劉成杰,胡鈺苓,李虹橋,李 勇

(1.重慶工商大學(xué) 長江上游經(jīng)濟研究中心,重慶 400067;2.成都信息工程大學(xué) 統(tǒng)計學(xué)院,四川 成都 610225)

一、引 言

黨的十九屆五中全會指出,要建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟新體制,完善自由貿(mào)易試驗區(qū)布局,賦予其更大改革自主權(quán),穩(wěn)步推進海南自由貿(mào)易港建設(shè),建設(shè)對外開放新高地。從2013年9月上海自貿(mào)區(qū)成立至今,中國已經(jīng)分多批次批準(zhǔn)了21個自由貿(mào)易試驗區(qū),初步形成了東西南北中協(xié)調(diào)、陸海統(tǒng)籌的基本格局,有力推動了所在地區(qū)全面對內(nèi)對外開放。

長江經(jīng)濟帶銜接南北,橫貫東中西部,其依托長江黃金水道和各種資源優(yōu)勢,歷來是中國經(jīng)濟發(fā)展的重要戰(zhàn)略地帶,也是實施新一輪改革開放的重要引領(lǐng)區(qū)域,經(jīng)濟活動帶動作用大,先進制造業(yè)和戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的發(fā)展勢頭搶眼,科技創(chuàng)新能力和科技創(chuàng)新績效整體處在全國先進水平。在2020年11月全面推動長江經(jīng)濟帶發(fā)展座談會上,習(xí)近平總書記強調(diào),要貫徹落實黨的十九大和十九屆二中、三中、四中、五中全會精神,堅定不移貫徹新發(fā)展理念,推動長江經(jīng)濟帶高質(zhì)量發(fā)展,譜寫生態(tài)優(yōu)先綠色發(fā)展新篇章,打造區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新樣板,構(gòu)筑高水平對外開放新高地,塑造創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展新優(yōu)勢,繪就山水人城和諧相融新畫卷,使長江經(jīng)濟帶成為我國生態(tài)優(yōu)先綠色發(fā)展主戰(zhàn)場、暢通國內(nèi)國際雙循環(huán)主動脈、引領(lǐng)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展主力軍。

《中共中央關(guān)于黨的百年奮斗重大成就和歷史經(jīng)驗的決議》中指出:開放帶來進步,封閉必然落后,中國發(fā)展要贏得優(yōu)勢、贏得主動、贏得未來,必須順應(yīng)經(jīng)濟全球化,依托中國超大規(guī)模市場優(yōu)勢,實行更加積極主動的開放戰(zhàn)略;強調(diào)中國堅持對內(nèi)對外開放相互促進、“引進來”和“走出去”更好結(jié)合,推動貿(mào)易和投資自由化便利化,構(gòu)建面向全球的高標(biāo)準(zhǔn)自由貿(mào)易區(qū)網(wǎng)絡(luò),建設(shè)自由貿(mào)易試驗區(qū)和海南自由貿(mào)易港,推動規(guī)則、規(guī)制、管理、標(biāo)準(zhǔn)等制度型開放,形成更大范圍、更寬領(lǐng)域、更深層次對外開放格局,構(gòu)建互利共贏、多元平衡、安全高效的開放型經(jīng)濟體系,不斷增強中國國際經(jīng)濟合作和競爭新優(yōu)勢。

目前,長江經(jīng)濟帶已先后設(shè)立7個自貿(mào)區(qū)試點,基本實現(xiàn)了長江上中下游的全覆蓋,新時代新階段新格局對推動長江經(jīng)濟帶高質(zhì)量發(fā)展、構(gòu)筑高水平對外開放新高地提出了新要求(1)在長江經(jīng)濟帶設(shè)立的七個自貿(mào)區(qū)中,湖南和安徽自貿(mào)區(qū)設(shè)立時間為2020年9月21日,其政策效應(yīng)還未充分釋放,因此本文的考察對象為上海、浙江、湖北、重慶、四川五大自貿(mào)區(qū),相應(yīng)的數(shù)據(jù)期也截止到2019年第四季度。。因此,研究長江經(jīng)濟帶自貿(mào)區(qū)試點政策實施的經(jīng)濟效應(yīng),對于更好地發(fā)揮自貿(mào)區(qū)試點有序擴容和加強內(nèi)涵建設(shè)的戰(zhàn)略支點作用,深化和把握歷史經(jīng)驗,探索新的具體發(fā)展模式,加快形成“以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進”的新發(fā)展格局,促進將長江經(jīng)濟帶建設(shè)與“一帶一路”推進有機結(jié)合,深化向東開放,加快向西開放,統(tǒng)籌沿海內(nèi)陸開放,形成長江經(jīng)濟帶全方位對內(nèi)對外開放的新格局,有效應(yīng)對世界百年未有之大變局,具有重要意義。

在現(xiàn)有的政策評估研究中,絕大多數(shù)都側(cè)重于探討沿海自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟效應(yīng)。但是內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)能否普及沿海自貿(mào)區(qū)的制度創(chuàng)新成果還有待進一步研究。鑒于政策紅利釋放具有滯后性,本文以長江經(jīng)濟帶上的五大自貿(mào)區(qū)為研究對象,基于2005年第一季度至2019年第四季度31個省份(港澳臺除外)的季度數(shù)據(jù),采用回歸合成法(HCW)評估自貿(mào)區(qū)試點政策對所在省份的經(jīng)濟效應(yīng)。一方面,可以在空間上更全面地比較沿海(上海、浙江)和內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)(湖北、重慶、四川)的政策效應(yīng)及其差異;另一方面,也能夠比較同一批次(浙江、湖北、重慶、四川)和不同批次的效應(yīng)差異。最后,根據(jù)各自貿(mào)區(qū)試點的建設(shè)定位和重點提出相應(yīng)的政策建議。

二、文獻綜述

國內(nèi)關(guān)于自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)的研究認為,自貿(mào)區(qū)設(shè)立將帶來貿(mào)易投資便利化、金融管理與服務(wù)創(chuàng)新、政府職能轉(zhuǎn)變、法治環(huán)境等方面的制度創(chuàng)新[1-4]。在宏觀層面,自貿(mào)區(qū)內(nèi)的關(guān)稅貿(mào)易政策有利于區(qū)域經(jīng)濟一體化發(fā)展,隨著“一帶一路”和自貿(mào)區(qū)建設(shè)的融合發(fā)展,建設(shè)面向RCEP的國際陸海貿(mào)易新通道能實現(xiàn)國際國內(nèi)互聯(lián)互通,帶來貿(mào)易創(chuàng)造和貿(mào)易轉(zhuǎn)移效應(yīng)[5-6]。在微觀層面,自貿(mào)區(qū)主要依靠制度創(chuàng)新加強金融體制改革和對外貿(mào)易便利化,為企業(yè)投融資帶來便利,加劇企業(yè)間競爭從而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和市場競爭力[7]。在定量分析方面,由于聯(lián)立方程組、DSGE模型等存在著因果推斷及低估政策效應(yīng)等問題和不足,近些年來學(xué)術(shù)界多采用微觀領(lǐng)域的設(shè)計方法,使用雙重差分、傾向匹配、合成控制、斷點回歸等方法進行政策效應(yīng)評估。

基于傳統(tǒng)政策效應(yīng)評估方法,葉修群采用雙重差分法發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)建設(shè)對經(jīng)濟增長的積極影響具有顯著滯后性,尤其在二、三產(chǎn)業(yè)的滯后效應(yīng)最為明顯[8];在金融發(fā)展、地方財力和引進外資方面,巴曙松等研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)金融改革能通過金融集聚、金融開放和金融結(jié)構(gòu)優(yōu)化促進金融服務(wù)實體經(jīng)濟效率的提升[9],宋麗穎和郭敏認為在自貿(mào)區(qū)成立初期,其對于財政支出規(guī)模具有抑制作用,但兩年后其促進作用才逐步釋放[10];司春曉等的研究結(jié)論表明自貿(mào)區(qū)建設(shè)有助于地區(qū)合同利用外資和實際利用外資水平提高,且在產(chǎn)生外資創(chuàng)造作用的同時也會促進外資轉(zhuǎn)移效應(yīng)的提升[11];張軍等在此基礎(chǔ)上運用雙重差分空間自回歸模型對自貿(mào)區(qū)的地區(qū)經(jīng)濟增長效應(yīng)進行空間拓展性分析,發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)對周邊地區(qū)具有較強的輻射作用[12];李子聯(lián)等利用合成控制法對沿海自貿(mào)區(qū)影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用進行評估,發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)建設(shè)具有顯著的經(jīng)濟增長效應(yīng),且主要依靠貿(mào)易質(zhì)量、投資質(zhì)量和創(chuàng)新質(zhì)量三大機制產(chǎn)生影響[13];基于合成控制的“反事實”評估框架,更多學(xué)者是從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、創(chuàng)新發(fā)展、對外貿(mào)易和投資建設(shè)等具體方面進行研究,實證說明沿海自貿(mào)區(qū)建設(shè)的政策紅利得到一定程度的釋放,也體現(xiàn)出不同地區(qū)的顯著差異性[14-16]。項后軍等采用模糊斷點回歸設(shè)計,發(fā)現(xiàn)上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對資本流動存在積極影響,且利用和企業(yè)家信心的交互項捕捉到對資本流出的作用[17]。

在上述基于準(zhǔn)實驗的評估方法中,一些微觀方法存在局限性(如DID模型有嚴格的假設(shè)條件,一般公共政策評估中這些條件難以滿足),自貿(mào)區(qū)設(shè)立的選擇與國家發(fā)展戰(zhàn)略具有緊密聯(lián)系,因此不具有隨機性,一些準(zhǔn)實驗方法的適用性降低。Hsiao等提出一種基于面板數(shù)據(jù)衡量政策效應(yīng)的新方法——回歸合成法(又稱回歸控制法、HCW法),它更適用于自貿(mào)區(qū)政策的經(jīng)濟效應(yīng)評估[18]。Ouyang等在該模型的基礎(chǔ)上利用半?yún)?shù)方法評估了四萬億刺激計劃的政策效果[19]。譚娜等基于中國31個省級區(qū)域的月度數(shù)據(jù),采用回歸合成法首次對上海自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟增長效應(yīng)進行評估,發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著提升了上海市的工業(yè)增加值和進出口總額[20];在此基礎(chǔ)上,應(yīng)望江等實證研究滬津閩粵四大自貿(mào)區(qū)的區(qū)域經(jīng)濟增長效應(yīng),結(jié)論表明自貿(mào)區(qū)對地區(qū)生產(chǎn)總值的促進效果顯著,其中天津自貿(mào)區(qū)的政策效果最強,上海在自貿(mào)區(qū)擴區(qū)后政策效應(yīng)顯著提升[21];汪文姣等在測算各地區(qū)之間經(jīng)濟聯(lián)系強度的基礎(chǔ)上,評估了廣東自貿(mào)區(qū)設(shè)立對粵港澳經(jīng)濟聯(lián)系強度的動態(tài)影響,發(fā)現(xiàn)廣東自貿(mào)區(qū)有利于加強粵港經(jīng)濟聯(lián)系,但對粵澳經(jīng)濟聯(lián)系產(chǎn)生抑制作用[22]。

以上有關(guān)自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的研究成果為進一步研究提供了重要參考。與現(xiàn)有文獻相比,本文貢獻體現(xiàn)在:一是在研究對象上,目前學(xué)者傾向于單一自貿(mào)區(qū)的評估,或者沿海自貿(mào)區(qū)之間的比較,而內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)鮮有涉及。在研究對象上選擇長江經(jīng)濟帶上的上海、浙江、湖北、重慶和四川五大自貿(mào)區(qū),豐富和擴展了空間和對象的研究范圍。二是在研究方法,采用的回歸分成法,克服了合成控制法必須滿足權(quán)重向量各元素非負且和為1的缺陷和其他模型帶來的內(nèi)生性問題,同時大部分文獻均從單一指標(biāo)上說明自貿(mào)區(qū)試點建設(shè)對地區(qū)經(jīng)濟增長的影響效應(yīng),而本文揭示了自貿(mào)區(qū)試點政策的多指標(biāo)經(jīng)濟效應(yīng)及所呈現(xiàn)的地區(qū)差異性特征;三是在研究結(jié)論上,通過比較分析五大自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應(yīng)的差異性及其原因,為長江經(jīng)濟帶因地制宜建設(shè)自貿(mào)區(qū)和進一步深化全國自貿(mào)區(qū)試點制度創(chuàng)新改革提供相應(yīng)的對策建議。這對于充分釋放自貿(mào)區(qū)政策紅利,構(gòu)建雙循環(huán)新發(fā)展格局,促進長江經(jīng)濟帶乃至全國高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

三、模型設(shè)計與變量說明

(一)回歸合成法的基本思路及模型設(shè)計

Hsiao等提出的回歸合成法(HCW)基本思想是利用實驗組和控制組個體之間的相關(guān)性,這些相關(guān)性源自各個地區(qū)間的經(jīng)濟發(fā)展會受到經(jīng)濟周期、技術(shù)進步等共同因素的影響[18]。因此可以利用未受政策影響的最優(yōu)控制組來構(gòu)建和估計政策實施后的實驗組反事實值,對比實驗組在政策實施后的真實值和反事實值的差別,以此來評估政策的實施效果。具體是通過構(gòu)建長江經(jīng)濟帶五大自貿(mào)區(qū)設(shè)立前后實驗組和控制組之間的相關(guān)性來預(yù)測自貿(mào)區(qū)設(shè)立后所在地區(qū)經(jīng)濟的反事實狀態(tài)。其與合成控制法(SCM)的思想具有相似性,但方法有所不同,該方法對于回歸權(quán)重的改進更易于模擬現(xiàn)實,彌補了合成控制法要求的控制組權(quán)重必須為正的缺陷?；静襟E如下:

(1)

1.建立因子模型

利用控制組(沒有設(shè)立自貿(mào)區(qū)的省份)估計實驗組未實施此政策的“反事實”相關(guān)權(quán)重,得到控制組影響自貿(mào)區(qū)反事實的因子模型:

(2)

2.最優(yōu)控制組的選擇

3.反事實值預(yù)測

(3)

4.政策實施的經(jīng)濟效應(yīng)測算

(二)合成反事實的最優(yōu)控制組選擇策略

(三)變量說明及數(shù)據(jù)選取

根據(jù)反事實分析的數(shù)據(jù)要求,所選取的控制組地區(qū)與實驗組地區(qū)不應(yīng)該有相同事件發(fā)生[23]。本文選取2005年第一季度到2019年第四季度中國31個省份的60個季度數(shù)據(jù)。為降低季節(jié)因素的影響,所有變量均采取同比增長率指標(biāo)。在長江經(jīng)濟帶范圍內(nèi),上游分別為四川、重慶自貿(mào)區(qū),中游為武漢自貿(mào)區(qū),下游為浙江、上海自貿(mào)區(qū)。研究數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局和各省份統(tǒng)計局、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

自貿(mào)區(qū)政策的重要目標(biāo)是發(fā)揮各自區(qū)位優(yōu)勢,帶動區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展,自貿(mào)區(qū)政策的著力點主要集中在貿(mào)易發(fā)展方式轉(zhuǎn)變、投資管理體制改革、促進政府職能轉(zhuǎn)變、深化金融服務(wù)開放等方面,這些方面理應(yīng)反映在自貿(mào)區(qū)政策經(jīng)濟效應(yīng)模型中,故選取以下五個指標(biāo)來全面反映自貿(mào)區(qū)設(shè)立帶來的經(jīng)濟效應(yīng):地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平,用地區(qū)生產(chǎn)總值同比增長率表征;對外貿(mào)易水平,用外貿(mào)進出口總額同比增長率表征;金融發(fā)展水平,用金融機構(gòu)本外幣貸款余額同比增長率表征;固定資產(chǎn)投資水平,用固定資產(chǎn)投資同比增長率表征;地方財力水平,用政府一般公共預(yù)算收入同比增長率表征[24-25]。

由于自貿(mào)區(qū)設(shè)立時間存在差異,本文將評估地區(qū)的時間分成兩個節(jié)點:上海自貿(mào)區(qū)成立的時間為2013年9月29日,因此將以2013年第三季度為分界線,2005年第一季度至2013年第三季度為自貿(mào)區(qū)設(shè)立前期,2013年第四季度至2019年第四季度為自貿(mào)區(qū)設(shè)立后期;其余四個自貿(mào)區(qū)的設(shè)立時間節(jié)點為2017年3月1日,因此將2008年第一季度至2017第一季度為自貿(mào)區(qū)設(shè)立前期,2017年第二季度至2019第四季度為自貿(mào)區(qū)設(shè)立后期。根據(jù)反事實分析法的要求,在控制組的選取中,需要排除其他自貿(mào)區(qū)。截至目前,國家共設(shè)立了21個自貿(mào)區(qū),本文數(shù)據(jù)的截止時間點為2019年12月,目的是排除后續(xù)自貿(mào)區(qū)成立給控制組帶來的影響。

四、實證結(jié)果與分析

(一)基于不同經(jīng)濟變量的政策效應(yīng)及差異分析

采用Hsiao提出的模型選擇方法,應(yīng)用式(2)和(3),以AIC信息準(zhǔn)則、多重共線性和調(diào)整后R2為模型選擇標(biāo)準(zhǔn),構(gòu)建五個省份不同經(jīng)濟指標(biāo)在不設(shè)立自貿(mào)區(qū)時的反事實值路徑。通過模型篩選,分別得到重慶、四川、湖北、浙江、上海地區(qū)生產(chǎn)總值、外貿(mào)進出口總額、金融機構(gòu)本外幣貸款余額、固定資產(chǎn)投資和一般公共預(yù)算收入同比增長率五個指標(biāo)的最優(yōu)控制組及相應(yīng)權(quán)重(表1)。

表1 長江經(jīng)濟帶自貿(mào)區(qū)省份最優(yōu)控制組和對應(yīng)權(quán)重表

表1 長江經(jīng)濟帶自貿(mào)區(qū)省份最優(yōu)控制組和對應(yīng)權(quán)重表(續(xù))

根據(jù)表1,可以發(fā)現(xiàn)每組的擬合效果較好(調(diào)整后的R2均在0.9以上)。基于最佳控制組因子模型及相關(guān)權(quán)重,最后測算得到長江經(jīng)濟帶五大自貿(mào)區(qū)不同經(jīng)濟指標(biāo)的反事實增長路徑。應(yīng)用公式(4)計算真實值與“反事實”值的差距,可以反映設(shè)立自貿(mào)區(qū)這一政策所帶來的經(jīng)濟效應(yīng)(表2,表3)。

表2 重慶、四川、湖北、浙江自貿(mào)區(qū)政策處理效應(yīng)測算表

表3 上海自貿(mào)區(qū)政策處理效應(yīng)測算表

根據(jù)以上測算結(jié)果可以繪制得到重慶、四川、湖北、浙江、上海在設(shè)立自貿(mào)區(qū)前后的地區(qū)生產(chǎn)總值、外貿(mào)進出口總額、金融機構(gòu)本外幣貸款余額、固定資產(chǎn)投資、一般公共預(yù)算收入同比增長率的反事實值和真實值趨勢線(圖1—圖5)(2)圖1中上海的第二幅圖是排除了設(shè)立第二批、第三批自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)圖,目的是為了比較設(shè)立新增自貿(mào)區(qū)后會給上海自貿(mào)區(qū)帶來怎樣的影響。。垂直虛線位置處表示自貿(mào)區(qū)設(shè)立前后的時間節(jié)點。該時間節(jié)點左側(cè)如果實線與虛線的距離越小,說明最優(yōu)控制組較好地擬合了實驗組地區(qū)的數(shù)據(jù),且最優(yōu)控制組與實驗組滿足了平行趨勢假設(shè);而時間節(jié)點右側(cè)中事實值趨勢線與反事實值趨勢線之間的差值則表明政策效應(yīng)的大小,距離越大說明設(shè)立自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)越大。

圖5 基于一般公共預(yù)算收入同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異趨勢圖

1.基于地區(qū)生產(chǎn)總值同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異分析

從垂直虛線左側(cè)來看(圖1),長江經(jīng)濟帶五大自貿(mào)區(qū)都能夠很好地擬合各地區(qū)生產(chǎn)總值增長率的實際增長路徑,說明根據(jù)反事實值來評估真實值更能得到較可靠的結(jié)果。再從垂直虛線右側(cè)來看,設(shè)立自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)存在明顯的差異。

表2和表3列示的數(shù)據(jù)顯示,實驗期內(nèi)只有重慶的平均政策效應(yīng)表現(xiàn)為負值-0.020。其它四個省份的平均政策效應(yīng)均顯著為正:四川的平均政策效應(yīng)為0.097,湖北為0.011,浙江為0.006,上海為0.017。具體來看,自貿(mào)區(qū)的設(shè)立在樣本期內(nèi)對四川地區(qū)生產(chǎn)總值增長有著較強的促進作用(圖1),達到0.097;上海、湖北自貿(mào)區(qū)的設(shè)立在樣本期內(nèi)也反映出其對地區(qū)生產(chǎn)總值增長有明顯的促進作用,但效果次之;值得注意的是,在排除第二、三批自貿(mào)區(qū)之后,上海自貿(mào)區(qū)的樣本期延長到2019年第四季度,其政策效應(yīng)隨著時間的推移逐步減弱;對于浙江,總體上在樣本期內(nèi)有較弱的正向政策效應(yīng)。從平均政策效應(yīng)中可以看到,在同一批次中,內(nèi)陸地區(qū)的政策效應(yīng)明顯大于沿海地區(qū),中上游地區(qū)大于下游地區(qū),這得益于首批內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)的政策紅利充分釋放。此外,地區(qū)生產(chǎn)總值是各種經(jīng)濟指標(biāo)的綜合屬性反映,在同一時期,設(shè)立自貿(mào)區(qū)的省份實際還會受到其他方面的外生沖擊,所以自貿(mào)區(qū)政策不一定能成為影響地區(qū)經(jīng)濟增長的唯一決定因素,因此,對于自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)政策效應(yīng)的評估,需要進一步分析。

圖1 基于地區(qū)生產(chǎn)總值同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異趨勢圖

2.基于外貿(mào)進出口總額同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異分析

在政策實施期間,自貿(mào)區(qū)成立后四川的進出口總額增長率一直明顯大于其反事實值,其政策效應(yīng)迅速顯現(xiàn)出(圖2),整個政策實施期的平均政策效應(yīng)達到0.535。湖北的進出口總額增長率在整個政策實施期內(nèi)都高于其反事實值趨勢線,平均政策效應(yīng)為0.148。上海作為中國第一個自貿(mào)區(qū),營商環(huán)境優(yōu)良,對外貿(mào)易水平高,在自貿(mào)區(qū)成立之初,事實值與反事實值差值較小,但在2014年12月自貿(mào)區(qū)擴大范圍以后,積極效應(yīng)逐漸擴大,遠高于前一期間的處理效應(yīng),隨后再趨于縮小,其平均政策效應(yīng)仍然達到了0.063,說明在上海自貿(mào)區(qū)擴大范圍以后,制度紅利效應(yīng)更加顯著,在全球貿(mào)易摩擦和外部市場需求下降的情況下,自貿(mào)區(qū)貿(mào)易監(jiān)管的制度創(chuàng)新明顯地促進了上海進出口總額的增長,這與大多數(shù)學(xué)者的結(jié)論一致;浙江在政策期內(nèi)的處理效應(yīng)基本為正,前三個季度的處理效應(yīng)為負,但并不穩(wěn)定,其平均政策效應(yīng)為0.020。總體來看,內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)進出口總額的政策效應(yīng)值明顯大于沿海自貿(mào)區(qū)。

圖2 基于外貿(mào)進出口總額同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異趨勢圖

3.基于金融機構(gòu)本外幣貸款余額同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異分析

圖3展示了重慶、四川、湖北、浙江、上海在設(shè)立自貿(mào)區(qū)前后的金融機構(gòu)本外幣貸款余額增長率的反事實值和真實值趨勢線。在自貿(mào)區(qū)成立后,除重慶外,其他四個省份的平均政策效應(yīng)均為正,其中四川的平均政策效應(yīng)為0.024,湖北為0.072,浙江為0.076,上海為0.030,表明自貿(mào)區(qū)政策對金融機構(gòu)本外幣貸款余額增長具有明顯的促進作用,但不同實施省份存在一定的政策滯后期。具體來看,四川在設(shè)立自貿(mào)區(qū)后,政策效應(yīng)在2017年第二季度表現(xiàn)不明顯,為0.007,但自2017年第三季度開始,政策效應(yīng)快速擴大,到2018年第三季度達到峰值,隨即下降,基本呈倒“U”型變化趨勢。相應(yīng)地,湖北、浙江和上海的處理效應(yīng)表現(xiàn)為在2018年第三季度左右達到峰值,之后逐漸變?nèi)?都基本上呈倒“U”型的變化趨勢。此外,在新成立第三批自貿(mào)區(qū)后,上海的處理效應(yīng)進一步擴大,說明新自貿(mào)區(qū)設(shè)立具有一定的協(xié)同效應(yīng),改革紅利充分釋放。

圖3 基于金融機構(gòu)本外幣貸款余額同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異趨勢圖

4.基于固定資產(chǎn)投資同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異分析

長江經(jīng)濟帶各自貿(mào)區(qū)政策實施前的固定資產(chǎn)投資增長率反事實和真實值趨勢線基本重合,而在政策實施后,該項政策的效應(yīng)表現(xiàn)出兩極分化現(xiàn)象(圖4)。一是浙江的真實值在自貿(mào)區(qū)設(shè)立后一直表現(xiàn)出明顯大于其反事實值的情形,且隨時間的推移政策效應(yīng)不斷提高,在政策實施期內(nèi)的平均政策效應(yīng)為0.229。二是重慶、四川、湖北、上海在政策實施期內(nèi)的平均政策效應(yīng)分別為-0.058、-0.062、0.007、-0.029,在總體上都為負值。具體地,重慶、四川兩地的真實值趨勢線在自貿(mào)區(qū)設(shè)立后大部分時間明顯低于其反事實趨勢線,且兩者之間存在較大差距,導(dǎo)致重慶、四川在觀察期內(nèi)平均政策效應(yīng)為負;湖北真實值趨勢線在2018年第二季度之前基本和反事實值趨勢線處于膠著狀態(tài),在2018年第四季度后才顯現(xiàn)出一定的分離趨勢,政策效應(yīng)由負轉(zhuǎn)為正;上海在固定資產(chǎn)投資方面的政策效應(yīng)總體為負,可以試圖從上海自貿(mào)區(qū)擴大范圍的影響來進行解釋,在2014年第四季度擴大自貿(mào)區(qū)范圍以后,上海自貿(mào)區(qū)面積由28.78平方公里擴大到120.72平方公里,上海自貿(mào)區(qū)的固定資產(chǎn)投資基數(shù)變大,擴容后增加的陸家嘴金融片區(qū)、金橋開發(fā)區(qū)片區(qū)、張江高科技片區(qū)本身基礎(chǔ)設(shè)施比較完善,并不需要像其他剛設(shè)立的自貿(mào)區(qū)那樣快速進行大規(guī)模的固定資產(chǎn)投資。

圖4 基于固定資產(chǎn)投資同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異趨勢圖

5.基于一般公共預(yù)算收入同比增長率變化的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)及差異分析

圖5顯示,政策實施期內(nèi),浙江自貿(mào)區(qū)設(shè)立對一般公共預(yù)算收入的正向作用最為明顯,平均政策效應(yīng)值達到了0.095。重慶和湖北的平均政策效應(yīng)總體為正值,分別是0.025和0.047,但兩地的政策效應(yīng)走勢有差異,重慶在自貿(mào)區(qū)成立后的前四個季度政策效應(yīng)為正,但從2018年第二季度起,政策效應(yīng)連續(xù)出現(xiàn)三個季度負值。而湖北在自貿(mào)區(qū)成立后的前四個季度事實值趨勢線圍繞反事實值趨勢線上下波動,在2018年第二季度后才表現(xiàn)為較穩(wěn)定的正向效應(yīng),說明湖北的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)有四個季度左右的滯后期,之后政策紅利再逐漸釋放。對于政府一般公共預(yù)算收入增長率的政策效應(yīng),四川在自貿(mào)區(qū)設(shè)立初期連續(xù)出現(xiàn)四個季度負值,其后在出現(xiàn)三個季度正值后又連續(xù)出現(xiàn)負值,但其平均政策效應(yīng)值為-0.019。無論是否考慮第二批和第三批自貿(mào)區(qū)設(shè)立的影響,上海的政策效應(yīng)表現(xiàn)較為復(fù)雜,數(shù)據(jù)表現(xiàn)正負交錯,并不穩(wěn)定。

(二)有效性檢驗

采用排序檢驗法對本文估計的平均政策效應(yīng)進行有效性檢驗[26-29]。假設(shè)在樣本期內(nèi)沒有設(shè)立自貿(mào)區(qū)的省份與實驗組在相同時間節(jié)點實行了同樣的政策,再利用回歸合成法構(gòu)造這個省份的反事實值(即構(gòu)造假設(shè)該省份實施了自貿(mào)區(qū)政策的合成增長路徑),得到假設(shè)省份的政策效應(yīng)估計結(jié)果。再對實驗組實際的政策效應(yīng)和每一個控制組省份假設(shè)下的政策效應(yīng)進行比較,如果長江經(jīng)濟帶五大自貿(mào)區(qū)(即實驗組)大于假設(shè)省份的政策效應(yīng)值,那么自貿(mào)區(qū)政策對實驗組的實際影響是有效的。表4列示了根據(jù)RMSPE(根均方預(yù)測誤差)計算得到的實驗組省份各指標(biāo)政策效應(yīng)的有效性水平,即判斷是否還存在“假實驗組”政策效應(yīng)出現(xiàn)和真實驗組一樣的特征,并且得出其概率值,這類似于統(tǒng)計推斷的顯著性水平。由于重慶進出口總額指標(biāo)在政策實施前無法有效擬合,與自貿(mào)區(qū)政策無關(guān),因此本文在對其進行有效性檢驗時予以排除,最后得到的實際顯著個體為13組。需要說明的是,前文基于不同經(jīng)濟變量的政策效應(yīng)及差異分析就是以相關(guān)省份的這13個指標(biāo)為重點展開的。

表4 排序檢驗有效性表

圖6可以更為直觀地觀察相關(guān)自貿(mào)區(qū)對以上已通過檢驗的經(jīng)濟變量影響的有效性程度,限于篇幅圖中僅繪出四川(地區(qū)生產(chǎn)總值)、湖北(外貿(mào)進出口總額)、浙江(一般公共預(yù)算收入)和上海(金融機構(gòu)本外幣貸款余額)相關(guān)經(jīng)濟變量的變化情況:在自貿(mào)區(qū)設(shè)立時間節(jié)點之前模擬各自真實值較好的情況下,設(shè)立之后,四川的地區(qū)生產(chǎn)總值同比增長率與其他“假設(shè)實驗組”差距逐漸開始顯著變大,其差值曲線位于絕大多數(shù)“假設(shè)實驗組”的上部,表明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對四川的地區(qū)生產(chǎn)總值有一定影響,在1/27(3.7%)的水平上是顯著的。類似地,自貿(mào)區(qū)設(shè)立后湖北的外貿(mào)進出口總額同比增長率、浙江的一般公共預(yù)算收入同比增長率和上海的金融機構(gòu)本外幣貸款余額同比增長率的差值曲線也位于絕大多數(shù)“假設(shè)實驗組”的上部,表明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對各省份的這些經(jīng)濟變量有顯著影響。

圖6 實驗組與“假設(shè)實驗組”預(yù)測差異程度分布圖

(三)穩(wěn)健性檢驗

通過采用時間安慰劑檢驗法檢驗本文結(jié)論的穩(wěn)健性:假設(shè)改變自貿(mào)區(qū)成立的時點,考察這一改變后主要參數(shù)是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。

假定自貿(mào)區(qū)成立時點比真實設(shè)立的時間要提早一年,按照前文的邏輯思路對“假定時間點”的自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)進行重新評估,若“假設(shè)時點”的擬合程度和政策效應(yīng)真實時點并沒有顯著改變,則說明本文得到的結(jié)果可以通過穩(wěn)健性檢驗,反之則不能。結(jié)果發(fā)現(xiàn),所有考察的指標(biāo)在提前一年之后都有和未提前一年近似的趨勢,說明各指標(biāo)在提前一年后,自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)并未隨政策實施時間的變化而改變,前文得到的結(jié)論較為穩(wěn)健。

(四)長江經(jīng)濟帶五大自貿(mào)區(qū)政策效應(yīng)總體分析

總體而言,除重慶外,自貿(mào)區(qū)政策均對實驗組省份的經(jīng)濟增長對外貿(mào)易、金融服務(wù)與創(chuàng)新產(chǎn)生了不同程度的正向影響。

在進出口總額方面,其在長江上、中、下游的政策影響效果呈逐漸遞減趨勢,且內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)(四川、湖北)政策經(jīng)濟效應(yīng)值顯著高于沿海自貿(mào)區(qū)(浙江、上海),同時在地區(qū)生產(chǎn)總值方面也表現(xiàn)出了同樣的傾向,總體來說自貿(mào)區(qū)政策會給實驗組省份整體經(jīng)濟發(fā)展帶來積極影響。值得注意的是,四川自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)突出還與國家的西部大開發(fā)、“一帶一路”等重大戰(zhàn)略密不可分,位于長江上游的重慶、成都是“一帶一路”建設(shè)的重要節(jié)點城市,有望繼續(xù)將區(qū)位優(yōu)勢轉(zhuǎn)化為發(fā)展優(yōu)勢,高質(zhì)量推進西部地區(qū)門戶城市全方位開放新格局建設(shè)。

在金融服務(wù)與創(chuàng)新方面,四川、湖北、浙江、上海在實驗期的平均政策效應(yīng)都表現(xiàn)出顯著的正向影響,基本上呈倒“U”型的變化趨勢,說明各實驗組省份實施的金融體制改革對金融績效在短期內(nèi)具有明顯的促進作用,在一定階段后呈現(xiàn)遞減趨勢。上海在2017年發(fā)布了《中國(上海)自由貿(mào)易試驗區(qū)金融服務(wù)業(yè)對外開放負面清單指引(2017年版)》,標(biāo)志著中國自貿(mào)試驗區(qū)開始走向獨立設(shè)置金融負面清單的道路,而且更加貼合國際通用的金融負面清單模式,在新一輪更加開放的金融服務(wù)創(chuàng)新下,自貿(mào)區(qū)政策的制度紅利在2017年第二季度后進一步釋放。

在固定資產(chǎn)投資方面,實證數(shù)據(jù)表明自貿(mào)區(qū)政策對湖北、浙江固定資產(chǎn)投資具有顯著的正向影響,其政策效應(yīng)分別為0.007和0.229,其他自貿(mào)區(qū)固定資產(chǎn)投資的政策效應(yīng)均表現(xiàn)為負。國家將浙江自貿(mào)區(qū)定位為“國際大宗商品貿(mào)易自由化先導(dǎo)區(qū)和具有國際影響力的資源配置基地”,從自貿(mào)區(qū)掛牌以來浙江自貿(mào)區(qū)便全力推動黃澤山儲運一期等油氣儲運基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè),目前已建成重點項目7個,在建9個,已成為長三角重要的氣源基地。這些大規(guī)?；A(chǔ)設(shè)施投資使得浙江自貿(mào)區(qū)在這方面效果最為顯著。

五、結(jié)論與建議

自貿(mào)區(qū)試點政策對所在省份產(chǎn)生了正向經(jīng)濟效應(yīng),并呈現(xiàn)一定的差異性。研究結(jié)果顯示,四川自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對其地區(qū)生產(chǎn)總值、外貿(mào)進出口總額、金融機構(gòu)本外幣貸款具有顯著正向影響。重慶自貿(mào)區(qū)的設(shè)立僅對一般公共預(yù)算收入同比增長率的政策效應(yīng)為正向。湖北自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對其五個經(jīng)濟指標(biāo)的同比增長率均具有顯著的正向促進作用。浙江自貿(mào)區(qū)設(shè)立對其地區(qū)生產(chǎn)總值、外貿(mào)進出口總額、金融機構(gòu)本外幣貸款余額、固定資產(chǎn)投資和一般公共預(yù)算收入增長率均有顯著正向影響。上海自貿(mào)區(qū)的設(shè)立對地區(qū)生產(chǎn)總值、外貿(mào)進出口總額、金融機構(gòu)本外幣貸款余額和一般公共預(yù)算收入增長率具有正向促進作用。正向經(jīng)濟效應(yīng)基本上呈倒“U”型的變化趨勢,說明政策實施效果有一定的時滯,在到達頂點后呈現(xiàn)遞減趨勢。在同批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)中,內(nèi)陸地區(qū)設(shè)立自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)明顯大于沿海地區(qū),這一方面說明內(nèi)陸地區(qū)自貿(mào)區(qū)的政策紅利明顯,另一方面顯示沿海地區(qū)在原有改革開放基礎(chǔ)上自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)并未完全反映在其地區(qū)生產(chǎn)總值等增長指標(biāo)的變化上。

部分自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應(yīng)顯著性水平不高,在政策效應(yīng)方向上表現(xiàn)為負值,是多因素共同作用的結(jié)果:在政策實施期間各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、需求結(jié)構(gòu)等的具體情況不同,所受到的外部影響程度也會不同。如重慶在政策實施期內(nèi)的部分樣本數(shù)據(jù)在2017—2018年有大幅度下降,特別是2018年四個季度增長率均低于全國平均水平?？赡艿脑蚴?除受中美貿(mào)易摩擦直接影響外,重慶經(jīng)濟受周期性行業(yè)影響較大(尤其是傳統(tǒng)制造業(yè)占比大)。在2018年,重慶工業(yè)增加值同比增長1.1%,比2017年下滑了8.3個百分點,其汽車、電子制造業(yè)等支柱產(chǎn)業(yè)大幅下滑是造成重慶工業(yè)低迷的重要原因。

基于上述分析,本文提出如下建議:

第一,發(fā)揮自身優(yōu)勢,錯位發(fā)展。上海自貿(mào)區(qū)制度改革與創(chuàng)新先行先試,改革創(chuàng)新成果在全國復(fù)制推廣,發(fā)揮了改革開放“試驗田”的作用。上海自貿(mào)區(qū)應(yīng)繼續(xù)發(fā)揮改革開放排頭兵作用,在貿(mào)易便利化、投資便利化、監(jiān)管便利化等領(lǐng)域逐一深入推進,充分發(fā)揮其示范作用,降低整體改革成本。內(nèi)陸地區(qū)自貿(mào)區(qū)建設(shè),在初步完善布局釋放政策紅利后,還在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、要素稟賦、制度改革、創(chuàng)造活力等方面都存在著明顯的差距,應(yīng)根據(jù)自身建設(shè)定位進行制度創(chuàng)新改革,激發(fā)市場主體活力,并為后續(xù)內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)形成可復(fù)制可推廣的制度創(chuàng)新成果。

第二,完善長江經(jīng)濟帶自貿(mào)區(qū)聯(lián)動自循環(huán)發(fā)展機制。一是發(fā)揮各自優(yōu)勢,突出特色。鼓勵各省份依托自貿(mào)區(qū)設(shè)立基礎(chǔ)條件和特色資源,積極探索差異化的高質(zhì)量發(fā)展路子,凸顯局部發(fā)展特色。二是推動長江經(jīng)濟帶資源優(yōu)勢互補,加快長江經(jīng)濟帶自貿(mào)區(qū)成為“一帶一路”支點建設(shè)進度,培育自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟輻射新動能,以此作為長江經(jīng)濟帶和“一帶一路”建設(shè)的戰(zhàn)略基點。比如,各自貿(mào)區(qū)對經(jīng)濟腹地進行資源要素整合,在貿(mào)易投資自由化便利化、監(jiān)管、金融開放等領(lǐng)域做出一系列制度安排,促進區(qū)域資源自由流動,協(xié)同發(fā)展“產(chǎn)業(yè)鏈+價值鏈”“產(chǎn)業(yè)鏈+供應(yīng)鏈”等自循環(huán)新模式,從而形成區(qū)域集聚優(yōu)勢,打造面向全球、競爭力突出的現(xiàn)代產(chǎn)業(yè)分工合作體系。三是優(yōu)化長江經(jīng)濟帶服務(wù)貿(mào)易合作平臺體系建設(shè),積極推進形成各自貿(mào)試驗區(qū)經(jīng)驗共享、政策互通,謀劃保稅、金融、會展等功能平臺聯(lián)動合作機制,優(yōu)化中歐班列貨物集散安排,形成人流、物流、資金流和信息流共享合作框架平臺體系。

第三,推動相鄰自貿(mào)區(qū)板塊(特別是毗鄰地區(qū))形成共推“一體化”、共下“一盤棋”協(xié)同開放新格局。如四川、重慶自貿(mào)區(qū)可以借助成渝雙城經(jīng)濟圈建設(shè)的契機,推動形成川渝自貿(mào)區(qū)協(xié)同開放示范區(qū)建設(shè),并將國家戰(zhàn)略、區(qū)域目標(biāo)和市場需求三者有機銜接,在寬領(lǐng)域、深層次先行先試。一方面,加強川渝等區(qū)域海關(guān)合作,共建“一帶一路”海關(guān)信息交換共享平臺,推動口岸通關(guān)互聯(lián)互通,形成監(jiān)管更嚴密、通關(guān)更便捷、流程更科學(xué)、運轉(zhuǎn)更高效的一體化管理機制和運作模式。另一方面,堅持以貿(mào)易通道引領(lǐng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的協(xié)同取向,川渝自貿(mào)區(qū)可整合臨江、臨鐵、臨空的區(qū)位疊加優(yōu)勢,努力建設(shè)服務(wù)于區(qū)域全面經(jīng)濟伙伴關(guān)系協(xié)定(RCEP)的創(chuàng)新示范基地,形成區(qū)域資源整合新機制。

第四,推進自貿(mào)試驗區(qū)國際化城市配套、國際化營商體系共享互學(xué),共搭開放環(huán)境。一是注重國際標(biāo)準(zhǔn),推進制度型開放。為保證自貿(mào)區(qū)核心功能的發(fā)揮,長江經(jīng)濟帶建設(shè)應(yīng)以自貿(mào)區(qū)為依托,深入推進規(guī)則標(biāo)準(zhǔn)等制度型開放,積極對接國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則標(biāo)準(zhǔn),在將金融開放、服務(wù)業(yè)開放、國企競爭公平等優(yōu)化營商環(huán)境的經(jīng)貿(mào)規(guī)則納入建設(shè)。二是優(yōu)化對內(nèi)對外立體開放體系,在關(guān)鍵領(lǐng)域進行機制和模式創(chuàng)新。三是對標(biāo)新時代新階段新格局對內(nèi)對外開放的新要求,補齊對內(nèi)對外開放基礎(chǔ)條件中的問題和短板。四是統(tǒng)籌發(fā)展和安全,要妥善處理長江經(jīng)濟帶發(fā)展和開放帶來的安全問題,推廣并優(yōu)化自貿(mào)區(qū)FT賬戶體系,積極應(yīng)對全球貿(mào)易格局變化引發(fā)的經(jīng)濟金融風(fēng)險。

本文主要探討了長江經(jīng)濟帶五大自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟效應(yīng)及其差異。自貿(mào)區(qū)建設(shè)的效應(yīng)是綜合的、全面的,需要更多層面的研究加以厘清,如自貿(mào)區(qū)對區(qū)域協(xié)同發(fā)展、產(chǎn)業(yè)集聚的具體效應(yīng)等都是有待進一步研究的問題。