王曉玲，車立強

（1.東北財經(jīng)大學遼寧（大連）自貿(mào)區(qū)研究院，遼寧 大連 116025；2.東北財經(jīng)大學經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院，遼寧 大連 116025）

一、問題的提出

自由貿(mào)易試驗區(qū)（以下簡稱“自貿(mào)試驗區(qū)”）國家戰(zhàn)略是中國對內(nèi)深化改革、對外擴大開放的重要舉措，為中國構(gòu)建開放型經(jīng)濟新體制提供了空間支撐。自2013年9月全國首個自貿(mào)試驗區(qū)落地上海市以來，中國不斷將自貿(mào)試驗區(qū)由東向西、由沿海向內(nèi)陸擴展，目前已有21個自貿(mào)試驗區(qū)，形成東西共濟、海陸并進的自貿(mào)試驗區(qū)網(wǎng)絡體系。在當今世界正經(jīng)歷百年未有之大變局，逆全球化暗流涌動之際，自貿(mào)試驗區(qū)國家戰(zhàn)略為中國加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局提供了戰(zhàn)略支撐。

自貿(mào)試驗區(qū)設立以來，對所在城市的經(jīng)濟影響受到學者的廣泛關(guān)注。譚娜等［1］對上海自貿(mào)試驗區(qū)設立1年的短期經(jīng)濟效應進行實證研究的結(jié)果顯示，自貿(mào)試驗區(qū)對上海市工業(yè)增加值增長率和進出口總額增長率產(chǎn)生顯著正效應。王利輝和劉志宏［2］認為，上海自貿(mào)試驗區(qū)對上海市人均GDP、固定資產(chǎn)投資及進出口額均產(chǎn)生了正效應。項后軍等［3］的研究結(jié)果表明，自貿(mào)試驗區(qū)對上海市的貨物貿(mào)易進口有顯著正向影響，對貨物貿(mào)易出口影響不顯著。黃啟才［4］與司春曉等［5］認為，上海自貿(mào)試驗區(qū)使上海市的外資流入增加，對外商投資具有顯著促進作用。隨著自貿(mào)試驗區(qū)國家戰(zhàn)略的推進和研究的深入，學界對自貿(mào)試驗區(qū)經(jīng)濟效應的研究由所在城市擴展至所在區(qū)域，探求自貿(mào)試驗區(qū)是否對所在省域或周邊區(qū)域產(chǎn)生經(jīng)濟影響。馮栩彬和王珍珍［6］的研究結(jié)果顯示，廣東自貿(mào)試驗區(qū)具有區(qū)域貿(mào)易正效應，對廣東省的進口額、出口額和進出口總額均有促進作用。陳羽等［7］的研究則發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗區(qū)對廣東省進口額和出口額均有負效應，抑制了廣東省的進出口貿(mào)易。胡藝等［8］認為，湖北自貿(mào)試驗區(qū)顯著提升了武漢市工業(yè)增加值增長率和固定資產(chǎn)、外商直接投資規(guī)模的擴展速度，對湖北省多數(shù)城市產(chǎn)生輻射效應，對個別城市產(chǎn)生虹吸效應。葉霖莉［9］對第一批和第二批自貿(mào)試驗區(qū)的研究結(jié)果顯示，自貿(mào)試驗區(qū)提升了上海市、廣東省和福建省的地區(qū)生產(chǎn)總值，對天津市地區(qū)生產(chǎn)總值的促進效應不明顯。劉秉鐮和呂程［10］對第一批和第二批自貿(mào)試驗區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗區(qū)對上海市工業(yè)增加值增長率和固定資產(chǎn)投資增長率沒有影響，其經(jīng)濟效應主要體現(xiàn)在對上海市進口貿(mào)易的促進作用；對天津市工業(yè)增加值增長率和出口額具有正效應，對進口額和進出口總額具有負效應，對固定資產(chǎn)投資增長率沒有顯著影響；對福建省工業(yè)增加值增長率具有正效應，對進口額、出口額、進出口總額和固定資產(chǎn)投資增長率沒有顯著影響。趙亮［11］對第三批自貿(mào)試驗區(qū)的實證研究結(jié)果表明，自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省、河南省、陜西省和四川省工業(yè)增加值增長率具有促進作用，對浙江省和湖北省工業(yè)增加值增長率的促進作用不顯著，對重慶市工業(yè)增加值增長率則具有抑制作用。白仲林等［12］基于10個自貿(mào)試驗區(qū)的實證研究結(jié)果顯示，自貿(mào)試驗區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟效應具有地區(qū)異質(zhì)性，東部地區(qū)和西部地區(qū)的自貿(mào)試驗區(qū)對所在省域的人均GDP產(chǎn)生顯著正效應，中部地區(qū)的自貿(mào)試驗區(qū)對所在省域產(chǎn)生負效應。彭羽和楊作云［13］的研究顯示，上海自貿(mào)試驗區(qū)對長三角區(qū)域的GDP增長率、固定資產(chǎn)投資增長率、出口額增長率和進出口總額增長率均產(chǎn)生顯著促進作用，天津自貿(mào)試驗區(qū)對京津冀區(qū)域的出口額增長率和進出口總額增長率有促進作用，廣東自貿(mào)試驗區(qū)只對珠三角區(qū)域的人均GDP增長率產(chǎn)生促進作用。

通過梳理文獻發(fā)現(xiàn)，盡管學界對自貿(mào)試驗區(qū)經(jīng)濟效應的研究已有一些成果，但是，至少在以下兩個方面還有待深化：一是對同一問題的研究結(jié)論不但未形成共識，有的甚至還得出相反的結(jié)論。如對上海自貿(mào)試驗區(qū)的城市經(jīng)濟效應，有研究認為促進了上海市的工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，也有研究認為并未促進上海市工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展，而是促進了上海市對外貿(mào)易發(fā)展。再如對廣東自貿(mào)試驗區(qū)的省域經(jīng)濟效應，有研究認為產(chǎn)生貿(mào)易促進作用，還有研究認為產(chǎn)生貿(mào)易抑制作用。研究方法不同、政策窗口期長短各異等因素可能導致了對同一問題的研究結(jié)論相左。二是對第一批和第二批自貿(mào)試驗區(qū)的研究較多，對第一批設立的上海自貿(mào)試驗區(qū)的研究成果最多。因為第一批和第二批自貿(mào)試驗區(qū)設立較早，政策沖擊后可獲取的數(shù)據(jù)相對較多。第三批及之后設立的自貿(mào)試驗區(qū)，因政策沖擊時間較短，可獲取的數(shù)據(jù)有限，導致研究成果較少?；谝陨涎芯楷F(xiàn)狀，本文研究了遼寧自貿(mào)試驗區(qū)（第三批）的省域經(jīng)濟效應，評估其在全省經(jīng)濟中發(fā)揮的作用。為了彌補年度數(shù)據(jù)不足的缺陷，本文采用月度數(shù)據(jù)，以擴大樣本量。

二、研究方法和模型構(gòu)建

（一）回歸控制法

回歸控制法是由Hsiao等［14］提出的一種面板數(shù)據(jù)政策評估方法?；貧w控制法的基本思想是：將實施某項政策的地區(qū)（省、市）視為實驗組，將未受到政策影響的地區(qū)（省、市）視為控制組。由于省、市個體在現(xiàn)實中受經(jīng)濟、政策等多種因素的共同影響，這些個體之間具有相關(guān)性，通過個體相關(guān)性的大小賦予控制組個體一定權(quán)重，通過加權(quán)平均構(gòu)造出實驗組的反事實組（最優(yōu)控制組），即未實施某項政策的地區(qū)（省、市）。反事實組和實驗組在政策實施前是相似的，反事實組可以視為實驗組未受到政策干預時的結(jié)果。政策實施后，對比實驗組和反事實組的差異，就可以得出某項政策的效果。較之于類似的政策評估方法——合成控制法，回歸控制法對被解釋變量面板數(shù)據(jù)的要求較寬松，既可以是平穩(wěn)序列，也可以是非平穩(wěn)序列，允許權(quán)重為負，且權(quán)重之和不等于1，尤其適合于面板數(shù)據(jù)中只有一個或幾個處理個體的情形。對于設立較晚的遼寧自貿(mào)試驗區(qū)，由于政策沖擊時間較短、經(jīng)濟指標較少，運用回歸控制法凸顯其優(yōu)勢。

Hsiao等首先運用此方法研究了香港回歸這一重大事件對香港經(jīng)濟的影響。此后，回歸控制法被許多研究者所用：衛(wèi)夢星［15］用此方法研究“四萬億”投資的增長效應發(fā)現(xiàn)，國家“四萬億”投資計劃具有短期效應，長期效應不顯著；王藝明和劉志紅［16］用此方法研究了“八七扶貧攻堅計劃”的政策效應；方誠和陳強［17］用此方法研究了安慶市的“房票”政策，發(fā)現(xiàn)其對房價有顯著的抑制作用?；貧w控制法也被應用于自貿(mào)試驗區(qū)政策效應的研究中：如汪文姣等［18］研究了廣東自貿(mào)試驗區(qū)對粵港澳經(jīng)濟聯(lián)系度的影響發(fā)現(xiàn)，其對粵港經(jīng)濟聯(lián)系度有顯著促進作用，對粵澳經(jīng)濟聯(lián)系度沒有顯著促進作用；武劍和謝偉［19］比較分析了上海、廣東、福建和天津自貿(mào)試驗區(qū)產(chǎn)生的經(jīng)濟效應及有效性。孫海波和陳健生［20］評估了西部內(nèi)陸自貿(mào)試驗區(qū)產(chǎn)生的經(jīng)濟效應。

（二）模型構(gòu)建

本文采用回歸控制法進行模型構(gòu)建，利用未受到政策干預的控制組個體的信息來估計受政策干預的實驗組個體的反事實結(jié)果。

設yit（i=1，2，…，N；t=1，2，…，T0，T0+1，…，T）為全國各省份i在t時期的宏觀經(jīng)濟指標（工業(yè)增加值增長率、進口額、出口額和進出口總額），其中遼寧省為實驗組，i=1；除第一批、第二批和第三批設立自貿(mào)試驗區(qū)和建設自由貿(mào)易港的海南省以外的其他省份為控制組，共有19個，i=2，3，…，19。自貿(mào)試驗區(qū)設立的政策時點為T0+1，受到自貿(mào)試驗區(qū)政策干預的個體為，沒有受到自貿(mào)試驗區(qū)政策干預的個體為

省份橫截面?zhèn)€體之間的相關(guān)性受宏觀環(huán)境等共同因素驅(qū)動，假設由一個因子模型生成：

其中，ft為K×1維未觀測到隨時間變化的共同因子向量，bi為K×1維隨個體i變化的常數(shù)向量，αi為個體固定效應，εit為隨機擾動項，且滿足E［εit］=0，i=1，2，…，N；t=1，2，…，T。將模型（1）寫成如下矩陣形式：

i在t時刻受到自貿(mào)試驗區(qū)政策干預的處理效應為：

dit=1表示i在t時期受到自貿(mào)試驗區(qū)政策干預，dit=0表示i在t時期沒有受到自貿(mào)試驗區(qū)政策干預。為了準確地評估自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省政策干預的結(jié)果Δ1t，需要構(gòu)建缺失的反事實結(jié)果?；貧w控制法對反事實結(jié)果的估計要求為，當樣本數(shù)量N和時間T都不大時，可用代替ft進行反事實預測，t=T0+1，T0+2，…，T。具體而言，首先使用1，2，…，T0時期的數(shù)據(jù)對進行擬合，得到擬合值：

其中，t=T0+1，T0+2，…，T，可以得到自貿(mào)試驗區(qū)政策的處理效應估計值為：

自貿(mào)試驗區(qū)政策的長期處理效應為：

也就是平均處理效應（ATE），ATE是處理效應的估計值在受到政策干預后的平均值，可以證明和Δ1是一致的估計量。

利用R2或似然值從控制組N-1個個體中選擇j個個體作為的預測值，共需進行種控制組組合進行回歸，依次得到模型M(j)*，j=1，2，…，N-1。

假如使用控制組所有個體回歸模型進行估計，過多的樣本量會導致方差變大，降低預測精度，同時也可能導致過度擬合問題。因此，依據(jù)AIC準則，從模型M(1)*，M(2)*，…，M(N-1)*中選擇最優(yōu)模型M*。自貿(mào)試驗區(qū)政策實施后，最優(yōu)控制模型M*在各時點的預測值即為的反事實值。由模型（6）得到自貿(mào)試驗區(qū)政策的處理效應估計值，由模型（7）進一步得出自貿(mào)試驗區(qū)政策平均處理效應估計值，再對自貿(mào)試驗區(qū)政策的實施效果進行評估。AIC準則作為衡量模型優(yōu)良擬合度的一種準則，可以在保證模型有效性和可靠性的前提下使個體數(shù)量最少，并找出擬合優(yōu)良的控制組個體，其公式為：

其中，p為控制組包含的省份數(shù)量，e0為OLS估計的殘差，為政策前OLS估計的殘差。

三、變量選取和樣本數(shù)據(jù)

（一）變量選取

現(xiàn)有文獻主要從產(chǎn)業(yè)、投資和貿(mào)易等方面研究自貿(mào)試驗區(qū)的經(jīng)濟效應。自貿(mào)試驗區(qū)設立后，為了與國際通行的投資規(guī)則接軌，中國對外商投資管理體制實施重大改革，由正面清單制改為負面清單制。2013—2021年，自貿(mào)試驗區(qū)外商投資負面清單特別管理措施由190項縮減為27項，制造業(yè)和服務業(yè)領域?qū)ν忾_放不斷擴大。制造業(yè)領域的開放力度尤為顯著，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了新的推動力。因此，產(chǎn)業(yè)發(fā)展是研究自貿(mào)試驗區(qū)經(jīng)濟效應的一個維度。投資自由化和貿(mào)易便利化是自貿(mào)試驗區(qū)的基本職能，中國已經(jīng)設立的自貿(mào)試驗區(qū)，通過投資領域和貿(mào)易領域的制度創(chuàng)新，促進了自貿(mào)試驗區(qū)外商投資的增長和國際貿(mào)易的發(fā)展。同時，國際貿(mào)易還是拉動中國經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一。因此，外商投資和國際貿(mào)易是研究自貿(mào)試驗區(qū)經(jīng)濟效應的另外兩個維度。遼寧省不公布外商投資額月度統(tǒng)計數(shù)據(jù)，無法研究自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省產(chǎn)生的外商投資效應。借鑒已有的研究文獻，結(jié)合遼寧省為中國工業(yè)基地的省情，本文從工業(yè)經(jīng)濟增長和國際貿(mào)易兩方面探討自貿(mào)試驗區(qū)為遼寧省帶來的經(jīng)濟效應。選取遼寧省月度工業(yè)增加值同比增長率（Indu）作為工業(yè)經(jīng)濟增長的代理變量，同比增長率可以降低季節(jié)因素影響，保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。選取遼寧省進口額（lnimp）、出口額（lnexp）及進出口總額（lnimexp）作為國際貿(mào)易的代理變量，三者取自然對數(shù)以減少異方差的影響，提高數(shù)據(jù)的可比性。

（二）樣本數(shù)據(jù)

第四批自貿(mào)試驗區(qū)設立于2019年7月，為了獲取更多的控制單元，選取2011年1月至2019年6月為樣本期，共計102期，其中，2011年1月至2017年3月為事前窗口期，2017年4月至2019年6月為事后窗口期。月度工業(yè)增加值同比增長率數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)和各省統(tǒng)計局官網(wǎng)，由于每年1月和2月數(shù)據(jù)缺失較多，因此，刪除每年1月和2月數(shù)據(jù)，月度工業(yè)增加值同比增長率共計84期，各單元樣本期均為84期，樣本量共計1 680個。進口額、出口額和進出口總額數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，單位為千美元，根據(jù)EPS數(shù)據(jù)庫月度平均匯率換算成人民幣，單位為萬元，各單元樣本期均為102期，樣本量共計2 040個，各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。在表1中，實驗組為遼寧省，控制組為北京市、河北省、山西省、內(nèi)蒙古自治區(qū)、吉林省、黑龍江省、江蘇省、安徽省、江西省、山東省、湖南省、廣西壯族自治區(qū)、貴州省、云南省、西藏自治區(qū)、甘肅省、青海省、寧夏回族自治區(qū)和新疆維吾爾自治區(qū)，剔除第一批、第二批和第三批已經(jīng)實施自貿(mào)試驗區(qū)政策的省份以及建設自由貿(mào)易港的海南省，共計19個省份。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、回歸結(jié)果及分析

（一）自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省工業(yè)經(jīng)濟增長的影響

本文運用回歸控制法估計自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省工業(yè)經(jīng)濟增長效應，首先要根據(jù)AIC準則運行出最優(yōu)控制組，也就是能較好地擬合出自貿(mào)試驗區(qū)設立前遼寧省工業(yè)經(jīng)濟增長情況的個體。最優(yōu)控制組共有12個省份，個體及權(quán)重系數(shù)（回歸系數(shù)）如表2所示。擬合優(yōu)度為0.9496，說明12個省份組成的最優(yōu)控制組較好地擬合了自貿(mào)試驗區(qū)設立前遼寧省的工業(yè)經(jīng)濟增長情況。自貿(mào)試驗區(qū)設立后，最優(yōu)控制組的預測值就可以代表遼寧省的反事實結(jié)果，也就是遼寧省沒有設立自貿(mào)試驗區(qū)的結(jié)果。自貿(mào)試驗區(qū)設立后，遼寧省工業(yè)增加值真實的平均增長率為6.00%，預測的平均增長率為-14.54%，平均處理效應為20.54%，表明政策促進效應明顯。

表2 AIC準則運行出的最優(yōu)控制組結(jié)果

自貿(mào)試驗區(qū)設立前后遼寧省真實和預測工業(yè)增加值增長率的變化趨勢如圖1所示。自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省工業(yè)增加值增長率產(chǎn)生的處理效應如圖2所示。

圖1 真實和預測工業(yè)增加值增長率變化趨勢

圖2 工業(yè)增加值增長率的處理效應

由圖1可知，自貿(mào)試驗區(qū)設立前真實值與預測值擬合較好，工業(yè)增加值增長率不斷下降，并進入負增長區(qū)間。自貿(mào)試驗區(qū)設立后，真實工業(yè)增加值增長率快速上升，重回正增長區(qū)間，大幅度高于預測值，兩者差距呈擴大趨勢并于2018年達到最大。盡管2018年下半年至2019年上半年真實工業(yè)增加值增長率有所放緩，且與預測的工業(yè)增加值增長率差距縮小，但政策效應依然高于10%。由圖2可知，自貿(mào)試驗區(qū)設立前，工業(yè)增加值增長率的真實值與預測值的差值一直在0軸附近上下波動，自貿(mào)試驗區(qū)設立后兩者差值除第四期外均為較大的正值，說明自貿(mào)試驗區(qū)設立對遼寧省工業(yè)經(jīng)濟增長的促進作用非常顯著。

（二）自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省國際貿(mào)易的影響

1.自貿(mào)試驗區(qū)對進口額的影響

根據(jù)AIC準則運行出最優(yōu)控制組結(jié)果如表3所示。由表3可知，共有16個省份，擬合優(yōu)度為0.7156。自貿(mào)試驗區(qū)設立后遼寧省真實的月平均進口額自然對數(shù)值為15.0116，依照最優(yōu)控制組預測的月平均進口額自然對數(shù)值為14.9267，平均處理效應為8.49%。

表3 AIC準則運行出的最優(yōu)控制組結(jié)果

自貿(mào)試驗區(qū)設立前，遼寧省真實和預測進口額自然對數(shù)值擬合較好。自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省進口額的影響出現(xiàn)階段性特征，如圖3所示。由圖3可知，自貿(mào)試驗區(qū)設立初期，遼寧省真實進口額自然對數(shù)值與預測進口額自然對數(shù)值吻合度較高，并未產(chǎn)生明顯的政策效應。2018年4月至2019年1月，遼寧省真實進口額自然對數(shù)值明顯高于預測進口額自然對數(shù)值，說明自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省進口額產(chǎn)生政策滯后效應。之后，遼寧省真實進口額自然對數(shù)值和預測進口額自然對數(shù)值同步下降，然后又有所回升，但真實自然對數(shù)值低于預測自然對數(shù)值。由圖4可以更加直觀地發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省進口額產(chǎn)生的階段性處理效應。自貿(mào)試驗區(qū)設立后，初期的處理效應并未發(fā)生明顯變化，說明政策效應不明顯，甚至在2018年第1季度還出現(xiàn)過短暫的負效應。此后處理效應回升至正效應區(qū)間并不斷上升在當年達到最大值，說明產(chǎn)生顯著的正效應。之后處理效應快速下降，轉(zhuǎn)而成為負效應。說明自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省進口額的政策效應滯后，但政策效應顯著。最后，自貿(mào)試驗區(qū)產(chǎn)生的政策紅利在外部環(huán)境的擾動下大幅下滑。

圖3 真實和預測進口額自然對數(shù)值變化趨勢

圖4 進口額的處理效應

2.自貿(mào)試驗區(qū)對出口額的影響

根據(jù)AIC準則運行出最優(yōu)控制組結(jié)果，如表4所示。由表4可知，共有15個省份，擬合優(yōu)度為0.6818。自貿(mào)試驗區(qū)設立后遼寧省真實的月平均出口額自然對數(shù)值為14.7713，依據(jù)最優(yōu)控制組預測的月平均出口額自然對數(shù)值為14.8589，平均處理效應為-8.76%。

表4 AIC準則運行出的最優(yōu)控制組結(jié)果

如圖5所示，自貿(mào)試驗區(qū)設立前遼寧省真實和預測出口額自然對數(shù)值擬合較好，月度波動較大。自貿(mào)試驗區(qū)設立后真實出口額自然對數(shù)值并沒有出現(xiàn)較大幅度增長，多數(shù)月份都低于預測出口額自然對數(shù)值。如圖6所示，自貿(mào)試驗區(qū)設立后出口額的處理效應基本為負，說明自貿(mào)試驗區(qū)并未給遼寧省出口額帶來較大促進作用，反而帶來了抑制作用。

圖5 真實和預測出口額自然對數(shù)值變化趨勢

圖6 出口額的處理效應

3.自貿(mào)試驗區(qū)對進出口總額的影響

根據(jù)AIC準則運行出最優(yōu)控制組結(jié)果如表5所示。由表5可知，共有9個省份，擬合優(yōu)度為0.7520。自貿(mào)試驗區(qū)設立后遼寧省真實的月平均進出口總額自然對數(shù)值為15.5930，依據(jù)最優(yōu)控制組預測的月平均進出口總額自然對數(shù)值為15.5938，平均處理效應為-0.08%，表明自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省進出口總額產(chǎn)生負效應，使進出口總額平均下降了0.08%。

表5 AIC準則運行出的最優(yōu)控制組結(jié)果

如圖7所示，自貿(mào)試驗區(qū)設立前，遼寧省進出口總額真實和預測自然對數(shù)值擬合較好。自貿(mào)試驗區(qū)設立初期，進出口總額的真實自然對數(shù)值與預測自然對數(shù)值差距較小，之后，進出口總額真實自然對數(shù)值高于預測自然對數(shù)值，2019年1月后的真實自然對數(shù)值逐漸低于預測自然對數(shù)值。如圖8所示，從遼寧省進出口總額的處理效應來看，自貿(mào)試驗區(qū)設立的2017年4月至2018年上半年，處理效應正負交替出現(xiàn)，政策效應不明顯。2018年下半年至年底，處理效應基本為正，說明自貿(mào)試驗區(qū)對進出口總額有短暫的促進作用。2019年1—6月份，處理效應下降，最終變負并逐漸增大，說明自貿(mào)試驗區(qū)對進出口總額的正向作用逐漸減弱并變?yōu)樨撓蜃饔谩?/p>

圖7 真實和預測進出口總額自然對數(shù)值變化趨勢

圖8 進出口總額的處理效應

（三）結(jié)果分析

自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省產(chǎn)生的經(jīng)濟效應主要體現(xiàn)在對工業(yè)經(jīng)濟增長的顯著促進作用和進口額的階段性促進作用。其主要原因如下：

1.自貿(mào)試驗區(qū)制度創(chuàng)新促進了遼寧省工業(yè)經(jīng)濟和進口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展

遼寧自貿(mào)試驗區(qū)的大連、沈陽和營口三個片區(qū)都是遼寧省重要的裝備制造業(yè)基地，三個片區(qū)不僅圓滿完成國務院總體方案的全部改革試點任務，還創(chuàng)造了眾多改革創(chuàng)新成果。自貿(mào)試驗區(qū)設立五年來，僅大連片區(qū)就有76項制度創(chuàng)新經(jīng)驗向全省復制推廣，促進了冰山集團等企業(yè)的升級改造，已形成先進裝備制造產(chǎn)業(yè)集群、汽車整車及零部件產(chǎn)業(yè)集群和電子信息產(chǎn)業(yè)集群等支柱產(chǎn)業(yè)的“四梁八柱”，為遼寧省工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展提供了新動力。

遼寧自貿(mào)試驗區(qū)圍繞貿(mào)易便利化推出大批制度創(chuàng)新舉措。大連片區(qū)在全國首創(chuàng)并由國務院向全國復制推廣的“保稅混礦”制度創(chuàng)新成果，已累計完成保稅混礦業(yè)務5 300多萬噸［21］，鐵礦砂及精礦等進口額大幅度增加，政策效應雖有滯后，但還是進一步帶動了全省進口貿(mào)易的發(fā)展。另外，金融開放創(chuàng)新是自貿(mào)試驗區(qū)的基本任務之一，遼寧自貿(mào)試驗區(qū)通過金融產(chǎn)品創(chuàng)新，為企業(yè)投融資和跨境貿(mào)易提供便利。如大連片區(qū)推出的“多途助貸”金融創(chuàng)新組合拳，滿足了工業(yè)企業(yè)和外貿(mào)企業(yè)的資金需求，助力工業(yè)經(jīng)濟和進口貿(mào)易的發(fā)展。

2.放管服改革下優(yōu)化營商環(huán)境激發(fā)了市場主體的活力

自貿(mào)試驗區(qū)設立以來，持續(xù)推進簡政放權(quán)、加強監(jiān)管、優(yōu)化服務，行政服務“單一窗口”“一枚印章管審批”等改革創(chuàng)新經(jīng)驗在全省落地，極大地提升了行政服務效能。遼寧省將優(yōu)化營商環(huán)境作為出發(fā)點和落腳點，《遼寧省優(yōu)化營商環(huán)境條例》是全國出臺的首部優(yōu)化營商環(huán)境的地方性條例，打造市場化、法治化、國際化營商環(huán)境，大幅度降低了制度性交易成本，激發(fā)了市場潛能，市場主體明顯增加。遼寧自貿(mào)試驗區(qū)設立五年來，區(qū)內(nèi)累計設立企業(yè)7.7萬戶，注冊資本突破1萬億元［21］，推動了遼寧省工業(yè)經(jīng)濟的發(fā)展。

3.投資自由化和貿(mào)易便利化措施傳導了制度改革紅利

自貿(mào)試驗區(qū)設立后，將外商投資管理模式由審批制改為備案制，實施準入前國民待遇加負面清單管理模式。2017年，遼寧自貿(mào)試驗區(qū)設立時負面清單特別管理措施為95項，此后逐年減少，到2021年僅為27項，制造業(yè)負面清單條目實現(xiàn)清零。對外商投資的大幅度開放，特別是在制造業(yè)領域的開放，為遼寧省工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展注入新動能。遼寧自貿(mào)試驗區(qū)在貿(mào)易領域持續(xù)推進的便利化措施，口岸通關(guān)效率的大幅提升和通關(guān)時間的大幅縮短，都促進了進口貿(mào)易的發(fā)展。

遼寧省自2016年就出現(xiàn)3.9億美元的貿(mào)易逆差，自貿(mào)試驗區(qū)設立后對進口貿(mào)易的促進作用使進口額不斷增加，出口額卻沒有同幅度增加，使貿(mào)易逆差逐年擴大，到2020年，貿(mào)易逆差已經(jīng)達到178億美元，自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省出口貿(mào)易產(chǎn)生負效應。主要是由于國際市場需求的變化，機床、船舶、電動機及發(fā)動機等遼寧省優(yōu)勢產(chǎn)品的出口數(shù)量下降幅度較大，出口額隨之出現(xiàn)下降。自貿(mào)試驗區(qū)可能對出口額有一定促進作用，但未能抵銷出口額的總體下降趨勢，因而出現(xiàn)負效應。另外，中美貿(mào)易爭端對遼寧省出口貿(mào)易產(chǎn)生了不利影響。在中美貿(mào)易爭端之前，美國是遼寧省第二大出口國，貿(mào)易爭端發(fā)生后，遼寧省對美國出口產(chǎn)品數(shù)量明顯減少，導致出口額下降。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）時間安慰劑檢驗：政策提前一年

自貿(mào)試驗區(qū)設立對遼寧省工業(yè)經(jīng)濟增長產(chǎn)生顯著正效應，對進口額產(chǎn)生階段性正效應。為了檢驗這種正效應是否是一種偶然現(xiàn)象，自貿(mào)試驗區(qū)政策是否發(fā)揮了關(guān)鍵作用，本文采用時間安慰劑進行穩(wěn)健性檢驗［16］。將遼寧自貿(mào)試驗區(qū)設立的時間提前1年，也就是將工業(yè)增加值增長率、進口額、出口額和進出口總額的政策沖擊時點都提前1年，進行時間安慰劑檢驗。如果在隨機點上出現(xiàn)真實值高于預測值的情況，說明還有其他因素在起作用，政策效應不是由自貿(mào)試驗區(qū)引致的［16］，反之則說明自貿(mào)試驗區(qū)具有政策效應。

假設遼寧自貿(mào)試驗區(qū)設立時間為2016年4月，從工業(yè)增加值增長率真實值和預測值及進口額、出口額和進出口總額真實自然對數(shù)值和預測自然對數(shù)值的變化趨勢的檢驗結(jié)果看，①穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未在正文中列示，留存?zhèn)渌?，下同。工業(yè)增加值增長率真實值和預測值，進口額的真實自然對數(shù)值和預測自然對數(shù)值在2016年4月的假設時點后沒有出現(xiàn)較大分化，真實值和預測值互有高低，直到2017年4月遼寧自貿(mào)試驗區(qū)設立后真實值與預測值才出現(xiàn)明顯分化，真實值處于預測值上方，說明自貿(mào)試驗區(qū)政策效應的存在。出口額和進出口總額在政策時點提前1年后，真實自然對數(shù)值和預測自然對數(shù)值的變化趨勢也沒有發(fā)生分化，直到2017年4月后才發(fā)生明顯分化。從工業(yè)增加值增長率、進口額、出口額和進出口總額處理效應的檢驗結(jié)果看，工業(yè)增加值增長率、進口額和出口額都通過了檢驗，工業(yè)增加值增長率的平均處理效應為17.83%，進口額的平均處理效應為7.29%，說明自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省工業(yè)經(jīng)濟增長和進口額促進作用顯著。出口額的時間安慰劑檢驗的平均處理效應為-7.09%，與前文研究所得平均處理效應-8.76%相近。通過時間安慰劑檢驗，可以認為自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省出口額產(chǎn)生明顯抑制作用，使出口額降低了8.76%。對于進出口總額而言，假設自貿(mào)試驗區(qū)提前1年設立，其平均處理效應為4.46%，是正效應，與前文研究所得平均處理效應-0.08%的負效應差距較大，且是兩種相反的效應，因此，未能通過穩(wěn)健性檢驗，說明無法通過回歸控制法得出自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省進出口總額具有影響的結(jié)論。

（二）變換最優(yōu)模型選取準則

運用信息準則選取的最優(yōu)模型直接影響反事實值的大小，進而影響處理效應的大小。因此，變換最優(yōu)模型選取準則，如果幾種準則的測算結(jié)果相近，說明實證結(jié)果是穩(wěn)健的。本文再以AIC、AICC和BIC準則運行最優(yōu)控制組，并計算出平均處理效應。三種準則下工業(yè)增加值增長率的平均處理效應均為20.54%，說明自貿(mào)試驗區(qū)顯著促進了遼寧省工業(yè)經(jīng)濟增長。進口額平均處理效應相近，為正效應，說明自貿(mào)試驗區(qū)促進了遼寧省進口貿(mào)易。出口額的平均處理效應均為負數(shù)，對出口額有顯著負效應，說明自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省出口貿(mào)易有抑制作用。AICC準則下，進出口總額平均處理效應為微弱的負效應，運用BIC準則進出口總額的平均處理效應為較小的正效應，但未通過安慰劑檢驗，無法說明自貿(mào)試驗區(qū)對進出口總額有顯著影響。以上結(jié)論與運用AIC準則得出的結(jié)論相同，證明了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

六、研究結(jié)論與政策建議

本文運用回歸控制法，采用全國省級月度面板數(shù)據(jù)從工業(yè)經(jīng)濟和國際貿(mào)易兩方面分析了自貿(mào)試驗區(qū)對遼寧省的經(jīng)濟效應。研究結(jié)果顯示，自貿(mào)試驗區(qū)使遼寧省工業(yè)增加值增長20.54%，進口額增長8.49%，對出口額有顯著負效應，無法通過回歸控制法證實自貿(mào)試驗區(qū)設立對進出口總額有顯著影響，有待使用其他方法進一步分析和驗證。

根據(jù)結(jié)論，筆者提出如下政策建議：一是以自貿(mào)試驗區(qū)的制度創(chuàng)新為引領，促進遼寧省工業(yè)經(jīng)濟平穩(wěn)增長。充分發(fā)揮沈陽、大連和營口片區(qū)所肩負的深化國資國企改革戰(zhàn)略任務的“試驗田”功能，穩(wěn)步推進自貿(mào)片區(qū)內(nèi)國有企業(yè)的混合所有制改革，為全省深化國資國企改革探索新經(jīng)驗、新路徑，破解老工業(yè)基地發(fā)展中的難點問題。二是持續(xù)優(yōu)化遼寧自貿(mào)試驗區(qū)營商環(huán)境，拓展面向國內(nèi)開放新空間。應繼續(xù)以優(yōu)化自貿(mào)試驗區(qū)及全省的營商環(huán)境為抓手，推動遼寧自貿(mào)試驗區(qū)面向長三角、珠三角和京津冀等區(qū)域的開放合作，在產(chǎn)業(yè)鏈的延鏈、補鏈、強鏈過程中，引進遼寧省工業(yè)發(fā)展所需大項目，形成強大的先進制造業(yè)集群，促進遼寧省工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展壯大。三是以遼寧自貿(mào)試驗區(qū)為對外開放高地，推動全省對外貿(mào)易發(fā)展。繼續(xù)推進自貿(mào)試驗區(qū)貿(mào)易自由化、便利化，促進進出口貿(mào)易的發(fā)展。以制度創(chuàng)新促進遼寧自貿(mào)試驗區(qū)貿(mào)易新業(yè)態(tài)、新模式的發(fā)展；在與歐盟、美國等傳統(tǒng)貿(mào)易伙伴保持貿(mào)易往來的同時，盡快開拓出口貿(mào)易新興市場；拓展出口貿(mào)易新產(chǎn)品、新品種，培育出口貿(mào)易新動能。緊抓《區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)定》生效帶來的關(guān)稅減讓紅利機遇，在繼續(xù)做好與日本和韓國經(jīng)貿(mào)的同時，加強與東盟各國的貿(mào)易往來。