王曉玲，車立強(qiáng)

（1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)遼寧（大連）自貿(mào)區(qū)研究院，遼寧 大連 116025；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展研究院，遼寧 大連 116025）

一、問(wèn)題的提出

自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)（以下簡(jiǎn)稱“自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)”）國(guó)家戰(zhàn)略是中國(guó)對(duì)內(nèi)深化改革、對(duì)外擴(kuò)大開(kāi)放的重要舉措，為中國(guó)構(gòu)建開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)新體制提供了空間支撐。自2013年9月全國(guó)首個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)落地上海市以來(lái)，中國(guó)不斷將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)由東向西、由沿海向內(nèi)陸擴(kuò)展，目前已有21個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，形成東西共濟(jì)、海陸并進(jìn)的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)網(wǎng)絡(luò)體系。在當(dāng)今世界正經(jīng)歷百年未有之大變局，逆全球化暗流涌動(dòng)之際，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)國(guó)家戰(zhàn)略為中國(guó)加快構(gòu)建以國(guó)內(nèi)大循環(huán)為主體、國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局提供了戰(zhàn)略支撐。

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來(lái)，對(duì)所在城市的經(jīng)濟(jì)影響受到學(xué)者的廣泛關(guān)注。譚娜等［1］對(duì)上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立1年的短期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究的結(jié)果顯示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海市工業(yè)增加值增長(zhǎng)率和進(jìn)出口總額增長(zhǎng)率產(chǎn)生顯著正效應(yīng)。王利輝和劉志宏［2］認(rèn)為，上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海市人均GDP、固定資產(chǎn)投資及進(jìn)出口額均產(chǎn)生了正效應(yīng)。項(xiàng)后軍等［3］的研究結(jié)果表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海市的貨物貿(mào)易進(jìn)口有顯著正向影響，對(duì)貨物貿(mào)易出口影響不顯著。黃啟才［4］與司春曉等［5］認(rèn)為，上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)使上海市的外資流入增加，對(duì)外商投資具有顯著促進(jìn)作用。隨著自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)國(guó)家戰(zhàn)略的推進(jìn)和研究的深入，學(xué)界對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究由所在城市擴(kuò)展至所在區(qū)域，探求自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)是否對(duì)所在省域或周邊區(qū)域產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)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(yàn)區(qū)具有區(qū)域貿(mào)易正效應(yīng)，對(duì)廣東省的進(jìn)口額、出口額和進(jìn)出口總額均有促進(jìn)作用。陳羽等［7］的研究則發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)廣東省進(jìn)口額和出口額均有負(fù)效應(yīng)，抑制了廣東省的進(jìn)出口貿(mào)易。胡藝等［8］認(rèn)為，湖北自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)顯著提升了武漢市工業(yè)增加值增長(zhǎng)率和固定資產(chǎn)、外商直接投資規(guī)模的擴(kuò)展速度，對(duì)湖北省多數(shù)城市產(chǎn)生輻射效應(yīng)，對(duì)個(gè)別城市產(chǎn)生虹吸效應(yīng)。葉霖莉［9］對(duì)第一批和第二批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的研究結(jié)果顯示，自貿(mào)試驗(yàn)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(duì)天津市地區(qū)生產(chǎn)總值的促進(jìn)效應(yīng)不明顯。劉秉鐮和呂程［10］對(duì)第一批和第二批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海市工業(yè)增加值增長(zhǎng)率和固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率沒(méi)有影響，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要體現(xiàn)在對(duì)上海市進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用；對(duì)天津市工業(yè)增加值增長(zhǎng)率和出口額具有正效應(yīng)，對(duì)進(jìn)口額和進(jìn)出口總額具有負(fù)效應(yīng)，對(duì)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率沒(méi)有顯著影響；對(duì)福建省工業(yè)增加值增長(zhǎng)率具有正效應(yīng)，對(duì)進(jìn)口額、出口額、進(jìn)出口總額和固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率沒(méi)有顯著影響。趙亮［11］對(duì)第三批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的實(shí)證研究結(jié)果表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省、河南省、陜西省和四川省工業(yè)增加值增長(zhǎng)率具有促進(jìn)作用，對(duì)浙江省和湖北省工業(yè)增加值增長(zhǎng)率的促進(jìn)作用不顯著，對(duì)重慶市工業(yè)增加值增長(zhǎng)率則具有抑制作用。白仲林等［12］基于10個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的實(shí)證研究結(jié)果顯示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)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(yàn)區(qū)對(duì)所在省域的人均GDP產(chǎn)生顯著正效應(yīng)，中部地區(qū)的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)所在省域產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。彭羽和楊作云［13］的研究顯示，上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)長(zhǎng)三角區(qū)域的GDP增長(zhǎng)率、固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)率、出口額增長(zhǎng)率和進(jìn)出口總額增長(zhǎng)率均產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用，天津自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)京津冀區(qū)域的出口額增長(zhǎng)率和進(jìn)出口總額增長(zhǎng)率有促進(jìn)作用，廣東自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)只對(duì)珠三角區(qū)域的人均GDP增長(zhǎng)率產(chǎn)生促進(jìn)作用。

通過(guò)梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，盡管學(xué)界對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究已有一些成果，但是，至少在以下兩個(gè)方面還有待深化：一是對(duì)同一問(wèn)題的研究結(jié)論不但未形成共識(shí)，有的甚至還得出相反的結(jié)論。如對(duì)上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的城市經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，有研究認(rèn)為促進(jìn)了上海市的工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也有研究認(rèn)為并未促進(jìn)上海市工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而是促進(jìn)了上海市對(duì)外貿(mào)易發(fā)展。再如對(duì)廣東自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的省域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，有研究認(rèn)為產(chǎn)生貿(mào)易促進(jìn)作用，還有研究認(rèn)為產(chǎn)生貿(mào)易抑制作用。研究方法不同、政策窗口期長(zhǎng)短各異等因素可能導(dǎo)致了對(duì)同一問(wèn)題的研究結(jié)論相左。二是對(duì)第一批和第二批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的研究較多，對(duì)第一批設(shè)立的上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的研究成果最多。因?yàn)榈谝慌偷诙再Q(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立較早，政策沖擊后可獲取的數(shù)據(jù)相對(duì)較多。第三批及之后設(shè)立的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，因政策沖擊時(shí)間較短，可獲取的數(shù)據(jù)有限，導(dǎo)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(yàn)區(qū)（第三批）的省域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，評(píng)估其在全省經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮的作用。為了彌補(bǔ)年度數(shù)據(jù)不足的缺陷，本文采用月度數(shù)據(jù)，以擴(kuò)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(píng)估方法。回歸控制法的基本思想是：將實(shí)施某項(xiàng)政策的地區(qū)（省、市）視為實(shí)驗(yàn)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(gè)體在現(xiàn)實(shí)中受經(jīng)濟(jì)、政策等多種因素的共同影響，這些個(gè)體之間具有相關(guān)性，通過(guò)個(gè)體相關(guān)性的大小賦予控制組個(gè)體一定權(quán)重，通過(guò)加權(quán)平均構(gòu)造出實(shí)驗(yàn)組的反事實(shí)組（最優(yōu)控制組），即未實(shí)施某項(xiàng)政策的地區(qū)（省、市）。反事實(shí)組和實(shí)驗(yàn)組在政策實(shí)施前是相似的，反事實(shí)組可以視為實(shí)驗(yàn)組未受到政策干預(yù)時(shí)的結(jié)果。政策實(shí)施后，對(duì)比實(shí)驗(yàn)組和反事實(shí)組的差異，就可以得出某項(xiàng)政策的效果。較之于類似的政策評(píng)估方法——合成控制法，回歸控制法對(duì)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(fù)，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(gè)或幾個(gè)處理個(gè)體的情形。對(duì)于設(shè)立較晚的遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，由于政策沖擊時(shí)間較短、經(jīng)濟(jì)指標(biāo)較少，運(yùn)用回歸控制法凸顯其優(yōu)勢(shì)。

Hsiao等首先運(yùn)用此方法研究了香港回歸這一重大事件對(duì)香港經(jīng)濟(jì)的影響。此后，回歸控制法被許多研究者所用：衛(wèi)夢(mèng)星［15］用此方法研究“四萬(wàn)億”投資的增長(zhǎng)效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，國(guó)家“四萬(wàn)億”投資計(jì)劃具有短期效應(yīng)，長(zhǎng)期效應(yīng)不顯著；王藝明和劉志紅［16］用此方法研究了“八七扶貧攻堅(jiān)計(jì)劃”的政策效應(yīng)；方誠(chéng)和陳強(qiáng)［17］用此方法研究了安慶市的“房票”政策，發(fā)現(xiàn)其對(duì)房?jī)r(jià)有顯著的抑制作用。回歸控制法也被應(yīng)用于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策效應(yīng)的研究中：如汪文姣等［18］研究了廣東自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)粵港澳經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度的影響發(fā)現(xiàn)，其對(duì)粵港經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度有顯著促進(jìn)作用，對(duì)粵澳經(jīng)濟(jì)聯(lián)系度沒(méi)有顯著促進(jìn)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(yàn)區(qū)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)及有效性。孫海波和陳健生［20］評(píng)估了西部?jī)?nèi)陸自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

（二）模型構(gòu)建

本文采用回歸控制法進(jìn)行模型構(gòu)建，利用未受到政策干預(yù)的控制組個(gè)體的信息來(lái)估計(jì)受政策干預(yù)的實(shí)驗(yàn)組個(gè)體的反事實(shí)結(jié)果。

設(shè)yit（i=1，2，…，N；t=1，2，…，T0，T0+1，…，T）為全國(guó)各省份i在t時(shí)期的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)（工業(yè)增加值增長(zhǎng)率、進(jìn)口額、出口額和進(jìn)出口總額），其中遼寧省為實(shí)驗(yàn)組，i=1；除第一批、第二批和第三批設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)和建設(shè)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(gè)，i=2，3，…，19。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的政策時(shí)點(diǎn)為T(mén)0+1，受到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)的個(gè)體為，沒(méi)有受到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)的個(gè)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(dòng)，假設(shè)由一個(gè)因子模型生成：

其中，ft為K×1維未觀測(cè)到隨時(shí)間變化的共同因子向量，bi為K×1維隨個(gè)體i變化的常數(shù)向量，αi為個(gè)體固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且滿足E［εit］=0，i=1，2，…，N；t=1，2，…，T。將模型（1）寫(xiě)成如下矩陣形式：

i在t時(shí)刻受到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)的處理效應(yīng)為：

dit=1表示i在t時(shí)期受到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)，dit=0表示i在t時(shí)期沒(méi)有受到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策干預(yù)。為了準(zhǔn)確地評(píng)估自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省政策干預(yù)的結(jié)果Δ1t，需要構(gòu)建缺失的反事實(shí)結(jié)果?；貧w控制法對(duì)反事實(shí)結(jié)果的估計(jì)要求為，當(dāng)樣本數(shù)量N和時(shí)間T都不大時(shí)，可用代替ft進(jìn)行反事實(shí)預(yù)測(cè)，t=T0+1，T0+2，…，T。具體而言，首先使用1，2，…，T0時(shí)期的數(shù)據(jù)對(duì)進(jìn)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(yàn)區(qū)政策的處理效應(yīng)估計(jì)值為：

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的長(zhǎng)期處理效應(yīng)為：

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

利用R2或似然值從控制組N-1個(gè)個(gè)體中選擇j個(gè)個(gè)體作為的預(yù)測(cè)值，共需進(jìn)行種控制組組合進(jìn)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(gè)體回歸模型進(jìn)行估計(jì)，過(guò)多的樣本量會(huì)導(dǎo)致方差變大，降低預(yù)測(cè)精度，同時(shí)也可能導(dǎo)致過(guò)度擬合問(wèn)題。因此，依據(jù)AIC準(zhǔn)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(yàn)區(qū)政策實(shí)施后，最優(yōu)控制模型M*在各時(shí)點(diǎn)的預(yù)測(cè)值即為的反事實(shí)值。由模型（6）得到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的處理效應(yīng)估計(jì)值，由模型（7）進(jìn)一步得出自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策平均處理效應(yīng)估計(jì)值，再對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施效果進(jìn)行評(píng)估。AIC準(zhǔn)則作為衡量模型優(yōu)良擬合度的一種準(zhǔn)則，可以在保證模型有效性和可靠性的前提下使個(gè)體數(shù)量最少，并找出擬合優(yōu)良的控制組個(gè)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(jì)的殘差，為政策前OLS估計(jì)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(xiàn)主要從產(chǎn)業(yè)、投資和貿(mào)易等方面研究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，為了與國(guó)際通行的投資規(guī)則接軌，中國(guó)對(duì)外商投資管理體制實(shí)施重大改革，由正面清單制改為負(fù)面清單制。2013—2021年，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)外商投資負(fù)面清單特別管理措施由190項(xiàng)縮減為27項(xiàng)，制造業(yè)和服務(wù)業(yè)領(lǐng)域?qū)ν忾_(kāi)放不斷擴(kuò)大。制造業(yè)領(lǐng)域的開(kāi)放力度尤為顯著，為產(chǎn)業(yè)發(fā)展提供了新的推動(dòng)力。因此，產(chǎn)業(yè)發(fā)展是研究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的一個(gè)維度。投資自由化和貿(mào)易便利化是自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的基本職能，中國(guó)已經(jīng)設(shè)立的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，通過(guò)投資領(lǐng)域和貿(mào)易領(lǐng)域的制度創(chuàng)新，促進(jìn)了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)外商投資的增長(zhǎng)和國(guó)際貿(mào)易的發(fā)展。同時(shí)，國(guó)際貿(mào)易還是拉動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“三駕馬車”之一。因此，外商投資和國(guó)際貿(mào)易是研究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的另外兩個(gè)維度。遼寧省不公布外商投資額月度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，無(wú)法研究自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省產(chǎn)生的外商投資效應(yīng)。借鑒已有的研究文獻(xiàn)，結(jié)合遼寧省為中國(guó)工業(yè)基地的省情，本文從工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和國(guó)際貿(mào)易兩方面探討自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)為遼寧省帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。選取遼寧省月度工業(yè)增加值同比增長(zhǎng)率（Indu）作為工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的代理變量，同比增長(zhǎng)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(jìn)口額（lnimp）、出口額（lnexp）及進(jìn)出口總額（lnimexp）作為國(guó)際貿(mào)易的代理變量，三者取自然對(duì)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(yàn)區(qū)設(shè)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(jì)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(zhǎng)率數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)研網(wǎng)和各省統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)率共計(jì)84期，各單元樣本期均為84期，樣本量共計(jì)1 680個(gè)。進(jìn)口額、出口額和進(jìn)出口總額數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，單位為千美元，根據(jù)EPS數(shù)據(jù)庫(kù)月度平均匯率換算成人民幣，單位為萬(wàn)元，各單元樣本期均為102期，樣本量共計(jì)2 040個(gè)，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。在表1中，實(shí)驗(yàn)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(shí)施自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的省份以及建設(shè)自由貿(mào)易港的海南省，共計(jì)19個(gè)省份。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、回歸結(jié)果及分析

（一）自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

本文運(yùn)用回歸控制法估計(jì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，首先要根據(jù)AIC準(zhǔn)則運(yùn)行出最優(yōu)控制組，也就是能較好地?cái)M合出自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況的個(gè)體。最優(yōu)控制組共有12個(gè)省份，個(gè)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(shuō)明12個(gè)省份組成的最優(yōu)控制組較好地?cái)M合了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前遼寧省的工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，最優(yōu)控制組的預(yù)測(cè)值就可以代表遼寧省的反事實(shí)結(jié)果，也就是遼寧省沒(méi)有設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的結(jié)果。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，遼寧省工業(yè)增加值真實(shí)的平均增長(zhǎng)率為6.00%，預(yù)測(cè)的平均增長(zhǎng)率為-14.54%，平均處理效應(yīng)為20.54%，表明政策促進(jìn)效應(yīng)明顯。

表2 AIC準(zhǔn)則運(yùn)行出的最優(yōu)控制組結(jié)果

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前后遼寧省真實(shí)和預(yù)測(cè)工業(yè)增加值增長(zhǎng)率的變化趨勢(shì)如圖1所示。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省工業(yè)增加值增長(zhǎng)率產(chǎn)生的處理效應(yīng)如圖2所示。

圖1 真實(shí)和預(yù)測(cè)工業(yè)增加值增長(zhǎng)率變化趨勢(shì)

圖2 工業(yè)增加值增長(zhǎng)率的處理效應(yīng)

由圖1可知，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前真實(shí)值與預(yù)測(cè)值擬合較好，工業(yè)增加值增長(zhǎng)率不斷下降，并進(jìn)入負(fù)增長(zhǎng)區(qū)間。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，真實(shí)工業(yè)增加值增長(zhǎng)率快速上升，重回正增長(zhǎng)區(qū)間，大幅度高于預(yù)測(cè)值，兩者差距呈擴(kuò)大趨勢(shì)并于2018年達(dá)到最大。盡管2018年下半年至2019年上半年真實(shí)工業(yè)增加值增長(zhǎng)率有所放緩，且與預(yù)測(cè)的工業(yè)增加值增長(zhǎng)率差距縮小，但政策效應(yīng)依然高于10%。由圖2可知，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前，工業(yè)增加值增長(zhǎng)率的真實(shí)值與預(yù)測(cè)值的差值一直在0軸附近上下波動(dòng)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后兩者差值除第四期外均為較大的正值，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用非常顯著。

（二）自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省國(guó)際貿(mào)易的影響

1.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)進(jìn)口額的影響

根據(jù)AIC準(zhǔn)則運(yùn)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(gè)省份，擬合優(yōu)度為0.7156。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后遼寧省真實(shí)的月平均進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值為15.0116，依照最優(yōu)控制組預(yù)測(cè)的月平均進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值為14.9267，平均處理效應(yīng)為8.49%。

表3 AIC準(zhǔn)則運(yùn)行出的最優(yōu)控制組結(jié)果

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前，遼寧省真實(shí)和預(yù)測(cè)進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值擬合較好。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省進(jìn)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(yàn)區(qū)設(shè)立初期，遼寧省真實(shí)進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值與預(yù)測(cè)進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值吻合度較高，并未產(chǎn)生明顯的政策效應(yīng)。2018年4月至2019年1月，遼寧省真實(shí)進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值明顯高于預(yù)測(cè)進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省進(jìn)口額產(chǎn)生政策滯后效應(yīng)。之后，遼寧省真實(shí)進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值和預(yù)測(cè)進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值同步下降，然后又有所回升，但真實(shí)自然對(duì)數(shù)值低于預(yù)測(cè)自然對(duì)數(shù)值。由圖4可以更加直觀地發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省進(jìn)口額產(chǎn)生的階段性處理效應(yīng)。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，初期的處理效應(yīng)并未發(fā)生明顯變化，說(shuō)明政策效應(yīng)不明顯，甚至在2018年第1季度還出現(xiàn)過(guò)短暫的負(fù)效應(yīng)。此后處理效應(yīng)回升至正效應(yīng)區(qū)間并不斷上升在當(dāng)年達(dá)到最大值，說(shuō)明產(chǎn)生顯著的正效應(yīng)。之后處理效應(yīng)快速下降，轉(zhuǎn)而成為負(fù)效應(yīng)。說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省進(jìn)口額的政策效應(yīng)滯后，但政策效應(yīng)顯著。最后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)產(chǎn)生的政策紅利在外部環(huán)境的擾動(dòng)下大幅下滑。

圖3 真實(shí)和預(yù)測(cè)進(jìn)口額自然對(duì)數(shù)值變化趨勢(shì)

圖4 進(jìn)口額的處理效應(yīng)

2.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)出口額的影響

根據(jù)AIC準(zhǔn)則運(yùn)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(gè)省份，擬合優(yōu)度為0.6818。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后遼寧省真實(shí)的月平均出口額自然對(duì)數(shù)值為14.7713，依據(jù)最優(yōu)控制組預(yù)測(cè)的月平均出口額自然對(duì)數(shù)值為14.8589，平均處理效應(yīng)為-8.76%。

表4 AIC準(zhǔn)則運(yùn)行出的最優(yōu)控制組結(jié)果

如圖5所示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前遼寧省真實(shí)和預(yù)測(cè)出口額自然對(duì)數(shù)值擬合較好，月度波動(dòng)較大。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后真實(shí)出口額自然對(duì)數(shù)值并沒(méi)有出現(xiàn)較大幅度增長(zhǎng)，多數(shù)月份都低于預(yù)測(cè)出口額自然對(duì)數(shù)值。如圖6所示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后出口額的處理效應(yīng)基本為負(fù)，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)并未給遼寧省出口額帶來(lái)較大促進(jìn)作用，反而帶來(lái)了抑制作用。

圖5 真實(shí)和預(yù)測(cè)出口額自然對(duì)數(shù)值變化趨勢(shì)

圖6 出口額的處理效應(yīng)

3.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)進(jìn)出口總額的影響

根據(jù)AIC準(zhǔn)則運(yùn)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(gè)省份，擬合優(yōu)度為0.7520。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后遼寧省真實(shí)的月平均進(jìn)出口總額自然對(duì)數(shù)值為15.5930，依據(jù)最優(yōu)控制組預(yù)測(cè)的月平均進(jìn)出口總額自然對(duì)數(shù)值為15.5938，平均處理效應(yīng)為-0.08%，表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省進(jìn)出口總額產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，使進(jìn)出口總額平均下降了0.08%。

表5 AIC準(zhǔn)則運(yùn)行出的最優(yōu)控制組結(jié)果

如圖7所示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前，遼寧省進(jìn)出口總額真實(shí)和預(yù)測(cè)自然對(duì)數(shù)值擬合較好。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立初期，進(jìn)出口總額的真實(shí)自然對(duì)數(shù)值與預(yù)測(cè)自然對(duì)數(shù)值差距較小，之后，進(jìn)出口總額真實(shí)自然對(duì)數(shù)值高于預(yù)測(cè)自然對(duì)數(shù)值，2019年1月后的真實(shí)自然對(duì)數(shù)值逐漸低于預(yù)測(cè)自然對(duì)數(shù)值。如圖8所示，從遼寧省進(jìn)出口總額的處理效應(yīng)來(lái)看，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的2017年4月至2018年上半年，處理效應(yīng)正負(fù)交替出現(xiàn)，政策效應(yīng)不明顯。2018年下半年至年底，處理效應(yīng)基本為正，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)進(jìn)出口總額有短暫的促進(jìn)作用。2019年1—6月份，處理效應(yīng)下降，最終變負(fù)并逐漸增大，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)進(jìn)出口總額的正向作用逐漸減弱并變?yōu)樨?fù)向作用。

圖7 真實(shí)和預(yù)測(cè)進(jìn)出口總額自然對(duì)數(shù)值變化趨勢(shì)

圖8 進(jìn)出口總額的處理效應(yīng)

（三）結(jié)果分析

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要體現(xiàn)在對(duì)工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的顯著促進(jìn)作用和進(jìn)口額的階段性促進(jìn)作用。其主要原因如下：

1.自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)制度創(chuàng)新促進(jìn)了遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)和進(jìn)口貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展

遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的大連、沈陽(yáng)和營(yíng)口三個(gè)片區(qū)都是遼寧省重要的裝備制造業(yè)基地，三個(gè)片區(qū)不僅圓滿完成國(guó)務(wù)院總體方案的全部改革試點(diǎn)任務(wù)，還創(chuàng)造了眾多改革創(chuàng)新成果。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立五年來(lái)，僅大連片區(qū)就有76項(xiàng)制度創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)向全省復(fù)制推廣，促進(jìn)了冰山集團(tuán)等企業(yè)的升級(jí)改造，已形成先進(jìn)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(jì)發(fā)展提供了新動(dòng)力。

遼寧自貿(mào)試驗(yàn)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(guó)首創(chuàng)并由國(guó)務(wù)院向全國(guó)復(fù)制推廣的“保稅混礦”制度創(chuàng)新成果，已累計(jì)完成保稅混礦業(yè)務(wù)5 300多萬(wàn)噸［21］，鐵礦砂及精礦等進(jìn)口額大幅度增加，政策效應(yīng)雖有滯后，但還是進(jìn)一步帶動(dòng)了全省進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展。另外，金融開(kāi)放創(chuàng)新是自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的基本任務(wù)之一，遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過(guò)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(jì)和進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展。

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

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立以來(lái)，持續(xù)推進(jìn)簡(jiǎn)政放權(quán)、加強(qiáng)監(jiān)管、優(yōu)化服務(wù)，行政服務(wù)“單一窗口”“一枚印章管審批”等改革創(chuàng)新經(jīng)驗(yàn)在全省落地，極大地提升了行政服務(wù)效能。遼寧省將優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境作為出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，《遼寧省優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境條例》是全國(guó)出臺(tái)的首部?jī)?yōu)化營(yíng)商環(huán)境的地方性條例，打造市場(chǎng)化、法治化、國(guó)際化營(yíng)商環(huán)境，大幅度降低了制度性交易成本，激發(fā)了市場(chǎng)潛能，市場(chǎng)主體明顯增加。遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立五年來(lái)，區(qū)內(nèi)累計(jì)設(shè)立企業(yè)7.7萬(wàn)戶，注冊(cè)資本突破1萬(wàn)億元［21］，推動(dòng)了遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

3.投資自由化和貿(mào)易便利化措施傳導(dǎo)了制度改革紅利

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，將外商投資管理模式由審批制改為備案制，實(shí)施準(zhǔn)入前國(guó)民待遇加負(fù)面清單管理模式。2017年，遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立時(shí)負(fù)面清單特別管理措施為95項(xiàng)，此后逐年減少，到2021年僅為27項(xiàng)，制造業(yè)負(fù)面清單條目實(shí)現(xiàn)清零。對(duì)外商投資的大幅度開(kāi)放，特別是在制造業(yè)領(lǐng)域的開(kāi)放，為遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新動(dòng)能。遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在貿(mào)易領(lǐng)域持續(xù)推進(jìn)的便利化措施，口岸通關(guān)效率的大幅提升和通關(guān)時(shí)間的大幅縮短，都促進(jìn)了進(jìn)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(yàn)區(qū)設(shè)立后對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的促進(jìn)作用使進(jìn)口額不斷增加，出口額卻沒(méi)有同幅度增加，使貿(mào)易逆差逐年擴(kuò)大，到2020年，貿(mào)易逆差已經(jīng)達(dá)到178億美元，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省出口貿(mào)易產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。主要是由于國(guó)際市場(chǎng)需求的變化，機(jī)床、船舶、電動(dòng)機(jī)及發(fā)動(dòng)機(jī)等遼寧省優(yōu)勢(shì)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(yàn)區(qū)可能對(duì)出口額有一定促進(jìn)作用，但未能抵銷出口額的總體下降趨勢(shì)，因而出現(xiàn)負(fù)效應(yīng)。另外，中美貿(mào)易爭(zhēng)端對(duì)遼寧省出口貿(mào)易產(chǎn)生了不利影響。在中美貿(mào)易爭(zhēng)端之前，美國(guó)是遼寧省第二大出口國(guó)，貿(mào)易爭(zhēng)端發(fā)生后，遼寧省對(duì)美國(guó)出口產(chǎn)品數(shù)量明顯減少，導(dǎo)致出口額下降。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)：政策提前一年

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著正效應(yīng)，對(duì)進(jìn)口額產(chǎn)生階段性正效應(yīng)。為了檢驗(yàn)這種正效應(yīng)是否是一種偶然現(xiàn)象，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策是否發(fā)揮了關(guān)鍵作用，本文采用時(shí)間安慰劑進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)［16］。將遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立的時(shí)間提前1年，也就是將工業(yè)增加值增長(zhǎng)率、進(jìn)口額、出口額和進(jìn)出口總額的政策沖擊時(shí)點(diǎn)都提前1年，進(jìn)行時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)。如果在隨機(jī)點(diǎn)上出現(xiàn)真實(shí)值高于預(yù)測(cè)值的情況，說(shuō)明還有其他因素在起作用，政策效應(yīng)不是由自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)引致的［16］，反之則說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)具有政策效應(yīng)。

假設(shè)遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立時(shí)間為2016年4月，從工業(yè)增加值增長(zhǎng)率真實(shí)值和預(yù)測(cè)值及進(jìn)口額、出口額和進(jìn)出口總額真實(shí)自然對(duì)數(shù)值和預(yù)測(cè)自然對(duì)數(shù)值的變化趨勢(shì)的檢驗(yàn)結(jié)果看，①穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在正文中列示，留存?zhèn)渌?，下同。工業(yè)增加值增長(zhǎng)率真實(shí)值和預(yù)測(cè)值，進(jìn)口額的真實(shí)自然對(duì)數(shù)值和預(yù)測(cè)自然對(duì)數(shù)值在2016年4月的假設(shè)時(shí)點(diǎn)后沒(méi)有出現(xiàn)較大分化，真實(shí)值和預(yù)測(cè)值互有高低，直到2017年4月遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后真實(shí)值與預(yù)測(cè)值才出現(xiàn)明顯分化，真實(shí)值處于預(yù)測(cè)值上方，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策效應(yīng)的存在。出口額和進(jìn)出口總額在政策時(shí)點(diǎn)提前1年后，真實(shí)自然對(duì)數(shù)值和預(yù)測(cè)自然對(duì)數(shù)值的變化趨勢(shì)也沒(méi)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(zhǎng)率、進(jìn)口額、出口額和進(jìn)出口總額處理效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果看，工業(yè)增加值增長(zhǎng)率、進(jìn)口額和出口額都通過(guò)了檢驗(yàn)，工業(yè)增加值增長(zhǎng)率的平均處理效應(yīng)為17.83%，進(jìn)口額的平均處理效應(yīng)為7.29%，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和進(jìn)口額促進(jìn)作用顯著。出口額的時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)的平均處理效應(yīng)為-7.09%，與前文研究所得平均處理效應(yīng)-8.76%相近。通過(guò)時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)，可以認(rèn)為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)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(duì)于進(jìn)出口總額而言，假設(shè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)提前1年設(shè)立，其平均處理效應(yīng)為4.46%，是正效應(yīng)，與前文研究所得平均處理效應(yīng)-0.08%的負(fù)效應(yīng)差距較大，且是兩種相反的效應(yīng)，因此，未能通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)，說(shuō)明無(wú)法通過(guò)回歸控制法得出自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省進(jìn)出口總額具有影響的結(jié)論。

（二）變換最優(yōu)模型選取準(zhǔn)則

運(yùn)用信息準(zhǔn)則選取的最優(yōu)模型直接影響反事實(shí)值的大小，進(jìn)而影響處理效應(yīng)的大小。因此，變換最優(yōu)模型選取準(zhǔn)則，如果幾種準(zhǔn)則的測(cè)算結(jié)果相近，說(shuō)明實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。本文再以AIC、AICC和BIC準(zhǔn)則運(yùn)行最優(yōu)控制組，并計(jì)算出平均處理效應(yīng)。三種準(zhǔn)則下工業(yè)增加值增長(zhǎng)率的平均處理效應(yīng)均為20.54%，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)顯著促進(jìn)了遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。進(jìn)口額平均處理效應(yīng)相近，為正效應(yīng)，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)促進(jìn)了遼寧省進(jìn)口貿(mào)易。出口額的平均處理效應(yīng)均為負(fù)數(shù)，對(duì)出口額有顯著負(fù)效應(yīng)，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省出口貿(mào)易有抑制作用。AICC準(zhǔn)則下，進(jìn)出口總額平均處理效應(yīng)為微弱的負(fù)效應(yīng)，運(yùn)用BIC準(zhǔn)則進(jìn)出口總額的平均處理效應(yīng)為較小的正效應(yīng)，但未通過(guò)安慰劑檢驗(yàn)，無(wú)法說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)進(jìn)出口總額有顯著影響。以上結(jié)論與運(yùn)用AIC準(zhǔn)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(yùn)用回歸控制法，采用全國(guó)省級(jí)月度面板數(shù)據(jù)從工業(yè)經(jīng)濟(jì)和國(guó)際貿(mào)易兩方面分析了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)遼寧省的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。研究結(jié)果顯示，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)使遼寧省工業(yè)增加值增長(zhǎng)20.54%，進(jìn)口額增長(zhǎng)8.49%，對(duì)出口額有顯著負(fù)效應(yīng)，無(wú)法通過(guò)回歸控制法證實(shí)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)進(jìn)出口總額有顯著影響，有待使用其他方法進(jìn)一步分析和驗(yàn)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(yàn)區(qū)的制度創(chuàng)新為引領(lǐng)，促進(jìn)遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)。充分發(fā)揮沈陽(yáng)、大連和營(yíng)口片區(qū)所肩負(fù)的深化國(guó)資國(guó)企改革戰(zhàn)略任務(wù)的“試驗(yàn)田”功能，穩(wěn)步推進(jìn)自貿(mào)片區(qū)內(nèi)國(guó)有企業(yè)的混合所有制改革，為全省深化國(guó)資國(guó)企改革探索新經(jīng)驗(yàn)、新路徑，破解老工業(yè)基地發(fā)展中的難點(diǎn)問(wèn)題。二是持續(xù)優(yōu)化遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)營(yíng)商環(huán)境，拓展面向國(guó)內(nèi)開(kāi)放新空間。應(yīng)繼續(xù)以優(yōu)化自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)及全省的營(yíng)商環(huán)境為抓手，推動(dòng)遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)面向長(zhǎng)三角、珠三角和京津冀等區(qū)域的開(kāi)放合作，在產(chǎn)業(yè)鏈的延鏈、補(bǔ)鏈、強(qiáng)鏈過(guò)程中，引進(jìn)遼寧省工業(yè)發(fā)展所需大項(xiàng)目，形成強(qiáng)大的先進(jìn)制造業(yè)集群，促進(jìn)遼寧省工業(yè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大。三是以遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)為對(duì)外開(kāi)放高地，推動(dòng)全省對(duì)外貿(mào)易發(fā)展。繼續(xù)推進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)貿(mào)易自由化、便利化，促進(jìn)進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展。以制度創(chuàng)新促進(jìn)遼寧自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)貿(mào)易新業(yè)態(tài)、新模式的發(fā)展；在與歐盟、美國(guó)等傳統(tǒng)貿(mào)易伙伴保持貿(mào)易往來(lái)的同時(shí)，盡快開(kāi)拓出口貿(mào)易新興市場(chǎng)；拓展出口貿(mào)易新產(chǎn)品、新品種，培育出口貿(mào)易新動(dòng)能。緊抓《區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定》生效帶來(lái)的關(guān)稅減讓紅利機(jī)遇，在繼續(xù)做好與日本和韓國(guó)經(jīng)貿(mào)的同時(shí)，加強(qiáng)與東盟各國(guó)的貿(mào)易往來(lái)。