賈彩彥 華怡然

（華東政法大學，上海 201620）

中國的自由貿(mào)易試驗區(qū)（簡稱“自貿(mào)區(qū)”）政策繼承并發(fā)展了傳統(tǒng)的經(jīng)濟特區(qū)政策，又與國家級新區(qū)、國家高新區(qū)等區(qū)域政策不同。自貿(mào)區(qū)片區(qū)不只是局部性的區(qū)域開放，也不是中央優(yōu)惠政策輸出的洼地，而是通過制度創(chuàng)新試點形成可復制、可推廣的經(jīng)驗，進而服務于國家更高層次的開放（劉楊等，2021），并共同擔負政府職能轉變、投資領域創(chuàng)新、貿(mào)易便利化自由化和金融改革創(chuàng)新的創(chuàng)新任務（李墨絲和沈玉良，2015）。同時，各自貿(mào)區(qū)的發(fā)展也存在明顯的區(qū)域導向（袁波和李光輝，2015），根據(jù)不同的功能劃分，各片區(qū)進行獨具區(qū)域特色的創(chuàng)新探索。但在政策落地執(zhí)行過程中，政策優(yōu)勢是否會受到地區(qū)經(jīng)濟水平差異、要素驅動增長乏力等因素的限制甚至背離初衷，目前仍存在爭議。因此，量化評估自貿(mào)區(qū)政策對總結政策優(yōu)勢、推廣先進經(jīng)驗具有重要意義。

一、文獻綜述與機制分析

（一）文獻綜述

實證分析文獻大多以單個自貿(mào)區(qū)為研究對象，如譚娜等（2015）發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)成立顯著推動了上海經(jīng)濟增長；王利輝和劉志紅（2017）發(fā)現(xiàn)，上海自貿(mào)區(qū)成立后，上海的實際人均GDP、固定資產(chǎn)投資及進出口總額得到明顯增長；汪文姣等（2019）發(fā)現(xiàn)，從長期看廣東自貿(mào)區(qū)促進了粵港之間的經(jīng)濟聯(lián)系強度。近年來，學者們開始對不同自貿(mào)區(qū)之間的經(jīng)濟效應做差異化分析，如左思明（2018）研究證明自貿(mào)區(qū)政策能夠顯著增強外資流入滬閩粵津；劉秉鐮和呂程（2018）得出不同自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟影響具有差異性的結論；馮銳等（2020）發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)建設主要通過創(chuàng)新驅動效應、資源配置效應、產(chǎn)業(yè)集聚效應等途徑高效促進產(chǎn)業(yè)結構高度化；湯蘊懿（2016）討論了上海自貿(mào)區(qū)區(qū)域通關一體化的制度創(chuàng)新問題；彭羽和楊作云（2020）認為，自貿(mào)區(qū)對區(qū)域經(jīng)濟的輻射作用主要體現(xiàn)在質量效益指標上。

上述文獻研究了自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟增長、產(chǎn)業(yè)結構、投資、貿(mào)易、輻射效應等方面的影響，但以下問題同樣值得探討與分析：現(xiàn)有文獻大多聚焦前兩批自貿(mào)區(qū)（滬閩粵津），而第3批自貿(mào)區(qū)覆蓋了東中西部地區(qū)，自貿(mào)區(qū)政策是否會由于區(qū)域因素而表現(xiàn)出明顯差異？目前鮮有文獻對此做詳細討論；自貿(mào)區(qū)政策以自貿(mào)區(qū)片區(qū)為單元，除上海自貿(mào)區(qū)外，每個自貿(mào)區(qū)都涵蓋3個片區(qū)，分散于各地級市中，總面積在120平方公里左右，現(xiàn)有文獻大多使用省級層面數(shù)據(jù)而未使用更細致的地級市樣本，利用省級樣本做實驗組會產(chǎn)生較大誤差；以往文獻大多從定性分析的角度闡述自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟的作用機制，鮮有文章對影響機制做實證檢驗。

本文可能的邊際貢獻主要有：在數(shù)據(jù)使用上，利用2007～2017年地級市的年度面板數(shù)據(jù)測度自貿(mào)區(qū)政策的城市經(jīng)濟發(fā)展影響，擴大了樣本容量，有效避免了“回浪效應”對實證結果的干擾；在識別方法上，根據(jù)自貿(mào)區(qū)逐批次設立的特點，采用多期雙重差分法進行分析，同時考慮到雙重差分法可能存在的內(nèi)生性問題，從不同角度進行穩(wěn)健性檢驗，力求結論的可靠性和穩(wěn)健性；在效應分析上，從貿(mào)易、金融、創(chuàng)新和投資角度就自貿(mào)區(qū)對城市經(jīng)濟的影響機制做實證分析，并針對自貿(mào)區(qū)的區(qū)位展開異質性分析。

（二）機制分析

多數(shù)文獻認為，外商直接投資對經(jīng)濟高質量增長有顯著正向作用（隨洪光，2013），能夠改善本土資產(chǎn)質量，提高資本利用率（王愛儉等，2020），并且要使FDI成為推動國民經(jīng)濟高質量發(fā)展的動力，則需要進一步優(yōu)化營商環(huán)境，擴大市場準入，構建外商直接投資的政策體制保障體系（桑百川和張彩云，2018）；在進出口貿(mào)易方面，進口產(chǎn)品會加速本國企業(yè)改革，淘汰落后經(jīng)營模式，促進企業(yè)創(chuàng)新（Halpern et al，2015），出口專業(yè)化能帶動經(jīng)濟正向增長（岑麗君，2018）；在技術創(chuàng)新方面，技術升級會持續(xù)驅動經(jīng)濟高質量發(fā)展（Almeida and Kogut，1999），技術創(chuàng)新可以推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級，擴大市場容量；金融流通對經(jīng)濟高質量增長的貢獻在于金融資源在市場中的有效配置能夠持續(xù)向實體經(jīng)濟輸出動力（Wurgler，2001），放松融資約束，促進有效投資。

筆者認為，自貿(mào)區(qū)對城市經(jīng)濟發(fā)展的影響機制主要來源于進出口貿(mào)易、金融流通、外商直接投資和技術創(chuàng)新4個方面。在進出口貿(mào)易方面，自貿(mào)區(qū)對海關特殊監(jiān)管區(qū)域和口岸通關貿(mào)易采取大量的制度優(yōu)化措施（彭羽和陳爭輝，2014）；自貿(mào)區(qū)之間積極尋求建立統(tǒng)一開放的商貿(mào)體系，在破除地方行政壁壘和干預的同時，加強了區(qū)域經(jīng)濟一體化建設，實現(xiàn)公開透明的市場準入制度，促進要素在自貿(mào)區(qū)間高效流動，提升了進出口物流效率（盛斌，2017）；逐步降低關稅水平和進出口成本（王鵬和鄭靖宇，2017）；打破國際的產(chǎn)業(yè)保護壁壘，通過改變貿(mào)易結構和擴大市場容量促進進出口專業(yè)化程度，進而推動進出口貿(mào)易水平（陳愛貞和劉志彪，2014）。在金融流通方面，自貿(mào)區(qū)在跨境融資方面進行制度優(yōu)化，降低融資成本，加速金融資本流動（Yao and Whalley，2016）；放寬利率管制，發(fā)揮杠桿作用，提高企業(yè)直接融資比例，實現(xiàn)金融領域和實體經(jīng)濟之間資金流的無縫傳導（陳一鼎等，2015），為實體經(jīng)濟繁榮提供動力；使國內(nèi)金融資本直接向海外投資，實現(xiàn)金融資源的全球配置（魏蓉蓉和李天德，2020），并倒逼金融系統(tǒng)改革升級，拉動人民幣國際化進程（徐明棋，2016）。在外商直接投資方面，自貿(mào)區(qū)通過準入前國民待遇及負面清單制度降低外商投資準入門檻，提高外商投資便利度；自貿(mào)區(qū)“管、放、服”的新型高效的行政管理為外商提供透明規(guī)范的投資氛圍，逐步完善的法律制度體系和精簡的行政管理手續(xù)也提高了外商投資的積極性。在技術創(chuàng)新方面，在國際貿(mào)易效應下，自貿(mào)區(qū)有利于各國資源與技術互補，促進專業(yè)化分工，進而拉動區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚及技術創(chuàng)新；在競爭效應下，自貿(mào)區(qū)內(nèi)良性競爭氛圍會倒逼本土企業(yè)通過技術創(chuàng)新獲取市場份額（劉秉鐮和王鉞，2018）；在溢出效應方面，自貿(mào)區(qū)人才流動機制完善，高素質勞動力保障了知識和技術的溢出和擴散。

同時，自貿(mào)區(qū)片區(qū)所在城市的區(qū)位和行政級別不同，也會對自貿(mào)區(qū)政策的施行產(chǎn)生影響。各自貿(mào)區(qū)結合所在城市的發(fā)展特色，因地制宜地布局優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，例如，廣東、遼寧、浙江等東部沿海自貿(mào)區(qū)突出港航物流優(yōu)勢，以大宗商品貿(mào)易便利化為發(fā)力點，提高進出口貿(mào)易效率；河南、湖北等中部自貿(mào)區(qū)更重視技術創(chuàng)新，在智能制造、新材料等方面尋求突破。另外，行政級別較高的城市在要素稟賦、經(jīng)濟自主性、立法權（鄭磊和賈圣真，2016）、政策傾斜等方面具備優(yōu)勢，可能會更高效地推進自貿(mào)區(qū)政策的實施和配套政策的落地（劉瑞明和趙仁杰，2015）；但也可能因多方面政策傾軋導致資源配置失衡（趙吉，2020），從而削弱自貿(mào)區(qū)政策優(yōu)勢。

基于上述文獻綜述及機制分析，本文提出如下假說：

假說1：自貿(mào)區(qū)片區(qū)對城市經(jīng)濟有明顯的正向促進作用。

假說2：自貿(mào)區(qū)政策對城市經(jīng)濟發(fā)展存在行政級別和區(qū)位的異質性差異。

假說3：自貿(mào)區(qū)片區(qū)通過進出口貿(mào)易、技術創(chuàng)新、金融流通、外商直接投資4個動力機制促進城市經(jīng)濟增長，但不同區(qū)位的自貿(mào)區(qū)的動力機制也存在差異。

二、數(shù)據(jù)構建與模型選擇

（一）模型選擇

由于自貿(mào)區(qū)政策是一個持續(xù)性政策，不斷有新的自貿(mào)區(qū)獲批成立，所以本文借鑒Beck等（2010）的做法，采用多期雙重差分法進行評估。在數(shù)據(jù)樣本中，擁有自貿(mào)區(qū)片區(qū)的地級市被列入“實驗組”，沒有自貿(mào)區(qū)片區(qū)的地級市被列入“控制組”。各自貿(mào)區(qū)獲批年份存在差異，所以設置變量ftz：某城市在擁有自貿(mào)區(qū)片區(qū)前ftz=0；之后ftz=1。因此，采用雙向固定效應計量模型滿足雙重差分，具體公式為：

其中，Yit是被解釋變量，下標i和t分別代表第i個地級市和第t年，γt表示時間固定效應，μi表示各地級市的個體固定效應，Xit為其他控制變量。β1的估計值表示自貿(mào)區(qū)片區(qū)對地級市經(jīng)濟發(fā)展的凈效應，β1為正表明自貿(mào)區(qū)片區(qū)確實提高了地區(qū)經(jīng)濟水平。

（二）變量處理

選用人均GDP作為被解釋變量以測度自貿(mào)區(qū)片區(qū)對城市經(jīng)濟的作用效果，并取對數(shù)處理。核心解釋變量為自貿(mào)區(qū)片區(qū)虛擬變量（ftz），如果某城市在當年獲批或者已經(jīng)獲批自貿(mào)區(qū)片區(qū)，則賦值為1，否則賦值為0。之所以用獲批年份而不是正式掛牌成立的年份來檢驗自貿(mào)區(qū)片區(qū)政策效應，是因為獲批自貿(mào)區(qū)片區(qū)時，該地區(qū)已具備相應的發(fā)展條件和基礎，并且已陸續(xù)享受對口的政策紅利，從而表現(xiàn)出與以往不同的經(jīng)濟發(fā)展軌跡（陳臻和張平淡，2020）。據(jù)此，本文的政策作用時間點為2014年和2016年。參照以往文獻的普遍做法，本文涉及的控制變量包括：城市開放度、產(chǎn)業(yè)結構、城市化水平、國內(nèi)貿(mào)易、人力資本、ln人口密度、固定資產(chǎn)投資水平、政府潛力、科技發(fā)展?jié)摿?。另外，選擇進口水平、出口水平、創(chuàng)新水平、金融水平、投資水平作為中介變量。

（三）數(shù)據(jù)說明

兼顧數(shù)據(jù)的可得性與可靠性，選取2007～2017年266個地級市的年度面板數(shù)據(jù)?？紤]到直轄市超然的政策傾斜和特殊的經(jīng)濟發(fā)展路徑，剔除直轄市的數(shù)據(jù)樣本。數(shù)據(jù)主要來源為CEIC經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，部分缺失數(shù)據(jù)通過《中國城市統(tǒng)計年鑒》、算術平均法以及各城市年度統(tǒng)計公報補齊。具體計算方法見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

三、實證結果及分析

（一）基準回歸結果

表2模型（1）只加入自貿(mào)區(qū)片區(qū)虛擬變量ftzit，模型（2）同時控制了時間固定效應和城市固定效應，模型（3）進一步加入其他控制變量。回歸結果表明，自貿(mào)區(qū)片區(qū)系數(shù)在1%與5%的水平上顯著為正。綜合表2模型（1）～模型（3），說明自貿(mào)區(qū)片區(qū)對所在城市的經(jīng)濟增長有顯著的正向促進作用。觀察控制變量發(fā)現(xiàn)，城市化水平、人力資本、固定資產(chǎn)投資水平、科技發(fā)展?jié)摿εc人均GDP顯著正相關。

表2 基準回歸結果

（二）平行趨勢檢驗

雙重差分法建立在趨同假設的前提下。本文采用事件分析法測度自貿(mào)區(qū)政策對城市經(jīng)濟發(fā)展的動態(tài)效應，所用公式如下：

其中，Di,t+k是自貿(mào)區(qū)片區(qū)政策的核心解釋變量，k表示自貿(mào)區(qū)片區(qū)政策決定設立的第k年。本文數(shù)據(jù)包括了自貿(mào)區(qū)政策決定設立的前7年與后3年。αk表示決定在某城市設立自貿(mào)區(qū)片區(qū)的第k年時實驗組與控制組之間的經(jīng)濟發(fā)展差異。如果αk在k＜0（2007～2013年）的趨勢平緩，證明符合平行趨勢假設。如圖1所示，實線表示估計系數(shù)αk的逐年變化情況，上下虛線表示估計系數(shù)90%的置信區(qū)間。從結果看，2007～2013年αk變動趨勢平緩，實驗組與控制組之間無顯著差異；從2014年起，αk估計值顯著升高，說明自貿(mào)區(qū)片區(qū)顯著提高了所在城市的經(jīng)濟水平。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗

雙重差分法適用性的另一個挑戰(zhàn)是其他不可觀測的城市變量或政策對估計結果的影響。本文采用間接性的安慰劑檢驗來解決該問題（Chetty et al，2009；La Ferrara et al，2011）。原理是：隨機分配實驗組與控制組，并隨機指定政策作用時點產(chǎn)生錯誤的估計系數(shù)?βrandom，將這個過程重復500次，產(chǎn)生500個?βrandom，然后觀察其分布情況。由于隨機性，所以如果發(fā)現(xiàn)?βrandom=0，說明錯誤的估計系數(shù)對結果不產(chǎn)生影響，間接說明即使存在某些不可觀測的因素，基準估計結果也仍然有效。如圖2所示，?βrandom分布在0附近，服從正態(tài)分布，并且明顯不同于真實估計值，由此間接說明自貿(mào)區(qū)政策對所在城市經(jīng)濟的推動作用真實存在。

圖1 平行趨勢檢驗

圖2 安慰劑檢驗

2.反事實檢驗

通過改變自貿(mào)區(qū)片區(qū)獲批時間（范子英和田彬彬，2013；張軍等，2018）進行反事實檢驗。假設將自貿(mào)區(qū)片區(qū)獲批時間整體提前1～5年，如果發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)片區(qū)政策變量始終在同顯著水平上顯著為正，說明城市經(jīng)濟發(fā)展很可能還受到其他政策或隨機性因素的干擾；如果發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)片區(qū)變量的系數(shù)并不顯著，則表明自貿(mào)區(qū)片區(qū)政策確實對經(jīng)濟產(chǎn)生明顯作用，回歸估計結果可信，具體回歸結果見表3列（1）～列（5）。由表3列（1）可知，將自貿(mào)區(qū)片區(qū)虛擬變量提前1年，該虛擬變量系數(shù)下降，且僅在10%的水平上顯著。又將決定設立自貿(mào)區(qū)片區(qū)的時間提前2～5年，回歸結果見表3列（2）～列（5），自貿(mào)區(qū)片區(qū)虛擬變量系數(shù)不再顯著，并呈現(xiàn)出逐年減小的趨勢。

3.PSM-DID檢驗

采用逐年匹配的方法為每年的實驗組找到匹配的控制組。在進行PSM-DID檢驗前要進行適用性檢驗。具體來說，要檢驗實驗組和控制組的控制變量均值在匹配后是否存在顯著差異，如果沒有顯著差異，則說明適用PSM-DID方法。適用性檢驗結果見表4，匹配變量的標準誤差絕對值絕大部分小于10%，并且p值不顯著，說明實驗組與控制組沒有顯著差異，選用PSM-DID方法合理。

表5列（1）～列（3）分別展現(xiàn)了不加入固定效應和控制變量、不加入控制變量、加入控制變量的3種PSM-DID估計情況，估計系數(shù)均為正，且均在1%的水平上顯著，再次證明本文的估計結果穩(wěn)健可靠。

4.細化實驗組和控制組

自貿(mào)區(qū)片區(qū)往往優(yōu)先落在配套設施齊全、制度體系完善的城市，這些城市通常行政級別較高。所以，是自貿(mào)區(qū)片區(qū)政策促進了城市經(jīng)濟發(fā)展，還是這些城市具有良好的發(fā)展優(yōu)勢，從而顯著影響了被解釋變量，并隨時間推移加劇了與其他城市的經(jīng)濟差距呢？為檢驗該問題，細化實驗組和控制組：將設立自貿(mào)區(qū)片區(qū)的“廣義較大的市”作為實驗組，將沒有設立自貿(mào)區(qū)片區(qū)的“廣義較大的市”作為控制組，①“廣義較大的市”分為省會城市、經(jīng)濟特區(qū)以及國務院批準的18個地級市。其中擁有自貿(mào)區(qū)片區(qū)的“廣義較大的市”包括：福州、廣州、廈門、深圳、珠海、成都、洛陽、沈陽、武漢、西安、大連和鄭州?；貧w結果見表5列（4）?？梢钥闯?，在細化實驗組和控制組后，自貿(mào)區(qū)片區(qū)變量仍在10%的水平上顯著為正，說明該政策依然能夠顯著拉動地區(qū)經(jīng)濟，進一步驗證了回歸結果的穩(wěn)健性。

表3 反事實檢驗

表4 PSM-DID方法適用性檢驗

表5 PSM-DID與細化實驗組和控制組

四、機制檢驗與異質性分析

（一）機制檢驗

根據(jù)前文的機制分析，通過構建中介效應模型進行機制檢驗，基本公式如下：

INTERit代表中介變量，包括進口、出口、創(chuàng)新、金融和外商直接投資。如果式（3）中α1顯著，說明自貿(mào)區(qū)對城市經(jīng)濟發(fā)展有影響。如果h1和h2顯著，同時h1＜α1，說明存在部分中介效應；如果h2顯著但h1不顯著，則說明存在完全中介效應。對不同的中介變量分別進行中介效應檢驗，具體回歸結果如表6和表7所示，可以看出，α1、β1、h1和h2均在1%的水平上顯著，且h1＜α1，說明自貿(mào)區(qū)設立產(chǎn)生的進出口效應、創(chuàng)新效應、金融效應、外商直接投資效應顯著促進了城市經(jīng)濟增長，并存在部分中介效應。

表6 公式（3）與（4）的機制檢驗結果

不同中介變量的中介效應占總效應的比重見表8列（1）。考慮到不同區(qū)位的自貿(mào)區(qū)片區(qū)推動所在城市經(jīng)濟增長時可能存在異質性，將自貿(mào)區(qū)片區(qū)劃分為東部、中部和西部，實證結果見表8列（2）～列（4）。另外，考慮到沿海城市經(jīng)濟發(fā)展的典型性優(yōu)勢，又考察了沿海型自貿(mào)區(qū)片區(qū)的動力機制，實證結果見表8列（5）。

結果發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新水平與投資水平在不同區(qū)位的自貿(mào)區(qū)片區(qū)中均顯著，說明自貿(mào)區(qū)政策通過技術創(chuàng)新促進了專業(yè)化分工，保障了智力資源的活力，為城市經(jīng)濟發(fā)展提供重要保障；通過外商直接投資吸收了高質量資本，有效促進本土經(jīng)濟增長；金融效應占總效應比重較高，說明自貿(mào)區(qū)金融市場開放、深化外匯改革等一系列措施為企業(yè)融資提供便利，加速資本良性流動，促進城市經(jīng)濟高質量發(fā)展。

表7 公式（5）的機制檢驗結果

表8 中介效應占總效應的比重

（二）異質性分析

根據(jù)城市等級、地理區(qū)域、片區(qū)布局的差異，本文進行了異質性檢驗。具體來說，在城市等級上，以自貿(mào)區(qū)片區(qū)所在的地級市是否為“廣義較大的市”為標準，將實驗組分為兩組。表9列（1）為設立在“廣義較大的市”的自貿(mào)區(qū)片區(qū)的回歸結果，列（2）為設立在非“廣義較大的市”的自貿(mào)區(qū)片區(qū)的回歸結果。將實驗組城市按地域分成東部、中部和西部，回歸結果依次見表9列（3）～列（5）。自貿(mào)區(qū)片區(qū)的不同空間布局會導致資源配置和政策響應方面的差異，進而影響經(jīng)濟發(fā)展效率。有些實驗組城市擁有多個自貿(mào)區(qū)片區(qū)，有些城市只有1個自貿(mào)區(qū)片區(qū)，表9列（6）為“一城多片區(qū)”的回歸結果，列（7）為“一城單片區(qū)”的回歸結果。

表9 自貿(mào)區(qū)片區(qū)對城市經(jīng)濟作用的異質性分析

由表9列（1）和列（2）的回歸結果可以看出，設立在非“廣義較大的市”的自貿(mào)區(qū)片區(qū)的政策效果更顯著，這說明相對于高行政級別城市，低行政級別城市設立自貿(mào)區(qū)片區(qū)能更有效地提高地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。由表9列（3）～列（5）可以看出，中部地區(qū)的自貿(mào)區(qū)片區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟促進作用最明顯；東部城市的自貿(mào)區(qū)片區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展作用遜于中西部城市。這說明，在符合自貿(mào)區(qū)申報條件的中西部城市批復自貿(mào)區(qū)片區(qū)將更有利于推動經(jīng)濟進步，縮小發(fā)展差距，實現(xiàn)區(qū)域協(xié)調。另外，“一城多片區(qū)”在1%的水平上顯著提升地方經(jīng)濟水平，明顯優(yōu)于“一城單片區(qū)”模式。

五、研究結論與政策建議

（一）研究結論

本文基于2007～2017年中國266個地級市的年度面板數(shù)據(jù)，采用多期雙重差分法評估了自貿(mào)區(qū)片區(qū)設立對地區(qū)經(jīng)濟的影響。研究發(fā)現(xiàn)：自貿(mào)區(qū)能夠有效推動城市經(jīng)濟發(fā)展；自貿(mào)區(qū)政策對城市經(jīng)濟發(fā)展存在行政級別和區(qū)位的異質性差異，在行政級別低的城市、中西部城市以及“一城多片區(qū)”模式下作用效果更明顯；通過中介效應檢驗發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)片區(qū)通過進出口貿(mào)易、技術創(chuàng)新、金融流通、外商直接投資4個動力機制促進城市經(jīng)濟增長，但不同區(qū)位的自貿(mào)區(qū)的動力機制也存在差異。

（二）政策建議

中國自貿(mào)區(qū)政策能夠明顯提升城市經(jīng)濟水平，說明自貿(mào)區(qū)片區(qū)可以成為中國經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展的有效載體，應不遺余力地推進自貿(mào)區(qū)片區(qū)建設。同時，作為一項持續(xù)性經(jīng)濟政策，要充分考慮政策立項、選址等一系列時間滯后性，打好提前量。（1）優(yōu)化自貿(mào)區(qū)片區(qū)空間布局。在符合自貿(mào)區(qū)片區(qū)審批條件的前提下，將片區(qū)福利政策向中西部城市、行政級別低的普通城市傾斜。對于經(jīng)濟輻射性強的城市，可多設片區(qū)，發(fā)揮網(wǎng)絡節(jié)點作用，在更大范圍內(nèi)帶動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展。（2）賦予自貿(mào)區(qū)片區(qū)更大的改革創(chuàng)新自主權，根據(jù)驅動機制差異，因地制宜地探索各自貿(mào)區(qū)片區(qū)的不同發(fā)展模式。例如，位于西部的自貿(mào)區(qū)應加大科技創(chuàng)新力度，打造特色創(chuàng)新產(chǎn)業(yè)集群，為新舊動能轉換和產(chǎn)業(yè)轉型升級做試點探索；位于中東部的自貿(mào)區(qū)可利用優(yōu)質外資，逐步淘汰落后資產(chǎn)，在優(yōu)化營商環(huán)境的同時激發(fā)本區(qū)域產(chǎn)業(yè)活力。（3）充分重視金融開放創(chuàng)新。一方面，加大融資力度，緩解小微企業(yè)信貸壓力，保障民營企業(yè)良性發(fā)展；另一方面，在探索金融自由化路徑的同時，維護金融體系穩(wěn)定，提高金融對實體經(jīng)濟的促進作用。另外，對互聯(lián)網(wǎng)金融、科技金融等新型金融形式做更多嘗試，簡化外匯管理流程，擴大金融機構跨境雙向投融資。