唐志軍，王紫月

（湖南科技大學(xué)商學(xué)院，湖南 湘潭 411100）

自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)（以下簡稱自貿(mào)區(qū)）的建設(shè)是新時代持續(xù)推進(jìn)改革開放、構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)格局的重大舉措。目前，我國自貿(mào)區(qū)經(jīng)過多輪擴(kuò)容后已涵蓋21個?。ㄊ校煌尾煌瑓^(qū)位的自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)有著獨(dú)特的戰(zhàn)略定位與發(fā)展目標(biāo)。然而，自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)能持續(xù)多久？不同自貿(mào)區(qū)對于經(jīng)濟(jì)增長的帶動作用是否相同？針對以上問題，本文將使用多期雙重差分法對自貿(mào)區(qū)的整體經(jīng)濟(jì)效應(yīng)以及對區(qū)域經(jīng)濟(jì)的異質(zhì)性影響進(jìn)行評估。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，將研究對象由成立時間較早的前兩批沿海自貿(mào)區(qū)擴(kuò)充至前三批自貿(mào)區(qū)，并使用地級市數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。由于城市之間的異質(zhì)性一般小于省份之間的異質(zhì)性，因此使用市級數(shù)據(jù)有利于提高模型估計(jì)精度。第二，使用事件研究法對自貿(mào)區(qū)政策的動態(tài)效應(yīng)進(jìn)行評估，以此探究自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)的時間異質(zhì)性。第三，從成立批次、地理區(qū)位和城市行政級別三個維度對自貿(mào)區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析，為差異化建設(shè)自貿(mào)區(qū)打開新思路。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 自貿(mào)區(qū)對試點(diǎn)城市自身的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

學(xué)者們針對自貿(mào)區(qū)對政策屬地經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究成果十分豐富，孫海波等[1]發(fā)現(xiàn)四川自貿(mào)區(qū)在設(shè)立之后顯著帶動了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。司春曉等[2]發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)顯著促進(jìn)了處理組城市合同利用外資與實(shí)際利用外資的提高。韓瑞棟等[3]發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)對對外直接投資的促進(jìn)效果要大于外商直接投資。宋麗穎等[4]研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)能夠提高人均財(cái)政一般預(yù)算收入，且其促進(jìn)作用在兩年之后仍然存在。地區(qū)生產(chǎn)總值以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值的提高能夠直接反映地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長狀況，張軍等[5]研究表明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對地區(qū)生產(chǎn)總值以及人均地區(qū)生產(chǎn)總值有著顯著的正向影響。除了對總量指標(biāo)進(jìn)行探究，能否提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量也是自貿(mào)區(qū)研究的重點(diǎn)。李子聯(lián)等[6]通過經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量綜合評價體系構(gòu)建了各?。ㄊ校┑慕?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量指數(shù)，并通過合成控制法研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)推動了廣東、天津、福建等地經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。但自貿(mào)區(qū)對地區(qū)創(chuàng)新質(zhì)量的提升效果不顯著，自貿(mào)區(qū)應(yīng)該更加積極地推進(jìn)產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度的改革[7]。

1.2 自貿(mào)區(qū)對周邊城市的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)是我國推進(jìn)改革開放的重大戰(zhàn)略，其功能定位不止是促進(jìn)政策屬地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，以點(diǎn)帶面帶動全國其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展同樣是自貿(mào)區(qū)建設(shè)的目標(biāo)。田國杰等[8]發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)對鄰近的江蘇、浙江、上海、安徽區(qū)域產(chǎn)生了空間溢出效應(yīng)。周祥軍等[9]發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)、浙江自貿(mào)區(qū)以及重慶自貿(mào)區(qū)等對臨近省份有著顯著的正向空間溢出效應(yīng)，而廣東以及福建等自貿(mào)區(qū)卻未能帶動周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。彭羽等[10]實(shí)證發(fā)現(xiàn)其能夠帶動輻射區(qū)域工業(yè)企業(yè)銷售利潤率和財(cái)政收入的增長。劉秉鐮等[11]認(rèn)為邊界效應(yīng)能夠反映區(qū)域協(xié)同開放水平，并通過雙重差分法實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)設(shè)立使京津冀邊界效應(yīng)下降，這有利于加強(qiáng)不同區(qū)域間要素流動。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，勞動力往往更容易流入經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)的地區(qū)。但曹翔等[12]的研究結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)在吸引勞動力流入的同時并未對周邊地區(qū)造成就業(yè)虹吸效應(yīng)。胡藝等[13]發(fā)現(xiàn)中心城市能夠促進(jìn)腹地城市規(guī)模以上工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資以及專利申請總量的增長，但對腹地城市的外商直接投資造成了負(fù)向影響。

1.3 自貿(mào)區(qū)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的機(jī)制分析

機(jī)制分析是探究自貿(mào)區(qū)通過何種途徑影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵。方云龍等[14]通過對天津自貿(mào)區(qū)實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)其未能通過提升外商直接投資和固定資產(chǎn)投資等中介指標(biāo)帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。魏蓉蓉等[15]在實(shí)證研究中加入微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)能夠通過提高地區(qū)直接投資比重、企業(yè)專利申請量以及資本配置效率從而推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，但其中介效應(yīng)無法在金融資源配置效率低的地區(qū)發(fā)揮作用。蔡玲等[16]則認(rèn)為自貿(mào)區(qū)主要通過貿(mào)易效應(yīng)、金融效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)以及技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。市場化水平的提升有利于促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，但張阿城等[17]發(fā)現(xiàn)市場化改革對自貿(mào)區(qū)人均生產(chǎn)總值提高的機(jī)制作用不明顯。康繼軍等[18]研究結(jié)果表明內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)主要通過對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及對外開放水平的提升來實(shí)現(xiàn)。王亞飛等[19]分析發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)能夠通過矯正資本錯配從而提升城市全要素生產(chǎn)率。在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行過程中，影響經(jīng)濟(jì)增長的中介變量在不同地區(qū)之間同樣存在著異質(zhì)性。王愛儉等[20]發(fā)現(xiàn)外商直接投資和進(jìn)出口等中介變量在不同自貿(mào)區(qū)間發(fā)揮的效果存在巨大差異。

綜上所述，現(xiàn)有研究為探究自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)提供了一個良好的基礎(chǔ)，但通過對其進(jìn)行系統(tǒng)梳理后發(fā)現(xiàn)大多數(shù)學(xué)者的研究對象為成立時間較早的上海、天津、福建和廣東四大自貿(mào)區(qū)，缺乏對第三批自貿(mào)區(qū)的研究。同時更注重對多批自貿(mào)區(qū)的整體效應(yīng)進(jìn)行探究或者僅對單個自貿(mào)區(qū)的政策效果進(jìn)行分析，對不同自貿(mào)區(qū)的異質(zhì)性影響尚有較大的探索空間。因此，本文將利用地級市數(shù)據(jù)對前三批自貿(mào)區(qū)進(jìn)行分析，并采用事件研究法對自貿(mào)區(qū)政策的動態(tài)效應(yīng)進(jìn)行評估，同時將異質(zhì)性分析拓展至批次、區(qū)位以及城市行政級別三個維度，以期為更高質(zhì)量建設(shè)自貿(mào)區(qū)做出貢獻(xiàn)。

2 理論分析與研究假說

我國幅員遼闊，目前已經(jīng)設(shè)立的六批自貿(mào)區(qū)分散在我國的東部、中部和西部。不同自貿(mào)區(qū)之間的地理?xiàng)l件存在著巨大差異，初始經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也有高有低，在制定自貿(mào)區(qū)建設(shè)方案時不同自貿(mào)區(qū)也有著不同的戰(zhàn)略定位。例如，湖南自貿(mào)區(qū)著重于加快建設(shè)制造強(qiáng)國，安徽自貿(mào)區(qū)要發(fā)揮在“一帶一路”建設(shè)中的推進(jìn)作用，山東自貿(mào)區(qū)要發(fā)展海洋經(jīng)濟(jì)。因此，在自貿(mào)區(qū)建設(shè)過程中重點(diǎn)扶持產(chǎn)業(yè)必然有所不同。此外，由于邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，初始經(jīng)濟(jì)條件相對較弱的地區(qū)在政策實(shí)施后可能經(jīng)濟(jì)增長速度要更快，享受到較大的政策紅利。由此，本文提出假說1。

假說1：自貿(mào)區(qū)政策對不同地理區(qū)位、不同批次的地區(qū)經(jīng)濟(jì)帶動效應(yīng)不同，初始經(jīng)濟(jì)條件相對較弱的地區(qū)政策效果會更顯著。

一項(xiàng)經(jīng)濟(jì)政策的實(shí)施往往對地區(qū)經(jīng)濟(jì)有著多方面的影響，其可能通過虹吸效應(yīng)給政策屬地帶來正向效應(yīng)，也可能通過輻射效應(yīng)造成負(fù)向影響。直轄市由于經(jīng)濟(jì)體量大、基礎(chǔ)設(shè)施完善以及擁有強(qiáng)大的教育醫(yī)療資源，盡管可能因?yàn)檩^高的生活成本以及產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移造成人才的流失，但同時也能通過強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)集聚能力虹吸周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)要素，從而帶動自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展?；诖耍疚奶岢黾僬f2。

假說2：自貿(mào)區(qū)政策可能對地區(qū)經(jīng)濟(jì)造成虹吸效應(yīng)與輻射效應(yīng)，對地區(qū)的經(jīng)濟(jì)凈效應(yīng)取決于虹吸效應(yīng)與輻射效應(yīng)的大小。位于直轄市的自貿(mào)區(qū)憑借其強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，虹吸效應(yīng)會大于輻射效應(yīng)，從而對經(jīng)濟(jì)發(fā)展有正向帶動作用。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 實(shí)證模型

由于本文的研究對象為設(shè)立時間不同的前三批自貿(mào)區(qū)，借鑒Beck[21]的研究方法，采用多期雙重差分法來探究自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)，其基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如（1）式：

其中，i表示城市，t表示年份，被解釋變量lngdpit為城市i在t年地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)。didit為多期雙重差分估計(jì)量，也即本文的核心解釋變量。其取值規(guī)則為：若城市i在t年及之后設(shè)立了自貿(mào)區(qū)，則取值為1，否則為0。Zit為一系列影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的控制變量。vi為城市固定效應(yīng)，μt為年份固定效應(yīng)，εit為殘差項(xiàng)。

3.2 變量說明

本文的被解釋變量為地區(qū)生產(chǎn)總值的對數(shù)值，借鑒曹清峰[22]、巴曙松等[23]的研究，控制變量選取如下：投資，用固定資產(chǎn)投資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。消費(fèi)，用全社會消費(fèi)品零售額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。政府財(cái)政支出，用地方政府一般預(yù)算支出占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重衡量。城市基礎(chǔ)設(shè)施以及教育醫(yī)療系統(tǒng)等公共資源的建設(shè)需要政府財(cái)政支出作保障。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值的比重衡量。教育水平，用普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)與城市總?cè)丝诘谋戎貋砗饬?。城?zhèn)化率，用市轄區(qū)人口與城市總?cè)丝诘谋戎睾饬?。各變量指?biāo)設(shè)定情況見表1。

表1 變量名稱及計(jì)量方法

3.3 數(shù)據(jù)來源

截至2020年我國已有21個?。ㄊ校┰O(shè)立自貿(mào)區(qū)，本文選取的處理組研究對象為前三批自貿(mào)區(qū)所涵蓋的22個城市。第四批設(shè)立的海南自由貿(mào)易港實(shí)施范圍為海南島全島，其對貨物貿(mào)易實(shí)行以“零關(guān)稅”為基本特征的自由化便利化制度安排，與其他自貿(mào)區(qū)有著顯著的不同。第五批自貿(mào)區(qū)國務(wù)院設(shè)立批復(fù)的時間為2019年8月，在樣本期內(nèi)發(fā)揮的政策作用十分有限，故其與海南自由貿(mào)易港均未納入本文處理組研究對象范圍。由于多數(shù)自貿(mào)區(qū)是在原有保稅區(qū)基礎(chǔ)上的優(yōu)化升級，為了排除保稅區(qū)對雙重差分法估計(jì)結(jié)果的影響，故剔除在樣本期內(nèi)設(shè)立了保稅區(qū)的城市。同時由于2011年巢湖撤市立縣，2018年萊蕪并入濟(jì)南，以及三沙、海東等城市數(shù)據(jù)的嚴(yán)重缺失，最終選取能夠完整獲得數(shù)據(jù)的197個城市?；跀?shù)據(jù)的可獲得性，本文數(shù)據(jù)的樣本期為2009年至2019年，數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)通過各省（市）統(tǒng)計(jì)年鑒以及統(tǒng)計(jì)公報(bào)補(bǔ)充。

4 回歸結(jié)果分析

4.1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

多期雙重差分回歸結(jié)果見表2，模型（1）未加入控制變量，僅控制城市固定效應(yīng)與年份固定效應(yīng)，可以看出did的系數(shù)在5%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為正，表明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立可以顯著帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入可能影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的控制變量之后，did系數(shù)在10%的統(tǒng)計(jì)水平下依然顯著為正，因此可以認(rèn)為自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的帶動作用有很強(qiáng)的統(tǒng)計(jì)顯著性。

表2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

4.2 動態(tài)效應(yīng)與平行趨勢檢驗(yàn)

使用雙重差分法估計(jì)政策效應(yīng)時，處理組與控制組需要滿足平行趨勢假設(shè)，即在政策實(shí)施之前處理組與控制組被解釋變量需要有相同的變化趨勢。借鑒吳茵茵等[24]的研究框架，本文使用事件研究法對處理組與控制組進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)，同時探究自貿(mào)區(qū)成立之后政策的動態(tài)效應(yīng)，使用的估計(jì)模型如（2）式：

在（2）式中，Dkit為自貿(mào)區(qū)設(shè)立這一政策的虛擬變量，k值的取值規(guī)則為當(dāng)年年份減去該地區(qū)設(shè)立自貿(mào)區(qū)的年份。當(dāng)k=-8，-7，…，5，6時，Dkit取值為1，否則為0。k=0表示自貿(mào)區(qū)成立當(dāng)年，由于本文選擇當(dāng)年作為基期，故k≠0。系數(shù)αk的大小表示自貿(mào)區(qū)設(shè)立這一政策在不同年份的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，通過對系數(shù)αk的大小與統(tǒng)計(jì)顯著性進(jìn)行分析就可以對自貿(mào)區(qū)政策的動態(tài)效應(yīng)以及平行趨勢假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。該模型估計(jì)結(jié)果見表3。

表3 動態(tài)效應(yīng)以及平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果

從表3可以看出，在自貿(mào)區(qū)政策實(shí)施前五年，Dkit的系數(shù)不顯著且一直在0附近波動，表明在自貿(mào)區(qū)成立之前處理組與控制組的被解釋變量有著相同的變化趨勢，滿足平行趨勢假設(shè)。在自貿(mào)區(qū)成立之后，Dkit的系數(shù)變?yōu)檎登揖哂薪y(tǒng)計(jì)上的顯著性，且其帶動效應(yīng)在自貿(mào)區(qū)設(shè)立第六年后仍然存在，充分顯示了自貿(mào)區(qū)政策對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的推動作用。更進(jìn)一步來看，自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)經(jīng)歷了一個先變大后變小再變大的過程，可能的原因是隨著自貿(mào)區(qū)數(shù)量的增多，使較早設(shè)立的自貿(mào)區(qū)制度紅利有所下降。但隨著自貿(mào)區(qū)成功經(jīng)驗(yàn)在全國的復(fù)制推廣，其整體經(jīng)濟(jì)效應(yīng)又有所提升。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.3.1 安慰劑檢驗(yàn)

借鑒劉瑞明等[25]在檢驗(yàn)國家高新區(qū)政策效應(yīng)時的安慰劑檢驗(yàn)方法，本文將政策實(shí)施時間分別提前兩年和三年，通過核心解釋變量系數(shù)的變化來判斷基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

表4 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

從安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，將自貿(mào)區(qū)實(shí)施時間分別提前兩年和三年后，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)不斷下降且均小于基準(zhǔn)回歸結(jié)果的估計(jì)值，可以認(rèn)為基準(zhǔn)模型通過了安慰劑檢驗(yàn)。這從另一方面表明自貿(mào)區(qū)政策促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長，而非其他影響經(jīng)濟(jì)增長的因素。

4.3.2 利用PSM-DID處理樣本選擇性偏誤

由于使用雙重差分模型對政策效應(yīng)估計(jì)時容易出現(xiàn)樣本選擇性偏誤，借鑒Heckman等[26]的方法，將PSM估計(jì)方法引入DID模型，為實(shí)施政策的處理組篩選出更合適的控制組，在此基礎(chǔ)上再次對政策效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，實(shí)證結(jié)果見表5。

表5 PSM-DID估計(jì)結(jié)果

由表5可以看出，不同匹配方法估計(jì)出的ATT差值均為正值，且其T值均大于1.96，可以認(rèn)為ATT差值具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，進(jìn)一步檢驗(yàn)了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.3.3 排除其他政策影響

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，一個地區(qū)往往疊加了多項(xiàng)經(jīng)濟(jì)政策。在設(shè)立自貿(mào)區(qū)之前，處理組中有9個城市已經(jīng)設(shè)立國家級新區(qū)，有8個城市已經(jīng)設(shè)立國家綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)，這些政策同樣會對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成影響。因此，為了排除其他政策對估計(jì)結(jié)果造成的干擾，本文在基準(zhǔn)回歸模型中加入國家級新區(qū)虛擬變量以及國家綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)虛擬變量，此時估計(jì)模型如（3）式：

在（3）式中，did01it為是否設(shè)立國家級新區(qū)的虛擬變量，若城市i在t年及之后設(shè)立了國家級新區(qū)，則取值為1，否則為0。did02it為是否設(shè)立國家綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)的虛擬變量，若城市i在t年及之后設(shè)立了國家級綜合配套改革試驗(yàn)區(qū)，則取值為1，否則為0。該模型估計(jì)結(jié)果見表6。

表6 排除其他政策影響估計(jì)結(jié)果

從估計(jì)結(jié)果可以看出，將did01it與did02it分別加入與同時加入模型之后，自貿(mào)區(qū)虛擬變量依然顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。該結(jié)果表明雖然部分處理組城市同時疊加了多項(xiàng)區(qū)位政策，但自貿(mào)區(qū)依然能夠通過其區(qū)別于其他政策的制度創(chuàng)新措施帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

4.3.4 剔除上海

上海為2013年最早成立的第一批自貿(mào)區(qū)，已經(jīng)積累了許多可在全國范圍內(nèi)復(fù)制推廣的成功經(jīng)驗(yàn)，同時有著區(qū)別于其他自貿(mào)區(qū)的功能定位。除此之外，其本身作為直轄市，可能通過虹吸周邊城市的經(jīng)濟(jì)要素來帶動自身經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。因此本文在穩(wěn)健性部分剔除上海來檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果，估計(jì)結(jié)果如表7模型（1）。

表7 剔除上海及縮小控制組城市范圍估計(jì)結(jié)果

從did系數(shù)可以看出，在剔除上海之后，自貿(mào)區(qū)虛擬變量的系數(shù)仍然顯著為正，表明前三批自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟(jì)的帶動作用不只是因?yàn)樯虾１旧碜鳛橹陛犑幸约捌湔叻矫娴膬?yōu)勢。

4.3.5 縮小控制組城市范圍

2019年8 月，國務(wù)院正式批復(fù)山東、江蘇、廣西、河北、云南和黑龍江成為第五批自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)省份。由于本文樣本期截止時間為2019年，考慮到第五批自貿(mào)區(qū)發(fā)揮的政策效應(yīng)十分有限，故將其保留在控制組城市中。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分為了使結(jié)果更加嚴(yán)謹(jǐn)，在此剔除第五批自貿(mào)區(qū)試點(diǎn)城市，由表7模型（2）可以看出在改變控制組城市后，核心解釋變量仍然顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

5 異質(zhì)性分析

由于各個處理組城市自身初始經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)以及自貿(mào)區(qū)功能定位的不同，自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響可能存在著異質(zhì)性。因此本文將從設(shè)立時間、地理區(qū)位以及城市行政級別三個維度對自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)影響的異質(zhì)性進(jìn)行考察。

5.1 對不同批次的自貿(mào)區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析

根據(jù)自貿(mào)區(qū)設(shè)立的時間，分別對前三批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行分析，由表8可以看出，第二批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著高于第一批與第三批自貿(mào)區(qū)?？赡艿脑蚴巧虾Ｗ鳛榈谝慌再Q(mào)區(qū)成立時間最久，隨著自貿(mào)區(qū)數(shù)量的逐漸增多以及區(qū)位政策的疊加，自貿(mào)區(qū)本身的動態(tài)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)逐漸下降。同時第三批設(shè)立的自貿(mào)區(qū)多為非省會城市的地級市，自貿(mào)區(qū)設(shè)立可能導(dǎo)致周邊經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)城市的虹吸效應(yīng)。且由于自身地理區(qū)位以及經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，其對臨近地區(qū)經(jīng)濟(jì)要素集聚能力有限，從而表現(xiàn)出“政策洼地”效應(yīng)。

表8 不同批次自貿(mào)區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果

5.2 對不同地理區(qū)位的自貿(mào)區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析

根據(jù)地理區(qū)位，將前三批自貿(mào)區(qū)劃分為內(nèi)陸型自貿(mào)區(qū)，同時根據(jù)城市群進(jìn)一步將沿海型自貿(mào)區(qū)劃分為長三角、珠三角以及京津冀。研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)更加顯著，且內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)核心解釋變量的系數(shù)要大于位于珠三角與京津冀城市群的自貿(mào)區(qū)。對于這一現(xiàn)象可能的解釋是位于內(nèi)陸的自貿(mào)區(qū)初始經(jīng)濟(jì)水平與沿海型自貿(mào)區(qū)存在著一定差距。根據(jù)邊際效應(yīng)遞減規(guī)律，設(shè)立自貿(mào)區(qū)可能通過改變其初始經(jīng)濟(jì)水平從而產(chǎn)生更加顯著的帶動效應(yīng)，從而縮小區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異。表9的研究結(jié)果與假說1相符合。

表9 不同地理區(qū)位自貿(mào)區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果

5.3 對不同行政級別的自貿(mào)區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析

根據(jù)城市行政級別，將前三批自貿(mào)區(qū)劃分為直轄市、副省級和省會城市以及其他規(guī)模相對來說較小的市。從估計(jì)結(jié)果來看（見表10），只有直轄市自貿(mào)區(qū)虛擬變量的系數(shù)顯著為正?？赡艿脑蚴侵陛犑信c其他城市相比有著更加強(qiáng)大的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)，同時各項(xiàng)政策也會向直轄市傾斜。設(shè)立自貿(mào)區(qū)會促進(jìn)周邊地區(qū)各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)要素向直轄市集聚，高素質(zhì)勞動力也會更傾向于在直轄市尋找工作機(jī)會，從而促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級以及經(jīng)濟(jì)增長。此研究結(jié)果使假說2得到驗(yàn)證。

表10 不同行政級別自貿(mào)區(qū)異質(zhì)性分析結(jié)果

6 研究結(jié)論與政策建議

6.1 研究結(jié)論

本文基于2009—2019年全國197個城市的面板數(shù)據(jù)，利用多期雙重差分法對前三批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了研究。結(jié)果表明：

第一，自貿(mào)區(qū)政策能夠帶動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這一結(jié)果在將影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的控制變量加入模型以及進(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。

第二，自貿(mào)區(qū)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的帶動作用在政策實(shí)施第六年后仍然存在，但其動態(tài)效應(yīng)經(jīng)歷了一個先變大后變小再變大的過程，表明自貿(mào)區(qū)的政策凈效應(yīng)可能受時間、自貿(mào)區(qū)數(shù)量以及不同自貿(mào)區(qū)功能定位的影響。

第三，通過從三個維度對自貿(mào)區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)從設(shè)立時間上看第二批自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)要大于第一批以及第三批自貿(mào)區(qū)。從地理區(qū)位來看，位于內(nèi)陸地區(qū)的自貿(mào)區(qū)政策效果要大于位于沿海地區(qū)的自貿(mào)區(qū)。將沿海地區(qū)進(jìn)一步根據(jù)城市群劃分之后發(fā)現(xiàn)，位于珠三角以及京津冀地區(qū)的自貿(mào)區(qū)政策效果顯著，而位于長三角地區(qū)的自貿(mào)區(qū)政策效果不顯著。從城市行政級別來看，設(shè)立自貿(mào)區(qū)的直轄市對經(jīng)濟(jì)帶動作用最為顯著。

6.2 政策建議

基于研究結(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：

第一，積極在全國范圍內(nèi)復(fù)制推廣自貿(mào)區(qū)成功經(jīng)驗(yàn)。從最早的上海自貿(mào)區(qū)成立以來，自貿(mào)區(qū)已經(jīng)積累了許多可以在全國范圍內(nèi)復(fù)制推廣的成功經(jīng)驗(yàn)，其中包括貿(mào)易領(lǐng)域、投資領(lǐng)域、金融創(chuàng)新領(lǐng)域以及事中事后監(jiān)管領(lǐng)域等。通過將這些領(lǐng)域的成功經(jīng)驗(yàn)向全國其他地區(qū)推廣，有利于促進(jìn)區(qū)域協(xié)同發(fā)展，縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)差距。

第二，因地制宜，差異化建設(shè)自貿(mào)區(qū)。我國已經(jīng)成立的六批自貿(mào)區(qū)，其地理區(qū)位覆蓋東部、中部、西部、沿海、內(nèi)陸與沿邊。不同的自貿(mào)區(qū)初始經(jīng)濟(jì)條件不同，設(shè)立時間不同，其吸引外資、勞動力以及高科技產(chǎn)業(yè)等經(jīng)濟(jì)要素的能力也不同。要根據(jù)自貿(mào)區(qū)不同的戰(zhàn)略定位和發(fā)展目標(biāo)，差異化探索更適合各自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)政策，實(shí)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)高標(biāo)準(zhǔn)高質(zhì)量建設(shè)。

第三，賦予自貿(mào)區(qū)更大改革自主權(quán)。自貿(mào)區(qū)需要在牢固樹立國家總體安全觀、切實(shí)加強(qiáng)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)風(fēng)險(xiǎn)防控體系建設(shè)的基礎(chǔ)上先行先試，積極探索經(jīng)濟(jì)增長新路徑，以開放促改革、促發(fā)展、促創(chuàng)新。同時要把工作做細(xì)、制度落實(shí)、嚴(yán)格監(jiān)督，營造一個公正透明的法治環(huán)境，為進(jìn)一步擴(kuò)大改革開放積累寶貴經(jīng)驗(yàn)。