雷曄雯　楊棟旭

關(guān)鍵詞：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū);高質(zhì)量發(fā)展;績效評(píng)估;多期雙重差分法;空間效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F125. 4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2024）03-0084-10

一、問題提出

黨的二十大報(bào)告強(qiáng)調(diào)，高質(zhì)量發(fā)展是全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家的首要任務(wù)?，F(xiàn)階段，我國正處于經(jīng)濟(jì)體制改革的重要時(shí)期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展也步入了由“量”到“質(zhì)”變革的深水區(qū)，而實(shí)現(xiàn)更高水平和更深層次的對(duì)外開放是當(dāng)今經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)作為我國在新時(shí)代全面深化改革和構(gòu)建高層次開放型經(jīng)濟(jì)體系的重大戰(zhàn)略舉措，其核心在于通過深化行政管理體制改革、提升貿(mào)易投資便利化、深化金融和服務(wù)領(lǐng)域創(chuàng)新以及改善營商環(huán)境，鼓勵(lì)國際貿(mào)易和雙向投資，形成產(chǎn)業(yè)集聚釋放規(guī)模效應(yīng)，加快技術(shù)的國際流動(dòng)和外溢，進(jìn)而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展?，F(xiàn)有研究中，學(xué)者們圍繞自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了大量研究，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)不僅能顯著促進(jìn)所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[1] 、出口規(guī)模擴(kuò)張[2] 和外資流入[3] ，還有助于推動(dòng)所在地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)[4] 和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[5] ，同時(shí)也會(huì)對(duì)所在地區(qū)的綠色發(fā)展產(chǎn)生顯著影響[6] 。鑒于經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵豐富，不同于以上文獻(xiàn)僅從單一視角考察自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的經(jīng)濟(jì)質(zhì)量效應(yīng)，少數(shù)文獻(xiàn)通過構(gòu)建經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的綜合指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在顯著促進(jìn)作用[7] 。但遺憾的是，此類研究并未考察這一促進(jìn)作用是否存在以替代和擠出周邊鄰近地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為代價(jià)的空間效應(yīng)[8] ，同時(shí)缺乏對(duì)政策評(píng)估過程中模型內(nèi)生性問題的足夠重視。此外，還有學(xué)者指出，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)過程中會(huì)存在因國際貿(mào)易和投資帶來的負(fù)向沖擊、供應(yīng)鏈斷供影響經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長、技術(shù)規(guī)則對(duì)產(chǎn)業(yè)升級(jí)的低端鎖定、“規(guī)制俘獲”阻礙經(jīng)濟(jì)綠色發(fā)展以及“政策洼地”加劇區(qū)域經(jīng)濟(jì)失衡等多重風(fēng)險(xiǎn)[9] 。因此，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)是否如預(yù)期那樣能夠推動(dòng)所在地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展呢？ 如果能，其內(nèi)在作用機(jī)制是怎樣的？ 自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的實(shí)施效果是否存在地區(qū)間差異？ 對(duì)相鄰地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響又如何？ 以上問題仍值得進(jìn)一步深入考察。而對(duì)于這些問題的回答，不僅有助于更加準(zhǔn)確評(píng)估和認(rèn)識(shí)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的建設(shè)成效，而且對(duì)我國進(jìn)一步完善自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)和推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

基于此，本文將國家在各地區(qū)設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用2005—2019 年中國275 個(gè)城市的面板數(shù)據(jù)，重點(diǎn)考察自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響效應(yīng)及作用機(jī)制。較之現(xiàn)有文獻(xiàn)， 本文可能的邊際貢獻(xiàn)為：（1）從創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五個(gè)維度測(cè)算城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平，并采用多期雙重差分法和工具變量法檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，進(jìn)一步豐富了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的研究。（2）結(jié)合自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)制度創(chuàng)新實(shí)踐，從制度效應(yīng)、投資效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)和金融效應(yīng)四個(gè)方面，提煉自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)推動(dòng)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在機(jī)制并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，為識(shí)別自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)制度創(chuàng)新助推經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。（3）除了評(píng)估自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的總體效應(yīng)和多種異質(zhì)性效應(yīng)外，本文還進(jìn)一步利用空間雙重差分模型檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)相鄰城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響，有助于更加全面評(píng)價(jià)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施成效。

二、理論分析

建立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)是我國新時(shí)代推進(jìn)改革開放的重大戰(zhàn)略舉措，其主要目的是讓自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)承擔(dān)改革開放排頭兵、創(chuàng)新發(fā)展先行者的職責(zé)，先在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)里面探索新途徑、積累新經(jīng)驗(yàn)，然后為全國的改革開放、創(chuàng)新發(fā)展積累經(jīng)驗(yàn)。目前，全國已有22 個(gè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，各自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在成立時(shí)間、地理區(qū)位、資源稟賦和產(chǎn)業(yè)布局等方面均存在一定的差異。但就總體建設(shè)方案來看，各自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的主要發(fā)展目標(biāo)比較一致，基本可以歸納為四個(gè)方面的內(nèi)容：一是深化行政管理體制改革，加快政府職能轉(zhuǎn)變，創(chuàng)新監(jiān)管模式，優(yōu)化服務(wù)體系;二是基于準(zhǔn)入前國民待遇和負(fù)面清單制度，擴(kuò)大投資領(lǐng)域的開放;三是推動(dòng)貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級(jí)，提升貿(mào)易便利化水平;四是深化金融和服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的開放創(chuàng)新，推動(dòng)人民幣國際化。由此，圍繞自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)上述四個(gè)主要發(fā)展目標(biāo)，本文將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的作用渠道歸納為制度效應(yīng)、投資效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)和金融效應(yīng)四個(gè)方面。

首先，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)可以通過制度效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的一項(xiàng)重要任務(wù)是深化行政審批制度改革，加快轉(zhuǎn)變政府職能，全面提升行政監(jiān)管水平。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過落實(shí)上述任務(wù)，有助于政府部門提升行政效率、改善服務(wù)水平，進(jìn)而對(duì)區(qū)內(nèi)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生積極影響。具體表現(xiàn)為：第一，政府部門服務(wù)意識(shí)的強(qiáng)化和行政效率的提升，可以減少對(duì)區(qū)內(nèi)企業(yè)市場(chǎng)行為的不當(dāng)干預(yù)，降低企業(yè)面臨的制度性成本，從而有助于企業(yè)生產(chǎn)運(yùn)營效率的提升。第二，政府行政效率和服務(wù)質(zhì)量的提高，還有助于區(qū)內(nèi)營造良好的營商環(huán)境，進(jìn)而吸引更多企業(yè)入駐區(qū)內(nèi)，企業(yè)之間通過競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)、協(xié)作效應(yīng)及學(xué)習(xí)效應(yīng)等渠道進(jìn)一步促進(jìn)自身生產(chǎn)效率提升[10] 。第三，政府通過深化“放管服”改革和完善以信用監(jiān)管為核心的事中事后監(jiān)管體系，有助于降低區(qū)內(nèi)企業(yè)面臨的政策不確定性，促進(jìn)企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新投資，持續(xù)提高自身核心競(jìng)爭(zhēng)力[11] 。第四，政府通過提升行政辦事效率、減少腐敗、實(shí)施公正的制度等改善政府服務(wù)質(zhì)量，可以顯著提高居民幸福感。第五，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)政府通過鼓勵(lì)和引導(dǎo)企業(yè)積極開展綠色技術(shù)創(chuàng)新，還有助于改善環(huán)境質(zhì)量?？梢?，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過深化行政審批制度改革，加快轉(zhuǎn)變政府職能，提升公共服務(wù)水平，可以從多個(gè)方面促進(jìn)區(qū)域社會(huì)福利增加，推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

其次，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)可以通過投資效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)可以通過吸引外資流入推動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升。具體機(jī)理表現(xiàn)為：在外資市場(chǎng)準(zhǔn)入方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過落實(shí)準(zhǔn)入前國民待遇加負(fù)面清單管理制度，大幅放寬市場(chǎng)準(zhǔn)入，可以顯著降低外資進(jìn)入門檻，擴(kuò)大外資進(jìn)入的行業(yè)領(lǐng)域以及保護(hù)外資的合法權(quán)益，從而吸引更多外資向區(qū)內(nèi)集聚。在外資商事登記備案方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過推行“一站式”政府行政審批服務(wù)，可以有效降低外資設(shè)立過程中的交易成本，增加外資入駐意愿。在外資監(jiān)管方式方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)取消事前審批加強(qiáng)事中事后監(jiān)督的制度創(chuàng)新，有助于進(jìn)一步優(yōu)化營商環(huán)境，促進(jìn)市場(chǎng)公平，激發(fā)外資活力。此外，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)實(shí)行限額內(nèi)資本項(xiàng)目可兌換制度，通過賦予投資主體更大自主權(quán)，可以增強(qiáng)外國投資者信心，吸引更多外資流入[9] ，進(jìn)而帶來更多前沿技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升。另一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)還可以通過促進(jìn)對(duì)外投資帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。主要原因在于，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過優(yōu)化境外投資管理方式，強(qiáng)化對(duì)重點(diǎn)國別區(qū)域和重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)方向的政策引導(dǎo)，以及實(shí)行投融資匯兌便利制度等投資便利化政策措施，可以減少區(qū)內(nèi)企業(yè)開展跨境投資的障礙，推動(dòng)本土企業(yè)“走出去”，加大對(duì)國外先進(jìn)技術(shù)、知識(shí)和管理經(jīng)驗(yàn)的獲取，進(jìn)而借助逆向溢出效應(yīng)推動(dòng)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升[12] 。

再次，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)可以通過貿(mào)易效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過實(shí)行以“單一窗口”為代表的多種貿(mào)易便利化措施，可以大幅降低區(qū)內(nèi)企業(yè)貿(mào)易成本，擴(kuò)大企業(yè)進(jìn)出口規(guī)模，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)，進(jìn)而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。其中，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)貿(mào)易便利化建設(shè)帶來的出口規(guī)模擴(kuò)張，不僅可以直接帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，還能通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和“出口學(xué)習(xí)效應(yīng)”增強(qiáng)企業(yè)國際競(jìng)爭(zhēng)力，助推地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過實(shí)施負(fù)面清單制度和提升進(jìn)口貿(mào)易便利度等措施，既有助于擴(kuò)大進(jìn)口商品和服務(wù)種類，更好地滿足國內(nèi)消費(fèi)者多樣化需求，增加社會(huì)福利[13] ;又有助于促進(jìn)更多中間品進(jìn)口，在補(bǔ)足國內(nèi)經(jīng)濟(jì)發(fā)展短板的同時(shí)，進(jìn)一步優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)升級(jí)和技術(shù)進(jìn)步[14] 。另一方面，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過積極推動(dòng)貿(mào)易模式創(chuàng)新，如在政策和資金層面大力支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展離岸貿(mào)易、跨境電商等新型貿(mào)易業(yè)態(tài)，不僅可以進(jìn)一步拓展貿(mào)易空間、提升貿(mào)易效率，還有助于提升地區(qū)在全球產(chǎn)業(yè)鏈供應(yīng)鏈價(jià)值鏈中的地位與全球資源配置能力，而這些也有利于地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

最后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)可以通過金融效應(yīng)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。具體作用機(jī)理表現(xiàn)為：第一，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過開展境內(nèi)外資金匯兌便利制度、深化外匯制度和利率市場(chǎng)化改革以及放松跨境資本流動(dòng)和資本項(xiàng)目管制等，從制度層面進(jìn)一步擴(kuò)大金融領(lǐng)域開放，提升企業(yè)投融資便利化水平，提高金融資源配置效率[15] ，同時(shí)吸引更多外資企業(yè)入駐，進(jìn)而助力實(shí)體經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。第二，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過積極利用數(shù)字科技手段進(jìn)行金融科技創(chuàng)新，大力發(fā)展數(shù)字金融，有利于提高金融服務(wù)效率，管控金融風(fēng)險(xiǎn)，強(qiáng)化服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力，進(jìn)而幫助企業(yè)在投融資、生產(chǎn)運(yùn)營及決策等方面提高效率，驅(qū)動(dòng)企業(yè)加快技術(shù)創(chuàng)新[16] ，助推地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升。第三，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)通過構(gòu)建激勵(lì)制度鼓勵(lì)金融產(chǎn)品創(chuàng)新，包括積極研發(fā)和應(yīng)用外匯和人民幣的衍生產(chǎn)品與綠色金融產(chǎn)品等，不僅能增加可供選擇的金融商品種類，更好地滿足不同企業(yè)主體的投融資需求;還可以提高金融市場(chǎng)的資源配置效率，直接降低企業(yè)流動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)和融資成本，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，進(jìn)而有助于地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

綜上分析，本文提出如下研究假說：

假說H₁：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展存在顯著促進(jìn)作用。

假說H₂：自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)可以通過制度效應(yīng)、投資效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)以及金融效應(yīng)等對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生促進(jìn)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定

本文將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分法（DID）檢驗(yàn)其對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。借鑒相關(guān)研究的做法[17] ， 設(shè)立如下模型：

使用雙重差分（DID）方法的一個(gè)重要前提假設(shè)是，政策沖擊需要滿足外生性。但現(xiàn)實(shí)情況是，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)作為國家重大開放戰(zhàn)略，通常是根據(jù)城市地理區(qū)位、經(jīng)濟(jì)發(fā)展基礎(chǔ)以及產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平等多重因素綜合考慮后的結(jié)果，不具備嚴(yán)格的隨機(jī)性，而可能存在“自選擇效應(yīng)”。例如，最早設(shè)立的兩批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)均屬于沿海省份，對(duì)外開放程度位于全國前列。在此情況下，若直接將設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)和未設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的城市樣本共同回歸，便可能存在“樣本選擇性偏差”，估計(jì)結(jié)果也會(huì)發(fā)生偏誤。為盡可能緩解上述問題，本文選擇使用傾向得分匹配（PSM）方法為設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的處理組城市找到具備良好比較性的控制組城市，然后再使用DID 方法進(jìn)行估計(jì)。需要說明的是，除了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Pergdp）、固定資產(chǎn)投資（Invest）、人力資本（Hum）、政府規(guī)模（Gov）和交通設(shè)施（Infra）外，還選取地區(qū)人口規(guī)模（Pop）和是否擁有規(guī)模以上港口（Port）作為協(xié)變量，匹配方法使用一對(duì)一近鄰匹配。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平（EHQ），鑒于高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵非常豐富，涵蓋政治、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化、生態(tài)等多方面的內(nèi)容，單一指標(biāo)很難予以準(zhǔn)確測(cè)度。因此，同已有多數(shù)文獻(xiàn)做法一致，以“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五大發(fā)展理念為基礎(chǔ)，構(gòu)建城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展水平的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（見表1），并采用熵值法進(jìn)行測(cè)算。

2. 核心解釋變量。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)（FTZ），該指標(biāo)是虛擬變量，如果城市i 在t 年正式成立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，則第t 年及以后FTZ 的取值為1，否則為0。

3. 控制變量。（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（Pergdp），采用人均GDP 的自然對(duì)數(shù)衡量，用于控制經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的影響;（2）固定資產(chǎn)投資（Invest），采用固定資產(chǎn)投資總額的自然對(duì)數(shù)衡量，用于控制國內(nèi)固定資產(chǎn)投資對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響;（3）人力資本（Hum），采用教育事業(yè)支出占GDP 的比值作為代理變量，用于控制人力資本因素對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響;（4） 政府規(guī)模（Gov），采用財(cái)政支出與GDP 的比值衡量，用于捕捉政府因素在地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展過程中的作用;（5）交通設(shè)施（Infra），采用人均實(shí)有鋪裝道路面積作為代理變量，用于捕捉交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響。

（三）數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計(jì)

本文數(shù)據(jù)來源主要為《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分指標(biāo)缺失數(shù)據(jù)從《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國交通運(yùn)輸統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省區(qū)市國民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)以及國家統(tǒng)計(jì)局等手工整理獲取?；跀?shù)據(jù)可得性，為盡可能保證統(tǒng)計(jì)口徑相同和樣本數(shù)據(jù)的完整，使用插值法對(duì)個(gè)別缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行填補(bǔ)，最終獲得2005—2019 年275 個(gè)地級(jí)及以上城市的平衡面板數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果

表2 為使用PSM-DID 方法的基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果。根據(jù)Hausman 檢驗(yàn)結(jié)果，采用固定效應(yīng)模型更加合適，作為對(duì)比，列（4）也匯報(bào)了隨機(jī)效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果。列（1）只引入自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的虛擬變量FTZ，列（2）引入控制變量，列（3）進(jìn)一步引入城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)?？梢钥吹剑兄蠪TZ 的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后能顯著促進(jìn)所在城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量，假說H1 得到證實(shí)。根據(jù)列（3）中FTZ 的估計(jì)系數(shù)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)能使當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)提升約0. 003 9 個(gè)單位，這表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的確有助于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量提升，但這一促進(jìn)作用相對(duì)較小，仍有待時(shí)間的檢驗(yàn)?？刂谱兞糠矫妫?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、固定資產(chǎn)投資和人力資本與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展顯著正相關(guān)，政府規(guī)模和交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。雙重差分的重要前提假設(shè)是，處理組與控制組在政策沖擊發(fā)生前的變化趨勢(shì)相同。因此，本文采用事件研究法進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。具體來說，將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立城市處理組虛擬變量與其建立前后各年份虛擬變量生成交互項(xiàng)替換原有FTZ，重新對(duì)基準(zhǔn)模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如圖1所示?？梢钥吹剑谡邔?shí)施前，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均在0 附近且不顯著，這表明在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施前，處理組城市與控制組城市的變化趨勢(shì)并無明顯差異，故滿足平行趨勢(shì)假設(shè)。在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施后，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)開始呈現(xiàn)波動(dòng)上升趨勢(shì)，且多數(shù)年份顯著為正（為負(fù)的年份并不顯著①），這說明盡管自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策效應(yīng)可能在實(shí)施過程中有所波動(dòng)，但總體上仍然有助于促進(jìn)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

2. 安慰劑檢驗(yàn)。本文采用隨機(jī)抽取處理組進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，通過從樣本中隨機(jī)抽取城市對(duì)本文主要結(jié)果進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。本文研究樣本共包括275 個(gè)城市，其中48 個(gè)為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立所在城市。據(jù)此，先從275 個(gè)城市中隨機(jī)抽取48 個(gè)城市，將其設(shè)定為“偽”處理組城市，并將剩余城市設(shè)定為未設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)城市，由此估計(jì)一個(gè)錯(cuò)誤的系數(shù)β^false，再將此過程重復(fù)1000 次，產(chǎn)生1000個(gè)β^false。圖2 匯報(bào)了1 000 次隨機(jī)生成處理組的估計(jì)系數(shù)核密度及對(duì)應(yīng)P值的分布。可以發(fā)現(xiàn)： β^false的均值分布在0 附近，且絕大部分P 值大于0. 1;同時(shí)，圖2 中豎虛線代表的是實(shí)際估計(jì)系數(shù)，與安慰劑檢驗(yàn)的估計(jì)系數(shù)存在較為顯著的差異?？梢?，在隨機(jī)分配處理組之后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的影響并不明顯，從“反事實(shí)”的角度證實(shí)了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)確實(shí)有助于促進(jìn)所在城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的提升。

3. 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，更換匹配方法。出于穩(wěn)健性考慮，本文采用兩種方式改變匹配方法：一是使用馬氏距離匹配，二是使用核匹配②。兩種匹配方法下對(duì)應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表3 列（1）、列（2）所示，可以看到，兩種匹配方法下FTZ 的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，與基準(zhǔn)估計(jì)結(jié)果一致。第二，基于逐年P(guān)SM 的考察。鑒于本文使用的是面板數(shù)據(jù)，為避免“自匹配”問題，采用逐年匹配的方法為各年處理組城市尋找匹配的控制組城市，相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果如表3 列（3）所示?？梢钥吹剑現(xiàn)TZ 的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，與基準(zhǔn)估計(jì)相一致。第三，考慮疊加政策的影響。考慮到除自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策外的一些疊加政策（如開發(fā)區(qū)設(shè)立）也會(huì)影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，所以為避免遺漏這些重要因素，本文選取國家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)（NETDZ） 和“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”倡議（MEII） 兩個(gè)政策變量，前者取值方式與FTZ 類似， 后者由于在2014 年9 月提出， 故2005—2014 年取值為0，2015—2019 年取值為1。加入上述變量后的估計(jì)結(jié)果如表3 列（4）所示，可以看到，控制其他疊加政策的影響后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)依然能夠顯著促進(jìn)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。第四，更換因變量測(cè)度方法和指標(biāo)。一是使用SBM-DEA 模型重新測(cè)算經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)（TE）③，二是改用主成分分析法重新測(cè)算經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)（EHQ_pca）。相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果分別匯報(bào)于表3 列（5）、列（6），可以看到FTZ 的估計(jì)系數(shù)仍顯著為正，與基準(zhǔn)估計(jì)并無二致。第五，剔除直轄市樣本。為避免直轄市的特殊性導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果發(fā)生明顯偏誤，本文將四個(gè)直轄市樣本剔除后再估計(jì)，結(jié)果如表3 列（7）所示。可以發(fā)現(xiàn)，在去掉直轄市樣本后，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展仍有顯著的促進(jìn)作用。

4. 內(nèi)生性問題的處理?？紤]到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展之間可能存在互為因果造成的內(nèi)生性問題，本文將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立作為因變量，將先前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量作為自變量，以考察兩者是否存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。表4列（1）估計(jì)結(jié)果顯示，先前的EHQ 未通過顯著性檢驗(yàn)，表明城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展似乎沒有導(dǎo)致自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立，即反向因果關(guān)系并不存在，由此導(dǎo)致的內(nèi)生性問題也并不明顯。選取城市夜間燈光總輻射像元值滯后一期（iv₁）和滯后二期（iv₂）以及當(dāng)期降雨量（iv₃）作為城市是否被納入自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)名單的工具變量。原因在于：第一，滯后期的夜間燈光數(shù)據(jù)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平高度相關(guān)，從而可能與是否納入自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)相關(guān)，符合工具變量相關(guān)性假設(shè);同時(shí)當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量對(duì)前幾期的夜間燈光亮度沒有影響，故滿足工具變量的外生性假設(shè)。第二，國家在選擇自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)過程中，可能會(huì)考慮到城市的貿(mào)易開放度，而貿(mào)易開放度越高的城市一般臨近海岸、港口或河流，因此降雨量較多，選取當(dāng)期降雨量符合工具變量相關(guān)性假設(shè);同時(shí)降雨量主要是由氣候和地理?xiàng)l件所決定，而不受經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響，故而又滿足工具變量外生性假設(shè)。

使用工具變量的估計(jì)結(jié)果見表4 列（2）。首先，第一階段估計(jì)結(jié)果中，三個(gè)工具變量中，iv₁、iv₃與時(shí)間分組變量post 交互項(xiàng)系數(shù)均在1%水平上顯著為正，iv₂與post 交互項(xiàng)系數(shù)不顯著，整體上說明了工具變量與城市是否納入自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)試點(diǎn)顯著相關(guān)。其次，Anderson canon. corr. LM 檢驗(yàn)、Cragg-Donald Wald F 檢驗(yàn)的結(jié)果均顯示拒絕原假設(shè)，進(jìn)一步說明工具變量與內(nèi)生變量之間具有較強(qiáng)相關(guān)性。最后，Sargan 檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的P 值為0. 181 1，表明不能在10%顯著性水平上拒絕工具變量是過度識(shí)別的原假設(shè)，說明工具變量是外生的。相較于基準(zhǔn)回歸結(jié)果，F(xiàn)TZ 的估計(jì)系數(shù)從0. 0039上升至0. 0050，比原先有所提高，說明內(nèi)生性問題一定程度上會(huì)低估自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的政策效應(yīng)。

5. 考慮多期雙重差分法估計(jì)結(jié)果的偏誤問題。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，多期雙重差分法可能會(huì)由于存在“異質(zhì)性處理效應(yīng)”導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果發(fā)生較大偏誤[18] 。為此，本文參照Goodman-Bacon[19] 的DID 估計(jì)量分解方法，對(duì)處理組和對(duì)照組進(jìn)行Bacon 分解，結(jié)果如表5所示。可以看到，以較早設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的城市作為控制組的這類“壞的控制組”所占權(quán)重僅為0. 68%，而以從未設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的城市作為控制組的這類“好的控制組”所占權(quán)重為94. 35%，這說明采用多期DID 模型估計(jì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策效應(yīng)的偏誤較小，基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（四）機(jī)制檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)是否可以通過制度效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)、投資效應(yīng)和金融效應(yīng)等方面促進(jìn)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，本文借鑒江艇[20] 的做法，構(gòu)建如下計(jì)量模型進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)：

式（5）中，變量Med 表示上述四種效應(yīng)的測(cè)度指標(biāo)，具體的測(cè)度方法分別為：制度效應(yīng)采用各市單位土地面積上公共服務(wù)從業(yè)人員數(shù)量（Inst）來衡量，原因在于該指標(biāo)取值越大，表明該市公共服務(wù)水平集聚程度越高，行政效率越高;外資效應(yīng)采用各市外商實(shí)際投資總額的自然對(duì)數(shù)（FDI）衡量;貿(mào)易效應(yīng)采用各市進(jìn)出口貿(mào)易總額的自然對(duì)數(shù)值（Trade）衡量;金融效應(yīng)采用各市金融從業(yè)人員占總?cè)藬?shù)的比重（Fin）衡量。

表7 匯報(bào)了影響機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)列（1）估計(jì)結(jié)果，F(xiàn)TZ 的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為正，這表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)可以有效促進(jìn)所在城市行政效率提升，改善制度質(zhì)量，進(jìn)而對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生顯著促進(jìn)作用。同理，列（2）至列（4）中，F(xiàn)TZ 的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)還能通過促進(jìn)外資流入、擴(kuò)大貿(mào)易規(guī)模、改善金融配置效率等渠道，助力所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。綜上，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的制度效應(yīng)、投資效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)和金融效應(yīng)均顯著存在，假說H₂得到證實(shí)。

五、自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的空間效應(yīng)檢驗(yàn)

前文已經(jīng)證實(shí)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)能夠顯著促進(jìn)所在城市經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。但是，我們僅僅考慮了自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施對(duì)所在城市的直接效應(yīng)，并未考慮其對(duì)周邊城市的間接影響。事實(shí)上，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的推動(dòng)作用，可能來自本地區(qū)各類資源與要素配置效率的提升，也可能僅僅是通過吸引其他城市尤其是周邊城市的資源與要素來實(shí)現(xiàn)的。為了回答這個(gè)問題，本文進(jìn)一步采用空間雙重差分法構(gòu)建如下空間計(jì)量模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

式（6）中，W 為基于城市間地理距離倒數(shù)的空間矩陣，其余變量與式（1）相同?；诳臻g雙重差分的估計(jì)結(jié)果如表8所示。可以發(fā)現(xiàn)，列（1） 中FTZ 的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正，空間項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明地理上越接近自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的城市，其經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后受到的負(fù)面作用越大，該結(jié)果表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)存在一定虹吸效應(yīng)。此外，根據(jù)列（2） 和列（3） 的估計(jì)結(jié)果，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的直接效應(yīng)為正，但對(duì)鄰近城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的間接效應(yīng)為負(fù)，這再次表明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)會(huì)汲取鄰近城市的資源與要素，造成資源的擠占，進(jìn)而對(duì)周邊鄰近城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生一定程度的虹吸效應(yīng)。

六、結(jié)論與政策建議

本文將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，以2005—2019 年275 個(gè)城市為研究樣本， 使用PSM-DID 方法評(píng)估自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的影響效應(yīng)及作用機(jī)制。主要結(jié)論為：（1）自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)能夠顯著促進(jìn)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。（2）分地區(qū)看，內(nèi)陸地區(qū)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用強(qiáng)于沿海地區(qū);在沿海地區(qū)中，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)對(duì)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的促進(jìn)作用在長三角地區(qū)更加突出。（3）分批次看，相較于第二批和第四批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，第一批和第三批自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)更加顯著促進(jìn)了所在城市經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展。（4）機(jī)制檢驗(yàn)表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)能夠通過制度效應(yīng)、投資效應(yīng)、貿(mào)易效應(yīng)及金融效應(yīng)等促進(jìn)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。（5）空間DID 模型檢驗(yàn)表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)在促進(jìn)所在城市經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的同時(shí)，也會(huì)對(duì)相鄰城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生虹吸效應(yīng)。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文政策建議如下：第一，積極落實(shí)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)提升戰(zhàn)略，以更高水平開放推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。對(duì)標(biāo)世界高水平自貿(mào)區(qū)，繼續(xù)深化行政管理體制改革，創(chuàng)新政府監(jiān)管模式，優(yōu)化服務(wù)體系，著力推進(jìn)金融領(lǐng)域開放創(chuàng)新，營造透明寬松的一流國際營商環(huán)境，提升貿(mào)易和投資自由化便利化水平，打造“制度創(chuàng)新高地”，以更高水平的對(duì)外開放助力經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。第二，立足地區(qū)特點(diǎn)，推動(dòng)不同自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)因地制宜發(fā)展。隨著國內(nèi)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)數(shù)量越來越多，各地亟需立足自身特色，探索自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的差異化發(fā)展路線。各地應(yīng)聚焦產(chǎn)業(yè)特色，立足自身比較優(yōu)勢(shì)，主動(dòng)對(duì)標(biāo)國際高標(biāo)準(zhǔn)規(guī)則體系，著力推進(jìn)制度集成創(chuàng)新，同時(shí)加強(qiáng)與經(jīng)濟(jì)園區(qū)、海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)域等經(jīng)濟(jì)功能區(qū)的聯(lián)動(dòng)發(fā)展，探索符合自身特色的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)之路。第三，注重地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展，釋放自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的外溢效應(yīng)。本文研究表明，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)會(huì)對(duì)周邊鄰近地區(qū)的資源與要素產(chǎn)生虹吸效應(yīng)，進(jìn)而對(duì)地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生一定負(fù)面作用。由此，對(duì)于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)周邊地區(qū)，應(yīng)積極借鑒自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)發(fā)展的成功經(jīng)驗(yàn)，不斷優(yōu)化營商環(huán)境，提升當(dāng)?shù)刭Q(mào)易與投資合作水平，增強(qiáng)自身經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力;同時(shí)還應(yīng)主動(dòng)與自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)進(jìn)行政策對(duì)接，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)間的雙向互動(dòng)關(guān)系，更好承接和吸收自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)的輻射和帶動(dòng)效應(yīng)。

責(zé)任編輯：關(guān)華