自贸区设立与区域协同开放

刘秉镰 边杨

摘要：自贸区作为我国经济升级的聚焦点，对促进区域协同开放、推动全面开放新格局的形成具有重大作用。以要素流動为切入点，引入边界变量模拟地方行政管理及机制体制障碍对于要素流动的约束，分析自贸区设立促进区域协同开放的机理，并使用双重差分法进行实证检验。以京津冀为例的计量结果显示，京津冀存在边界效应，边界效应年均下降0.2%～0.3%，自贸区设立可使京津冀边界效应下降速度加快0.3个百分点左右，有利于降低区域要素流动阻力，提高区域协同开放水平。

关键词：自贸区;协同开放;边界效应;双重差分法

中图分类号：G122   文献标识码：A   文章编号：1007-2101（2019）01-0090-12

一、引言

我国改革开放的40年是不断融入全球化的40年。伴随着国际分工体系的演化，我国的开放大体历经以沿海开放为重点的探索性开放阶段（20世纪八九十年代）、全方位对外开放格局的形成阶段（21世纪初期）和全面开放格局的升级阶段（2008年金融危机以来）三个阶段。从最初的尝试性打开国门到成为全球制造中心，改革开放极大地释放了制度红利、人口红利和全球化红利。但金融危机爆发以来国际经济环境发生重大变化，全球固有分工体系受到冲击，这对我国融入全球化提出了更高要求。我国需要在全球经济中重新定位，在继续发挥全球制造中心作用的同时，逐步扮演全球市场大国的角色（刘鹤，2013）。为此，十九大报告指出中国特色社会主义新时代要以“一带一路”建设为重点，坚持引进来和走出去并重，遵循共商共建共享原则，加强创新能力开放合作，形成陆海内外联动、东西双向互济的开放格局。全面开放的新格局，不仅要求提高外向型经济发展水平，也要求提升外向型经济发展质量，更要求打开国内区域合作局面，促成区域协同开放。自贸试验区（以下简称为“自贸区”）是当前我国高水准的开放制度试验，未来将拥有更大的改革自主权，其设立对促进区域协同开放、推动全面开放新格局的形成具有重大作用。笔者围绕自贸区设立影响区域协同开放水平这一问题展开，以京津冀为例，研究主要包括两个方面。一是测度区域协同开放水平及其变化趋势，二是探讨自贸区设立促进区域协同开放的机理。

针对研究内容一，笔者借鉴刘秉镰（2017）提出的区域协同开放概念，即区域协同开放是指区域内部或不同区域之间，以调整优化区域生产力布局为导向，通过区域深度合作与协同发展，破除行政管理和体制机制障碍，推动要素资源跨区域自由流动，构建统一开放的区域市场体系，进而更好地参与全球价值链分工，提升区域整体外向型经济发展水平。从学术角度对区域协同开放进行内涵界定，从这一内涵出发衡量区域协同开放水平需要对区域要素流动程度、区域外向型经济发展水平进行测算。这不同于国际上大多数国家在国内区际贸易开展相对成熟后实行对外开放的发展战略，我国各地在国内区际存在大量贸易壁垒时就积极对外开放（叶劲松等，2003），这一发展路径使得我国在推动对外贸易方面取得巨大成就，但国内市场分割壁垒严重，国内市场一体化方面做得不成功，难以充分发挥大国经济所拥有的独特优势（Poncet，2003;叶劲松等，2003）。国内市场分割阻碍了要素的空间自由流动和合理有效配置，与新时期我国深化完善市场经济体制改革、发挥市场在资源配置中决定性作用的发展要求相悖。为此，破除行政管理和体制机制障碍，构建统一开放的区域市场体系迫在眉睫，这也是我国更好参与全球价值链分工，提升区域整体外向型经济发展水平的前提（刘秉镰，2017）。并且，陆铭等（2009）经实证发现我国经济开放程度强的省份，其地方政府为实现国际市场所带来的规模效应会主动放弃国内市场的规模效应，致使市场分割加剧。如若同时测度区域要素流动程度、区域外向型经济发展水平两项指标来综合反映区域协同开放水平会出现较大偏误。并且，当前区域行政壁垒造成的国内市场分割下的要素流动不自由是我国构筑全面开放新格局的短板，也是区域外向型经济发展水平进一步提高的瓶颈。特别是北京市、天津市外向型经济十分发达，京津冀地区整体市场分割程度虽呈收敛趋势，但依然存在（江曼琦等，2015）。针对这样的地区，以区域要素流动程度单一指标反映区域协同开放水平更为适宜。

针对研究内容二，自贸区肩负着我国在新时期加快政府职能转变、积极探索管理模式创新、促进贸易和投资便利化，为全面深化改革和扩大开放探索新途径、积累新经验的重要使命①，其设立有助于破除区域行政壁垒，优化区域开放环境。自贸区既触及当前全面深化改革中最敏感、最核心和最艰难的问题，如行政管理体制改革等，又涵盖具有国际前沿视野的创新议程，如发展离岸金融业务等（盛斌，2015）。从自贸区的区域服务属性看，其政策任务是以优化营商环境和经验复制推广为目的和结果的。围绕自贸区政府职能转变、贸易便利化、投资便利化、金融自由化等基本任务，精简办事流程、负面清单、通关一体化等系列改革措施的推进实施，一方面使得本土营商环境得以优化，另一方面形成可复制可推广的成功经验。营商环境的优化使得开放的理念扎根本土并向区域辐射，产生扩散效应;经验复制推广促使区域内各级政府机构积极效仿并创新性推行行政机制体制改革，产生学习效应。两种效应叠加作用下有助于破除区域行政壁垒，促成区域协同开放和发展。本文使用双重差分法进一步实证检验自贸区设立与区域协同开放的因果关系。

二、文献综述

交易成本的存在阻碍区域要素流动。从表面上看，由于要素的趋利性特征，各种要素向回报率高的地区或部门转移，这在区内表现为资源的重新配置过程，在区际表现为经济发展水平较高地区生产要素的聚集过程;从更深层次上看，要素的区域流动与产品的区域流动密切相关，受到产品异质性、同质产品价格差异等影响。交易成本是区域要素流动的阻力，它是距离的增函数，除去单纯的地理距离产生的运输成本②，制度层面上，因地区间不同的地方性法规、地方性保护政策等导致的成本也会通过影响交易成本而阻碍要素流动。

边界变量可对制度层面的交易成本进行模型化处理，测算边界效应比测算市场分割指数更能反映影响市場一体化的制度问题。所谓“边界”，是指在边界内存在行政管理的一致性、政策的一致性和自然条件的相似性（黄新飞等，2013），而边界的存在像一堵无形的高墙，阻碍要素跨区域的高效流动，从而对跨边界的社会、经济行为产生影响（王成龙等，2016）。边界变量是由McCallum（1995）率先引入到贸易引力模型中分析跨区域的贸易关系。随后，Poncet（2003）使用“边界效应”方法，研究了中国各省国际和国内市场一体化，认为我国的国内市场分割壁垒相对于国际贸易壁垒更为严重。Evans（2003）指出，区域之间（含国家之间）的产品同质性、区域间贸易管制（如关税或地方保护）是边界效应产生的主要原因。赵永亮（2012）、王成龙等（2016）指出我国的边界效应产生的重要因素是行政垄断、财政分权等行政要素。范剑勇等（2011）认为相较于区域之间产品同质性，地方保护是构成我国边界效应的主要份额。众所周知，我国省份间、城市间普遍存在市场分割，市场分割指数是描述市场分割程度的常用方法（桂琦寒等，2006;陆铭等，2009;江曼琦等，2015;付强，2017）。市场分割包括被动型市场分割和主动型市场分割，前者指由自然壁垒导致的市场分割（主要指地理距离），后者指由地方政府主导实施的市场分割（主要指地方保护行为）。但单纯测算市场分割指数无法识别出两种类型市场分割的比重以及变化趋势。与之相比，边界效应可以将地方行政管理及机制体制障碍对于要素流动的约束这一主动型市场分割问题进行更好模拟。

现有文献研究自贸区的政策影响主要围绕经济效应展开，涉及如下三个问题：第一，自贸区建设对区域经济发展的影响，陈林等（2014）认为建立并推广自由贸易区，放松壁垒，可能会带来“转移支付”“扩大内需”“价格平抑”以及“国产化”等积极政策效应;晁钢令等（2013）、陈琪等（2014）、杨向东（2014）、谭娜等（2015）、王利辉等（2017）认为上海自贸区对上海市经济有显著促进作用，促进机制体现在自贸区内资源配置效率提升、“负面清单”等政策工具降低交易成本、政府职能的改革和精简释放政策红利等方面，上海自贸区建设对上海市人均GDP、固定资产投资、工业增加值及进出口总额等均具有显著正向影响;刘秉镰等（2018）进一步将分析扩大到四大自贸区③，指出四大自贸区设立均对各城市经济运行产生不同程度的显著正向影响。第二，自贸区建设对区域投资和贸易便利化发展的影响，陈爱贞等（2014）、陈霜华等（2014）指出上海自贸区有助于推动区内服务贸易自由化进程。第三，自贸区建设对产业集聚的影响，黄玖立等（2013）认为设立经济特区（含自贸区）的城市在契约密集型行业发展上具有比较优势;魏丹等（2015）认为自贸区会产生产业区位转移效应，上海自贸区建立会引发产业从国内外未实行自由贸易区的地区向上海自贸区转移，其程度取决于各地经济规模和贸易自由度。

定量研究自贸区的经济影响主要通过自然实验、反事实估计等方法。谭娜等（2015），项后军、何康（2016），王利辉、刘志红（2017）均运用反事实政策效应评估法、双重差分模型、合成控制法等对上海自贸区成立与人均GDP、固定资产投资、工业增加值及进出口总额等进行了因果关系检验，认为自贸区设立具有正向的经济效应。刘秉镰等（2018）进一步将分析扩大到四大自贸区，使用合成控制法分析得出四大自贸区设立对各城市经济作用效果不同但均显著为正的结论。

综上所述，现有研究存在如下不足：（1）研究自贸区设立的影响重经济效应轻改革效应。自贸区不同于一般的经济特区，其影响效应不仅限于经济效应层面更应涉及改革效应。（2）边界虚拟变量的设置问题存在争议。虽然边界效应是较好的模拟区域间制度性壁垒的工具，但其测度存在较大争议，特别是边界虚拟变量设置的不同会影响研究结论。（3）自然实验方法划分实验组和控制组不够科学。在使用DID方法检验因果关系时，最关键的是划分实验组和控制组。设立自贸区不是一项单纯的随机实验或自然实验，实验组和控制组选择不合理会使模型结果失信，这在现有文献中基本达成共识，但并未给出可行的解决方案。

基于此，笔者以京津冀为例作出如下尝试：（1）在研究视角上，从改革角度入手，研究自贸区设立对区域协同开放的影响。成熟的自由贸易区需具备如下特征：第一，人员、资本、货物、服务进出自由。第二，依托大城市或城市群及外向型产业集群而发展。第三，营商环境优越，管理机构高效权威。其设立可缩短国家之间边界，降低交易成本，促成国家间市场一体化发展（Krugman，1993;Venables，2003）。相较于国际通行的自由贸易区，我国的自贸区内涵更为丰富。除试验国际规则外，我国自贸区还肩负着新时期加快政府职能转变、积极探索管理模式创新、促进贸易和投资便利化，为全面深化改革和扩大开放探索新途径、积累新经验的重要使命。自贸区通过建立符合国际规范和治理要求的跨境投资与贸易规则体系，利用全球新格局新规则倒逼中国经济体制改革，着力解决长期以来存在的市场体系不完善、政府干预过多和监管不到位等问题，有助于推动我国全面深化市场经济制度的改革步伐;通过先行先试机制形成政府职能转变、投资和贸易便利化、金融自由化等经验，并率先在区域内复制推广，有助于服务区域发展战略。自贸区建设的推进，对于优化区域营商环境，缩短区际、城际边界，降低交易成本，促成区域市场一体化发展等具有重大的改革意义。（2）在研究方法上，设置两种边界虚拟变量。现有文献一般参考行政边界设置边界虚拟变量。笔者认同这一观点，并在此基础上增加参考城市间产业结构相似度设置边界变量，提供稳健性检验依据。研究指出，地区行政垄断会促进产业结构趋同（于良春等，2008），并且在产业同构程度较高的地区之间确实存在着阻碍市场竞争正常进行的持续市场分割（付强，2017），城市间产业结构相似度可作为识别边界效应的方法。在使用双重差分法时，利用多维数据划分实验组和控制组。一方面使用城市间面板数据将同一城市群内含自贸区的城市组合作为实验组，其他城市组合作为控制组;另一方面使用城市群面板数据将含自贸区的城市群作为实验组，其他城市群作为控制组。通过多维数据分析同一问题，比较不同实验组和控制组设置方案下的计量结果，提高研究的可信度。

三、理论框架

一价定律是指假定其他条件不变，在有效的市场下，任何同质商品的价值应该等同。考虑到地区之间存在交易成本，从一价定律出发，地区间贸易将持续进行，直至两地间同质商品价格差异小于其交易成本。假设有两个地区i和j，Pin为地区i的商品n的价格，Pjn为地区j的商品n的价格，Lnij表示地区i和j的商品n的相对价格，Lnij=Pin/Pjn。Tnij表示商品n在地区i和j之间的交易成本，Tnij受地区i和j之间的距离以及地方保护等行政障碍影响。借鉴Engel（1996）、Parsley（2001）、黄新飞（2013）等人的处理方法，笔者作如下推导。

公式（5）中，β1表示距离所带来的价格波动的上升数值，β2表示跨边界所带来的价格波动的上升数值。被解释变量σ（lnijt）表示时刻t商品n在地区i和j之间的价差波动情况，传统理论解释价格波动的成因主要有需求推动型、成本推动型、结构型通胀、输入型通胀四种机制（高波等，2016）。从需求理论出发，城市化水平、GDP水平是导致价格波动的关键（李卫林，2012）;从成本理论出发，工资上涨是现阶段导致我国通胀的重要成因（范志勇，2008;彭方平等，2012）。为此，笔者将地区间的城市化水平差距、GDP水平差距和工资水平差距纳入到分析框架中，以进一步识别城市个体差异，并对估计结果进行稳健性检验。

在Engel（1996）和Parsley（2001）的分析框架中，被解释变量同时包括σ（lnijt）和σ（？驻lnijt）σ（？驻lniit）两个指标，σ（？驻lnijt）表示时刻t商品n在地区i和j之间的价差一阶差分的波动情况。考虑到我国统计年鉴并未统计商品的绝对价格，只统计体现为物价指数的相对价格变化情况，为此，笔者选取σ（？驻lnijt）作为被解释变量，推导逻辑不变。公式（5）和公式（6）进一步写为：

系数β3代表城市组合的相对价格差异的波动随时间的变动趋势，交叉项t×ln（Dij）的系数β4代表距离变量随时间的变化情况，交叉项t×Borij的系数β5代表边界变量随时间的变化情况。

本文以边界效应反映区域协同开放水平，模型（7）和模型（8）用于测算区域内边界效应水平，其中模型（7）主要用于验证加入控制变量后估计结果的稳健性;模型（9）用于考察区域内边界效应随时间的变化趋势。大量文献指出我国区域间一体化程度在加强，本文依据这一研究观点，模型（9）中估计参数β5若显著为负值，则证实边界效应确实随时间下降。边界效应下降证实区域协同开放水平提升。

為识别自贸区设立对区域协同开放的影响，需将自贸区设立这一事件设置为政策虚拟变量，定量研究政策虚拟变量与边界效应之间的关系。考虑到本文是通过模型估计得到的边界效应，并且学术界关于边界效应的测度、大小尚存在较大分歧和争议（黄新飞，2013）。因此，本文延续使用一价定律模型，在公式（9）的基础上加入政策虚拟变量。

分组虚拟变量反映的是实验组与控制组本身的差异，时间虚拟变量反映的是实验前后两期本身的差异，互动项反映的是政策效应。估计系数β6可反映在设立自贸区对于区域价格波动的标准差的影响。若β6为负，说明自贸区设立有助于降低区域价格波动的标准差，促成区域市场一体化发展。比较加入虚拟变量前后估计系数β5的动态变化，可以识别自贸区设立这一政策事件对区域边界效应的影响。若加入政策虚拟变量之后β5明显下降，说明自贸区设立可加快边界效应下降速度，有助于提升区域协同开放水平。

四、京津冀边界效应及其变化趋势测度

依据行政区划和产业结构相似度分别定义边界虚拟变量，并通过一价定律法测度京津冀边界效应的大小及变化趋势。京津冀地区的研究尺度细化到13个地级市及以上城市④。研究周期设定为2003—2016年。

（一）模型选择与变量说明

选取一价定律法测算京津冀边界效应，依据文中推导的公式（7）：

其中，σ（lnijt）为京津冀地区两两城市间的第n种商品的相对价格一阶差分的标准差，Dij为京津冀地区两两城市间的地理距离，Borij为京津冀地区两两城市间边界虚拟变量，若城市间存在边界效应取1，否则取0。按文中推导，京津冀边界效应受β2和β2两个指数共同影响。为测度这一边界效应，需要设置边界虚拟变量测算京津冀两两城市间价格波动情况及京津冀两两城市间地理距离。

1. 京津冀两两城市间边界虚拟变量设置。从两个角度出发设置边界虚拟变量。第一是参考行政边界设置边界虚拟变量Borij1。将北京市、天津市和河北省交叉城市的边界虚拟变量设为1，其他的城市组合虚拟变量设为0，即假定河北省内城市间不存在边界效应。第二是参考城市间产业结构相似度设置边界虚拟变量Borij2。将产业结构相似度高的城市组合的边界虚拟变量设为1，其他的城市组合虚拟变量设为0。

Borij1=1，北京市、天津市和河北省交叉城市0，河北省内城市（11）

公式（11）中，Sij代表京津冀地区城市i和j的产业结构相似系数，Sij代表京津冀地区所有城市组合的产业结构相似系数的平均数。产业结构相似系数测算公式为：Sij=，n代表工业行业数，Xik代表城市i第k行业就业人数占整个工业就业人数的比重，Xjk代表城市j第k行业就业人数占整个工业就业人数的比重，数据来源于《中国城市统计年鉴》（2004—2017）。

2. 京津冀两两城市间价格波动测算。借鉴黄新飞（2013）、江曼琦等（2015）的处理方法来测算京津冀两两城市间价格波动情况。数据来源于国家统计局、《河北省经济年鉴》（2003—2017年）中的各市居民消费价格分类指数。统计的商品类型包括食品、烟酒及用品、衣着、家庭设备用品及维修服务、医疗保健和个人用品、交通和通讯、娱乐教育文化用品及服务和居住等8类。缺失数据使用插值法补充。测算得到（13×12）×14的面板结果，其中13代表京津冀13个城市，13×12代表京津冀两两城市组合数，×（13×12）代表剔除重复项之后的京津冀两两城市组合数，14代表2003—2016年的14期时间序列数据。结果显示：（1）京津冀各城市相对价格波动均呈现下降趋势。2016年京津冀地区平均相对价格波动标准差较2003年下降超50%，虽然个别年份存在指数上扬情况（如2010年），但整体呈下降趋势，表明京津冀地区市场一体化程度在加强。（2）京津冀各城市相对价格波动存在差异。其中，天津市价格波动最大，超出京津冀地区均值18%左右，表明天津市与京津冀其他城市间市场分割严重。（3）天津与京津冀各城市间相对价格波动呈下降趋势。2016年指数数值比2003年下降70%，表明天津市在积极推进与其他城市的市场一体化，并取得一定成效。（4）除与北京市外，天津市与区域内相邻城市组合的一体化水平普遍较与不相邻城市组合要差，表明天津市存在较强的地方市场保护。

3. 京津冀两两城市间地理距离。使用Arcgis软件OD-MATRIX方法计算各城市中心的地理距离，城市中心点设置为市政府所在地。

（二）结果分析

本部分的实证包括三部分。第一是基于公式（7），分别使用Borij1和Borij2进行面板回归，判断京津冀地区是否存在边界效应，设置两种边界虚拟变量可供验证模型稳定性;第二是基于公式（8），将城市间的城市化水平差距、GDP水平差距和工资水平差距三个控制变量纳入到分析框架中，识别城市个体差异，对公式（7）的估计结果进行稳健性检验;第三是基于公式（9），在公式（7）的基础上逐步加入时间趋势变量t、时间趋势变量与距离变量的交叉项以及时间趋势变量与边界变量的交叉项，分析京津冀地区边界效应的变化趋势。变量的统计性描述见表1。

1. 京津冀地区边界效应估计。利用公式（7）在模型（1）中使用以行政边界定义的边界虚拟变量进行面板回归，在模型（2）中使用以产业结构相似度定义的边界虚拟变量进行面板回归。模型估计结果（见表2）显示，距离与边界变量的回归系数β1和β2均通过显著性检验，京津冀确实存在边界效应。行政边界虚拟变量和产业结构边界虚拟变量的设置均有效，产业结构边界虚拟变量的引入进一步提高了模型的稳健性和可信度。

2. 加入控制變量的京津冀地区边界效应估计。利用公式（8）在模型（1）的基础上逐步加入城市间的城市化水平差距（lncsh）、GDP水平差距（lngdp）和工资水平差距（lngz）三个控制变量进行面板回归。逐步加入控制变量进行回归后，距离与边界变量的回归系数β1和β2均通过显著性检验，且与模型（1）估算结果基本一致，进一步验证了模型估计结果的稳健性。加入控制变量后，模型的拟合优度有所提高。

3. 京津冀地区边界效应变化趋势。利用公式（9）在模型（1）和模型（2）的基础上，逐步加入时间趋势变量t、时间趋势变量与距离的交叉项、时间趋势变量与边界变量的交叉项并进行面板回归，模型估计结果（见表3）显示模型（3）-（10）中时间趋势变量的估计系数均为负，京津冀城市间价格波动的标准差随时间收敛，京津冀地区市场一体化水平在加强。决定边界效应的距离变量与边界变量的回归系数β1和β2，在加入时间趋势后，系数β2呈上升趋势，系数β2呈下降趋势，按Engel（1996）和Parsley（2001）的估算方法，边界效应均呈下降趋势，下降速度为年均0.2%～0.3%，与黄新飞（2013）得出的国内城市组合边界效应每年减少0.2%的结论基本一致。但这一水平低于美国、日本年均减少0.4%的水平（Parsley and Wei，2011）。

（三）稳健性检验

设置两种边界变量及引入控制变量模拟后，估计结果偏误在可接受范围内，证实模型设置合理，模型估计结果稳健可信。

五、天津自贸区建设对区域协同开放的影响测度

本部分利用双重差分法，通过设置政策虚拟变量，辨识天津自贸区设立与京津冀边界效应下降加快是否存在因果关系。

（一）模型选择与说明

分三步验证天津自贸区建设与京津冀边界效应下降的因果关系。第一步，在公式（9）的基础上进行分段回归。将天津自贸区成立前（2003—2014年）作为阶段一，成立后（2015—2016年）作为阶段二。分别进行面板回归后比较两个阶段的估计参数β5，若两个阶段β5均显著为负且第二阶段的β5较第一阶段更低，则证实天津自贸区设立这一政策事件发生前后，京津冀边界效应出现波动，且天津自贸区设立后京津冀边界效应下降更快。

估计系数β6可反映设立自贸区对于城市群价格波动的标准差的影响。若β6为负，说明设立自贸区有助于降低城市群价格波动的标准差，促成区域市场一体化发展。比较加入虚拟变量前后估计系数β5的动态变化，可以识别设立自贸区这一政策事件对城市群边界效应的影响。

（二）结果分析

1. 京津冀城市面板数据分段回归结果。利用公式（9），使用京津冀城市面板数据进行分段回归，模型（11）和模型（12）分别使用2003—2014年、2015—2016年两期数据，模型中的边界变量是以行政边界定义的边界虚拟变量。

估计结果（见表4）显示，模型（11）和模型（12）中参数β5的估计结果均显著非负，且模型（12）的参数估计值绝对值更大。这表明2014年前后京津冀边界效应出现波动，2014年后边界效应下降速度加快。这一时点与天津自贸区设立时点吻合，但不能说明是天津自贸区设立引致的京津冀边界效应下降速度加快。

2. 以京津冀城市面板数据考察天津自贸区设立的影响。利用公式（10），使用京津冀城市面板数据，比较加入虚拟变量前后的模型（9）和模型（13）的估计结果，模型中bor是以行政边界定义的边界虚拟变量，GD为分组虚拟变量和时间虚拟变量的互动项，可反映政策作用效果。

估计结果（见表5）显示，将自贸区设立于天津市引致京津冀地区城市间价格波动的标准差下降0.79%，有助于促进区域市场一体化发展。加入政策虚拟变量后时间趋势变量与边界变量的交叉项的估计系数β_5进一步下降，边界效应由之前的年均下降0.3%提高到年均下降0.5%，将自贸区设立于天津市可使京津冀边界效应下降速度加快0.2个百分点左右。但通过计算京津冀城市间相对价格波动情况，天津市与各城市间的市场分割情况本身要比其他城市组合严重，虚拟变量的设置方法可能会产生估计偏误。这一结果需要进一步讨论。

3. 以城市群面板数据考察天津自贸区设立的影响。构建城市群面板数据，并利用公式（10），比较加入虚拟变量前后的模型（14）和模型（15）的估计结果。（1）城市群基本情况。截至目前，我国已形成长江三角洲城市群、珠江三角洲城市群、京津冀城市群、中原城市群、长江中游城市群、成渝城市群、哈长城市群、辽中南城市群、山东半岛城市群、海峡西岸城市群、北部湾城市群、关中平原城市群、呼包鄂城市群等13个国家级城市群⑧。除哈长城市群、北部湾城市群、山东半岛城市群、呼包鄂城市群这4个城市群外，其他9个城市群均已设立自贸区，长三角城市群设有两个自贸区（见表6）。

鉴于研究的特殊性，选取北部湾城市群、成渝城市群、长江中游城市群、哈长城市群、关中平原城市群、中原城市群等6个城市群作为京津冀城市群的对照城市群。对照城市群的选择规则有二，第一该城市群跨多省市，第二该城市群在2003-2016年这一时间段内无自贸区。测算2003-2016年京津冀城市群及长江中游城市群等6个对照城市群的相对价格波动指数，结果如图1所示。

图1显示，全样本期内各城市群相对价格波动情况基本一致，2006年、2008年、2011年、2013年出现波谷，2007年、2009年、2012年出现波峰。多数年份下反映京津冀城市群相对价格波动指数的数值趋势线位于其他城市群趋势线的上方，表明京津冀地区市场分割情况较其他城市群严重;随时间推移京津冀趋势线有下滑态势，表明京津冀地区市场一体化程度在加强。特别是在天津自贸区成立后（2015—2016年），京津冀相对价格波动指数明显出现下降，且不同于其他城市群指数出现微升的态势。从简单的数学逻辑上可判断自贸区设立有助于促进区域市场一体化发展，下一步将通过模型进行检验。（2）回归结果。利用公式（10），使用城市群面板数据，比较加入虚拟变量前后的模型（14）和模型（15）的估计结果，模型中bor是以产业结构相似度定义的边界虚拟变量⑨，GD为分组虚拟变量和时间虚拟变量的互动项，可反映政策作用效果（见表7）。估计结果显示，设立自贸区可引致城市群价格波动的标准差下降0.72%，促成区域市场一体化发展。政策作用下，时间趋势变量与边界变量的交叉项的估计系数β5较政策实施前下降0.003，表明政策实施可使城市群的边界效应下降速度加快0.3个百分点左右。与上一步实证得到的将自贸区设立于天津市可使京津冀边界效应下降速度加快0.2个百分点左右的结论基本一致。实证结果证实天津自贸区建设可加快京津冀边界效应下降速度，有助于提升京津冀协同开放水平。

（三）平行趋势检验

为提高模型结果的可信度，本文进行安慰剂检验，第二步实证未通过平行趋势检验;在第三步实证中，一方面将天津自贸区设立时间节点提前至2013年，重新设置虚拟变量，回归结果不显著，平行趋势成立;另一方面将自贸区设立的城市群改为由PSM选出的北部湾城市群，重新设置虚拟变量，回归结果不显著，平行趋势仍然成立。政策实施使京津冀边界效应下降速度加快0.3个百分点左右这一结果可信。

六、结论与启示

中国自贸区是打造中国经济“升级版”的聚焦点，正如加入WTO可激发中国经济的活力，自贸区的设立可促进中国市场经济大发展。现今我国已形成“1+3+7”的自贸区格局，伴随自贸区建设的推进，以政府简政放权为标志的改革将进一步深化，政府与市场的关系将得到更好处理，这有助于区域行政壁垒的破除和区域开放环境的优化，有助于降低区域要素流动障碍，进而促成区域协同开放。本文以京津冀为研究对象，理论推导并实证检验了天津自贸区建设与京津冀协同开放的因果关系，主要结论和政策启示如下。

（一）主要结论

1. 针对外向型经济发展水平较高的区域，以区域要素流动程度反映区域协同开放水平更为适宜。区域协同开放内涵包括区域要素流动程度加深、区域外向型经济发展水平提升两方面。但，同时测度区域要素流动程度、区域外向型经济发展水平两项指标来综合反映区域协同开放水平会出现较大偏误。特别是针对京津冀这样外向型经济发展水平较高的地区，以区域要素流动程度单一指标来反映区域协同开放水平更為适宜。

2. 制度层面的交易成本阻碍区域要素流动，可使用边界变量进行模拟。相对于市场分割指数，边界变量可以更好模拟地方行政管理及机制体制障碍约束要素流动这一主动型市场分割问题。但边界虚拟变量设置的不同会影响研究结论。本文以京津冀为例，从一价定律法出发，参考行政边界和产业结构相似度设置两种边界虚拟变量，均通过显著性检验。模型估计结果证实京津冀存在边界效应且边界效应呈下降趋势，下降速度为年均0.2%～0.3%，京津冀区域协同开放水平在逐步加强。

3. 自贸区设立可加快边界效应下降速度，提升区域要素流动性，促进区域协同开放。以京津冀为例，天津自贸区设立与京津冀边界效应下降存在因果关系。双重差分法下天津自贸区设立可使京津冀边界效应下降速度加快0.3个百分点左右，有利于降低区域要素阻力，提高区域协同开放水平。

（二）政策启示

1. 积极推进已有自贸区建设。利用自贸区的试验功能，充分发挥其经济效应和改革效应，不断优化本土营商环境并在区域内及全国范围复制推广成功经验，深化政府职能转变，探索政府与市场关系的处理新方案，降低区域边界效应，减轻区域要素流动阻力，促成区域协同开放。

2. 合理推进新自贸区设立。自贸区设立对城市和区域发展大有裨益，但成熟的自贸区要依托于大城市群和外向型产业集群而发展，设立自贸区不可盲目跟风，否则会使政策失效。考虑到我国区域发展的复杂性，建议在内陆特别是“一带一路”沿线已形成一定经济规模的城市群设立自贸区，促成我国全面开放新格局的形成。

3. 加强各自贸区的交流和联系。各自贸区试验内容侧重点不同，加强自贸区间交流和联系，聚集各方力量，对重大改革任务集中攻坚、集成突破，有助于加快推进区域协同开放，打造立体全面、协同共兴的开放格局。

注释：

①引自《中国（上海）自由贸易试验区总体方案》（2013）。

②本文所指的运输成本采用萨缪尔逊的“冰山运输成本”概念，即假定贸易成本是商品在始发地到目的地途中的损耗，参见：P.A.Samuelson，1952，1954，“The Transfer Problem and Transport Costs：I，The Terms of Trade When Impediments Are Absent，II，Analysis of Effects of Trade Impediments”，The Economic Journal，57，278-304;59，264-290。

③四大自贸区指上海自贸区、广东自贸区、福建自贸区和天津自贸区。

④京津冀地区13个城市为（按首字拼音排序）：保定、北京、沧州、承德、邯郸、衡水、廊坊、秦皇岛、石家庄、唐山、天津、邢台、张家口。

⑤城市群面板数据在结果分析部分加以说明。

⑥城市群内部距离的测算采取Leamer（1997）提出的测算方法，测算公式为distrr=，其中area代表该区域的土地面积，城市群土地面积数据来源于国家发改委的相关文件。

⑦城市群边界虚拟变量设置同上文Bori2，以城市群内部的产业结构相似度为准判断城市群内部是否存在边界效应。

⑧资料来源：国家发改委官方网站。

⑨上文证实以行政区划定义的边界虚拟变量和以产业结构相似度定义的边界虚拟变量均有效，考虑到选择的城市群均跨多省市且经济发展环境和水平存在较大差异，单纯考虑行政区划定义边界虚拟变量会使结论经济内涵降低，故本处以城市群内部的产业结构相似度定义边界虚拟变量。

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责任编辑：李金霞