何 杰 唐 亮

（瀘州職業(yè)技術(shù)學院，四川 瀘州 646000）

自由貿(mào)易試驗區(qū)（簡稱“自貿(mào)區(qū)”）是指在某一國或地區(qū)境內(nèi)建立的實行某種特殊政策或試驗政策的區(qū)域（王耀中等，2021）。迄今為止，我國共有20個自貿(mào)區(qū)和1個自貿(mào)港，但只有四川、重慶、陜西等3個內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)位于西部地區(qū)。從3個自貿(mào)區(qū)掛牌4周年的成果看，3個自貿(mào)區(qū)在新增企業(yè)、吸引外商投資、進出口貿(mào)易等方面成效顯著，均會直接或間接影響當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展?；诖?，本文擬采用合成控制法（SCM）實證檢驗西部內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，提出對策建議。

一、文獻回顧

一些學者專門研究了我國自貿(mào)區(qū)驅(qū)動經(jīng)濟增長的作用機制，認為我國自貿(mào)區(qū)主要通過貿(mào)易紅利、福利效應、投資效應、規(guī)模效應、企業(yè)競爭、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化改革等方面的作用驅(qū)動地區(qū)經(jīng)濟增長（趙亮和陳淑梅，2016；葉霖莉，2020；張阿城和于業(yè)芹，2020）。

自貿(mào)區(qū)政策效應的評估方法主要有參數(shù)估計法和非參數(shù)估計法（Hsiao et al，2012）。參數(shù)估計法從理論上分析評估變量的影響因素，構(gòu)建以政策變量為核心解釋變量的函數(shù)并進行實證分析。此方法雖然可以同時處理可觀測變量和不可觀測變量的選擇，但對數(shù)據(jù)量要求較大，且結(jié)果的有效性取決于構(gòu)建函數(shù)的正確性，通常采用工具變量法解決其內(nèi)生性問題（劉志紅，2018）。蔡玲和楊月濤（2021）采用此方法評估了自貿(mào)區(qū)政策對城市經(jīng)濟增長的影響。非參數(shù)估計法減少對數(shù)據(jù)量的要求，但對樣本選擇有特定要求。常用的非參數(shù)估計法有斷點回歸法（RDD）、傾向得分匹配法（PSM）、雙重差分法（DID）、雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）、合成控制法（SCM）、Hsiao面板數(shù)據(jù)政策效應評估法（舒海兵等，2007；劉志紅，2018）。葉霖莉（2020）采用雙重差分法評估了上海、天津、廣東和福建自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，張阿城和于業(yè)芹（2020）采用雙重差分傾向得分匹配法評估了7個地級市自貿(mào)片區(qū)的經(jīng)濟增長效應，譚娜等（2015）、劉一鳴等（2020）采用Hsiao面板數(shù)據(jù)政策效應評估法評估了上海自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應。

學界對我國自貿(mào)區(qū)能否促進地區(qū)經(jīng)濟增長進行了實證檢驗。多數(shù)研究結(jié)論證實自貿(mào)區(qū)能夠促進地區(qū)經(jīng)濟增長，譚娜等（2015）評估了上海自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)對上海經(jīng)濟增長具有顯著的正效應，工業(yè)增加值和進出口總額同比分別提升2.69%和6.73%；應望江和范波文（2018）評估了上海、天津、廣東和福建4個自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)成立對當?shù)亟?jīng)濟增長具有積極作用，使上海、天津、福建和廣東的季度GDP分別增長2.27%、3.55%、0.7%和1.18%；張阿城和于業(yè)芹（2020）評估了7個地級市自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)成立對地級市的經(jīng)濟增長具有顯著正效應，使人均GDP增加0.849%；王耀中等（2021）評估了22個地級市自貿(mào)片區(qū)的經(jīng)濟增長效應，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)試點顯著促進地區(qū)經(jīng)濟增長，但對經(jīng)濟增長的促進作用呈現(xiàn)邊際效用遞減；蔡玲和楊月濤（2021）評估了城市經(jīng)濟增長，認為自貿(mào)區(qū)政策可以顯著促進城市經(jīng)濟增長，且對鄰近城市具有正向溢出效應。也有學者得出了不同結(jié)論。葉修群（2018）評估了上海、天津、廣東和福建4個自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，發(fā)現(xiàn)上海和廣東自貿(mào)區(qū)顯著促進地區(qū)經(jīng)濟增長，但天津和福建自貿(mào)區(qū)沒有顯著效應；葉霖莉（2020）評估了上海、天津、廣東和福建4個自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，發(fā)現(xiàn)上海、廣東和福建自貿(mào)區(qū)顯著促進地區(qū)經(jīng)濟增長，但天津自貿(mào)區(qū)沒有顯著效應；張軍等（2019）評估了第一、二、三批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，發(fā)現(xiàn)內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應顯著高于沿海型自貿(mào)區(qū)；白仲林等（2020）評估了東、中、西部地區(qū)自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應具有顯著的區(qū)域差異性，中部地區(qū)自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應顯著為負，東部和西部地區(qū)自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應顯著為正，但東部自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應強于西部地區(qū)。

可以看出，理論上，自貿(mào)區(qū)能夠促進地區(qū)經(jīng)濟增長，主要通過貿(mào)易紅利、福利效應、投資效應、規(guī)模效應、企業(yè)競爭、技術(shù)進步、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、市場化改革等方面的作用實現(xiàn)。由于自貿(mào)區(qū)的影響機制非常復雜，加之數(shù)據(jù)收集難度大，對自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟增長效應的評估多數(shù)采用非參數(shù)估計法。實證方面，多數(shù)研究結(jié)論證實自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應顯著為正，但區(qū)域之間具有顯著差異性，少數(shù)自貿(mào)區(qū)沒有表現(xiàn)出正效應。從研究區(qū)域看，學界主要研究了東、中部地區(qū)的自貿(mào)區(qū)，尚無文獻專門研究西部內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應。西部地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展上長期落后于東、中部地區(qū)，是全國實現(xiàn)共同富裕最困難的地區(qū)，若能通過自貿(mào)區(qū)建設(shè)實現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟快速增長，對于實現(xiàn)我國第二個百年奮斗目標具有重大意義。因此，有必要專門研究西部內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應。

二、實證方法、模型及數(shù)據(jù)說明

（一）實證方法與模型

合成控制法（Synthetic Control Method）由Abadie和Gardeazabal（2003） 提出，其基本思想是，由于控制組中的所有個體與處理組中的所有個體都不可能完全相似，但可通過對每個控制組的個體賦予一個權(quán)重，通過加權(quán)平均后構(gòu)造一個合成控制組。利用權(quán)重使合成控制組的行為與處理組在政策之前的行為相似，然后假設(shè)事后處理組未受到政策干預，且其行為與合成控制組相似，此時合成控制組的事后結(jié)果可以作為處理組受政策后的“反事實”結(jié)果，兩個結(jié)果之間的差異即為政策實施的效應。該方法的優(yōu)點是可以克服在選取控制組時出現(xiàn)的樣本選擇偏差以及政策的內(nèi)生性問題（趙西亮，2017）。

本文將自貿(mào)區(qū)成立對地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)生的效應作為一項自然實驗，將四川、重慶和陜西作為試點地區(qū)，分別作為處理組，其他未掛牌自貿(mào)區(qū)的省份作為控制組，通過對比分析處理組和控制組之間的差異，從而估計西部內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應。采用此方法，有3個前提假設(shè)。

假設(shè)1：假設(shè)共有K+1個觀測地區(qū)，其中僅第1個地區(qū)受到自貿(mào)區(qū)掛牌的影響，即該地區(qū)為處理組，其余K個地區(qū)為控制組。

假設(shè)2：假設(shè)處理組與控制組T期的經(jīng)濟增長情況可被觀測，用T0表示自貿(mào)區(qū)掛牌之前的季度，即1≤T0＜T。用YitN表示地區(qū)i在t時未受到自貿(mào)區(qū)影響的經(jīng)濟增長情況，用YitI表示地區(qū)i在t時受到自貿(mào)區(qū)影響的經(jīng)濟增長情況，即ait=YitI-YitN表示自貿(mào)區(qū)帶來的經(jīng)濟效應，其中，i=1,…,K+1；t=1,…,T。

假設(shè)3：自貿(mào)區(qū)對掛牌之前的經(jīng)濟增長無影響，即當t≤T0時，所有地區(qū)都有YitI=YitN；當T0＜t≤T時，所有地區(qū)都有ait=YitI-YitN。

此外，還需要引入是否受自貿(mào)區(qū)影響的虛擬變量Dit，如果地區(qū)i在t時已掛牌自貿(mào)區(qū)，則該虛擬變量為1，否則為0。那么，在t時觀測到地區(qū)i的結(jié)果為Yit=DitYitI+(1-Dit)YitN，即Yit=YitN+aitDit。由于在T0之后僅有第1個地區(qū)會受到自貿(mào)區(qū)掛牌的影響，所以只需估計ait即可。當t＞T0時，

式（1）中，Y1t為處理組的實際值，是可觀測的；Y1tN為處理組的合成值，是不可觀測的。因此，需要通過構(gòu)造“反事實”來預測Y1tN。

令Y1tN由以下模型決定：

式（2）中，δt表示時間趨勢，是一個1×r維的無法觀測的共同因子；θt是一個1×r維的未知參數(shù)；Zi是一個r×1維的控制變量，其不受自貿(mào)區(qū)掛牌的影響；λt是一個1×F維的無法觀測的共同因子；μi表示地區(qū)固定效應，是F×1維且不可觀測；εit為標準誤差，均值為0。

顯然，Y1tN可通過控制組的合成進行預測。為此，需要考慮一個K×1維的權(quán)重向量W=(w2,…,wK+1)T，對于k=2,…,K+1，有wk≥0且w2+…+wK+1=1。向量W表示控制組內(nèi)所有地區(qū)的加權(quán)平均，wK表示對處理組可行的合成控制。

若想估算出式（3）的結(jié)果，則必須確定向量W*=(w*2,…,w*k+1)T。Abadie等（2010、2012）已證明可以用作為Y1Nt的無偏估計，進而可得到，即作為a1t的估計。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文選用季度數(shù)據(jù)進行研究，結(jié)合數(shù)據(jù)實際情況，以地區(qū)季度生產(chǎn)總值指數(shù)（GDPI）作為評估指標，選用人均可支配收入指數(shù)（PCDII）、人均可支配支出指數(shù)（PCDEI）和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)（FASPI）作為控制變量（預測變量）。

考慮新冠疫情對經(jīng)濟增長的強大沖擊，加之2019年8月第5批6個自貿(mào)區(qū)（江蘇、河北、黑龍江、廣西、山東、云南）掛牌成立，為使控制組樣本盡可能多，本文數(shù)據(jù)的時間段為2014年第1季度～2019年第2季度。在樣本期間，除了四川、重慶和陜西3個自貿(mào)區(qū)外，還掛牌成立了8個自貿(mào)區(qū)和1個自貿(mào)港，這些省份予以剔除；此外，由于西藏部分數(shù)據(jù)缺失，也予以剔除。剔除后，處理組樣本分別為四川、重慶和陜西，控制組樣本為北京、河北、山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、江蘇、安徽、江西、山東、湖南、廣西、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏和新疆18個省市區(qū)。采用的數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站分省季度數(shù)據(jù)。

三、實證結(jié)果分析

（一）權(quán)重表

表1顯示，合成四川的經(jīng)濟行為由18個省份加權(quán)平均合成，權(quán)重從大到小排名前4的省份分別是湖南（22.9%）、廣西（7.8%）、云南（7.4%）和貴州（5.7%），共占43.8%的權(quán)重；合成重慶的經(jīng)濟行為由18個省份加權(quán)平均合成，權(quán)重從大到小排名前4的省份分別是新疆（24.9%）、甘肅（19%）、江蘇（11.3%）和貴州（9.6%），共占64.8%的權(quán)重；合成陜西的經(jīng)濟行為由4個省份加權(quán)平均合成，權(quán)重從大到小分別是湖南（41.3%）、黑龍江（37.1%）、新疆（21.5%）和北京（0.1%）。

表1 合成控制權(quán)重表

（二）平衡性檢驗

為檢驗合成結(jié)果的可靠性，表2顯示了預測變量的平衡性檢驗結(jié)果。從表2列4、列7和列10可以看出，人均可支配收入指數(shù)、人均可支配支出指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)3個預測變量的真實值與合成值非常接近。從表2的均方根預測誤差（RMSPE）看，合成四川和合成陜西的效果較好，而合成重慶的效果不理想（其值分別是四川的3.48倍和陜西的2.84倍）。平衡性檢驗結(jié)果表明，合成四川和合成陜西可以很好地復制四川和陜西的經(jīng)濟行為，但合成重慶不能很好地復制重慶的經(jīng)濟行為。

表2 合成控制平衡性檢驗結(jié)果

（三）合成控制分析

圖1中的豎實線標記位置為2017年第2季度（即自貿(mào)區(qū)掛牌時間）。從圖1a可以看出，四川未成立自貿(mào)區(qū)之前，合成四川的季度生產(chǎn)總值指數(shù)與真實四川幾乎如影隨形，表明合成四川可以很好地作為四川未成立自貿(mào)區(qū)的“反事實”結(jié)果；四川在成立自貿(mào)區(qū)之后，真實四川與合成四川的季度生產(chǎn)總值指數(shù)差距擴大，僅2018年第3季度合成四川值高于真實四川值，其余季度合成四川值均低于真實四川值。從圖1b可以看出，重慶未成立自貿(mào)區(qū)之前，合成重慶與真實重慶差距較大，不能很好地作為重慶未成立自貿(mào)區(qū)的“反事實”結(jié)果，與表2重慶的RMSPE結(jié)果一致；重慶在成立自貿(mào)區(qū)之后，合成重慶的季度生產(chǎn)總值指數(shù)與真實重慶更加緊密，多數(shù)季度的合成重慶值高于真實重慶值。從圖1c可以看出，陜西未成立自貿(mào)區(qū)之前，合成陜西的季度生產(chǎn)總值指數(shù)與真實陜西幾乎“形影不離”，尤其是2014年第4季度以后，表明合成陜西可以很好地作為陜西未成立自貿(mào)區(qū)的“反事實”結(jié)果；陜西在成立自貿(mào)區(qū)之后，真實陜西與合成陜西的季度生產(chǎn)總值指數(shù)差距擴大，僅2019年第2季度合成陜西值高于真實陜西值，其余季度合成陜西值均低于真實陜西值。合成控制圖的結(jié)果表明，四川和陜西自貿(mào)區(qū)的成立表現(xiàn)出了顯著的經(jīng)濟增長正效應，而重慶自貿(mào)區(qū)的成立未表現(xiàn)出經(jīng)濟增長效應。

圖1 地區(qū)季度生產(chǎn)總值指數(shù)的真實值 與合成值對比（2014～2019年）

（四）處理效應分析

表3顯示了四川、重慶和陜西的季度生產(chǎn)總值指數(shù)的影響效應。從四川的影響效應看，僅2018年第3季度為負效應，其余季度均為正效應，2018年第4季度達到頂峰，掛牌之后9個季度的平均影響效應為5.98，表明四川自貿(mào)區(qū)的成立表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長正效應；掛牌當年第2～4季度的平均效應為3.33，掛牌第2年第1～4季度的平均效應為10.11，掛牌第3年第1～2季度的平均效應為1.71，表明四川自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應先增強后減弱。從重慶的影響效應看，影響效應不顯著，且影響效應為負值，意味著重慶自貿(mào)區(qū)未表現(xiàn)出經(jīng)濟增長效應。從陜西的影響效應看，僅2019年第2季度為負效應，其余季度均為正效應，2018年第3季度達到頂峰，掛牌之后9個季度的平均影響效應為7.50，表明陜西自貿(mào)區(qū)的成立表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長正效應；掛牌當年第2～4季度的平均效應為7.80，掛牌第2年第1～4季度的平均效應為10.60，掛牌第3年第1～2季度的平均效應為0.86，表明陜西自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應先增強后減弱。由此可知，四川和陜西自貿(mào)區(qū)的成立表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長正效應，而重慶自貿(mào)區(qū)的成立未表現(xiàn)出經(jīng)濟增長效應；四川和陜西自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應均為先增強后減弱，且在掛牌第2年達到頂峰。

表3 地區(qū)季度生產(chǎn)總值指數(shù)的影響效應

四、穩(wěn)健性檢驗

（一）安慰劑檢驗

為了檢驗合成控制結(jié)果是否具有統(tǒng)計上的顯著，Abadie等（2010）提出安慰劑檢驗。其基本思想是，在控制組中隨機選擇一個樣本個體，利用合成控制法構(gòu)造其合成樣本，估計其“反事實”狀態(tài)下的政策效應，再將結(jié)果與實驗組的政策效應進行對比，看兩者是否存在顯著差異，如果存在顯著差異，則實驗組的政策效應并非偶然事件，其政策效應是顯著的，反之亦然。

根據(jù)此方法，本文進行了安慰劑檢驗。當RMSPE值比較大時，表明該樣本個體合成控制效果不理想，其預測變量差值很難反映其政策效應（劉友金和曾小明，2018）。由于重慶未表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長效應，安慰劑檢驗時未考慮重慶。圖2a保留了RMSPE值低于四川2倍的省份，剔除了8個省份，控制組的數(shù)量為10個；圖2b保留了RMSPE值低于陜西2倍的省份，剔除了3個省份，控制組的數(shù)量為15個。由圖2可知，2014年第1季度～2017年第1季度，四川和陜西的季度生產(chǎn)總值指數(shù)的真實值與合成值差距的變化程度與其他省份的差距并不大，但2017年第2季度后，四川和陜西與其他省份的差距逐漸變大，四川和陜西圍繞10上下浮動，而其他省份上下浮動極大。這意味著有9.09%的概率會出現(xiàn)四川與合成樣本之間這么大的變動程度，有6.25%的概率會出現(xiàn)陜西與合成樣本之間這么大的變動程度，類似于統(tǒng)計推斷中的顯著性檢驗。圖2結(jié)果表明，四川和陜西自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對地區(qū)經(jīng)濟增長在10%的置信水平上顯著。

圖2 安慰劑檢驗結(jié)果

（二）雙重差分法檢驗

為進一步檢驗合成控制結(jié)果的穩(wěn)健性，本文運用雙重差分法分別估計四川、重慶和陜西自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應。表4顯示，四川和陜西在自貿(mào)區(qū)成立前，兩省的季度生產(chǎn)總值指數(shù)的處理組與控制組差分均在10%的置信水平上不顯著，即地區(qū)季度生產(chǎn)總值指數(shù)的處理組與控制組在自貿(mào)區(qū)成立前沒有顯著差異，滿足雙重差分法使用的前提條件；自貿(mào)區(qū)成立后，四川和陜西的季度生產(chǎn)總值指數(shù)的處理組與控制組差分均在10%的置信水平上顯著，且差分均為正值，表明四川和陜西自貿(mào)區(qū)的成立表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長正效應；兩省在整個樣本期間的平均處理效應均在10%的置信水平上顯著，且差分均為正值，再次表明四川和陜西自貿(mào)區(qū)的成立表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長正效應，這與前面的結(jié)論一致。重慶在自貿(mào)區(qū)成立前具有顯著差異，在自貿(mào)區(qū)成立后沒有顯著差異，且平均處理效應也沒有顯著差異，表明重慶自貿(mào)區(qū)未表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長效應，這與前面的結(jié)論一致。

表4 雙重差分法檢驗結(jié)果

為了確保表4結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進一步檢驗了各變量在基期（2014Q1～ 2017Q1）時處理組與控制組的均值是否相等。表5顯示，四川和陜西的4個變量在基期均沒有顯著差異，滿足雙重差分法使用的前提條件，與表2的平衡性檢驗結(jié)果一致；重慶的3個控制變量在基期均沒有顯著差異，但地區(qū)季度生產(chǎn)總值指數(shù)具有顯著差異，這與表4結(jié)果一致。表4結(jié)果表明，雙重差分法的檢驗結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 變量基期均值檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文基于2014年第1季度～2019年第2季度全國省級季度面板數(shù)據(jù)，采用合成控制法研究西部內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應，并采用安慰劑檢驗和雙重差分法對實證結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的正效應，其影響效應呈現(xiàn)“先增強后減弱”的趨勢；西部內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應存在地區(qū)差異性，四川和陜西自貿(mào)區(qū)表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長正效應，其平均影響效應分別為5.98和7.50，但重慶自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應不明顯。

基于上述分析，建議西部內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)采取多種舉措進一步提升自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應：主動服務和融入“一帶一路”、新一輪西部大開發(fā)、鄉(xiāng)村振興、長江經(jīng)濟帶、成渝地區(qū)雙城經(jīng)濟圈、黃河流域生態(tài)保護和高質(zhì)量發(fā)展等國家重大戰(zhàn)略，加快推進西部內(nèi)陸地區(qū)的開放力度，擴大自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易紅利和投資效應；加快開放通道建設(shè)，搶抓西部陸海新通道建設(shè)機遇，充分依托中歐班列、國際航空樞紐、鐵路樞紐、高速公路港、水港等，構(gòu)建功能完備的立體綜合開放通道體系，打造西部內(nèi)陸開放新高地；堅持制度創(chuàng)新，更大力度深化“放管服”改革，持續(xù)優(yōu)化營商環(huán)境，大力推動投資和貿(mào)易便利化，強化金融管理與服務創(chuàng)新，讓市場主體釋放更大活力，最大限度發(fā)揮好自貿(mào)區(qū)的政策紅利；加快復制推廣，釋放更多政策紅利和福利效應，不僅要復制推廣其他自貿(mào)區(qū)的制度創(chuàng)新成果，還要將本地自貿(mào)區(qū)的制度創(chuàng)新成果在本地其他地區(qū)進行推廣實施，讓自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟的增長效應持續(xù)下去。與此同時，西部內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)還應結(jié)合各地的資源稟賦和區(qū)域特色，充分發(fā)揮試驗田效應，擴大自貿(mào)區(qū)的溢出效應。四川自貿(mào)區(qū)應利用新增企業(yè)數(shù)量名列前茅的優(yōu)勢，不斷提升營商環(huán)境的含金量，讓新增企業(yè)真正落地生根，通過投資效應、規(guī)模效應、企業(yè)競爭、技術(shù)進步等促進四川經(jīng)濟增長。陜西自貿(mào)區(qū)應充分發(fā)揮產(chǎn)業(yè)集聚效應，不斷做大做強臨空經(jīng)濟、文化旅游、健康醫(yī)療、會展服務、現(xiàn)代農(nóng)業(yè)等特色產(chǎn)業(yè)，形成產(chǎn)業(yè)集聚洼地，通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、市場化改革等促進陜西經(jīng)濟增長。重慶自貿(mào)區(qū)應加快制度創(chuàng)新，充分利用好自貿(mào)區(qū)政策紅利，走深走實西部陸海新通道，不斷提升通道的互聯(lián)互通水平，做大做強進出口貿(mào)易，保障內(nèi)外資項目落地生效，通過貿(mào)易紅利、福利效應、投資效應等推動重慶經(jīng)濟增長，促使重慶自貿(mào)區(qū)表現(xiàn)出顯著的經(jīng)濟增長正效應。