者加大投資力度，為地方的經(jīng)濟增長和貿(mào)易發(fā)展貢獻力量。

4.大力發(fā)展新型貿(mào)易，例如跨境電商。落實各項促進跨境電商發(fā)展的優(yōu)惠政策，例如珠海橫琴片區(qū)對在支持名單內(nèi)的企業(yè)給予了15%的企業(yè)所得稅優(yōu)惠。