梁江艷 鄭偉光

[摘要]自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對于國內(nèi)國際雙循環(huán)背景下的區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重大意義。以不同時期設(shè)立的自貿(mào)試驗區(qū)戰(zhàn)略為準(zhǔn)自然實驗，運用多期雙重差分法考察了自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對我國31個省市（港澳臺除外）經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。研究表明：自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對區(qū)域經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著的促進作用，且這一結(jié)論在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗后依然成立；自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立通過貿(mào)易效應(yīng)和投資效應(yīng)兩種路徑促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用存在區(qū)域異質(zhì)性，相比南方地區(qū)，這種促進作用對北方地區(qū)的影響更加顯著；對金融資源配置效率的異質(zhì)性分析顯示，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對金融資源配置效率高的地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作用更顯著。

[關(guān)鍵詞]自貿(mào)試驗區(qū)；經(jīng)濟高質(zhì)量；貿(mào)易效應(yīng)；投資效應(yīng)

[中圖分類號]F752.8；F127? ? ? ? ? ?[文獻標(biāo)識碼]A? [文章編號]1009—0274（2024）02—0084—08

一、引言

2008年以來，世界貿(mào)易普遍受到了金融危機帶來的不利影響，表現(xiàn)為日趨疲軟，這也在很大程度上制約我國經(jīng)濟增長。為了應(yīng)對國內(nèi)國際形勢的復(fù)雜變化以及構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)的新發(fā)展格局，黨中央、國務(wù)院下發(fā)文件實施自貿(mào)試驗區(qū)戰(zhàn)略。自2013年國務(wù)院批復(fù)第一家（上海）自貿(mào)試驗區(qū)以來，到2020年批復(fù)北京、湖南、安徽自貿(mào)試驗區(qū)，我國設(shè)立運行以及獲批在建的自貿(mào)區(qū)數(shù)量已經(jīng)達到21個。各自貿(mào)區(qū)以僅占不到全國萬分之二的土地面積，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]。在我國自貿(mào)易試驗區(qū)設(shè)立十周年之際，國務(wù)院于2023年10月印發(fā)了《中國（新疆）自由貿(mào)易試驗區(qū)總體方案》，正式批準(zhǔn)設(shè)立新疆自貿(mào)試驗區(qū)，使得新疆成為我國西北邊境第一個自貿(mào)試驗區(qū)，也是我國第22個自貿(mào)試驗區(qū)。

上海作為我國首個批復(fù)設(shè)立的自貿(mào)試驗區(qū)，其設(shè)立對地區(qū)經(jīng)濟增長具有顯著的推動作用[2]，而隨著自貿(mào)試驗區(qū)的不斷擴容，對自貿(mào)試驗區(qū)的影響效用研究也從單一的自貿(mào)試驗區(qū)轉(zhuǎn)向全方位的評估。自貿(mào)試驗區(qū)雖然能夠顯著提高地區(qū)GDP增長率，但這種促進增長具有明顯的滯后性，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)為對第三產(chǎn)業(yè)的促進作用，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)試驗區(qū)的設(shè)立對上海、廣東、福建和天津四個省市的部分相關(guān)經(jīng)濟指標(biāo)產(chǎn)生了促進作用，但具有差異化特征[4]。在西部設(shè)有自貿(mào)試驗區(qū)的省市，其設(shè)立對區(qū)域經(jīng)濟增長產(chǎn)生了顯著的促進作用，但影響效果先強后弱，且存在著地區(qū)差異性[5]。

已有文獻關(guān)于自貿(mào)試驗區(qū)的研究主要存在以下兩點不足：首先，大多數(shù)文獻對自貿(mào)試驗區(qū)的研究集中于其所帶來的經(jīng)濟增長效應(yīng)，對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量影響的研究相對較少，尤其是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提出以來，單維度地評估經(jīng)濟增長效應(yīng)顯然已經(jīng)有些片面，對自貿(mào)試驗區(qū)的政策效應(yīng)的評估理應(yīng)從多個方位全面展開；其次，多數(shù)文獻對其背后的作用機制分析多為基于某個視角的單因素分析。本文嘗試從貿(mào)易和投資兩方面對自貿(mào)實驗區(qū)設(shè)立影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的機制進行理論闡釋和實證檢驗。

為此，本文在現(xiàn)有文獻的基礎(chǔ)上，從自貿(mào)試驗區(qū)戰(zhàn)略效應(yīng)評估的角度出發(fā)，基于2012—2021年的省級面板數(shù)據(jù)，采用多期DID的計量方法對自貿(mào)試驗區(qū)給經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展所帶來的政策效果進行評估。

二、理論機制與研究假說

自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立能夠通過促進要素自由流動、優(yōu)化營商環(huán)境和促進對外貿(mào)易以及矯正區(qū)域內(nèi)資源錯配等途徑，有效推進地區(qū)經(jīng)濟增長。一方面，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立能夠打破市場分割[6]，降低或者減少國內(nèi)稅費及管理措施[7]，推動外資準(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，提高了經(jīng)濟發(fā)展活力。另一方面，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立有利于投資管理體制和地方治理體系的改革，營商環(huán)境的優(yōu)化以及貿(mào)易便利化體系的形成，促進了經(jīng)濟增長[9]；自貿(mào)試驗區(qū)市場機制的強化可以有效矯正資源錯配，以改善資源配置牽引經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展[1]。也就是說，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立促進經(jīng)濟增長的機制主要為削減貿(mào)易壁壘，降低貿(mào)易成本，加速要素自由流動，提升經(jīng)濟發(fā)展活力，提升自貿(mào)試驗區(qū)內(nèi)部貿(mào)易便利化水平，從而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

具體來說，第一，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立通過相關(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，促進貿(mào)易便利化水平的提高。一方面，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立縮減了外商投資準(zhǔn)入負面清單，外資進入的門檻在一定程度得到了降低，放松了對部分產(chǎn)品的限制，使得貿(mào)易產(chǎn)品更加多元化，并進一步優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)；另一方面，自貿(mào)試驗區(qū)設(shè)立后削弱了非關(guān)稅壁壘，同時補貼措施促進了進出口貿(mào)易的提高，貿(mào)易更加自由化，在此基礎(chǔ)之上經(jīng)濟得以高質(zhì)量發(fā)展。第二，自貿(mào)試驗區(qū)制度促進了要素的自由流動，激發(fā)了經(jīng)濟發(fā)展的活力。設(shè)立自貿(mào)試驗區(qū)作為國家級的政策具有制度優(yōu)勢，能夠吸引大量企業(yè)進入，從而間接促進創(chuàng)新技術(shù)向自貿(mào)試驗區(qū)集聚。自貿(mào)試驗區(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，促進創(chuàng)新人才資源的自由流動。自貿(mào)試驗區(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[10]。第三，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立有助于建設(shè)貿(mào)易便利化體系。自貿(mào)試驗區(qū)制度使得各個省份之間的通關(guān)程序得到了簡化，提升了貿(mào)易效率。在各個省市的自貿(mào)試驗區(qū)之內(nèi)，政府管理部門轉(zhuǎn)變以往的管理理念并創(chuàng)新管理方式，更加透明公開的服務(wù)方式使得貿(mào)易雙方的企業(yè)能夠更加及時地掌握貿(mào)易信息以及貿(mào)易動態(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)試驗區(qū)所設(shè)立的“三互”大通關(guān)體系、國際貿(mào)易“單一窗口”平臺以及創(chuàng)新通關(guān)監(jiān)管制度等都為進出口提供了高效便捷的通關(guān)機制，為企業(yè)簡化了審批程序和縮減了通關(guān)時間，提供了極大的貿(mào)易便利[11]。由此，本文提出：

假說1：自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立通過促進要素流動和降低貿(mào)易成本促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

自貿(mào)試驗區(qū)作為吸引外資、促進出口、提升外匯、改善經(jīng)濟社會發(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，擴大貿(mào)易總量并吸引境外投資，進而提升區(qū)域福利和要素生產(chǎn)率，進而實現(xiàn)經(jīng)濟的繁榮[12]。

首先，從資本集聚的角度來看，我國自貿(mào)試驗區(qū)內(nèi)實行的以負面清單制度為核心的制度創(chuàng)新，在擴大投資門檻的情況下吸引了大量資本向自貿(mào)試驗區(qū)集聚，從而對自貿(mào)試驗區(qū)內(nèi)多個產(chǎn)業(yè)進行投資后形成產(chǎn)業(yè)集聚，進而提升投資績效。

其次，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立可以通過推進利率市場化改革，放寬利率管制，發(fā)揮利率杠桿的作用，擴大企業(yè)直接融資比重，使金融領(lǐng)域資金能夠順暢傳導(dǎo)至實體經(jīng)濟，從而推動項目直接投資，進而增強直接投資對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響[13]。

最后，多個省市的自貿(mào)試驗區(qū)轄區(qū)內(nèi)實行限額內(nèi)資本項目可兌換，這是政府轉(zhuǎn)變職能的體現(xiàn)，提高了企業(yè)貿(mào)易過程的靈活性，從而吸引了大量外資流入。我國的多個省市以往對部分外商直接投資存在著限制，要打破這些限制，就需要新的制度來實現(xiàn)。自貿(mào)試驗區(qū)所帶來的制度改革為打破這些限制提供了一個有效途徑。基于此，本文進一步提出：

假說2：自貿(mào)試驗區(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，最終促進了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

自貿(mào)試驗區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響路徑詳見下圖：

三、研究設(shè)計

（一）實證模型設(shè)計

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

本文采用31個省市、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)試驗區(qū)的21省市、自治區(qū)作為實驗組，其余10個未設(shè)立自貿(mào)試驗區(qū)的作為對照組。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下的計量模型來研究自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對經(jīng)濟高質(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，用來衡量一地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平；D為省級層面的控制變量的集合。[νd]表示個體效應(yīng)，[γy]表示時間效應(yīng)，[εdy]表示隨機擾動項。

（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)文獻的做法，基于新發(fā)展理念，通過14個指標(biāo)利用熵值法計算得到反映經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的綜合指數(shù)（詳見表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。其中，若國家批復(fù)了所在省份設(shè)立了自貿(mào)試驗區(qū)，則TREATED賦值為1，否則為0；樣本省份沒有設(shè)立自貿(mào)試驗區(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，下文均以DID表示地區(qū)虛擬變量與時間虛擬變量的交互項）。

3.控制變量。引入控制變量的原因是影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的可能因素較多，本文參考已有的文獻，引入以下控制變量：（1）財政分權(quán)度（Finadp）。參考趙濤、張智[15]等的做法，用地方財政一般預(yù)算收入與地方財政一般預(yù)算支出的比值來表示。反映了地方政府的財政收支平衡情況。（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)濟聚集度（LnCluster）。用省份每平方公里的GDP對數(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?。同時為了避免極端值對實證結(jié)果的影響，本文對部分數(shù)據(jù)進行了上下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31?。ㄊ校┟姘鍞?shù)據(jù)，其中經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)由國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫和各個省份的統(tǒng)計年鑒中的各項指標(biāo)綜合計算求得，第三產(chǎn)業(yè)比重的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其他的數(shù)據(jù)來源于國研網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性結(jié)果分析

對被解釋變量、控制變量以及中介變量等多個變量進行描述性統(tǒng)計，具體結(jié)果如表3所示。經(jīng)濟聚集度（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)濟發(fā)展平均程度存在較為顯著的差異；從進出口（IE）的角度來看，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)濟聚集度和進出口額的標(biāo)準(zhǔn)差較大，離散程度較高。整體來說，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)試驗區(qū)戰(zhàn)略實施所產(chǎn)生的對經(jīng)濟高質(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)試驗區(qū)戰(zhàn)略能夠顯著促進我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。具體來看，加入四個控制變量后，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，說明自貿(mào)試驗區(qū)戰(zhàn)略對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有顯著地促進作用。從而假說1得到了驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗。使用雙重差分的前提是所選樣本必須通過平行趨勢檢驗。如果實驗組和控制組在政策實施之前變動的趨勢是一致的，則證明通過了平行趨勢檢驗。為此，本文進行了平行趨勢檢驗，以觀測實驗前實驗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，但在政策實施之后，政策效應(yīng)在最初的兩年開始顯著為正。說明自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立有利于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，從而本文的平行趨勢檢驗得到了通過。

2.反事實檢驗。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，通過改變自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立時間進行反事實檢驗。除了自貿(mào)試驗區(qū)設(shè)立之外，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的變化也可能會受到其他因素的影響，如果這些因素給經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展所帶來的影響與自貿(mào)試驗區(qū)給經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展所帶來的影響毫無關(guān)聯(lián)，則將會導(dǎo)致前文所得結(jié)論不能成立。因此，為了進一步驗證前文結(jié)論的可靠性，本文將各個省份自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立時間提前1—3年進行反事實檢驗。通過將提前變量[DIDt]加入到原來的模型中進行回歸，如果自貿(mào)試驗區(qū)的這個變量顯著為正，則說明經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的增長可能源于其他政策因素的影響，而不是由自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立而帶動的；相反，如果自貿(mào)試驗區(qū)變量不顯著為正，或者自貿(mào)試驗區(qū)變量系數(shù)呈現(xiàn)遞減，則說明經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的變化主要是由于自貿(mào)試驗區(qū)設(shè)立，從而驗證了上文估計結(jié)論穩(wěn)健性[19]。

表5反映了虛構(gòu)政策實施時間的回歸結(jié)果。整體來看，自貿(mào)試驗區(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，就其動態(tài)效應(yīng)來看，呈現(xiàn)出逐年遞減的趨勢，這說明經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的提高仍然是由自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立所推動的，否定了其他因素推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的論斷，從而進一步驗證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

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

五、進一步分析

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，進行自貿(mào)試驗區(qū)戰(zhàn)略對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的異質(zhì)性分析。

（一）南北差異帶來的影響

本研究根據(jù)地理區(qū)位的不同，將31個省市、自治區(qū)的樣本劃分為南北區(qū)域進行分組實證分析。1表6反映了分析的結(jié)果。從分析結(jié)果可得：在控制了時間固定效應(yīng)和地區(qū)固定效應(yīng)后，自貿(mào)試驗區(qū)戰(zhàn)略顯著地促進了北方省份的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展（系數(shù)為0.014，且在1%的水平上顯著），而對南方省份雖然同樣也有促進作用，但回歸系數(shù)較小，且回歸結(jié)果并不顯著?？赡艿脑蚴悄戏酱蟛糠值貐^(qū)的經(jīng)濟基礎(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)試驗區(qū)對其的促進作用因而不太明顯；或者說，在經(jīng)濟發(fā)展相對領(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)達階段所遇到的發(fā)展瓶頸制約。而與南方地區(qū)相比，我國北方地區(qū)平均的經(jīng)濟發(fā)展水平相對還不高，貿(mào)易水平也相對較低，因而得到自貿(mào)試驗區(qū)政策的支持以后，易形成“后發(fā)優(yōu)勢”，從而能夠快速高效地實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（二）不同金融資源配置效率帶來的影響

自貿(mào)試驗區(qū)設(shè)立對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在地區(qū)異質(zhì)性特征，經(jīng)濟高質(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，以此來檢驗自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對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看，模型（1）和（2）的系數(shù)均為正值，即自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對金融資源配置效率高與低的省份的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展均有促進作用，但影響程度有所差別。從模型（1）可以看出，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對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)試驗區(qū)的設(shè)立對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)試驗區(qū)的設(shè)立引起了實驗組省份經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的提高，且對于金融資源配置效率高的地區(qū)來說，這種正向的推動更加顯著。可能的解釋是：在金融資源配置效率高的省份，金融深化改革可能更容易進行，金融改革提高了金融體系的適配性，為實體經(jīng)濟服務(wù)，從而促進了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

六、影響機制檢驗

（一）貿(mào)易效應(yīng)檢驗

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

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

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，則說明存在部分中介效應(yīng)，即中介變量IE在自貿(mào)試驗區(qū)設(shè)立促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的過程中發(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)試驗區(qū)的設(shè)立對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響完全是通過提高貿(mào)易量的效應(yīng)來實現(xiàn)的。

如表4所示，基準(zhǔn)回歸結(jié)果已經(jīng)表明，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立能夠顯著推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，而模型（2）的結(jié)果表明，在控制時間和地區(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，說明自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立顯著促進了貿(mào)易額的增加，引發(fā)了貿(mào)易增長效應(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?1的系數(shù)0.013在5%的水平上顯著，進一步說明了IE在自貿(mào)試驗區(qū)政策對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進過程中發(fā)揮了中介效應(yīng)。

（二）投資效應(yīng)檢驗

投資作為拉動經(jīng)濟增長的“三駕馬車”之一，同樣能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。以外商投資企業(yè)投資總額（FI）作為中介變量來進行自貿(mào)試驗區(qū)影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的機制檢驗。具體做法是將模型（2）和（3）中的中介變量由IE換為FI，運用stata進行分析。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)試驗區(qū)的設(shè)立通過投資效應(yīng)進一步促進了經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

通過以上的實證分析，假說2得到了驗證。

七、結(jié)論與政策啟示

本文實證檢驗了自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著的促進作用，在使用多期雙重差分法對政策凈效應(yīng)進行評估并經(jīng)過一系列的穩(wěn)健性檢驗后結(jié)論依然成立；作用路徑發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)試驗區(qū)能夠通過貿(mào)易效應(yīng)和投資效應(yīng)推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；異質(zhì)性分析表明，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立對北方地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的提高作用更加顯著，而南方則不太明顯；對于金融資源配置效率更高的省市，自貿(mào)試驗區(qū)對其經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用更顯著。

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

第一，自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立既然顯著地促進了我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，且我國所實行的自貿(mào)試驗區(qū)政策改革對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用已經(jīng)有所呈現(xiàn)，那么應(yīng)當(dāng)適時提煉總結(jié)自貿(mào)試驗區(qū)深化改革的實踐經(jīng)驗，在充分考慮到自貿(mào)試驗區(qū)的適用邊界和各個省份的要素稟賦條件以及各個省份在國家戰(zhàn)略中的地位的基礎(chǔ)之上，積極在其他的未設(shè)立省份進行實踐推廣，開展改革試點，以更進一步推動我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第二，深化自貿(mào)試驗區(qū)制度改革，進一步推動貿(mào)易便利化和投資自由化。各個省市應(yīng)當(dāng)在堅持原有的開放程度之上，通過自貿(mào)試驗區(qū)這一制度創(chuàng)新促進體制變革，進一步擴大開放。政府應(yīng)當(dāng)進一步制定政策法規(guī)，推動貿(mào)易流程精簡化與投資便利化，深化外匯管理改革，吸引外資的進入。第三，對于南北經(jīng)濟發(fā)展程度不同的地區(qū)，采取有針對性的發(fā)展戰(zhàn)略。對于經(jīng)濟發(fā)展程度較低的省市，要利用起自貿(mào)試驗區(qū)建設(shè)與改革所帶來制度紅利，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)試驗區(qū)所帶來的創(chuàng)新理念、人才、資金等資本，吸收先進技術(shù)，帶動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。對于廣東、上海等經(jīng)濟較發(fā)達的省市，應(yīng)重點發(fā)展金融、互聯(lián)網(wǎng)等以研究開發(fā)為主的產(chǎn)業(yè)，在已有經(jīng)驗的基礎(chǔ)上不斷突破高質(zhì)量發(fā)展的瓶頸，進一步深化改革，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)濟發(fā)展的質(zhì)量。在自貿(mào)試驗區(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)濟高質(zhì)量發(fā)展添油加力，因此要通過利率市場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，實現(xiàn)金融資源的高效合理配置，進而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

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責(zé)任編輯：劉昌龍