自贸区是地区贸易发展中的“制度高地”还是“政策洼地”——基于空间双重差分模型的检验

周祥军，高宇颖

(大连大学 a.现代服务业国际合作研究中心；b.国际学院，辽宁 大连 116622)

引 言

自由贸易区的理论基础最早起源于亚当·斯密消除贸易关税壁垒、实行自由贸易的经济自由理论。这种经济贸易自由化建立在比较优势的基础上，为了发挥比较优势，各国家和地区积极开展合作，积极推动区域经济一体化。中国自2013年9月开始建立上海自由贸易区，目前已经相继批设了五个批次18个自贸试验区，不同的自贸试验区根植于地区经济并形成了不同的重点建设方向和特色。在国际单边主义、贸易保护主义抬头、逆全球化的国际背景下，这是中国推进经济全球化、采取开放政策最具重要意义的方案。从空间格局来看，我国已经逐步建立了从南部地区到北部地区、从沿海省份到内陆省份的“1+3+7+1+6”广泛覆盖的雁阵空间格局。连点成线、连线成面，形成对外开放的前沿地带，全方位发挥沿海地区对腹地的辐射带动作用，更好地服务陆海内外联动、东西双向互通的对外开放总体布局。内陆自贸试验区集聚布局，内陆五省份(河南、湖北、重庆、四川、陕西)自贸试验区集中连片布局，与长江经济带发展国家战略遥相呼应，成为中西部开放的新高地。

国家建立自贸区的初始定位是逐步将自贸区打造成“制度高地”而非“政策洼地”。经过多年的发展，从最早的上海自贸区到辽宁自贸试验区再到包括山东、江苏、广西、河北、云南、黑龙江自贸试验区等五批自贸试验区，自贸区的战略定位由最初的“经贸合作”到“互联互通”再到“建设开放型世界经济”，其战略定位不断提升。各自贸区以“制度创新高地”为标准，根植于所在地区的经济发展，本着为地方谋发展的目的，明确了各自的特色和发展重点，以期形成具有实际应用特征的创新案例和地方经验，从而不断增强自贸区的开放层次、营商环境以及对地区经济的辐射作用。18个自由贸易区战略定位如表1所示。

从表1中可以看出，我国18个自由贸易试验区已经形成了根植于地方经济、带有不同特色的发展格局。自贸试验区战略布局不断优化，主动服务和融入“一带一路”建设、京津冀协同发展、长三角一体化发展、东北振兴、海洋强国、创新驱动发展等国家重大战略。自贸区在对外贸易方面也发挥了重要作用，据商务部统计数据显示，2019年上半年自贸区实现进出口总值1.61万亿元人民币，同比增长4.3%，占我国同期外贸总量的10.97%；实际使用外资同比增长20.1%，占比为14.5%。自由贸易试验区在对外贸易方面的发展是通过制度红利驱动还是依靠政策洼地对周围地区资源产生虹吸效应获得呢？自贸区建立的初衷是通过“制度高地”对周围地区产生溢出效应，而非“政策洼地”以吸取周围资源发展自身，在实际设立过程中自贸区产生了何种经济效果尚需进行检验。在评价自贸区经济效果的同时，研究自由贸易试验区设立对所在省份贸易发展的影响及对临近省份的空间溢出效应，是进一步完善自贸区战略布局、优化经济布局、促进区域协同发展的关键。

国内外学者针对自由贸易区与地区经济贸易关系问题的研究，主要以局部某一特定自贸区为研究对象，得出了两种截然不同的结论。一种是消极否定的结论，Young(1987)研究发现，如果通过降低中间产品的关税和减少免税区内外资的税收形成自贸区，会对国内其他地区的资源产生虹吸效应，这会造成国内经济发展的扭曲，并可能降低东道国的国民收入和福利[1]。Seyoum(2012)对美国自由贸易区的政策效果进行了评价，结论表明自由贸易区引发贸易逆差扩大不利于本国经济的发展，进一步提出开放整体国家而非建立部分自由贸易区的建议[2]。Jenkins等(2019)对多米尼加自贸区的减税制度进行研究，发现自贸区在一定程度加速地区间不均衡发展，阻碍自贸区内外的贸易流通，产生扭曲成本，对区域经济产生一定的负面影响[3]。Hamilton (1982) 考虑了不同类型的贸易壁垒和自贸区，以及自由贸易区的开放对区域经济的影响，结论表明不同类型的外资流入及贸易都会降低本地区社会福利的结论[4]。陈林(2014)基于新贸易理论通过构建动态理论模型并进行数值模拟建立并推广自由贸易区，自贸区对外贸易会使合资企业冲击本土企业，造成本土企业经济利润受到损害，影响到地区经济[5]。陈林(2019)对自贸区的贸易红利进行研究,自由贸易试验区对进口产生了显著的正面影响,对出口的作用并不明显,但对进出口产生了积极影响，对所在地的外资利用水平并未产生明显的作用[6]。黎绍凯(2019)认为上海自贸区短期内对其他省市产业结构升级效应影响不明显,甚至存在一定的负向效应[7]。积极引导区内产业结构优化升级、扩大自贸区建设的区域示范溢出效应将是未来自贸区的重要发展方向。

另一种观点认为，自由贸易试验区通过制度创新带来的制度红利有利于打破贸易壁垒和市场分割，有助于推动贸易便利化及地区贸易水平的提升。就研究方法而言，该类文献主要运用合成控制法、双重差分法及GTAP等方法对某一特定自贸区进行研究(Hendrawan,2012；Pak和Majd,2011；成艳萍和王浩,2020；刘秉镰和王钺,2018；聂飞,2020；谭娜等,2015；王利辉和刘志红,2017；张军等,2018)[8-15]。围绕上海自由贸易试验区开展研究的文献居多，研究上海自贸区对上海地区的创新水平、固定资产投资、进出口总额、资本流动、工业增加值的影响。结论中除了货物贸易出口指标不显著外，其他指标都具有统计显著性，说明上海自贸区对上海地区的贸易水平有显著的促进作用(刘秉镰和王钺,2018；谭娜等,2015；王利辉和刘志红,2017；黄启才,2018；项后军等,2016；殷华和高维和,2017)[11，13-14，16-18]。对天津自贸区的研究发现，自贸区的设立有效降低了区域要素流动阻力、推动了区域协同开放水平、降低了京津冀边界效应，更有利于发挥天津地区的“出海口”效应，对天津地区进出口水平有显著的促进作用(成艳萍和王浩，2020；刘秉镰和边杨，2019；苏振东和尚瑜，2016)[10，19-20]。对辽宁自贸区的研究发现，自贸区对辽宁省的影响效果呈现出分段式特征，即初期促增作用明显,后期影响效果逐渐趋缓。自贸区对东北三省的影响均存在个体异质性，对辽宁省表现为集聚效应和溢出效应，对吉林体现虹吸效应，对黑龙江体现辐射效应(张颖和逯宇铎，2019；赵亮，2020)[21-22]。针对闽粤自贸区的研究发现，自贸区通过贸易便利化会实现高技术含量的中间商品进口增加，自贸政策效应长期呈现出持续增长、爆发式增长和稳定增长三个阶段动态变化特征(聂飞，2020；黄启才，2018)[12，23]。部分学者对上海、天津、广东、福建四个自贸区的经济影响进行评估，四大自贸区通过进出口以及投资等途径均对地区经济运行产生了不同程度的促进作用，且不同自贸区存在明显的差异化特征。四大自贸试验区政策红利效应并未得以充分释放，各地自贸试验区政策要兼顾所在地发展特性，亟待进一步优化设计(刘秉镰和吕程，2018；武剑和谢伟，2019；邢孝兵和雷颖飞，2019；应望江和范波文，2018)[24-27]。部分文献以最早设立的11个自贸区为整体进行研究，各自贸区通过积极贸易效应和消除贸易障碍等贸易红利对周边省份产生的空间正向溢出效应均显著，且经济增长促进效应都具有明显的滞后性，内陆型自贸区的溢出效应显著高于沿海型自贸区。在短期内，自由贸易试验区会产生一定负面外溢效应，但在长期，自由贸易试验区会对周边地区产生“集聚效应”和“扩散效应”。自贸区成立加强了地区间经济的协同互补关系,同时发现了第一、二批的四大自贸区的协同发展中上海起主导和引领作用(张军等，2018；韩瑞栋和薄凡，2019；任再萍等，2016；滕永乐和沈坤荣，2014；田毕飞和李伟，2015；叶修群，2018；张军等，2019；赵亮，2017)[15，28-34]。

表1 自由贸易区设立时间、类型及功能定位

已有的文献为自贸区经济效应研究提供了良好的研究基础，为自贸区空间布局的进一步优化提供了思路。但是大多是针对某一自贸区或某几个自贸区进行研究，缺乏研究的全局性。且未考虑自贸区在空间布局下的整体影响，缺乏整体时空动态分析及区域空间比较。因此，有必要对全国自贸区进行全局性评价，为进一步优化自贸区空间布局提供机理支撑，这为本文提供了一定的研究空间。

一、理论假说

将自贸区设立引入传统的引力模型，通过拓展的引力模型考察自贸区设立对属地贸易产生的影响，并根据理论模型结论构建相应的计量经济学模型。在comes(2005)[35]、陈永伟(2016)[36]和冯伟(2019)[37]构建的引力模型基础上，将自贸区变量引入到贸易方程中，推导出自贸区设立对所属地区贸易水平影响的内在机理，并在结论的基础上提出理论假设并构建相应的空间双重差分模型。

模型假设有I个省份，各省份之间利用各自的比较优势进行相互贸易，其中省份j生产了Nj种产品。且自由贸易区的设立对各地区厂商开展贸易活动及消费者选择贸易产品的结果产生一定程度的影响。

(一)消费者均衡

假设第j个省份的代表性消费者的效用函数为常数替代弹性效用函数(CES)，其形式如下所示：

(1)

假设进口商品的第j个省份的消费者存在预算约束，其收入为Yj，表示该省份购买的所有商品的价值要小于等于其收入水平Yj，该约束关系可设定为：

(2)

其中，Cijk为第j省份的消费者购买的从第i省份生产的商品k的数量；pijk表示第j省份的消费者购买的从第i省份生产的商品k的价格。

模型中进口省份j与出口省份i之间能够进行自由贸易，参考陈永伟(2016)、冯伟(2019)的研究方式，假设pijk=pijk′=pij，说明第i省份出口到第j个省份的所有产品价格均为pij，同时可以求得Cijk=Cijk=Cij。因此，第j省份的消费者效用最大化问题可以表示为：

(3)

(4)

由于跨地区贸易会产生运输成本，模型引入了Samuelson(1952)提出的“冰山成本”:

pij=Tijpi

(5)

其中，pij为第i省份出口到第j个省份的商品的到岸价格；pi为第i省份商品的离岸价格；Tij≥1表示模型中冰山成本的大小，且受很多因素的影响，如与自贸区设立带来的“制度距离”δij、地理距离dij等因素密切相关。且有∂Tij/∂δij<0、∂Tij/∂dij>0。将pij代入(4)式可得两个省份之间的出口总额如(6)式所示：

(6)

(二)厂商的收益函数

第i省份作为出口省份，其生产厂商所获得的收益为在离岸价格pi下，第i省份出口商品所获得的收益为：

Yi=Nipi

(7)

其中，Nk为第i省份出口的商品种类数量。

(三)省级贸易函数

为推导省级贸易均衡时的结论，根据消费者和厂商的贸易条件，将(7)式代入(6)式，解得第i省份出口到第j个省份的贸易总量：

(8)

logXij=β1log[αij(δij)]+β2log[Tij(δij,dij)]+β3logφij+β4logQij

(9)

二、空间计量模型设定及数据说明

(一)空间计量模型设定

本文主要研究自贸区设立对地区贸易水平的影响效应。根据数理模型的结论，如果其他因素不变，自贸区设立后，地区贸易水平变化主要源于两方面: 一是时间趋势变动引起的效应，也成为“时间趋势效应”；二是自贸区设立的政策处理效应，通常称为“净政策效应”。我国自贸区设立后，自然形成了设立自贸区省份和未设立自贸区省份两个组，该情况与准自然实验方法构建实验组和控制组的逻辑事实相符。因此，选择双重差分方法评估自贸区设立对地区贸易水平的政策效应。双重差分模型的研究核心在于模型中设置了时间效应和政策效应两个虚拟变量以及二者之间的交叉项。实证研究中主要考察模型中虚拟变量的交叉项的系数评估自贸区设立对地区贸易水平的影响。但是传统的双重差分模型在实际应用中却存在两个虚拟变量与相应交叉项之间多重共线性问题，造成参数估计偏误。为准确估计自贸区对所属省份贸易水平的影响，参照范巧(2018)构建了非空间双重差分模型[38]，如式(10)所示：

(10)

(11)

全社会固定资产投资总额(度量生产规模的指标)：一个国家或者地区在一定时期内的固定资产投资总额决定了其实际生产规模，也在一定程度决定了该地区进口需求能力和出口供给能力。

外商直接投资(度量生产规模的指标)：外商直接投资对一个国家或地区的生产规模产生直接影响。

综合汇率变化率(度量商品的相对价格)：汇率变化率是衡量地区之间相对价格的指标，对进口消费和出口规模产生影响。

人均GDP(度量生产规模和商品偏好程度)：特定时期的人均生产总值会对地区的生产规模产生影响，同时也会影响对其他地区产品的需求，在一定程度上影响了进口和出口的规模。

空间权重矩阵W(度量地区的距离)：以地区之间距离平方的倒数构建距离函数计算得到。

时间权重矩阵ζ(度量各地区空间效应随时间的内生变化程度)：行随机标准化后结合莫兰指数的比值计算。

具体指标含义及测度方式如表2所示。

考虑到区域间空间溢出效应带来的内生性问题，本文参考范巧(2018)[38]将模型拓展为空间双重差分模型，分别构建了双重差分空间滞后模型、双重差分空间自回归模型、双重差分空间杜宾模型及双重差分空间误差模型，不同的模型存在不同的空间溢出机制。其模型如下所示：

双重差分空间滞后(SXL-SDID)模型 ：

y=u+v+Xβ+(ξ’⊗W′)Xθ+D(·)+(ξ’⊗W′)

D(·)π+ε

(12)

双重差分空间自回归(SAR-SDID)模型：

y=ρ(ξ’⊗W′)y+u+v+Xβ+D(·)+ε

(13)

双重差分空间杜宾(SDM-SDID)模型：

y=ρ(ξ’⊗W′)y+u+v+Xβ+(ξ’⊗W′)Xθ+D(·)+(ξ’⊗W′)D(·)π+ε

(14)

双重差分空间误差(SEM-SDID)模型：

y=u+v+Xβ+D(·)+μ

μ=λ(ξ’⊗W′)μ+ε

(15)

W′为经过行随机标准化处理后的空间权重矩阵，ξ′为经过行随机标准化处理后的时间权重矩阵，⊗为矩阵的克罗内克积符号。行随机标准化的处理方法为各元素除以对应行所有元素之和。W′以地区之间距离平方的倒数构建距离函数计算得到。ξ′依据各年度莫兰指数的比值进行计算。时间权重矩阵各元素确定原则如式(16)所示：

(16)

表2 指标含义及测度方式

(二)数据说明

为检验自由贸易试验区设立整体上对地区经济贸易的总体影响，本文按照相关指标收集了2007—2018年全国(除港澳台地区)31个省级相关数据。其中被解释变量进口总额、出口总额、进出口总额分别按境内目的地和货源地贸易总额(亿元)取值；解释变量人均实际GDP以元/人计量；全社会固定资产投资总额以亿元来计量；外商投资企业投资总额以百万美元计量；汇率变动率以1997—2018年人民币兑换美元的年末汇率相对于1997年的汇总增长率来衡量；基础设施水平以区域内公里里程数与国土面积的比值来测算。1998—2017年数据来源于《中国统计年鉴》数据库及各省统计年鉴。2018年数据来源于国家统计局网站及《中国区域统计年鉴》。上述数据全部经管统计标准化处理，即用相应的指标数据减去其均值再与其标准的比值。

自贸区设立时间虚拟变量根据中国自贸试验区设立的日期及属地省份构建。截至目前我国总共批设了18个自由贸易试验区。2013年设立了最早的上海自贸区。2015年4月21日批设了3个自贸区，分别是广东自贸区、天津自贸区、福建自贸区。2017年4月1日批设了7个自贸区，分别是辽宁自贸区、浙江自贸区、河南自贸区、湖北自贸区、重庆自贸区、四川自贸区和陕西自贸区。2018年10月16日设立了海南自贸区，进一步发挥海南全岛自由贸易港试点优势。2019年8月26日，批设了6个自贸区，分别是山东自贸区、江苏自贸区、广西自贸区、河北自贸区、云南自贸区、黑龙江自贸区。由于本文样本数据截至2018年，因此，批设时间虚拟变量将样本限定在较早设立的11个自贸区，自贸区设立之前为0，自贸区设立滞后为1。评估自贸区对地区贸易发展水平的影响效应时，事件虚拟变量中将11个设立自贸区的省份作为处理组为1，将其他20个省份作为对照组为0。在评估不同地区、不同类型自贸区对地区贸易发展水平的个体影响时，保持时间虚拟变量不变，重新调整事件虚拟变量的分组情况，最终确定个体效应评估模型中的自贸区虚拟变量组合。

图 实验组与对照组贸易额均值

表3 基准模型估计结果

(三)共同趋势检验

使用双重差分模型的隐含假设为政策实施之前的对照组与实验组满足共同趋势。由于2013年设立了第一个自贸试验区，因此本文对2013年之前实验组和对照组的进出口总额、进口额、出口额的水平均值进行统计计算，并画出了三者之间的独立水平趋势及其趋势对比图。如上图所示，处理组与对照组相比，在进出口总额、进口额、出口额方面均具有更高的水平且均有相同的变动趋势。

三、总体影响效应评估与相关检验

(一)基准模型

在进行空间双重差分模型估计之前，本文通过逐步回归方法，对进出口总额、进口总额、出口总额为解释变量的基准模型中的解释变量和控制变量进行了优选，其结果如表3所示。属地进出口总额和出口总额均受到人均GDP(X1)、固定资产投资总额(X2)、综合汇率变动(X4)和基础设施水平(X5)的显著影响，且自贸区设立的时间、事件虚拟变量的综合也在1%的水平上具有统计显著性，而外商企业直接投资水平(X3)对属地省份的进出口贸易总额及出口总额的影响并不显著。衡量属地省份进口发展水平的模型中，人均GDP(X1)、固定资产投资总额(X2)、外商企业直接投资水平(X3)、综合汇率变动(X4)和基础设施水平(X5)对进口贸易总的影响均显著。鉴于基准模型的优选结果，本文对空间双重差分模型的构建根据不同属地贸易水平的考察维度引入不同的解释变量，以保证模型的最优特性。在衡量属地省份贸易总量和出口总量发展水平的双重差分空间模型中引入了解释变量人均GDP(X1)、固定资产投资总额(X2)、综合汇率变动(X4)和基础设施水平(X5)；在衡量属地省份进口总量发展水平的双重差分空间模型中引入了解释变量人均GDP(X1)、固定资产投资总额(X2)、外商企业直接投资水平(X3)、综合汇率变动(X4)和基础设施水平(X5)。

(二)双重差分空间模型

本文构建双重差分空间模型的形式，分别采用双重差分空间滞后(SXL-SDID)模型、双重差分空间自回归(SAR-SDID)模型、双重差分空间杜宾(SDM-SDID)模型、双重差分空间误差(SEM-SDID)模型进行参数估计。由于双重差分空间杜宾(SDM-SDID)模型的结果并不理想，故主要报告了双重差分空间滞后模型、双重差分空间自回归、双重差分空间误差模型在贸易总额、进口贸易水平和出口贸易水平三方面的实证结果，如表4所示。估计结果显示，双重差分自回归模型中的所有参数都显著且模型的拟合效果较好，而双重差分空间滞后模型、双重差分空间误差模型虽然优于空间杜宾模型，但是这两个模型均有多个解释变量不能通过10%显著性水平检验。并且不存在空间滞后假设检验的LM值为20.72，在5%的显著性水平上拒绝原假设，说明存在空间滞后影响。不存在空间误差假设检验的LM值为0.2653，并不能拒绝原假设，说明在10%的显著性水平不存在空间误差影响。因此，采用双重差分空间自回归模型估计的参数结果具有相对优良的统计性质。由表4结果可知，没有考虑空间影响的双重差分基准模型的估计效果也比较好，需要在空间双重差分模型与普通双重差分模型之间进行优选，以确定是否有必要采用空间计量模型。本文基于对数似然比进行两个模型之间的优选，最终确定了本文的最优模型双重差分空间自回归模型，来评估自由贸易试验区对属地省份贸易水平的政策影响。

表4 双重差分空间计量模型估计结果

1.自贸试验区对属地省份贸易水平的总体效应分析

表4对双重差分自回归模型下自贸区对属地贸易发展的影响效应进行了报告。第2列至第4列分别是属地省份进出口贸易总额、出口总额和进口总额为被解释变量的参数估计结果。三个模型中的自贸区设立虚拟变量组合Dit的系数分别为893.4448、500.3039、296.8635，均显著为正。说明自贸试验区的设立对属地省份的贸易发展具有正向促进作用。且出口贸易总额所对应的Dit系数500.3039大于进口贸易总额所对应的Dit系数296.8635，说明自贸区对属地省份出口贸易发展的促进作用大于进口贸易。

2.自贸试验区的空间溢出效应分析

表4中、进出口贸易总额、出口总额和进口总额为被解释变量的双重差分自回归模型的空间相关系数分别为-0.99944、-0.6168、-0.9994，均在1%的统计水平上显著为负，说明现阶段自贸试验区设立虽然促进了属地省份贸易发展，但是对临近省份却产生了虹吸效应。说明自贸区设立加快了属地省份和其他省份的要素流动，属地省份借助自贸区制度红利和政策洼地吸引了其他省份的资源和贸易机会，进而暂时形成了负向的空间虹吸效应，不利于临近省份贸易的发展。

(三)安慰剂检验

构建双重差分空间模型对自贸区的政策效果进行评价，主要存在的问题是，模型中实证结果显示的自贸区政策效应可能并不是设立了自贸区所产生的，有可能是设立自贸区以外的其他原因所导致的。为了排除其他因素对属地省份贸易总额、进口贸易总额、出口贸易总额的干扰，本文将自贸区设立时间提前一年和滞后一年进行了反事实检验。通过安慰剂检验，观察自贸区设立虚拟变量组合的系数变化。如果提前一年或滞后一年的结果仍然和变化前的一致，说明属地省份贸易发展效应并不是来自于自贸区设立。如果变化后的系数与先前的不一致，不具有统计显著性，则说明省份贸易发展效应来自于自贸区设立。通过这种方法可以验证研究结果的稳健性。反事实检验结果如表5所示。

表5中第2行至第4行分别表示以进出口总额、出口总额、进口总额为解释变量，提前一年设立自贸区的双重差分空间自回归结果。三个模型所对应的自贸区设立虚拟变量组合的系数分别为377.6245、147.2585、127.5368，在10%的水平上全都不具有统计显著性。第5行至第7行为三个模型中滞后一年设立自贸区的双重差分空间自回归结果，所对应的自贸区设立虚拟变量组合的系数分别为505.2830、176.8779、238.9312，在10%的水平上全都不具有统计显著性。说明了属地省份贸易发展的主要影响因素是自贸区的设立，而不是其他干扰因素。进一步证明了实证结论具有稳健性。

四、自贸区对属地贸易发展的个体影响效应评估

(一)沿海型与内陆型自由贸易试验区的属地贸易影响效应分析

以自由贸易试验区设立的地区是否处于我国海岸线为标准，可以将自由贸易试验区划分为沿海型自由贸易试验区和内陆型自由贸易试验区。其中上海市、天津市、福建省、广东省、浙江省、辽宁省设立的自贸区属于沿海型自由贸易试验区；陕西省、湖北省、重庆省、四川省、河南省设立的自贸区属于内陆型自由贸易试验区。表6分别报告了沿海型和内陆型自贸区对属地贸易影响效应的估计结果，其中地区贸易发展分别由被解释变量进出口贸易总额、进口总额和出口总额表示。从空间角度分析，沿海型自由贸易试验区对应的进出口贸易总额、进口总额和出口总额三个模型中，变量Dit系数分别为2911.0959、1117.6257、1703.3489，均在1%的水平上显著为正，说明沿海型自贸区对属地贸易发展具有正向的促进作用。出口总额对应的系数1703.3489大于进口总额对应的系数1117.6257，说明沿海型自贸区对属地出口贸易的促进效应大于进口贸易。

内陆型自由贸易区的进出口贸易总额、进口总额和出口总额三个模型对应的系数分别为-2707.8805、-1151.7858、-1585.8306，均在1%的水平上显著为负，说明内陆型自贸区对属地贸易发展目前并不具有正向的拉动作用。究其原因可能是批设的中国内陆地区在设立初期会获得大量的政策支持，如金融支持政策、特殊财政政策、优惠的税收及土地政策，形成对属地地区经济资源和社会资源的挤占，并对其他地区形成“政策洼地”。由于地理位置的限制，目前内陆地区自贸区发展相对不成熟，挤占的资源未能形成贸易规模效应，在目前阶段造成属地省份贸易水平降低，然而随着内陆自贸区深化实施和不断完善，未来要素资源形成合力会逐步提升内陆自贸区对属地省份及临近省份的贸易水平溢出效应。

表5 反事实检验：自贸区批设提前一年和滞后一年估计结果

(二)自由贸易试验区分批次对属地贸易发展的影响效应分析

表6分别报告了第一批次至第三批次设立的自贸区对属地贸易影响效应的估计结果，其中地区贸易发展分别由被解释变量进出口贸易总额、进口总额和出口总额表示。

从设立时间角度分析，第一批次自由贸易试验区对应的进出口贸易总额、进口总额模型中，Dit系数分别为1691.6882、1165.7929且分别在5%、1%的水平上显著为正；第一批次自由贸易试验区对应的出口总额模型中，Dit系数为303.5434却不具有统计显著性。说明第一批次设立的自贸区对属地贸易发展具有正向的促进作用，且对属地进口贸易的促进效应大于出口贸易。第二批次自由贸易试验区对应的进出口贸易总额、进口总额、出口总额模型中，Dit系数分别为1943.5740、620.9734、1323.8015且均在1%的水平上显著为正。说明第二批次设立的自贸区对属地贸易发展具有正向的促进作用，且对属地出口贸易的促进效应大于进口贸易。第三批次自由贸易试验区对应的进出口贸易总额、进口总额、出口总额模型中，Dit系数分别为-1912.7979、-923.0535、-1029.0500且均在1%的水平上显著为负。说明第三批次设立的自贸区对属地贸易发展具有负向作用，且对属地出口贸易的抑制效应大于进口贸易。

(三)各自由贸易试验区对属地经济贸易发展的个体影响效应分析

如表7中第一批设立的沿海型自由贸易试验区——上海自贸区对属地及邻近省份经济贸易发展的直接、间接个体影响效应。在进出口贸易总额、出口总额、进口总额三方面，上海自贸区均存在显著为正的直接效应和间接效应。说明上海自贸区设立不但促进了属地地区的贸易发展而且对周围其他省份的贸易发展也产生了显著的空间溢出效应。充分显示了上海自贸试验区对中国贸易及区域协同发展的重要性和关键作用。

表6 不同类型自贸区双重差分空间计量模型估计结果

第二批设立的自贸区广东、天津、福建自由贸易试验区对属地及邻近省份经济贸易发展的直接、间接个体影响效应。广东自贸区、福建自贸区在进出口贸易总额、出口总额方面均表现出显著的正向直接效应，但是对临近省份的间接效应却均为负值。说明这两个自贸区的设立促进了属地省份贸易的发展，但是对临近省份却表现出了强烈的虹吸效应。虽然对广东省和福建省来说，设立自贸区是“制度高地”，但是对周围省份来说，这两个自贸区确实导致邻近省份资源被汲取，成为了“政策洼地”。而天津自贸区，不论是对属地贸易发展的直接效应还是对周围地区贸易发展的间接效应均显著为负。说明目前天津自贸区的设立对地区贸易发展并没有表现出理想的水平，亟需优化自贸区与京津冀协同发展战略、环渤海经济带、一带一路等国家战略多重交叉的政策组合，切实实现天津自贸区对地区贸易协同发展的促进作用。

第三批设立的沿海型自贸区之一——浙江自贸区对属地及临近省份经济贸易发展的直接、间接个体影响效应。浙江自贸区对我国区域贸易发展的带动作用与上海自贸区相似，对属地省份贸易发展的直接效应和对临近省份贸易发展的间接效应均显著为正。说明浙江自贸区设立对我国区域贸易水平的协同发展产生了显著的空间溢出效应。

第三批设立的沿海型自贸区之一——辽宁自贸区对属地及临近省份经济贸易发展的直接、间接个体影响效应。辽宁自贸区在进出口贸易总额、出口总额、进口总额方面均表现出显著的正向直接效应，但是对临近省份的间接效应却均为负值。说明辽宁自贸区的设立促进了属地省份贸易的发展，但是对临近省份却表现出了强烈的虹吸效应。虽然对辽宁省来说，设立自贸区是“制度高地”，但是对周围省份尤其吉林省和黑龙江省来说，辽宁自贸区成为了导致本地区资源被汲取的“政策洼地”，不利于本区域贸易的发展。

第三批设立的5个内陆型自贸区对属地及临近省份经济贸易发展的直接、间接个体影响效应。其中河南自贸区、重庆自贸区、陕西自贸区在出口贸易和进口贸易方面均体现出对属地省份负向直接效应、对临近省份正向间接效应。说明这三个内地自贸区的设立虽然在短时间内汲取生产贸易要素和各种政策红利，成为属地省份的“政策洼地”，影响了属地贸易的发展。但是对内陆临近省份来说，地理因素及交通因素限制了对外贸易机会和贸易的发展，这三个自贸区设立无疑会为其进出口提供更多的机会和制度红利，因此，这三个自贸区的设立成为了临近省份贸易发展的“制度高地”，临近省份贸易发展带来了显著的正向空间溢出效应。湖北自贸区虽然对属地省份贸易发展直接效应均为负，但是对临近地区的出口贸易的间接效应为正，在一定程度上促进了临近省份出口贸易的发展。四川自贸区同样对属地省份贸易发展表现出“政策洼地”，汲取本地区要素资源和政策红利，未能促进本地贸易水平的发展。但是，对临近省份的贸易总额、进口贸易产生了显著为正的间接效应，说明四川自贸区是临近省份的“制度高地”，对临近省份贸易的发展产生了显著的正向空间溢出效应，促进了临近省份贸易总体和进口贸易的发展。

通过实证分析，可以发现尽管不同批次、不同类型、不同省份的自贸区对其属地省份对外贸易发展具有不同的总体和个体影响效应，但是归纳起来，可以发现如下特征：一是上海自贸区和浙江自贸区对属地省份及临近省份的贸易发展都起到了显著的促进作用。上海自贸区成立较早，承担国家先行先试的战略任务，国家对其支持力度最大，上海自贸区为长三角地区打开窗口，不但利于出口还能把国际新技术引进来。并且上海本地经济相当发达，两翼的苏、浙两省都是经济贸易发达的省份，腹地的皖、赣、两湖、川、渝等省市对外贸易也在快速发展，为上海货物贸易发展提供支持。上海自贸区转口贸易的发展为其两翼和长江沿岸的港口开辟新的发展空间，因此上海自贸区对贸易发展的促进效应最为明显。浙江自贸区所在的舟山背靠长三角广阔的经济腹地，是我国经济最发达、石油资源需求量最大的地区，也是长江联通外海的唯一通道。舟山还具有罕见的深水岸线资源，建设我国最大的石油储备中转加工交易基地。并且浙江本身及其周围经济贸易发达，资源丰富，因此自贸区建立对属地及临近省份产生的虹吸效应要远小于溢出效应。

表7 自贸试验区对属地省份经济贸易发展的个体影响效应

二是广东自贸区、福建自贸区、辽宁自贸区等对属地省份起到了显著的促进作用，对临近省份的贸易发展影响效应却为负值。这三个自贸区设立会汲取属地省份和临近省份的资源转移至自贸区，造成资源的挤占。但是资源的聚集得益于本地港口的规模效应，对属地省份的贸易发展产生了激励和促进作用。但是对周围临近地区的辐射作用有限，造成虹吸效应远大于空间溢出效应，因此出现了自贸区对临近省份贸易发展的负向影响。再者，自贸区周围的临近省份受到上海自贸区的影响更大，进一步抑制了广东自贸区、福建自贸区的空间溢出效应。辽宁自贸区利用制度红利、财政扶持和金融支撑政策，对属地省份及其临近省份的贸易资源造成一定程度的挤占。自贸区资源聚集得益于大连港、营口港，对属地贸易发展产生显著的促进作用。但是由于临近地区缺乏经济实力较强的城市群，而环渤海经济带还要面临天津自贸区和青岛港及韩国釜山港的竞争，因此对临近省份的空间溢出效应小于造成的虹吸效应，间接效应为负。

三是第三批次设立的自贸区以内陆型为主，如河南自贸区、湖北自贸区、四川自贸区、陕西自贸区。对属地省份贸易具有显著的负向影响，对临近省份的贸易发展影响效应却产生了显著的空间溢出。由于空间地理原因，这几个自贸区处于内陆地区，周围缺乏经济发展水平较高的城市经济群，自贸区批设主要造成了属地省份虹吸效应，对临近省份要素的汲取有限，且内陆自贸区缺乏开放性较高的港口，带来的贸易规模效应有限。这就造成了对属地贸易发展的促进作用小于虹吸效应，产生负向的直接效应。而自贸区对临近省份的虹吸效应有限，还能在一定程度上给缺乏对外贸易机会的临近省份带来制度红利，因此自贸区对临近省份的间接效应为正。

五、结论与政策建议

通过构建内生时空权重矩阵，建立了双重差分基准模型和四种双重差分空间计量模型。进一步根据估计结果及LR检验进行模型的优选，确定了实证研究的最佳模型——双重差分空间计量模型。运用双重差分空间计量模型从进出口总额、进口总额、出口总额三方面考察自由贸易试验区设立对属地省份及临近地区贸易发展的总体效应、个体效应及相应空间溢出效应，得出以下结论：

中国所有自贸试验区对属地省份贸易水平的总体效应分析发现：自贸试验区的设立对属地省份的贸易发展具有正向促进作用，且自贸区对属地省份出口贸易发展的促进作用大于进口贸易。分批次自贸试验区对属地省份贸易水平的效应分析结论：第一批次设立的自贸区对属地贸易发展具有正向的促进作用，且对属地进口贸易的促进效应大于出口贸易；第二批次设立的自贸区对属地贸易发展具有正向的促进作用，且对属地出口贸易的促进效应大于进口贸易；第三批次设立的自贸区对属地贸易发展具有负向作用，且对属地出口贸易的抑制效应大于进口贸易。分类型自贸试验区对属地省份贸易水平的效应分析：沿海型自贸区对属地贸易发展具有正向的促进作用，且对属地出口贸易的促进效应大于进口贸易；内陆型自贸区对属地贸易发展目前并不具有正向的拉动作用。单个自贸试验区对属地省份贸易水平的个体效应分析发现：上海自贸区和浙江自贸区对属地省份及临近省份的贸易发展都起到了显著的促进作用。广东自贸区、福建自贸区、辽宁自贸区等对属地省份起到了显著的促进作用，对临近省份的贸易发展影响效应却为负值。第三批次设立的自贸区以内陆型为主，如河南自贸区、湖北自贸区、四川自贸区、陕西自贸区。对属地省份贸易具有显著的负向影响，对临近省份的贸易发展影响效应却产生了显著的空间溢出。

本文提出如下政策建议：

一是全国总体范围方面，应该进一步强化自贸区战略的实施力度，优化自贸区空间布局，提升自贸区对外贸易发展的辐射作用和空间溢出效应。根据双重差分空间计量模型的总体效应实证结果，自贸区的批设对属地省份的贸易发展具有显著的促进作用。因此，需要强化自贸区的战略实施，进一步扩充全国自贸区的地理布局和分布范围，强化自贸区对属地省份贸易发展的促进作用，从总体范围内提升我国贸易水平的发展。针对目前自贸区对临近省份贸易发展空间溢出效应不明显的问题，进行自贸区内外生产要素和贸易流动的疏导，强化自贸区制度红利和实施经验在周围省份地区的复制推广，完善自贸区内外产业联动和互补，充分释放自贸区对周围省份地区的辐射及空间溢出效应。

二是不同批次自贸区发展方面，我国自贸区是分批次逐年设立的，各自贸区发展的时间和所处的阶段差别较大，为充分发挥自贸区之间的协同效应，应该优化我国自贸区梯度发展路径。根据不同批次自贸区的实证结果，第一批次和第二批次自贸区对属地省份贸易发展的促进效果明显，而第三批次自贸区却表现出强烈的虹吸效应，空间溢出效果不佳。因此，强化自贸区发展战略，要明晰不同自贸区的不同工作重点和不同阶段任务，避免一刀切、脱离自身实际、盲目跟风。同时要完善我国自贸区梯度发展，形成自贸区之间梯度化联动，最终形成自贸区总体协同效应、辐射效应最大化。

三是优化沿海省份到内陆省份广泛覆盖的空间格局，根据禀赋差异，推动不同类型自贸区差异化发展战略。估计实证结果，沿海型自贸区对属地贸易发展具有正向的促进作用；内陆型自贸区对属地贸易发展目前并不具有正向的拉动作用。因此，内陆型自贸区应该根植于本地经济与所在属地省份发展定位相结合、精准定位、差异化发展。不能盲目跟风、盲目复制沿海自贸区的成功经验，注重自贸区制度创新同属地实际情况的结合，切实实现不同类型自贸区在贸易发展中的“种苗圃”作用，而非盲目跟风的“栽盆景”。

四是各自贸区实施差异化发展。根据各自贸区对属地省份及临近省份贸易发展的个体影响效应实证结果，上海自贸区、浙江自贸区直接效应和间接效应均体现显著促进效应。针对这两个自贸区要积极探索自由贸易建设，更好地发挥空间溢出效应和辐射效应。同时主动对标韩国釜山、新加坡等国际知名自由贸易区，进一步开展自贸区制度创新和功能重构的系统性战略，增强自贸区的国际竞争力和影响力。广东自贸区、福建自贸区、辽宁自贸区等对属地省份起到了显著的促进作用，对临近省份的贸易发展影响效应却为负值。针对这三个自贸区要进行自贸区与临近地区经济发展的配套衔接制度设计，完善自贸区之间、属地省份与临近地区之间梯度衔接与资源流动机制，总结符合本地经济发展的自贸区制度创新经验，并增强临近省份的复制能力，切实发挥这三个自贸区对临近省份的示范和辐射效应，增强自贸区空间溢出的间接效应。河南自贸区、湖北自贸区、四川自贸区、陕西自贸区对属地省份贸易具有显著的负向影响，对临近省份的贸易发展影响效应却产生了显著的空间溢出。该类自贸区主要是内陆地区，对外贸易机会有限，汲取本地发展资源却未能形成规模优势，造成对属地省份的虹吸效应大于溢出效应。针对此类自贸区，强化内陆自贸区与沿海自贸区的梯度衔接配套制度，发挥本地特殊与比较优势，在聚集资源和优化资源配置的过程中形成围绕自贸区的规模优势。根植于地方经济、打造带有不同特色的发展格局，主动服务和融入“一带一路”建设、京津冀协同发展、长三角一体化发展、东北振兴、海洋强国、创新驱动发展等国家重大战略。创造更多的贸易机会，实现自贸区所属省份贸易高水平和层次的发展。

本文从自贸区总体效应、不同分批次及类型自贸区分类效应、单个自贸区个体效应等方面全方位测度了目前我国自贸区对属地省份及临近省份贸易发展的影响效应及影响强度，有利于从全局角度进一步强化自贸区实施战略、优化自贸区的空间布局、增加自贸区的辐射效应和空间溢出效应。但是限于数据限制，本文主要考察五批自贸区中的前三批次，对自贸区的长期动态效应分析不够充分。文章主要从空间中观和宏观层次进行研究，缺乏自贸区制度创新对属地贸易发展微观机理的研究，这些都是后续的重点研究方向。