梁江艷 鄭偉光

[摘要]自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)于國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)背景下的區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重大意義。以不同時(shí)期設(shè)立的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用多期雙重差分法考察了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)我國(guó)31個(gè)省市（港澳臺(tái)除外）經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究表明：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進(jìn)作用，且這一結(jié)論在經(jīng)過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立；自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立通過(guò)貿(mào)易效應(yīng)和投資效應(yīng)兩種路徑促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用存在區(qū)域異質(zhì)性，相比南方地區(qū)，這種促進(jìn)作用對(duì)北方地區(qū)的影響更加顯著；對(duì)金融資源配置效率的異質(zhì)性分析顯示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)金融資源配置效率高的地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展作用更顯著。

[關(guān)鍵詞]自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)；經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量；貿(mào)易效應(yīng)；投資效應(yīng)

[中圖分類(lèi)號(hào)]F752.8；F127? ? ? ? ? ?[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A? [文章編號(hào)]1009—0274（2024）02—0084—08

一、引言

2008年以來(lái)，世界貿(mào)易普遍受到了金融危機(jī)帶來(lái)的不利影響，表現(xiàn)為日趨疲軟，這也在很大程度上制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。為了應(yīng)對(duì)國(guó)內(nèi)國(guó)際形勢(shì)的復(fù)雜變化以及構(gòu)建國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)的新發(fā)展格局，黨中央、國(guó)務(wù)院下發(fā)文件實(shí)施自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略。自2013年國(guó)務(wù)院批復(fù)第一家（上海）自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)以來(lái)，到2020年批復(fù)北京、湖南、安徽自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，我國(guó)設(shè)立運(yùn)行以及獲批在建的自貿(mào)區(qū)數(shù)量已經(jīng)達(dá)到21個(gè)。各自貿(mào)區(qū)以?xún)H占不到全國(guó)萬(wàn)分之二的土地面積，吸引了占比超12％的外商直接投資和12％的進(jìn)出口貿(mào)易總額，并在制度創(chuàng)新和全面深化改革層面取得了一定成效[1]。在我國(guó)自貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)設(shè)立十周年之際，國(guó)務(wù)院于2023年10月印發(fā)了《中國(guó)（新疆）自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)總體方案》，正式批準(zhǔn)設(shè)立新疆自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，使得新疆成為我國(guó)西北邊境第一個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，也是我國(guó)第22個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)。

上海作為我國(guó)首個(gè)批復(fù)設(shè)立的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，其設(shè)立對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的推動(dòng)作用[2]，而隨著自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的不斷擴(kuò)容，對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的影響效用研究也從單一的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)轉(zhuǎn)向全方位的評(píng)估。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)雖然能夠顯著提高地區(qū)GDP增長(zhǎng)率，但這種促進(jìn)增長(zhǎng)具有明顯的滯后性，且在不同地區(qū)之間存在著區(qū)域異質(zhì)性，上海和廣東表現(xiàn)為對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的促進(jìn)作用，天津和福建則為第二產(chǎn)業(yè)[3]；也有研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)上海、廣東、福建和天津四個(gè)省市的部分相關(guān)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)產(chǎn)生了促進(jìn)作用，但具有差異化特征[4]。在西部設(shè)有自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的省市，其設(shè)立對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，但影響效果先強(qiáng)后弱，且存在著地區(qū)差異性[5]。

已有文獻(xiàn)關(guān)于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的研究主要存在以下兩點(diǎn)不足：首先，大多數(shù)文獻(xiàn)對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的研究集中于其所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量影響的研究相對(duì)較少，尤其是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提出以來(lái)，單維度地評(píng)估經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)顯然已經(jīng)有些片面，對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)的評(píng)估理應(yīng)從多個(gè)方位全面展開(kāi)；其次，多數(shù)文獻(xiàn)對(duì)其背后的作用機(jī)制分析多為基于某個(gè)視角的單因素分析。本文嘗試從貿(mào)易和投資兩方面對(duì)自貿(mào)實(shí)驗(yàn)區(qū)設(shè)立影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制進(jìn)行理論闡釋和實(shí)證檢驗(yàn)。

為此，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，從自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略效應(yīng)評(píng)估的角度出發(fā)，基于2012—2021年的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，采用多期DID的計(jì)量方法對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)給經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展所帶來(lái)的政策效果進(jìn)行評(píng)估。

二、理論機(jī)制與研究假說(shuō)

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立能夠通過(guò)促進(jìn)要素自由流動(dòng)、優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境和促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易以及矯正區(qū)域內(nèi)資源錯(cuò)配等途徑，有效推進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立能夠打破市場(chǎng)分割[6]，降低或者減少?lài)?guó)內(nèi)稅費(fèi)及管理措施[7]，推動(dòng)外資準(zhǔn)入壁壘制度改革[8]，從而使得各種要素能夠充分自由流動(dòng)，提高了經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力。另一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立有利于投資管理體制和地方治理體系的改革，營(yíng)商環(huán)境的優(yōu)化以及貿(mào)易便利化體系的形成，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[9]；自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)市場(chǎng)機(jī)制的強(qiáng)化可以有效矯正資源錯(cuò)配，以改善資源配置牽引經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[1]。也就是說(shuō)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制主要為削減貿(mào)易壁壘，降低貿(mào)易成本，加速要素自由流動(dòng)，提升經(jīng)濟(jì)發(fā)展活力，提升自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)部貿(mào)易便利化水平，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

具體來(lái)說(shuō)，第一，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立通過(guò)相關(guān)的貿(mào)易體制變革削減了貿(mào)易壁壘，降低了貿(mào)易的成本，促進(jìn)貿(mào)易便利化水平的提高。一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立縮減了外商投資準(zhǔn)入負(fù)面清單，外資進(jìn)入的門(mén)檻在一定程度得到了降低，放松了對(duì)部分產(chǎn)品的限制，使得貿(mào)易產(chǎn)品更加多元化，并進(jìn)一步優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)；另一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后削弱了非關(guān)稅壁壘，同時(shí)補(bǔ)貼措施促進(jìn)了進(jìn)出口貿(mào)易的提高，貿(mào)易更加自由化，在此基礎(chǔ)之上經(jīng)濟(jì)得以高質(zhì)量發(fā)展。第二，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)制度促進(jìn)了要素的自由流動(dòng)，激發(fā)了經(jīng)濟(jì)發(fā)展的活力。設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)作為國(guó)家級(jí)的政策具有制度優(yōu)勢(shì)，能夠吸引大量企業(yè)進(jìn)入，從而間接促進(jìn)創(chuàng)新技術(shù)向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)集聚。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)成為科研機(jī)構(gòu)、高校與企業(yè)開(kāi)展合作的重要平臺(tái)，其設(shè)立吸引大量創(chuàng)新人才流入，促進(jìn)創(chuàng)新人才資源的自由流動(dòng)。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過(guò)逐步破除制約創(chuàng)新人才、資金、技術(shù)等創(chuàng)新要素的體制機(jī)制障礙進(jìn)而推動(dòng)創(chuàng)新要素流動(dòng)[10]。第三，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立有助于建設(shè)貿(mào)易便利化體系。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)制度使得各個(gè)省份之間的通關(guān)程序得到了簡(jiǎn)化，提升了貿(mào)易效率。在各個(gè)省市的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)之內(nèi)，政府管理部門(mén)轉(zhuǎn)變以往的管理理念并創(chuàng)新管理方式，更加透明公開(kāi)的服務(wù)方式使得貿(mào)易雙方的企業(yè)能夠更加及時(shí)地掌握貿(mào)易信息以及貿(mào)易動(dòng)態(tài)，從而深層次地提升了貿(mào)易效率。諸如滬、津、閩、粵四大自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)所設(shè)立的“三互”大通關(guān)體系、國(guó)際貿(mào)易“單一窗口”平臺(tái)以及創(chuàng)新通關(guān)監(jiān)管制度等都為進(jìn)出口提供了高效便捷的通關(guān)機(jī)制，為企業(yè)簡(jiǎn)化了審批程序和縮減了通關(guān)時(shí)間，提供了極大的貿(mào)易便利[11]。由此，本文提出：

假說(shuō)1：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立通過(guò)促進(jìn)要素流動(dòng)和降低貿(mào)易成本促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)作為吸引外資、促進(jìn)出口、提升外匯、改善經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展水平的重要載體，可以提升外商投資和貿(mào)易聯(lián)系的廣度深度，擴(kuò)大貿(mào)易總量并吸引境外投資，進(jìn)而提升區(qū)域福利和要素生產(chǎn)率，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的繁榮[12]。

首先，從資本集聚的角度來(lái)看，我國(guó)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)實(shí)行的以負(fù)面清單制度為核心的制度創(chuàng)新，在擴(kuò)大投資門(mén)檻的情況下吸引了大量資本向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)集聚，從而對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)多個(gè)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行投資后形成產(chǎn)業(yè)集聚，進(jìn)而提升投資績(jī)效。

其次，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立可以通過(guò)推進(jìn)利率市場(chǎng)化改革，放寬利率管制，發(fā)揮利率杠桿的作用，擴(kuò)大企業(yè)直接融資比重，使金融領(lǐng)域資金能夠順暢傳導(dǎo)至實(shí)體經(jīng)濟(jì)，從而推動(dòng)項(xiàng)目直接投資，進(jìn)而增強(qiáng)直接投資對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響[13]。

最后，多個(gè)省市的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)轄區(qū)內(nèi)實(shí)行限額內(nèi)資本項(xiàng)目可兌換，這是政府轉(zhuǎn)變職能的體現(xiàn)，提高了企業(yè)貿(mào)易過(guò)程的靈活性，從而吸引了大量外資流入。我國(guó)的多個(gè)省市以往對(duì)部分外商直接投資存在著限制，要打破這些限制，就需要新的制度來(lái)實(shí)現(xiàn)。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)所帶來(lái)的制度改革為打破這些限制提供了一個(gè)有效途徑。基于此，本文進(jìn)一步提出：

假說(shuō)2：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立改善了區(qū)內(nèi)的投資環(huán)境，提高了政府招商引資的力度及相關(guān)配套政策和制度改革措施，最終促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響路徑詳見(jiàn)下圖：

三、研究設(shè)計(jì)

（一）實(shí)證模型設(shè)計(jì)

雙重差分法被廣泛地應(yīng)用于評(píng)估政策效果，其優(yōu)點(diǎn)是能夠排除個(gè)體固有的差異，從而得到政策的凈效應(yīng)。由于不同省份自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立時(shí)間不盡相同，而多期DID模型剛好能夠有效地衡量自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立所帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)凈效應(yīng)。因此，基于已有研究，本文以上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立年份（2013年）為起點(diǎn)，構(gòu)建多期DID模型1。

本文采用31個(gè)省市、自治區(qū)的2012—2021年的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，將設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的21省市、自治區(qū)作為實(shí)驗(yàn)組，其余10個(gè)未設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的作為對(duì)照組。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下的計(jì)量模型來(lái)研究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響：

其中，d和y分別表示地區(qū)和年份；QUALITY為被解釋變量，用來(lái)衡量一地區(qū)的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平；D為省級(jí)層面的控制變量的集合。[νd]表示個(gè)體效應(yīng)，[γy]表示時(shí)間效應(yīng)，[εdy]表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量和數(shù)據(jù)

1.被解釋變量。由于從單一層面研究經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的指標(biāo)不具有全面性與可信性，本文根據(jù)孫豪、桂河清[14]以及部分其他相關(guān)文獻(xiàn)的做法，基于新發(fā)展理念，通過(guò)14個(gè)指標(biāo)利用熵值法計(jì)算得到反映經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的綜合指數(shù)（詳見(jiàn)表1）

2.解釋變量。由雙重差分的基本原理設(shè)置核心解釋變量為虛擬變量TREATED與TIME的交互項(xiàng)。其中，若國(guó)家批復(fù)了所在省份設(shè)立了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，則TREATED賦值為1，否則為0；樣本省份沒(méi)有設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的年份將TIME賦值為0，否則為1。最終得到DID為衡量政策凈效應(yīng)的解釋變量，其中DID=TREATED*TIME（為方便起見(jiàn)，下文均以DID表示地區(qū)虛擬變量與時(shí)間虛擬變量的交互項(xiàng)）。

3.控制變量。引入控制變量的原因是影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的可能因素較多，本文參考已有的文獻(xiàn)，引入以下控制變量：（1）財(cái)政分權(quán)度（Finadp）。參考趙濤、張智[15]等的做法，用地方財(cái)政一般預(yù)算收入與地方財(cái)政一般預(yù)算支出的比值來(lái)表示。反映了地方政府的財(cái)政收支平衡情況。（2）第三產(chǎn)業(yè)比重（Third）。用各省份的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與GDP的比值表示。（3）經(jīng)濟(jì)聚集度（LnCluster）。用省份每平方公里的GDP對(duì)數(shù)值表示。（4）城鎮(zhèn)化水平（Town）。用城鎮(zhèn)人口與年末總?cè)丝诘谋戎当硎?。同時(shí)為了避免極端值對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，本文對(duì)部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。

在數(shù)據(jù)方面，本文使用的是2012—2021年的中國(guó)31?。ㄊ校┟姘鍞?shù)據(jù)，其中經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)由國(guó)研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和各個(gè)省份的統(tǒng)計(jì)年鑒中的各項(xiàng)指標(biāo)綜合計(jì)算求得，第三產(chǎn)業(yè)比重的數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，其他的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)研網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性結(jié)果分析

對(duì)被解釋變量、控制變量以及中介變量等多個(gè)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，具體結(jié)果如表3所示。經(jīng)濟(jì)聚集度（LnCluster）指標(biāo)的最小值為2.138，最大值為10.947，由此可以看出不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展平均程度存在較為顯著的差異；從進(jìn)出口（IE）的角度來(lái)看，不同省市的貿(mào)易發(fā)展規(guī)模存在較大差距，表現(xiàn)為IE的最大值為20.969，最小值為12.646。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量綜合指數(shù)的最小值為0.059，最大值為0.485，最大值與最小值的差距也較大。其中經(jīng)濟(jì)聚集度和進(jìn)出口額的標(biāo)準(zhǔn)差較大，離散程度較高。整體來(lái)說(shuō)，所選數(shù)據(jù)有一定的跨度，具有一定的代表意義。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4反映了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略實(shí)施所產(chǎn)生的對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的凈效應(yīng)，其中列（1）為未加控制變量以及固定效應(yīng)的基本回歸結(jié)果，列（2）至列（5）為在雙向固定效應(yīng)基礎(chǔ)上逐步引入控制變量的回歸結(jié)果。從整體上看，無(wú)論是否引入控制變量，DID的系數(shù)都是顯著為正的，這充分表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略能夠顯著促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。具體來(lái)看，加入四個(gè)控制變量后，DID的回歸系數(shù)相較列（1）雖然有所下降，從0.029下降至0.016，但依然在1%的顯著性水平上顯著為正，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有顯著地促進(jìn)作用。從而假說(shuō)1得到了驗(yàn)證。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。使用雙重差分的前提是所選樣本必須通過(guò)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。如果實(shí)驗(yàn)組和控制組在政策實(shí)施之前變動(dòng)的趨勢(shì)是一致的，則證明通過(guò)了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。為此，本文進(jìn)行了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，以觀測(cè)實(shí)驗(yàn)前實(shí)驗(yàn)組和控制組是否存在系統(tǒng)性差異。由圖2可以看出，在刪除政策前一期后，政策之前的各期的政策效應(yīng)均不顯著，但在政策實(shí)施之后，政策效應(yīng)在最初的兩年開(kāi)始顯著為正。說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立有利于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，從而本文的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)得到了通過(guò)。

2.反事實(shí)檢驗(yàn)。為了使本文的結(jié)論更加可靠，本文參考相關(guān)學(xué)者[16][17][18]的做法，通過(guò)改變自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立時(shí)間進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。除了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立之外，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的變化也可能會(huì)受到其他因素的影響，如果這些因素給經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展所帶來(lái)的影響與自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)給經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展所帶來(lái)的影響毫無(wú)關(guān)聯(lián)，則將會(huì)導(dǎo)致前文所得結(jié)論不能成立。因此，為了進(jìn)一步驗(yàn)證前文結(jié)論的可靠性，本文將各個(gè)省份自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立時(shí)間提前1—3年進(jìn)行反事實(shí)檢驗(yàn)。通過(guò)將提前變量[DIDt]加入到原來(lái)的模型中進(jìn)行回歸，如果自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的這個(gè)變量顯著為正，則說(shuō)明經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的增長(zhǎng)可能源于其他政策因素的影響，而不是由自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立而帶動(dòng)的；相反，如果自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)變量不顯著為正，或者自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)變量系數(shù)呈現(xiàn)遞減，則說(shuō)明經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的變化主要是由于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立，從而驗(yàn)證了上文估計(jì)結(jié)論穩(wěn)健性[19]。

表5反映了虛構(gòu)政策實(shí)施時(shí)間的回歸結(jié)果。整體來(lái)看，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的回歸系數(shù)由提前1年設(shè)立的0.017下降至提前3年設(shè)立的0.015，就其動(dòng)態(tài)效應(yīng)來(lái)看，呈現(xiàn)出逐年遞減的趨勢(shì)，這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高仍然是由自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立所推動(dòng)的，否定了其他因素推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的論斷，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.安慰劑檢驗(yàn)。為了驗(yàn)證本文的結(jié)論是否受到遺漏變量、隨機(jī)因素的影響，本文通過(guò)隨機(jī)“篩選”設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的省市、自治區(qū)并隨機(jī)產(chǎn)生設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的時(shí)間，據(jù)此構(gòu)造隨機(jī)實(shí)驗(yàn)。接下來(lái)按照表4的第（5）列進(jìn)行回歸并將上述過(guò)程重復(fù)500次，最終繪出核密度圖，基于此來(lái)驗(yàn)證中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量的發(fā)展是否受到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略以外的因素影響。若估計(jì)系數(shù)大都落在0附近，則說(shuō)明模型中并未遺漏其他足夠重要的影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的因素。換言之，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的變化是由自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立所引起的。從圖3可以看出，估計(jì)系數(shù)大都分布在0值附近，表明模型中不存在遺漏變量的問(wèn)題，核心結(jié)論依舊穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步分析

地理區(qū)位、金融資源配置效率可能是影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的可決因素。因此本文在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)之上，進(jìn)行自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展影響的異質(zhì)性分析。

（一）南北差異帶來(lái)的影響

本研究根據(jù)地理區(qū)位的不同，將31個(gè)省市、自治區(qū)的樣本劃分為南北區(qū)域進(jìn)行分組實(shí)證分析。1表6反映了分析的結(jié)果。從分析結(jié)果可得：在控制了時(shí)間固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)戰(zhàn)略顯著地促進(jìn)了北方省份的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展（系數(shù)為0.014，且在1%的水平上顯著），而對(duì)南方省份雖然同樣也有促進(jìn)作用，但回歸系數(shù)較小，且回歸結(jié)果并不顯著。可能的原因是南方大部分地區(qū)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較好，貿(mào)易原本就比較繁榮，由于邊際效用遞減的原理，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)其的促進(jìn)作用因而不太明顯；或者說(shuō)，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)領(lǐng)先的南方省市，由于其基礎(chǔ)設(shè)施完善，產(chǎn)業(yè)分工完備，可能存在著高度發(fā)達(dá)階段所遇到的發(fā)展瓶頸制約。而與南方地區(qū)相比，我國(guó)北方地區(qū)平均的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相對(duì)還不高，貿(mào)易水平也相對(duì)較低，因而得到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的支持以后，易形成“后發(fā)優(yōu)勢(shì)”，從而能夠快速高效地實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

（二）不同金融資源配置效率帶來(lái)的影響

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在地區(qū)異質(zhì)性特征，經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展容易受到金融資源配置效率的影響。因此本文在參考魏蓉蓉、李天德[20]的基礎(chǔ)上，采用各省份的貸款額與GDP之比作為衡量金融資源配置效率的指標(biāo)，并用50分位數(shù)將樣本劃分為金融資源配置效率高的省份和金融資源配置效率低的省份，以此來(lái)檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)金融資源配置效率不同的異質(zhì)性影響。

從金融資源配置效率的視角來(lái)看，模型（1）和（2）的系數(shù)均為正值，即自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)金融資源配置效率高與低的省份的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展均有促進(jìn)作用，但影響程度有所差別。從模型（1）可以看出，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)金融資源配置效率高的省份的影響在10%的水平下顯著，且系數(shù)較大，為0.038；相比之下，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)金融資源配置效率較低的省份的影響則較小，系數(shù)僅為0.007。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立引起了實(shí)驗(yàn)組省份經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高，且對(duì)于金融資源配置效率高的地區(qū)來(lái)說(shuō)，這種正向的推動(dòng)更加顯著?？赡艿慕忉屖牵涸诮鹑谫Y源配置效率高的省份，金融深化改革可能更容易進(jìn)行，金融改革提高了金融體系的適配性，為實(shí)體經(jīng)濟(jì)服務(wù)，從而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

六、影響機(jī)制檢驗(yàn)

（一）貿(mào)易效應(yīng)檢驗(yàn)

參考以往學(xué)者們的做法，以進(jìn)出口總額的對(duì)數(shù)值作為中介變量，構(gòu)建如下模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，其中中介效應(yīng)檢驗(yàn)的第一步為本文的基準(zhǔn)回歸（見(jiàn)模型（1））。

在模型（2）中是DID對(duì)IE（進(jìn)出口總額取對(duì)數(shù)）進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立是否影響中介變量，是中介效應(yīng)的第二步，用于檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)中介變量IE的影響。如果系數(shù)α1是顯著，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)中介變量產(chǎn)生了影響，可以進(jìn)行下一步。

模型（3）是在模型（1）的基礎(chǔ)上將中介變量IE加入回歸所建立的模型，是中介效應(yīng)檢驗(yàn)的最后一步。在系數(shù)?1顯著的情況下，如果?2也顯著但小于β1，則說(shuō)明存在部分中介效應(yīng)，即中介變量IE在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的過(guò)程中發(fā)揮了部分橋梁作用；如果系數(shù)?2不顯著，則為完全中介效應(yīng)，即自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響完全是通過(guò)提高貿(mào)易量的效應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)的。

如表4所示，基準(zhǔn)回歸結(jié)果已經(jīng)表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立能夠顯著推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，而模型（2）的結(jié)果表明，在控制時(shí)間和地區(qū)固定效應(yīng)以及控制變量的情況下，α1的系數(shù)為0.266，且在1%的水平上顯著，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立顯著促進(jìn)了貿(mào)易額的增加，引發(fā)了貿(mào)易增長(zhǎng)效應(yīng)。模型（3）的結(jié)果顯示，在基準(zhǔn)回歸中加入中介變量后，核心解釋變量DID的系數(shù)由0.017下降至0.013，且在5%的水平上顯著，同時(shí)?1的系數(shù)0.013在5%的水平上顯著，進(jìn)一步說(shuō)明了IE在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)過(guò)程中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

（二）投資效應(yīng)檢驗(yàn)

投資作為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車(chē)”之一，同樣能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。以外商投資企業(yè)投資總額（FI）作為中介變量來(lái)進(jìn)行自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)影響經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的機(jī)制檢驗(yàn)。具體做法是將模型（2）和（3）中的中介變量由IE換為FI，運(yùn)用stata進(jìn)行分析。結(jié)果表明，中介變量FI在1%的顯著性水平上同樣發(fā)揮了部分中介的效果，即自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立通過(guò)投資效應(yīng)進(jìn)一步促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

通過(guò)以上的實(shí)證分析，假說(shuō)2得到了驗(yàn)證。

七、結(jié)論與政策啟示

本文實(shí)證檢驗(yàn)了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的促進(jìn)作用，在使用多期雙重差分法對(duì)政策凈效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估并經(jīng)過(guò)一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)后結(jié)論依然成立；作用路徑發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)能夠通過(guò)貿(mào)易效應(yīng)和投資效應(yīng)推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展；異質(zhì)性分析表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立對(duì)北方地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的提高作用更加顯著，而南方則不太明顯；對(duì)于金融資源配置效率更高的省市，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)其經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用更顯著。

本文的研究結(jié)論可以在一定程度上為我國(guó)的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)與改革提供一定的可利用實(shí)證經(jīng)驗(yàn)，政策啟示與實(shí)踐價(jià)值主要在于：

第一，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立既然顯著地促進(jìn)了我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，且我國(guó)所實(shí)行的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策改革對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用已經(jīng)有所呈現(xiàn)，那么應(yīng)當(dāng)適時(shí)提煉總結(jié)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)深化改革的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)，在充分考慮到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的適用邊界和各個(gè)省份的要素稟賦條件以及各個(gè)省份在國(guó)家戰(zhàn)略中的地位的基礎(chǔ)之上，積極在其他的未設(shè)立省份進(jìn)行實(shí)踐推廣，開(kāi)展改革試點(diǎn)，以更進(jìn)一步推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。第二，深化自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)制度改革，進(jìn)一步推動(dòng)貿(mào)易便利化和投資自由化。各個(gè)省市應(yīng)當(dāng)在堅(jiān)持原有的開(kāi)放程度之上，通過(guò)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)這一制度創(chuàng)新促進(jìn)體制變革，進(jìn)一步擴(kuò)大開(kāi)放。政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步制定政策法規(guī)，推動(dòng)貿(mào)易流程精簡(jiǎn)化與投資便利化，深化外匯管理改革，吸引外資的進(jìn)入。第三，對(duì)于南北經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度不同的地區(qū)，采取有針對(duì)性的發(fā)展戰(zhàn)略。對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較低的省市，要利用起自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)與改革所帶來(lái)制度紅利，發(fā)展制造業(yè)為主的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)，并積極利用自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)所帶來(lái)的創(chuàng)新理念、人才、資金等資本，吸收先進(jìn)技術(shù)，帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。對(duì)于廣東、上海等經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的省市，應(yīng)重點(diǎn)發(fā)展金融、互聯(lián)網(wǎng)等以研究開(kāi)發(fā)為主的產(chǎn)業(yè)，在已有經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上不斷突破高質(zhì)量發(fā)展的瓶頸，進(jìn)一步深化改革，不僅注重要素的投入，還要注重效率的提升。第四，提升金融資源配置的效率，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的質(zhì)量。在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)區(qū)內(nèi)，金融資源配置效率的提升可以更好地為地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展添油加力，因此要通過(guò)利率市場(chǎng)化改革等途徑提升金融資本的配置效率，將金融資本更多地配置給小微企業(yè)等措施，實(shí)現(xiàn)金融資源的高效合理配置，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

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[19]張軍，閆東升，馮宗憲，等.自貿(mào)區(qū)設(shè)立能夠有效促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)嗎？—基于雙重差分方法的動(dòng)態(tài)視角研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2018（11）：125-133.

[20]魏蓉蓉，李天德.自貿(mào)區(qū)設(shè)立與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展：基于FTA建設(shè)的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)證據(jù)[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2020（5）：77-87.

責(zé)任編輯：劉昌龍