陳萬靈 胡 耀

（廣東外語外貿(mào)大學(xué)，廣東 廣州 510006）

自由貿(mào)易試驗區(qū)（簡稱“自貿(mào)區(qū)”）建設(shè)是新時代國家構(gòu)建開放型經(jīng)濟新格局的重要戰(zhàn)略。截至2020年底，中國共有21個自貿(mào)區(qū)，已形成“1+3+7+1+6+3”的開放新格局。設(shè)立自貿(mào)區(qū)的實質(zhì)是通過制度創(chuàng)新促進要素自由流動，通過一定集聚帶動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。面對國際、國內(nèi)的復(fù)雜形勢和百年變局，中央更加注重對外開放和要素流動，通過國內(nèi)需求對要素的有效吸引以及科技創(chuàng)新水平的提升，培育新形勢下中國參與國際經(jīng)貿(mào)競爭與合作的新優(yōu)勢（余淼杰，2020）?，F(xiàn)階段，自貿(mào)區(qū)促進要素流動也是加速要素市場化配置改革的重要推力，有利于構(gòu)建國內(nèi)外雙循環(huán)的發(fā)展新格局。

國家通過一系列政策舉措推進體制機制創(chuàng)新吸引生產(chǎn)要素集聚，使自貿(mào)區(qū)成為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的增長極。因此，不論是從理論還是從政策意圖看，自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟效應(yīng)不僅指自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟增長的促進作用，也應(yīng)該將是否促進要素自由流動這一重要指標(biāo)納入其中。考察自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟效應(yīng)不能僅僅以GDP作為測量指標(biāo)考察其對經(jīng)濟增長的效應(yīng)，在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，考察自貿(mào)區(qū)設(shè)立對要素流動的影響同樣重要。

一、相關(guān)文獻綜述

自貿(mào)區(qū)的研究文獻主要聚焦3個方面：（1）評估自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟增長的綜合效應(yīng)。不少文獻從自貿(mào)區(qū)整體出發(fā)探究其經(jīng)濟效應(yīng)。有研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)對其依托區(qū)域的經(jīng)濟增長具有顯著正向影響或者促進作用（陳林等，2019；邢孝兵和雷穎飛，2019；白仲林等，2020）。郎麗華和馮雪（2020）發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)能夠減小經(jīng)濟增長波動。彭羽和楊作云（2020）的研究表明，自貿(mào)區(qū)對區(qū)域的輻射帶動作用主要體現(xiàn)在利潤率和財政收入增長率上。部分文獻關(guān)注某個自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)，如上海自貿(mào)區(qū)（譚娜等，2015）、遼寧自貿(mào)區(qū)（張穎和逯宇鐸，2019）和天津自貿(mào)區(qū)（方云龍和王博，2020）都促進了所在地的經(jīng)濟增長。顯然，這些研究關(guān)注自貿(mào)區(qū)促進經(jīng)濟發(fā)展的結(jié)果，對自貿(mào)區(qū)是否促進要素流動并不關(guān)注。（2）探討自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的動態(tài)差異和空間差異。隨著自貿(mào)區(qū)的運行和各項政策的落實，自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)出現(xiàn)比較大的差異。張軍等（2018）的研究結(jié)果表明，隨著自貿(mào)區(qū)數(shù)量的逐步增加，其經(jīng)濟增長效應(yīng)呈現(xiàn)先降后升的U型態(tài)勢。葉修群（2018）認(rèn)為，自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長促進效應(yīng)存在典型的倒U形特征，同時其經(jīng)濟增長效應(yīng)存在滯后性。從空間看，自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)存在一定地區(qū)差異。應(yīng)望江和范波文（2018）、葉霖莉（2020）的研究表明，滬津閩粵自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著推動作用。也有文獻探討自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的差異性。葉修群（2018）的研究發(fā)現(xiàn)，上海和廣東的自貿(mào)區(qū)對第三產(chǎn)業(yè)促進效應(yīng)明顯，天津和福建的自貿(mào)區(qū)對第二產(chǎn)業(yè)促進效應(yīng)明顯。劉秉鐮和呂程（2018）的研究表明，上海和廣東的自貿(mào)區(qū)建設(shè)對區(qū)域進口產(chǎn)生促進作用；天津自貿(mào)區(qū)對出口和工業(yè)增加值有一定促進作用。這些研究初步揭示了自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)在時間和空間方面的差異，將其原因歸結(jié)為產(chǎn)業(yè)發(fā)展差異，沒有揭示其本質(zhì)原因。（3）自貿(mào)區(qū)引致經(jīng)濟效應(yīng)的動力機制分析。陳琪和劉衛(wèi)（2018）的研究表明，自貿(mào)區(qū)能夠通過放松管制的方式實現(xiàn)政府職能轉(zhuǎn)變，激發(fā)市場活力，有效配置資源，發(fā)揮制度紅利效應(yīng)。有研究表明，自貿(mào)區(qū)能夠推動進出口貿(mào)易和投資，投資和貿(mào)易是自貿(mào)區(qū)促進區(qū)域經(jīng)濟增長的重要動力因素（邢孝兵和雷穎飛，2019；王愛儉等，2020）。陳林等（2019）的研究表明，自貿(mào)區(qū)對投資的影響不顯著。屈韜等（2018）的研究表明，自貿(mào)區(qū)通過消費拉動效應(yīng)對外商直接投資的影響顯著為正。方云龍和王博（2020）的研究發(fā)現(xiàn)，天津自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易、固定資產(chǎn)投資以及外商直接投資等驅(qū)動力處于失靈狀態(tài)。葉霖莉（2020）研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)主要通過吸引外商投資和擴大開放的路徑促進經(jīng)濟增長。這些研究說明自貿(mào)區(qū)引致經(jīng)濟效應(yīng)的途徑是通過投資、貿(mào)易、消費等實現(xiàn)。

綜上所述，這些文獻忽視了自貿(mào)區(qū)設(shè)立的主要目的是通過擴大對外開放、大力推進貿(mào)易和投資的便利化（主要是對外資實施“準(zhǔn)入負面清單”制度和監(jiān)管程序簡化），推動要素更快流動，實現(xiàn)外商直接投資與國內(nèi)優(yōu)勢要素的集聚，進而促進區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展。本文可能的貢獻在于：從要素流動的視角出發(fā)，考察自貿(mào)區(qū)設(shè)立對所在地經(jīng)濟效應(yīng)的影響，研究視角相對新穎；創(chuàng)造性地將要素流動分為傳統(tǒng)要素流動和創(chuàng)新要素流動，并進一步研究不同自貿(mào)區(qū)對這兩類要素影響的異質(zhì)性，有利于深入剖析不同自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的具體實現(xiàn)路徑，為以后不同區(qū)域自貿(mào)區(qū)設(shè)立的目標(biāo)定位提供一定的參考；從要素流動視角考察自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟效應(yīng)對促進中國經(jīng)濟“內(nèi)循環(huán)”及要素市場化也具有重要的現(xiàn)實意義，有利于推動“雙循環(huán)”新發(fā)展格局的全面形成。

二、機理分析和研究假說

新經(jīng)濟地理學(xué)認(rèn)為，無論外生性差異是否存在，經(jīng)濟空間演化分異是必然的結(jié)果，這種空間演化分異就是部分區(qū)域的經(jīng)濟集聚。經(jīng)濟集聚是向心力與離心力相互作用達到區(qū)域均衡的結(jié)果。向心力是需求關(guān)聯(lián)效應(yīng)和成本關(guān)聯(lián)效應(yīng)的循環(huán)累積因果，離心力是要素市場擁擠效應(yīng)和產(chǎn)品市場擁擠效應(yīng)的共同效應(yīng)，經(jīng)濟效應(yīng)循環(huán)累積驅(qū)動勞動力向規(guī)模較大的區(qū)域集聚（Krugman,1991）。當(dāng)貿(mào)易自由度大于特定的臨界值時，向心力開始大于離心力，勞動力開始向其中一個區(qū)域流動，直到工業(yè)生產(chǎn)活動全部集中到這個區(qū)域，于是形成中心—外圍（Core Periphery Pattern）均衡格局。自貿(mào)區(qū)在空間演化分異的過程中成為勞動力要素集聚的載體，區(qū)內(nèi)來自同一行業(yè)或者不同行業(yè)的企業(yè)集聚力量，吸引越來越多的工人，發(fā)揮勞動力的蓄水池效應(yīng)，隨著蓄水池擴大產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)。自貿(mào)區(qū)的設(shè)立正好為產(chǎn)業(yè)集聚提供了充足的向心力，貿(mào)易自由度沖破臨界值，進而吸引勞動力在自貿(mào)區(qū)所在地集聚。

Hirschman（1958）的城市空間增長極理論提出，特殊經(jīng)濟區(qū)對所在經(jīng)濟體可以帶來擴散效應(yīng)。自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)通過經(jīng)濟活動能夠與所依托的區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)生關(guān)聯(lián)，帶動地區(qū)商品貿(mào)易的發(fā)展。在此基礎(chǔ)上，自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟活動產(chǎn)生勞動力需求，為依托區(qū)域提供就業(yè)機會，從而吸引勞動力向自貿(mào)區(qū)所在地集聚。要素在區(qū)域間的流動傾向于從邊際效益較低的地區(qū)向邊際效益較高的地區(qū)轉(zhuǎn)移，自貿(mào)區(qū)憑借政策優(yōu)勢、制度優(yōu)勢和基礎(chǔ)設(shè)施優(yōu)勢營造良好的投資環(huán)境，吸引更多的外資集聚，資本要素流入能夠為生產(chǎn)活動提供支持，增強自貿(mào)區(qū)所在地的經(jīng)濟實力，資本要素流入效應(yīng)因此又得到進一步強化，即自貿(mào)區(qū)借助投資自由和金融自由的優(yōu)勢，聯(lián)結(jié)國際和國內(nèi)市場，通過優(yōu)化資源配置，成為促進國內(nèi)國際大循環(huán)的重要推動力。由此提出本文的假說1：自貿(mào)區(qū)的建立能夠促進依托區(qū)域傳統(tǒng)生產(chǎn)要素的流動。

自貿(mào)區(qū)對創(chuàng)新要素流動可能通過以下渠道發(fā)揮促進作用：（1）基于比較優(yōu)勢理論，自貿(mào)區(qū)內(nèi)貿(mào)易自由化與投資便利化促進形成資源和創(chuàng)新技術(shù)互補，從而促進自貿(mào)區(qū)依托之地形成創(chuàng)新技術(shù)集聚。從區(qū)域之間競爭效應(yīng)的角度看，設(shè)立自貿(mào)區(qū)作為國家層面的戰(zhàn)略性政策具有制度優(yōu)勢，吸引大量企業(yè)進入，隨著自貿(mào)區(qū)內(nèi)企業(yè)數(shù)量的增加，各類企業(yè)之間的競爭加劇，對新進企業(yè)形成進入限制，只有具有一定創(chuàng)新技術(shù)水平的企業(yè)才能進入自貿(mào)區(qū)，從而間接促進創(chuàng)新技術(shù)向自貿(mào)區(qū)集聚。（2）自貿(mào)區(qū)在推動人才流動以及知識產(chǎn)權(quán)制度建設(shè)方面進行積極的嘗試，為企業(yè)創(chuàng)新提供保障，激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新的積極性（Bilir and Kamran，2014）。企業(yè)創(chuàng)新積極性提高，競相申請國家創(chuàng)新基金，又由于自貿(mào)區(qū)存在融資渠道優(yōu)勢，因此會形成自貿(mào)區(qū)內(nèi)創(chuàng)新資金集聚的現(xiàn)象。（3）自貿(mào)區(qū)成為科研機構(gòu)、高校與企業(yè)開展合作的重要平臺，其設(shè)立吸引大量創(chuàng)新人才流入，加強創(chuàng)新人才資源的自由流動。自貿(mào)區(qū)通過逐步破除制約創(chuàng)新人才、資金、技術(shù)等創(chuàng)新要素的體制機制障礙進而推動創(chuàng)新要素流動。由此提出本文的假說2：自貿(mào)區(qū)的建立能夠促進依托區(qū)域創(chuàng)新生產(chǎn)要素的流動。

是否促進經(jīng)濟發(fā)展是評估某一政策有效性的重要指標(biāo)。改革開放以來，從經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)，從以保稅區(qū)、出口加工區(qū)為代表的海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)到目前的自貿(mào)區(qū)，展現(xiàn)了漸進式的制度創(chuàng)新過程。一方面，自貿(mào)區(qū)依托的區(qū)域憑借其政策優(yōu)勢與其他地區(qū)形成勢差，率先發(fā)展成為區(qū)域經(jīng)濟增長極，通過吸引要素集聚、改善資源配置推動經(jīng)濟增長；另一方面，自貿(mào)區(qū)的建立改善了之前服務(wù)及監(jiān)管效率低下的現(xiàn)狀，通過提升市場運行效率進而促進經(jīng)濟增長。首先，自貿(mào)區(qū)通過實施國際貿(mào)易“一線放開、二線管住”改革和“單一窗口”制度，為監(jiān)管部門和企業(yè)提供統(tǒng)一平臺，能夠及時反饋和處理標(biāo)準(zhǔn)化的單證和電子信息，提高監(jiān)管部門辦事效率，簡化企業(yè)通關(guān)手續(xù)。其次，自貿(mào)區(qū)通過實行準(zhǔn)入前國民待遇加負面清單的管理模式削弱外商投資進入壁壘，優(yōu)化外商投資環(huán)境，降低外商投資風(fēng)險，并支持區(qū)內(nèi)企業(yè)以各種形式“走出去”，積極進行境外投資，投資管理機制創(chuàng)新促進投資水平提升，進而擴大了投資規(guī)模。最后，自貿(mào)區(qū)內(nèi)管理模式的創(chuàng)新有助于加快政府職能轉(zhuǎn)變，提升政府服務(wù)效率和服務(wù)質(zhì)量，降低區(qū)內(nèi)企業(yè)辦事成本，從而實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，提高市場效率，推動地區(qū)經(jīng)濟增長。由此提出本文的假說3：自貿(mào)區(qū)的建立能夠促進依托區(qū)域的經(jīng)濟增長。

由于區(qū)位條件、經(jīng)濟基礎(chǔ)以及政策的差異性，自貿(mào)區(qū)在發(fā)展目標(biāo)和重點產(chǎn)業(yè)上也存在差異。2013年，上海自貿(mào)區(qū)成立，之后自貿(mào)區(qū)持續(xù)擴容，2014年福建、廣東和天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立，2017年分別在浙江、四川、湖北、陜西、重慶、河南和遼寧設(shè)立自貿(mào)區(qū)。自貿(mào)區(qū)由沿海向內(nèi)陸逐步推進，為新時期形成全面開放的新格局夯實基礎(chǔ)。自貿(mào)區(qū)主要針對各個區(qū)域的產(chǎn)業(yè)特點進行開放試驗。上海自貿(mào)區(qū)進行比較全面的先行先試，在產(chǎn)業(yè)投資領(lǐng)域進行大幅度開放，重點是金融業(yè)開放，推動了資本流動。上海自貿(mào)區(qū)的重要任務(wù)之一就是助力上海建設(shè)國際金融中心。廣東自貿(mào)區(qū)進行服務(wù)業(yè)試驗，重點是針對港澳地區(qū)擴大服務(wù)業(yè)開放，并把《內(nèi)地與香港關(guān)于建立更緊密經(jīng)貿(mào)關(guān)系的安排》（CEPA）的試驗內(nèi)容納入廣東自貿(mào)區(qū)，推進粵港澳一體化進程。福建自貿(mào)區(qū)重點在創(chuàng)新海峽兩岸合作機制，推動貨物、服務(wù)、資金、人員等各類要素自由流動，增強閩臺經(jīng)貿(mào)關(guān)系。天津自貿(mào)區(qū)主要服務(wù)于京津冀協(xié)同發(fā)展，對接“一帶一路”，推動“外循環(huán)”和“內(nèi)循環(huán)”經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。因此，不同自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟增長、傳統(tǒng)要素和創(chuàng)新要素流動的作用可能有差異。由此提出本文的假說4：不同自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟增長、傳統(tǒng)要素以及創(chuàng)新要素流動的作用具有差異性。

三、研究設(shè)計

（一）計量模型設(shè)定

為了檢驗自貿(mào)區(qū)對所在地要素流動的影響，評估自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應(yīng)，借鑒劉瑞明和趙仁杰（2015）的研究，設(shè)定多期雙重差分模型。將設(shè)立自貿(mào)區(qū)看作一項準(zhǔn)自然實驗，將第一、二、三批設(shè)立自貿(mào)區(qū)的地區(qū)視為干預(yù)組，將樣本期間尚未設(shè)立自貿(mào)區(qū)的地區(qū)視為控制組。①基于數(shù)據(jù)可得性，選取的干預(yù)組為：上海、廣東、天津、福建、浙江、四川、湖北、陜西、河南和遼寧。控制組為：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、海南、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏和 新疆。

依據(jù)自貿(mào)區(qū)的設(shè)立年份，設(shè)置自貿(mào)區(qū)虛擬變量，某地在自貿(mào)區(qū)設(shè)立之前賦值為0，設(shè)立當(dāng)年以及之后賦值為1，設(shè)置如下雙固定效應(yīng)模型對面板數(shù)據(jù)進行估計：

其中，Zit為被解釋變量，包括經(jīng)濟增長速度、傳統(tǒng)要素流動和創(chuàng)新要素流動指標(biāo)。Xit是控制變量合集，包括資本增長率、勞動增長率、外商投資水平、基礎(chǔ)設(shè)施、人力資本水平和高新技術(shù)企業(yè)密度。i和t分別代表地區(qū)和時間，εit代表隨機誤差項，νi和μt分別表示地區(qū)和時間固定效應(yīng)。模型關(guān)注的重點是λ系數(shù)，如果系數(shù)顯著為正，說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立產(chǎn)生了正向影響。

（二）反事實分析法

自貿(mào)區(qū)作為一項政策試驗，在不同地區(qū)實施帶來的政策效果具有差異性。為了準(zhǔn)確比較自貿(mào)區(qū)引致經(jīng)濟效應(yīng)的異質(zhì)性，以上海、天津、福建和廣東的自貿(mào)區(qū)為例，②由于第三批自貿(mào)區(qū)設(shè)立時間較晚，僅以第一、二批滬津閩粵4個自貿(mào)區(qū)為例進行反事實分析。采用Abadie和Gardeazabal（2003）提出的合成控制法對經(jīng)濟效應(yīng)異質(zhì)性進行評估。依據(jù)合成控制法的要求對樣本進行分組——單獨對某個自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)進行評估時，需要剔除其他干預(yù)組的影響，剔除后剩下1個干預(yù)組。

合成控制法的基本思路是：盡管控制組中的任何個體與干預(yù)組個體都不相似，但是通過對每個控制組的個體賦予權(quán)重，再通過加權(quán)平均構(gòu)造一個合成控制組，合成控制組事后的結(jié)果可視為干預(yù)組的反事實結(jié)果，政策干預(yù)的影響即為干預(yù)組的真實值與反事實結(jié)果之差。

合成控制法的基本設(shè)定是：假設(shè)共有n+1個地區(qū)，地區(qū)1在t0時期設(shè)立了自貿(mào)區(qū)，其余的n個地區(qū)尚未設(shè)立自貿(mào)區(qū)。y1it表示地區(qū)i在t時期實施自貿(mào)區(qū)政策的潛在結(jié)果，y0it表示地區(qū)i在t時期未受到自貿(mào)區(qū)政策干預(yù)的潛在結(jié)果，地區(qū)政策干預(yù)的因果效應(yīng)結(jié)果是：ξit=y1it-y0it，i=1,…,n+1；t=1,…,T。Dit代表地區(qū)i在t時期的干預(yù)狀態(tài)，如果地區(qū)i在t時期受到政策干預(yù)，則取值為1，否則為0。地區(qū)i在t時期的觀測結(jié)果是：

假設(shè)地區(qū)1在t0（1≤t0＜T）期后受到政策干預(yù)，而其他n個地區(qū)所有時期均未受到政策影響，則當(dāng)i=1、t＞T0時，Dit=1；否則為0。估計政策影響（ζt0+1,…,ζ1t），對于t＞T0，ξit=y11t-y01t=y1t-y0t。地區(qū)1受到自貿(mào)區(qū)政策干預(yù)，因此，在t＞t0時期，僅可觀測實際結(jié)果y11t，但其未受到政策干預(yù)的潛在結(jié)果y01t卻無法觀測。因而構(gòu)建地區(qū)1在t0時期后的反事實結(jié)果y01t，將其表示為y0it=δt+θqi+λtμi+εit，i=1，…，n+1；t=1，…，t。其中，δt是未知的公共因子，qi是協(xié)變量向量，μi是系數(shù)向量，εit是未觀測的暫時性沖擊。假定在地區(qū)層面滿足均值為0，設(shè)定權(quán)重向量wj非負，用控制組的凸組合對控制組進行合成。因此，在t＞T0時期，地區(qū)1的反事實結(jié)果近似可以用合成控制組標(biāo)示，即從而得到政策效果的估計值：ξ1t=y1t-

（三）變量的選取與數(shù)據(jù)說明

基于數(shù)據(jù)的可得性和完整性，選擇2002～2017年中國大陸29個省份的年度數(shù)據(jù)為研究樣本，對自貿(mào)區(qū)的整體經(jīng)濟效應(yīng)進行檢驗。除非特別說明，數(shù)據(jù)來源均為各地統(tǒng)計年鑒。

1.被解釋變量

（1）地區(qū)生產(chǎn)總值生產(chǎn)率（rgdp）能夠動態(tài)反映地區(qū)的經(jīng)濟增長速度和潛力（Dunning,1996），而且有助于評估自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟增長的長期效應(yīng)（殷華和高維和，2017）。rgdp以各地實際GDP的增長速度測度。以2002年為基期，首先將名義GDP通過地區(qū)生產(chǎn)總值指數(shù)進行處理得到實際GDP，使其具有可比性，再通過增長率公式進行計算。

（2）傳統(tǒng)要素流動（fcon）用勞動力流動水平和資本流動水平合成。勞動力流動水平用第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員數(shù)占地區(qū)總就業(yè)人員數(shù)測算，資本流動水平用地區(qū)固定資本的增加值度量。在此基礎(chǔ)上，利用熵值法對二者進行加權(quán)計算，得到最終得分，以此表征傳統(tǒng)要素流動水平。

（3）創(chuàng)新要素流動（ftec）。參考張旭和馮南平（2015）的研究，本文將創(chuàng)新人才、創(chuàng)新資金以及創(chuàng)新技術(shù)作為3類核心創(chuàng)新要素并作進一步改進，用熵值法對三者進行加權(quán)計算，最終得到的綜合得分衡量創(chuàng)新要素流動水平。3個指標(biāo)的具體測算方法是：借鑒 Fujita 等（2003）的研究，創(chuàng)新人才用各地區(qū)研發(fā)人員全時當(dāng)量的變動量與相應(yīng)地區(qū)研發(fā)人員全時當(dāng)量的自然增長率之比表征，計算地區(qū)創(chuàng)新人才凈流量；創(chuàng)新資金流動情況用各地區(qū)研發(fā)經(jīng)費占全國研發(fā)經(jīng)費支出的比重表征；創(chuàng)新技術(shù)流動情況用專利申請授權(quán)量增長率進行測算。

2.核心解釋變量

根據(jù)國家發(fā)展改革委員會、國土資源部、住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部整理的《中國開發(fā)區(qū)審核公告目錄（2018年版）》公布的自貿(mào)區(qū)名單以及設(shè)立時間等信息，如果某年某地區(qū)設(shè)立自貿(mào)區(qū)，那么這一年及其之后核心解釋變量自貿(mào)區(qū)政策虛擬變量（ftz）均賦值為1；如果未設(shè)立自貿(mào)區(qū)，則賦值為0。

3.控制變量

為控制其他因素的影響，選擇以下變量作為控制變量：

（1）資本增長率（rk）。具體的測算方法是：在采用Goldsmith（1951）提出的永續(xù)盤存法的基礎(chǔ)上，參考張軍等（2004）的方法計算省際資本存量，然后用增長率公式得到資本增長率。永續(xù)盤存法的公式為：

其中，Ki,t和Kit-1分別代表t期和上一期的省際資本存量，固定資本形成總額數(shù)據(jù)來自《中國國內(nèi)生產(chǎn)總值核算歷史資料1952～1992》，缺失值借鑒張軍等（2004）的測算結(jié)果進行補充；δit代表折舊率，取值為9.6%；Iit代表投資總額，用固定資本形成總額度量，數(shù)據(jù)來自各地相應(yīng)年份的統(tǒng)計年鑒；Pit代表價格指數(shù)，用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)度量，數(shù)據(jù)來自相應(yīng)年份《中國統(tǒng)計年鑒》。

（2）勞動增長率（rl）。用各地年末就業(yè)人數(shù)增長率表征。原始數(shù)據(jù)來自各地統(tǒng)計年鑒。

（3）人力資本（hc）。采用教育年限法進行測算，公式為：

其中，illiteracy、primary、junior、senior和higher分別代表未上過學(xué)、接受小學(xué)、初中、高中以及高等教育（包括本科、?？坪脱芯可┑木蜆I(yè)人口比重。原始數(shù)據(jù)來自各地統(tǒng)計年鑒。為降低異方差，對人力資本（hc）進行對數(shù)化處理。

（4）基礎(chǔ)設(shè)施（inf）。參考劉秉鐮和劉玉海（2011）的研究，以每平方公里交通網(wǎng)絡(luò)密度度量，計算公式為：（鐵路里程數(shù)+公路里程數(shù)+內(nèi)河航道里程數(shù)）/各地地理面積。

（5）外商直接投資（fdi）。用各地外商直接投資額占GDP的比重表征。原始數(shù)據(jù)來自各地統(tǒng)計年鑒，按照當(dāng)年匯率轉(zhuǎn)化為人民幣的基礎(chǔ)上計算其占GDP比重。

（6）高新技術(shù)企業(yè)密度（mg）。用各地高新技術(shù)企業(yè)數(shù)占全國企業(yè)總數(shù)的比重表征。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果分析

（一）自貿(mào)區(qū)對要素流動及經(jīng)濟增長的效應(yīng)分析

納入控制變量前后，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對傳統(tǒng)要素和創(chuàng)新要素流動的影響都顯著為正（表2）。自貿(mào)區(qū)的設(shè)立促進了要素流動，對要素市場化改革有一定助力，這與自貿(mào)區(qū)產(chǎn)生的集聚效應(yīng)密不可分。

表2展示了基本回歸結(jié)果。模型1和模型2的結(jié)果表明，被解釋變量是GDP增長率時，納入控制變量前后，虛擬變量自貿(mào)區(qū)政策（ftz）的系數(shù)顯著為正，對經(jīng)濟增長的凈效應(yīng)分別是0.0289和0.0362，說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對所在地的經(jīng)濟增長起到促進作用。自貿(mào)區(qū)是綜合性的功能區(qū)，也是新一輪開放的重要載體，承擔(dān)著制度創(chuàng)新的重任，并依靠優(yōu)勢成為地區(qū)經(jīng)濟的增長極，成為依托地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要力量。故假說1得以驗證。進一步對模型2中的控制變量進行分析，資本增長率和勞動增長率在1%的水平上顯著為正，說明資本積累和勞動力增長是推動經(jīng)濟增長的重要動力；人力資本在5%的水平上顯著為正，說明提升人力資本能夠提高勞動者素質(zhì)，從而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向推動作用；外商直接投資在1%的水平上顯著為正，說明外商直接投資對經(jīng)濟增長起到促進作用。

表2 基本回歸結(jié)果

模型3和模型4的結(jié)果表明，被解釋變量是傳統(tǒng)要素流動時，納入控制變量前后，自貿(mào)區(qū)政策的回歸系數(shù)分別是0.0829和0.0920，且都在1%的水平上顯著為正，說明實施自貿(mào)區(qū)政策能夠顯著促進地區(qū)傳統(tǒng)生產(chǎn)要素流動。自貿(mào)區(qū)憑借政策優(yōu)勢發(fā)揮擴散效應(yīng)，提高依托區(qū)域的邊際收益，從而吸引生產(chǎn)要素集聚，有利于發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)，又進一步強化其對要素的吸引力，由此驗證假說2。從控制變量的情況看，資本增長率和高新技術(shù)企業(yè)密度的提高均對傳統(tǒng)要素流動起到正向作用。

模型5和模型6的結(jié)果表明，被解釋變量是創(chuàng)新要素流動時，納入控制變量前后，自貿(mào)區(qū)政策的回歸系數(shù)均顯著為正，對創(chuàng)新要素流動的凈效應(yīng)分別是0.0275和0.0316，說明實施自貿(mào)區(qū)政策有利于地區(qū)創(chuàng)新要素流動，假說3得以驗證。可能的原因是：具有創(chuàng)新能力的企業(yè)群體在自貿(mào)區(qū)集聚，其生產(chǎn)活動產(chǎn)生前向和后向關(guān)聯(lián)，發(fā)揮集聚效應(yīng)。在這一過程中，企業(yè)通過相互交流、學(xué)習(xí)和借鑒，自身實力得以增強，進一步對創(chuàng)新要素產(chǎn)生吸引力。從控制變量的情況看，外商直接投資對創(chuàng)新要素流動的影響顯著為負，可能的原因是，外商投資增加可能使本土企業(yè)依賴外商帶來的技術(shù)，一定程度上削弱企業(yè)進行創(chuàng)新的積極性，減慢創(chuàng)新要素積累?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)和高新技術(shù)企業(yè)密度對創(chuàng)新要素流動的影響顯著為正。

（二）DID估計有效性分析

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分方法必須滿足以下條件：如果自貿(mào)區(qū)政策不存在，干預(yù)組和控制組在發(fā)展趨勢上一致，并且這種趨勢不隨時間變化而改變；要滿足平行趨勢檢驗；國家實施自貿(mào)區(qū)政策是無偏向性的選擇。

為驗證自貿(mào)區(qū)政策實施地區(qū)的隨機性和發(fā)展趨勢是否一致，選擇樣本干預(yù)組和控制組在自貿(mào)區(qū)政策實施之前（2013年之前）的地區(qū)生產(chǎn)總值增長率均值進行判斷。如圖1所示，在自貿(mào)區(qū)政策實施之前，干預(yù)組和控制組的地區(qū)生產(chǎn)總值增長率（rgdp）差異很小，基本保持相同的趨勢。同時，因果推斷的基礎(chǔ)要求是試驗的隨機性，具體是指干預(yù)組中的個體受干預(yù)的情況并非個體的選擇結(jié)果，而是隨機分配的。從自貿(mào)區(qū)政策實施地區(qū)看，自貿(mào)區(qū)不僅在東部設(shè)立，中西部也有分布，說明國家選擇自貿(mào)區(qū)設(shè)立地區(qū)時并不會刻意挑選基礎(chǔ)設(shè)施和經(jīng)濟發(fā)展水平高或低的地區(qū)。

圖1 干預(yù)組與控制組rgdp均值（2002～2012年）

為進一步證明自貿(mào)區(qū)的選擇符合平行趨勢假定，借鑒Jacobson（2002）提出的事件研究法對其進行檢驗。建立如下回歸模型：

其中，Zit是傳統(tǒng)要素流動水平、創(chuàng)新要素流動水平以及地區(qū)生產(chǎn)總值增長率。ftzi,t-j是一個虛擬變量，如果地區(qū)i在t-j時期實行了自貿(mào)區(qū)政策，那么該變量取值為1，否則取值為0，M和N分別表示政策實施前后的期數(shù)。也就是說，當(dāng)j=-3時，ftzi,t+3即為地區(qū)i在t+3時期實施了自貿(mào)區(qū)政策，代表地區(qū)1在自貿(mào)區(qū)設(shè)立前3年的效應(yīng)。將實施自貿(mào)區(qū)政策的前1年作為基準(zhǔn)組。

由表3可知，解釋變量分別是rgdp、fcon和ftec，當(dāng)j=-4、-3、-2和-1時，無論是否納入控制變量，系數(shù)δ都不顯著，說明在自貿(mào)區(qū)政策實施的前4年，干預(yù)組和控制組的情況一致，進一步驗證平行趨勢的前提假定成立。

表3 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為進一步驗證自貿(mào)區(qū)政策實施之后干預(yù)組和控制組的趨勢變化是自貿(mào)區(qū)政策實施的效果，而非受到其他政策或者隨機性因素的影響，借鑒任勝鋼等（2019）采用安慰劑檢驗的方法對雙重差分結(jié)果進行驗證，以確保結(jié)論的穩(wěn)健性。通過隨機分配政策實施地區(qū)進行安慰劑測試。具體來說，從29個省份中隨機選取10個省份為干預(yù)組，假設(shè)這10個省份實施了自貿(mào)區(qū)政策，其他省份是控制組。隨機抽樣保證虛擬變量（ftz）對經(jīng)濟增長無影響。進行400次隨機抽樣，按照基準(zhǔn)回歸模型進行回歸。圖2展示了400次隨機分配后估計系數(shù)的均值，并進一步繪制400個估計系數(shù)的分布以及相關(guān)p值。以被解釋變量rgdp為例進行說明：400個估計系數(shù)的分布均在0值附近；觀察p值的分布發(fā)現(xiàn)大多數(shù)估計的p值均大于0.1；圖2中的3條虛線在橫軸所處位置分別代表本文實證回歸得到的真實處理效應(yīng)，其顯著異于400次偽回歸系數(shù)集聚的0值。以上結(jié)果表明，本文估計結(jié)果不太可能是由于地區(qū)—年份中不可觀察因素的影響。當(dāng)被解釋變量是fcon和ftec時，理由同上，在此不再贅述。

圖2 安慰劑檢驗

3.穩(wěn)健性檢驗

由于在樣本區(qū)間（2002～2017年），上海自貿(mào)區(qū)2015年存在擴區(qū)政策。為避免該政策對實證結(jié)果的干擾，將上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立時間由2013年推移至2015年，其他沖擊時點保持不變，以rgdp為例探究上海自貿(mào)區(qū)擴區(qū)對實證結(jié)果的影響。表4模型13～模型19報告了將上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立時點改為擴區(qū)時點，依次加入控制變量后自貿(mào)區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟增長的影響。結(jié)果顯示：不論是否加入控制變量，自貿(mào)區(qū)設(shè)立仍然顯著促進了區(qū)域經(jīng)濟增長。該結(jié)論說明，上海自貿(mào)區(qū)擴區(qū)政策沒有改變自貿(mào)區(qū)設(shè)立能顯著促進區(qū)域經(jīng)濟增長的結(jié)論，實證結(jié)論具有穩(wěn)健性。此外，通過對比上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立時點更改前后自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟增長效應(yīng)變化（由0.0362增加到0.052），根據(jù)雙重差分定義，上海自貿(mào)區(qū)更改設(shè)立時點增加的效應(yīng)（0.0158）就是上海自貿(mào)區(qū)的擴區(qū)效應(yīng)，說明上海自貿(mào)區(qū)擴區(qū)進一步促進了區(qū)域經(jīng)濟增長。當(dāng)被解釋變量為fcon和ftec時，分析方法與上文類似，此處不再贅述。

表4 穩(wěn)健性檢驗

（三）自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性

1.異質(zhì)性結(jié)果分析

由于不同的自貿(mào)區(qū)在區(qū)位條件、發(fā)展基礎(chǔ)以及發(fā)展目標(biāo)方面存在差異，因此經(jīng)濟效應(yīng)可能具有異質(zhì)性。為進一步探究假說4，下面采用反事實分析法，以第一批和第二批設(shè)立的4個自貿(mào)區(qū)（上海、天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)）為例，對其經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性進一步分析，以期合理認(rèn)識效應(yīng)的差異性，為下一步自貿(mào)區(qū)在全國范圍內(nèi)的復(fù)制和推廣以及因地制宜制定發(fā)展規(guī)劃提供參考。

從上海自貿(mào)區(qū)的情況看，自貿(mào)區(qū)設(shè)立之前（2013年以前），經(jīng)濟增長、傳統(tǒng)要素流動和創(chuàng)新要素流動的真實值與反事實值在變化趨勢上基本一致（圖3），說明合成控制取得較好的效果。表5展示了上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對上海經(jīng)濟增長、傳統(tǒng)要素流動和創(chuàng)新要素流動的處理效應(yīng)，結(jié)果顯示：上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立期間，上海GDP增長率真實值的均值是0.1605，反事實值的均值是0.1371，平均處理效應(yīng)是0.0234，說明上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立促進了經(jīng)濟增長。上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對傳統(tǒng)要素流動的平均處理效應(yīng)為負，可能的原因是：（1）自貿(mào)區(qū)對資本流動的作用主要體現(xiàn)在對外投資方面，吸引外資的作用弱（項后軍和何康，2018）；（2）自貿(mào)區(qū)通過放松外匯管制，緩解資金跨境流動的限制，國內(nèi)企業(yè)進行境外投資的便利化程度提升，促使國內(nèi)企業(yè)“走出去”，進而分散了固定投資成本（Grossman and Helpman，1991）。從創(chuàng)新要素流動的角度看，上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立期間，創(chuàng)新要素流動真實值的均值是0.2891，反事實值的均值是0.2835，平均處理效應(yīng)是0.0056，說明上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立加速了創(chuàng)新要素流動。

表5 上海自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟增長和要素流動的效應(yīng)分析（2013～2017年）

圖3 上海自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟增長和要素流動的真實值與反事實值（2002～2017年）

參考上文的估計方法，對廣東、天津和福建的自貿(mào)區(qū)進行相同的估計。根據(jù)圖4～圖6可知，在自貿(mào)區(qū)設(shè)立（2014年）以前，各地經(jīng)濟增長、傳統(tǒng)要素以及創(chuàng)新要素流動水平的變化趨勢基本一致，說明合成效果較好。進一步結(jié)合表6的結(jié)果分析，從GDP增長率的情況看，廣東和福建自貿(mào)區(qū)的設(shè)立都對經(jīng)濟增長產(chǎn)生促進作用；天津自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對經(jīng)濟增長的平均處理效應(yīng)為負，可能的原因是：天津的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)比重大、第三產(chǎn)業(yè)比重小的特點，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級的背景下，第二產(chǎn)業(yè)帶動經(jīng)濟增長逐漸乏力。從時間趨勢上看，廣東自貿(mào)區(qū)成立初期，經(jīng)濟增長促進效應(yīng)不明顯，成立后效應(yīng)逐步擴大；福建自貿(mào)區(qū)在建設(shè)之初，經(jīng)濟增長效應(yīng)呈現(xiàn)先增后降的倒U型態(tài)勢。

表6 廣東、天津和福建自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟增長和要素流動的效應(yīng)分析（2014～2017年）

圖4 廣東自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟增長和要素流動的真實值與反事實值（2002～2017年）

圖6 福建自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟增長和要素流動的真實值與反事實值（2002～2017年）

圖5 天津自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟增長和要素流動的真實值與反事實值（2002～2017年）

從傳統(tǒng)要素流動的情況看，廣東、天津和福建自貿(mào)區(qū)的設(shè)立都對其產(chǎn)生正向影響。自貿(mào)區(qū)對傳統(tǒng)要素流動的促進作用路徑主要表現(xiàn)為：大量企業(yè)設(shè)立在自貿(mào)區(qū)內(nèi)，企業(yè)開展經(jīng)濟活動對勞動力產(chǎn)生大量需求，因此促進勞動力要素流入；自貿(mào)區(qū)通過優(yōu)化營商環(huán)境，促進貿(mào)易和投資便利化，增強國內(nèi)外企業(yè)融資能力，進而提高資本要素流動水平。從時間趨勢看，廣東和天津自貿(mào)區(qū)對傳統(tǒng)要素流動的促進效應(yīng)呈現(xiàn)上升態(tài)勢；福建自貿(mào)區(qū)對傳統(tǒng)要素流動的促進效應(yīng)呈現(xiàn)倒U型態(tài)勢。

從創(chuàng)新要素流動的情況看，廣東、福建和天津自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對其平均處理效應(yīng)均為正值，說明廣東、福建和天津自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠促進地區(qū)創(chuàng)新要素流動。自貿(mào)區(qū)一方面為創(chuàng)新要素集聚提供了載體基礎(chǔ)，另一方面通過逐步破除制約創(chuàng)新要素流動的體制機制障礙，加速其流動進程。

2.合成控制安慰劑檢驗

借鑒Abadie等 (2010)的安慰劑檢驗方法（placebo test）進一步檢驗上文合成控制法處理效應(yīng)的穩(wěn)健性，類似于虛假實驗的檢驗方法（falsification test），基本思路如下：選擇4個在樣本期間沒有設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市，同4個自貿(mào)區(qū)一樣進行分析，如果發(fā)現(xiàn)該城市在政策沖擊前的合成效果以及政策沖擊后的處理效應(yīng)與4個自貿(mào)區(qū)相同，說明合成控制法得到的結(jié)果并不可靠，否則說明合成控制的結(jié)果穩(wěn)健。進一步參考劉友金和曾小明（2018）的研究，選擇在合成過程中權(quán)重最大的省市作為虛擬處理組與4個自貿(mào)區(qū)進行對比。根據(jù)4個自貿(mào)區(qū)合成控制的權(quán)重大小，最終選取北京（對應(yīng)上海自貿(mào)區(qū)）、內(nèi)蒙古（對應(yīng)天津自貿(mào)區(qū)）、云南（對應(yīng)福建自貿(mào)區(qū)）、江蘇（對應(yīng)廣東自貿(mào)區(qū)）。需要說明的是：權(quán)重較大但同為自貿(mào)區(qū)則選擇權(quán)重次之的省市，以提高檢驗結(jié)果的可信度。以上4個省市的合成控制效應(yīng)如圖7～圖10所示。

根據(jù)上文的異質(zhì)性分析圖表所示，4個自貿(mào)區(qū)在相應(yīng)政策發(fā)生之前真實值與反事實值在變化趨勢上高度一致，且在政策沖擊之后均有效促進區(qū)域經(jīng)濟增長。但是，圖7～圖10顯示，北京、內(nèi)蒙古、云南和江蘇等4個省市在虛擬政策沖擊之前真實值與反事實值的擬合效果較差，且在虛擬政策沖擊之后對經(jīng)濟增長的處理效應(yīng)均不明顯，甚至出現(xiàn)真實值大于反事實值的情況。這一檢驗充分證明經(jīng)濟增長效應(yīng)確實是由自貿(mào)區(qū)政策所致，換而言之，上文合成控制法的處理效應(yīng)穩(wěn)健。此處同樣僅以rgdp為被解釋變量進行分析，當(dāng)被解釋變量為fcon和ftec時，檢驗方法同上。

圖7 假設(shè)北京設(shè)立自貿(mào)區(qū)的合成控制效果

圖8 假設(shè)內(nèi)蒙古設(shè)立自貿(mào)區(qū)的合成控制效果

圖9 假設(shè)云南設(shè)立自貿(mào)區(qū)的合成控制效果

圖10 假設(shè)江蘇設(shè)立自貿(mào)區(qū)的合成控制效果

五、結(jié)論與啟示

現(xiàn)階段，構(gòu)建全面開放新格局是經(jīng)濟“雙循環(huán)”發(fā)展背景下的重點任務(wù)，本文以擴大開放的“排頭兵”自貿(mào)區(qū)作為研究對象，將其設(shè)立視為一項準(zhǔn)自然實驗，利用2002～2017年的省級面板數(shù)據(jù)，選擇雙重差分法和反事實分析法，考察自貿(mào)區(qū)的要素流動和經(jīng)濟增長效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：從整體上看，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對所在地GDP增長率、傳統(tǒng)要素和創(chuàng)新要素的流動水平具有顯著促進作用，這一結(jié)論在經(jīng)過平衡趨勢檢驗和安慰劑檢驗后依然有效。

進一步用反事實分析法對自貿(mào)區(qū)引致經(jīng)濟效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性進行研究，結(jié)果顯示：從經(jīng)濟增長的角度看，上海、廣東和福建自貿(mào)區(qū)的設(shè)立都顯著提高了所在地的GDP增長率；天津自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對GDP增長率的作用不明顯；福建自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟增長的促進效應(yīng)隨時間呈現(xiàn)倒U型態(tài)勢；廣東自貿(mào)區(qū)成立初期促進效應(yīng)不明顯，之后經(jīng)濟增長效應(yīng)逐步擴大。

從要素流動的角度看，上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立未提高傳統(tǒng)要素流動水平，對創(chuàng)新要素流動產(chǎn)生顯著影響；廣東、福建和天津自貿(mào)區(qū)的設(shè)立都對傳統(tǒng)要素和創(chuàng)新要素流動水平產(chǎn)生正向影響。從時間趨勢看，廣東和天津自貿(mào)區(qū)的傳統(tǒng)要素流動效應(yīng)呈上升態(tài)勢；福建自貿(mào)區(qū)對傳統(tǒng)要素流動水平的促進效應(yīng)呈倒U型態(tài)勢。

上述結(jié)論對中國新一輪自貿(mào)區(qū)建設(shè)可能有以下啟示：

（1）堅持推進自貿(mào)區(qū)政策，充分發(fā)揮自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟增長的促進作用，使自貿(mào)區(qū)成為促進經(jīng)濟增長的引擎，助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因此，自貿(mào)區(qū)應(yīng)提高自身實力，同時應(yīng)將制度創(chuàng)新作為建設(shè)手段，通過推進投資和貿(mào)易便利化，改善營商環(huán)境，使制度創(chuàng)新帶來的紅利成為經(jīng)濟增長驅(qū)動力，并在全國復(fù)制和推廣制度創(chuàng)新的成功經(jīng)驗。

（2）在“雙循環(huán)”背景下，要求進一步推進要素市場化，不僅包括傳統(tǒng)的資本、勞動等要素，也包括創(chuàng)新要素等新興要素。因此，中國在自貿(mào)區(qū)建設(shè)過程中應(yīng)進一步消除制度機制障礙，優(yōu)化要素流動的外部環(huán)境。通過對標(biāo)國際標(biāo)準(zhǔn)，實施負面清單，放寬市場準(zhǔn)入限制，進一步擴大開放的廣度和深度，保障外商投資企業(yè)權(quán)益，在促進傳統(tǒng)資本、勞動要素流入的同時，應(yīng)驅(qū)動創(chuàng)新要素流入，使自貿(mào)區(qū)成為創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟增長戰(zhàn)略的踐行者。

（3）不同自貿(mào)區(qū)的發(fā)展重心應(yīng)該各有側(cè)重，其功能定位應(yīng)該考慮所在地的發(fā)展基礎(chǔ)和優(yōu)勢，探索差別化的發(fā)展模式，以期更好地發(fā)揮自貿(mào)區(qū)的作用和潛力。上海自貿(mào)區(qū)要進一步加快金融體制改革的步伐，同時要促進跨境資本的雙向流動。福建自貿(mào)區(qū)可利用其對創(chuàng)新要素的吸引力，進一步提高技術(shù)創(chuàng)新能力，通過科技創(chuàng)新助力形成國內(nèi)大循環(huán)。廣東自貿(mào)區(qū)應(yīng)把握好現(xiàn)有優(yōu)勢，繼續(xù)擴大開放，積極引進優(yōu)質(zhì)要素資源，發(fā)揮其輻射作用。天津自貿(mào)區(qū)應(yīng)致力于制造業(yè)和服務(wù)業(yè)協(xié)同發(fā)展。