雷曄雯　楊棟旭

關(guān)鍵詞：自貿(mào)試驗區(qū);高質(zhì)量發(fā)展;績效評估;多期雙重差分法;空間效應

中圖分類號：F125. 4 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2024）03-0084-10

一、問題提出

黨的二十大報告強調(diào)，高質(zhì)量發(fā)展是全面建設社會主義現(xiàn)代化國家的首要任務?，F(xiàn)階段，我國正處于經(jīng)濟體制改革的重要時期，經(jīng)濟發(fā)展也步入了由“量”到“質(zhì)”變革的深水區(qū)，而實現(xiàn)更高水平和更深層次的對外開放是當今經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。設立自貿(mào)試驗區(qū)作為我國在新時代全面深化改革和構(gòu)建高層次開放型經(jīng)濟體系的重大戰(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、深化金融和服務領(lǐng)域創(chuàng)新以及改善營商環(huán)境，鼓勵國際貿(mào)易和雙向投資，形成產(chǎn)業(yè)集聚釋放規(guī)模效應，加快技術(shù)的國際流動和外溢，進而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。現(xiàn)有研究中，學者們圍繞自貿(mào)試驗區(qū)建設的經(jīng)濟效應進行了大量研究，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗區(qū)建設不僅能顯著促進所在地區(qū)經(jīng)濟增長[1] 、出口規(guī)模擴張[2] 和外資流入[3] ，還有助于推動所在地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級[4] 和企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[5] ，同時也會對所在地區(qū)的綠色發(fā)展產(chǎn)生顯著影響[6] 。鑒于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展內(nèi)涵豐富，不同于以上文獻僅從單一視角考察自貿(mào)試驗區(qū)建設的經(jīng)濟質(zhì)量效應，少數(shù)文獻通過構(gòu)建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的綜合指標，研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)試驗區(qū)建設對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著促進作用[7] 。但遺憾的是，此類研究并未考察這一促進作用是否存在以替代和擠出周邊鄰近地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展為代價的空間效應[8] ，同時缺乏對政策評估過程中模型內(nèi)生性問題的足夠重視。此外，還有學者指出，自貿(mào)試驗區(qū)建設過程中會存在因國際貿(mào)易和投資帶來的負向沖擊、供應鏈斷供影響經(jīng)濟平穩(wěn)增長、技術(shù)規(guī)則對產(chǎn)業(yè)升級的低端鎖定、“規(guī)制俘獲”阻礙經(jīng)濟綠色發(fā)展以及“政策洼地”加劇區(qū)域經(jīng)濟失衡等多重風險[9] 。因此，自貿(mào)試驗區(qū)是否如預期那樣能夠推動所在地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展呢？ 如果能，其內(nèi)在作用機制是怎樣的？ 自貿(mào)試驗區(qū)的實施效果是否存在地區(qū)間差異？ 對相鄰地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響又如何？ 以上問題仍值得進一步深入考察。而對于這些問題的回答，不僅有助于更加準確評估和認識自貿(mào)試驗區(qū)的建設成效，而且對我國進一步完善自貿(mào)試驗區(qū)建設和推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

基于此，本文將國家在各地區(qū)設立自貿(mào)試驗區(qū)視為一項準自然實驗，利用2005—2019 年中國275 個城市的面板數(shù)據(jù)，重點考察自貿(mào)試驗區(qū)設立對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響效應及作用機制。較之現(xiàn)有文獻， 本文可能的邊際貢獻為：（1）從創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享五個維度測算城市經(jīng)濟高質(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自貿(mào)試驗區(qū)政策對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，進一步豐富了自貿(mào)試驗區(qū)經(jīng)濟效應的研究。（2）結(jié)合自貿(mào)試驗區(qū)制度創(chuàng)新實踐，從制度效應、投資效應、貿(mào)易效應和金融效應四個方面，提煉自貿(mào)試驗區(qū)建設推動所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)在機制并進行了實證檢驗，為識別自貿(mào)試驗區(qū)制度創(chuàng)新助推經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了經(jīng)驗證據(jù)。（3）除了評估自貿(mào)試驗區(qū)建設對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的總體效應和多種異質(zhì)性效應外，本文還進一步利用空間雙重差分模型檢驗自貿(mào)試驗區(qū)建設對相鄰城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，有助于更加全面評價自貿(mào)試驗區(qū)政策的實施成效。

二、理論分析

建立自貿(mào)試驗區(qū)是我國新時代推進改革開放的重大戰(zhàn)略舉措，其主要目的是讓自貿(mào)試驗區(qū)承擔改革開放排頭兵、創(chuàng)新發(fā)展先行者的職責，先在自貿(mào)試驗區(qū)里面探索新途徑、積累新經(jīng)驗，然后為全國的改革開放、創(chuàng)新發(fā)展積累經(jīng)驗。目前，全國已有22 個自貿(mào)試驗區(qū)，各自貿(mào)試驗區(qū)在成立時間、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。但就總體建設方案來看，各自貿(mào)試驗區(qū)的主要發(fā)展目標比較一致，基本可以歸納為四個方面的內(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)化服務體系;二是基于準入前國民待遇和負面清單制度，擴大投資領(lǐng)域的開放;三是推動貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級，提升貿(mào)易便利化水平;四是深化金融和服務業(yè)領(lǐng)域的開放創(chuàng)新，推動人民幣國際化。由此，圍繞自貿(mào)試驗區(qū)上述四個主要發(fā)展目標，本文將自貿(mào)試驗區(qū)建設促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用渠道歸納為制度效應、投資效應、貿(mào)易效應和金融效應四個方面。

首先，自貿(mào)試驗區(qū)建設可以通過制度效應促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。自貿(mào)試驗區(qū)建設的一項重要任務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)試驗區(qū)通過落實上述任務，有助于政府部門提升行政效率、改善服務水平，進而對區(qū)內(nèi)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生積極影響。具體表現(xiàn)為：第一，政府部門服務意識的強化和行政效率的提升，可以減少對區(qū)內(nèi)企業(yè)市場行為的不當干預，降低企業(yè)面臨的制度性成本，從而有助于企業(yè)生產(chǎn)運營效率的提升。第二，政府行政效率和服務質(zhì)量的提高，還有助于區(qū)內(nèi)營造良好的營商環(huán)境，進而吸引更多企業(yè)入駐區(qū)內(nèi)，企業(yè)之間通過競爭效應、協(xié)作效應及學習效應等渠道進一步促進自身生產(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，促進企業(yè)加大研發(fā)創(chuàng)新投資，持續(xù)提高自身核心競爭力[11] 。第四，政府通過提升行政辦事效率、減少腐敗、實施公正的制度等改善政府服務質(zhì)量，可以顯著提高居民幸福感。第五，自貿(mào)試驗區(qū)內(nèi)政府通過鼓勵和引導企業(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?？梢姡再Q(mào)試驗區(qū)通過深化行政審批制度改革，加快轉(zhuǎn)變政府職能，提升公共服務水平，可以從多個方面促進區(qū)域社會福利增加，推動地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

其次，自貿(mào)試驗區(qū)建設可以通過投資效應促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。一方面，自貿(mào)試驗區(qū)建設可以通過吸引外資流入推動地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升。具體機理表現(xiàn)為：在外資市場準入方面，自貿(mào)試驗區(qū)通過落實準入前國民待遇加負面清單管理制度，大幅放寬市場準入，可以顯著降低外資進入門檻，擴大外資進入的行業(yè)領(lǐng)域以及保護外資的合法權(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)試驗區(qū)通過推行“一站式”政府行政審批服務，可以有效降低外資設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)試驗區(qū)取消事前審批加強事中事后監(jiān)督的制度創(chuàng)新，有助于進一步優(yōu)化營商環(huán)境，促進市場公平，激發(fā)外資活力。此外，自貿(mào)試驗區(qū)內(nèi)實行限額內(nèi)資本項目可兌換制度，通過賦予投資主體更大自主權(quán)，可以增強外國投資者信心，吸引更多外資流入[9] ，進而帶來更多前沿技術(shù)和管理經(jīng)驗，促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。另一方面，自貿(mào)試驗區(qū)建設還可以通過促進對外投資帶動地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。主要原因在于，自貿(mào)試驗區(qū)通過優(yōu)化境外投資管理方式，強化對重點國別區(qū)域和重點產(chǎn)業(yè)方向的政策引導，以及實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，推動本土企業(yè)“走出去”，加大對國外先進技術(shù)、知識和管理經(jīng)驗的獲取，進而借助逆向溢出效應推動國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升[12] 。

再次，自貿(mào)試驗區(qū)建設可以通過貿(mào)易效應促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。一方面，自貿(mào)試驗區(qū)通過實行以“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，擴大企業(yè)進出口規(guī)模，產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟效應和改善貿(mào)易結(jié)構(gòu)，進而促進地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。其中，自貿(mào)試驗區(qū)貿(mào)易便利化建設帶來的出口規(guī)模擴張，不僅可以直接帶動經(jīng)濟增長，還能通過規(guī)模經(jīng)濟效應和“出口學習效應”增強企業(yè)國際競爭力，助推地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升。自貿(mào)試驗區(qū)通過實施負面清單制度和提升進口貿(mào)易便利度等措施，既有助于擴大進口商品和服務種類，更好地滿足國內(nèi)消費者多樣化需求，增加社會福利[13] ;又有助于促進更多中間品進口，在補足國內(nèi)經(jīng)濟發(fā)展短板的同時，進一步優(yōu)化貿(mào)易結(jié)構(gòu)、推動產(chǎn)業(yè)升級和技術(shù)進步[14] 。另一方面，自貿(mào)試驗區(qū)通過積極推動貿(mào)易模式創(chuàng)新，如在政策和資金層面大力支持實體經(jīng)濟發(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)鏈供應鏈價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)濟高質(zhì)量發(fā)展。

最后，自貿(mào)試驗區(qū)建設可以通過金融效應促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。具體作用機理表現(xiàn)為：第一，自貿(mào)試驗區(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化改革以及放松跨境資本流動和資本項目管制等，從制度層面進一步擴大金融領(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] ，同時吸引更多外資企業(yè)入駐，進而助力實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第二，自貿(mào)試驗區(qū)通過積極利用數(shù)字科技手段進行金融科技創(chuàng)新，大力發(fā)展數(shù)字金融，有利于提高金融服務效率，管控金融風險，強化服務實體經(jīng)濟的能力，進而幫助企業(yè)在投融資、生產(chǎn)運營及決策等方面提高效率，驅(qū)動企業(yè)加快技術(shù)創(chuàng)新[16] ，助推地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升。第三，自貿(mào)試驗區(qū)通過構(gòu)建激勵制度鼓勵金融產(chǎn)品創(chuàng)新，包括積極研發(fā)和應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的資源配置效率，直接降低企業(yè)流動性風險和融資成本，促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，進而有助于地區(qū)經(jīng)濟高質(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)試驗區(qū)建設對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在顯著促進作用。

假說H₂：自貿(mào)試驗區(qū)建設可以通過制度效應、投資效應、貿(mào)易效應以及金融效應等對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生促進作用。

三、研究設計

（一）模型設定

本文將自貿(mào)試驗區(qū)設立視為一項準自然實驗，采用雙重差分法（DID）檢驗其對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。借鑒相關(guān)研究的做法[17] ， 設立如下模型：

使用雙重差分（DID）方法的一個重要前提假設是，政策沖擊需要滿足外生性。但現(xiàn)實情況是，自貿(mào)試驗區(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)濟發(fā)展基礎以及產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平等多重因素綜合考慮后的結(jié)果，不具備嚴格的隨機性，而可能存在“自選擇效應”。例如，最早設立的兩批自貿(mào)試驗區(qū)均屬于沿海省份，對外開放程度位于全國前列。在此情況下，若直接將設立自貿(mào)試驗區(qū)和未設立自貿(mào)試驗區(qū)的城市樣本共同回歸，便可能存在“樣本選擇性偏差”，估計結(jié)果也會發(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）方法為設立自貿(mào)試驗區(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 方法進行估計。需要說明的是，除了經(jīng)濟發(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，匹配方法使用一對一近鄰匹配。

（二）變量選取

1. 被解釋變量。經(jīng)濟高質(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、社會、文化、生態(tài)等多方面的內(nèi)容，單一指標很難予以準確測度。因此，同已有多數(shù)文獻做法一致，以“創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享”五大發(fā)展理念為基礎，構(gòu)建城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的評價指標體系（見表1），并采用熵值法進行測算。

2. 核心解釋變量。自貿(mào)試驗區(qū)（FTZ），該指標是虛擬變量，如果城市i 在t 年正式成立自貿(mào)試驗區(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)濟發(fā)展水平（Pergdp），采用人均GDP 的自然對數(shù)衡量，用于控制經(jīng)濟發(fā)展水平對地區(qū)經(jīng)濟增長質(zhì)量的影響;（2）固定資產(chǎn)投資（Invest），采用固定資產(chǎn)投資總額的自然對數(shù)衡量，用于控制國內(nèi)固定資產(chǎn)投資對地區(qū)經(jīng)濟高質(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地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響;（4） 政府規(guī)模（Gov），采用財政支出與GDP 的比值衡量，用于捕捉政府因素在地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展過程中的作用;（5）交通設施（Infra），采用人均實有鋪裝道路面積作為代理變量，用于捕捉交通基礎設施對地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。

（三）數(shù)據(jù)說明與描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來源主要為《中國城市統(tǒng)計年鑒》，部分指標缺失數(shù)據(jù)從《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國交通運輸統(tǒng)計年鑒》、各省區(qū)市國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報以及國家統(tǒng)計局等手工整理獲取?；跀?shù)據(jù)可得性，為盡可能保證統(tǒng)計口徑相同和樣本數(shù)據(jù)的完整，使用插值法對個別缺失數(shù)據(jù)進行填補，最終獲得2005—2019 年275 個地級及以上城市的平衡面板數(shù)據(jù)。

四、實證結(jié)果與分析

（一）基準估計結(jié)果

表2 為使用PSM-DID 方法的基準估計結(jié)果。根據(jù)Hausman 檢驗結(jié)果，采用固定效應模型更加合適，作為對比，列（4）也匯報了隨機效應模型的估計結(jié)果。列（1）只引入自貿(mào)試驗區(qū)的虛擬變量FTZ，列（2）引入控制變量，列（3）進一步引入城市固定效應和年份固定效應。可以看到，三列中FTZ 的估計系數(shù)均顯著為正，表明自貿(mào)試驗區(qū)設立后能顯著促進所在城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，假說H1 得到證實。根據(jù)列（3）中FTZ 的估計系數(shù)，自貿(mào)試驗區(qū)建設能使當?shù)亟?jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)提升約0. 003 9 個單位，這表明自貿(mào)試驗區(qū)建設的確有助于當?shù)亟?jīng)濟發(fā)展質(zhì)量提升，但這一促進作用相對較小，仍有待時間的檢驗?？刂谱兞糠矫?，經(jīng)濟發(fā)展水平、固定資產(chǎn)投資和人力資本與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展顯著正相關(guān)，政府規(guī)模和交通基礎設施對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用不明顯。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗。雙重差分的重要前提假設是，處理組與控制組在政策沖擊發(fā)生前的變化趨勢相同。因此，本文采用事件研究法進行平行趨勢檢驗。具體來說，將自貿(mào)試驗區(qū)設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替換原有FTZ，重新對基準模型進行估計，結(jié)果如圖1所示?？梢钥吹剑谡邔嵤┣?，交互項的估計系數(shù)均在0 附近且不顯著，這表明在自貿(mào)試驗區(qū)政策實施前，處理組城市與控制組城市的變化趨勢并無明顯差異，故滿足平行趨勢假設。在自貿(mào)試驗區(qū)政策實施后，交互項的估計系數(shù)開始呈現(xiàn)波動上升趨勢，且多數(shù)年份顯著為正（為負的年份并不顯著①），這說明盡管自貿(mào)試驗區(qū)政策效應可能在實施過程中有所波動，但總體上仍然有助于促進所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

2. 安慰劑檢驗。本文采用隨機抽取處理組進行安慰劑檢驗，通過從樣本中隨機抽取城市對本文主要結(jié)果進行安慰劑檢驗。本文研究樣本共包括275 個城市，其中48 個為自貿(mào)試驗區(qū)設立所在城市。據(jù)此，先從275 個城市中隨機抽取48 個城市，將其設定為“偽”處理組城市，并將剩余城市設定為未設立自貿(mào)試驗區(qū)城市，由此估計一個錯誤的系數(shù)β^false，再將此過程重復1000 次，產(chǎn)生1000個β^false。圖2 匯報了1 000 次隨機生成處理組的估計系數(shù)核密度及對應P值的分布?？梢园l(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，圖2 中豎虛線代表的是實際估計系數(shù)，與安慰劑檢驗的估計系數(shù)存在較為顯著的差異?？梢姡陔S機分配處理組之后，自貿(mào)試驗區(qū)對當?shù)亟?jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響并不明顯，從“反事實”的角度證實了自貿(mào)試驗區(qū)建設確實有助于促進所在城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的提升。

3. 其他穩(wěn)健性檢驗。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。兩種匹配方法下對應的估計結(jié)果如表3 列（1）、列（2）所示，可以看到，兩種匹配方法下FTZ 的估計系數(shù)仍顯著為正，與基準估計結(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，相應的估計結(jié)果如表3 列（3）所示。可以看到，F(xiàn)TZ 的估計系數(shù)仍顯著為正，與基準估計相一致。第三，考慮疊加政策的影響?？紤]到除自貿(mào)試驗區(qū)政策外的一些疊加政策（如開發(fā)區(qū)設立）也會影響地區(qū)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，所以為避免遺漏這些重要因素，本文選取國家級經(jīng)濟技術(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)試驗區(qū)建設依然能夠顯著促進所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第四，更換因變量測度方法和指標。一是使用SBM-DEA 模型重新測算經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)（TE）③，二是改用主成分分析法重新測算經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)（EHQ_pca）。相應的估計結(jié)果分別匯報于表3 列（5）、列（6），可以看到FTZ 的估計系數(shù)仍顯著為正，與基準估計并無二致。第五，剔除直轄市樣本。為避免直轄市的特殊性導致估計結(jié)果發(fā)生明顯偏誤，本文將四個直轄市樣本剔除后再估計，結(jié)果如表3 列（7）所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在去掉直轄市樣本后，自貿(mào)試驗區(qū)建設對城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展仍有顯著的促進作用。

4. 內(nèi)生性問題的處理?？紤]到自貿(mào)試驗區(qū)建設與經(jīng)濟高質(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)試驗區(qū)的設立作為因變量，將先前的經(jīng)濟發(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)系導致的內(nèi)生性問題。表4列（1）估計結(jié)果顯示，先前的EHQ 未通過顯著性檢驗，表明城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展似乎沒有導致自貿(mào)試驗區(qū)的設立，即反向因果關(guān)系并不存在，由此導致的內(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）以及當期降雨量（iv₃）作為城市是否被納入自貿(mào)試驗區(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)濟發(fā)展水平高度相關(guān)，從而可能與是否納入自貿(mào)試驗區(qū)試點相關(guān)，符合工具變量相關(guān)性假設;同時當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展質(zhì)量對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。第二，國家在選擇自貿(mào)試驗區(qū)試點過程中，可能會考慮到城市的貿(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，選取當期降雨量符合工具變量相關(guān)性假設;同時降雨量主要是由氣候和地理條件所決定，而不受經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響，故而又滿足工具變量外生性假設。

使用工具變量的估計結(jié)果見表4 列（2）。首先，第一階段估計結(jié)果中，三個工具變量中，iv₁、iv₃與時間分組變量post 交互項系數(shù)均在1%水平上顯著為正，iv₂與post 交互項系數(shù)不顯著，整體上說明了工具變量與城市是否納入自貿(mào)試驗區(qū)試點顯著相關(guān)。其次，Anderson canon. corr. LM 檢驗、Cragg-Donald Wald F 檢驗的結(jié)果均顯示拒絕原假設，進一步說明工具變量與內(nèi)生變量之間具有較強相關(guān)性。最后，Sargan 檢驗對應的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別的原假設，說明工具變量是外生的。相較于基準回歸結(jié)果，F(xiàn)TZ 的估計系數(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低估自貿(mào)試驗區(qū)對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的政策效應。

5. 考慮多期雙重差分法估計結(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由于存在“異質(zhì)性處理效應”導致估計結(jié)果發(fā)生較大偏誤[18] 。為此，本文參照Goodman-Bacon[19] 的DID 估計量分解方法，對處理組和對照組進行Bacon 分解，結(jié)果如表5所示。可以看到，以較早設立自貿(mào)試驗區(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%，而以從未設立自貿(mào)試驗區(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 模型估計自貿(mào)試驗區(qū)政策效應的偏誤較小，基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

（四）機制檢驗

為檢驗自貿(mào)試驗區(qū)建設是否可以通過制度效應、貿(mào)易效應、投資效應和金融效應等方面促進所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，本文借鑒江艇[20] 的做法，構(gòu)建如下計量模型進行機制檢驗：

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

表7 匯報了影響機制的檢驗結(jié)果。根據(jù)列（1）估計結(jié)果，F(xiàn)TZ 的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，這表明自貿(mào)試驗區(qū)建設可以有效促進所在城市行政效率提升，改善制度質(zhì)量，進而對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生顯著促進作用。同理，列（2）至列（4）中，F(xiàn)TZ 的估計系數(shù)均顯著為正，表明自貿(mào)試驗區(qū)建設還能通過促進外資流入、擴大貿(mào)易規(guī)模、改善金融配置效率等渠道，助力所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。綜上，自貿(mào)試驗區(qū)建設對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的制度效應、投資效應、貿(mào)易效應和金融效應均顯著存在，假說H₂得到證實。

五、自貿(mào)試驗區(qū)建設對城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的空間效應檢驗

前文已經(jīng)證實，自貿(mào)試驗區(qū)建設能夠顯著促進所在城市經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。但是，我們僅僅考慮了自貿(mào)試驗區(qū)政策實施對所在城市的直接效應，并未考慮其對周邊城市的間接影響。事實上，自貿(mào)試驗區(qū)設立對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的推動作用，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現(xiàn)的。為了回答這個問題，本文進一步采用空間雙重差分法構(gòu)建如下空間計量模型進行檢驗：

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雙重差分的估計結(jié)果如表8所示。可以發(fā)現(xiàn)，列（1） 中FTZ 的估計系數(shù)仍然顯著為正，空間項的估計系數(shù)顯著為負，說明地理上越接近自貿(mào)試驗區(qū)的城市，其經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量在自貿(mào)試驗區(qū)設立后受到的負面作用越大，該結(jié)果表明自貿(mào)試驗區(qū)建設存在一定虹吸效應。此外，根據(jù)列（2） 和列（3） 的估計結(jié)果，自貿(mào)試驗區(qū)建設對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的直接效應為正，但對鄰近城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的間接效應為負，這再次表明自貿(mào)試驗區(qū)建設會汲取鄰近城市的資源與要素，造成資源的擠占，進而對周邊鄰近城市經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生一定程度的虹吸效應。

六、結(jié)論與政策建議

本文將自貿(mào)試驗區(qū)設立視為一項準自然實驗，以2005—2019 年275 個城市為研究樣本， 使用PSM-DID 方法評估自貿(mào)試驗區(qū)建設對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響效應及作用機制。主要結(jié)論為：（1）自貿(mào)試驗區(qū)建設能夠顯著促進所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。（2）分地區(qū)看，內(nèi)陸地區(qū)自貿(mào)試驗區(qū)對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用強于沿海地區(qū);在沿海地區(qū)中，自貿(mào)試驗區(qū)建設對所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用在長三角地區(qū)更加突出。（3）分批次看，相較于第二批和第四批自貿(mào)試驗區(qū)，第一批和第三批自貿(mào)試驗區(qū)建設更加顯著促進了所在城市經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。（4）機制檢驗表明，自貿(mào)試驗區(qū)建設能夠通過制度效應、投資效應、貿(mào)易效應及金融效應等促進所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。（5）空間DID 模型檢驗表明，自貿(mào)試驗區(qū)建設在促進所在城市經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的同時，也會對相鄰城市的經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量產(chǎn)生虹吸效應。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文政策建議如下：第一，積極落實自貿(mào)試驗區(qū)提升戰(zhàn)略，以更高水平開放推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。對標世界高水平自貿(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)化服務體系，著力推進金融領(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”，以更高水平的對外開放助力經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第二，立足地區(qū)特點，推動不同自貿(mào)試驗區(qū)因地制宜發(fā)展。隨著國內(nèi)自貿(mào)試驗區(qū)數(shù)量越來越多，各地亟需立足自身特色，探索自貿(mào)試驗區(qū)的差異化發(fā)展路線。各地應聚焦產(chǎn)業(yè)特色，立足自身比較優(yōu)勢，主動對標國際高標準規(guī)則體系，著力推進制度集成創(chuàng)新，同時加強與經(jīng)濟園區(qū)、海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)域等經(jīng)濟功能區(qū)的聯(lián)動發(fā)展，探索符合自身特色的自貿(mào)試驗區(qū)建設之路。第三，注重地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展，釋放自貿(mào)試驗區(qū)對周邊地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的外溢效應。本文研究表明，自貿(mào)試驗區(qū)建設會對周邊鄰近地區(qū)的資源與要素產(chǎn)生虹吸效應，進而對地區(qū)間協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生一定負面作用。由此，對于自貿(mào)試驗區(qū)周邊地區(qū)，應積極借鑒自貿(mào)試驗區(qū)發(fā)展的成功經(jīng)驗，不斷優(yōu)化營商環(huán)境，提升當?shù)刭Q(mào)易與投資合作水平，增強自身經(jīng)濟競爭力;同時還應主動與自貿(mào)試驗區(qū)進行政策對接，構(gòu)建產(chǎn)業(yè)間的雙向互動關(guān)系，更好承接和吸收自貿(mào)試驗區(qū)建設的輻射和帶動效應。

責任編輯：關(guān)華