中国自贸试验区对地区经济增长的影响*

王耀中，罗 舟，胡尊国

(长沙理工大学 经济与管理学院，湖南 长沙 410076)

一 引 言

中国的改革开放是一个不断探索与发展的制度创新过程，而中国自贸试验区政策试点是党中央、国务院在新形势下全面推进深化改革和扩大开放的又一次新探索。政策试点作为我国国家治理与政策创新的重要手段，在我国实现经济腾飞并适应内外部复杂环境的过程中起着至关重要的作用。在中国经济由高增速发展向高质量发展转变的经济“新常态”下，自贸试验区作为新一轮改革开放的“试验田”，不仅能够加强各级政府间的合作与互动，促进我国中央与地方治理现代化，同时也与我国“一带一路”等重大战略，以及长江经济带、珠江三角洲及粤港澳大湾区等经济区域的发展深度融合，共同服务于我国新型开放经济体制的建设，进而形成一套成熟完善、可推广和复制的制度性经验，有效推进我国经济高质量发展。那么，自贸区的制度创新是否带来了新的经济增长点？对于这个问题的准确评价也是检验改革成效、推进制度完善的重要依据。因此，本文利用双重差分法(Difference in Differences, DID)，基于2007-2017年的中国城市面板数据，研究了中国自贸试验区政策试点对地区经济增长的影响，并根据实证结果对自贸区建设的发展、完善和推广提出了相应的政策建议。

二 文献回顾

在上海自贸区正式挂牌成立之后，关于自贸区的制度创新逐渐成为学术热点，国内外学者主要将研究聚焦于自贸区的建设背景、运行机制、政策效应评价及法律法规完善上[1-3]。学者杨向东认为自贸区政策试点同时具有经济效应和政治效应[4]，其中，政治效应主要体现在以自贸区政策试点为契机，通过开放倒逼改革的方式，建立并完善符合国际标准的可复制和推广的法律法规，以引领全国的自贸区制度建设[5]。对于经济效应，自贸区政策试点地区通过不断探索与改革形成了一套自主和集成的制度创新体系，在给地区投资提供了安全、高效的市场准入管制系统和与国际环境相适应的法律保障制度的同时[6]，也在税收、金融信贷和人才引进等方面给予了政策优惠，因此吸引了大量资本与人才的进入，为地区现代服务业和高新技术产业聚集园区的形成提供了重要条件，进而促进了地区产业结构升级，为经济的持续增长提供了新的动力。在已有文献中，对于自贸区经济效应的实证研究，大部分都是以上海自贸区为例。有学者通过构造上海市的反事实经济绩效[7]、非参数合成控制法[8]和主成分分析法[9]等方法分别对自贸区政策试点的经济效应进行了研究，发现上海自贸区设立后，金融开放效应综合指标和金融创新效应综合指标呈现出明显的跳跃趋势，同时自贸区政策试点显著促进了地区GDP、投资、进口和出口的增长，具有显著的“溢出效应”与长期的经济效应。

综上所述，由于多种原因限制，目前对于我国自贸试验区政策的研究多为理论研究，并且大多局限于某特定自贸试验区，特别是上海自贸试验区。虽然一些对局部自贸区试点地区的政策效应研究结果显示自贸区的设立对于地区经济增长具有促进作用，但是从全国范围来看，不管是理论分析还是经验分析，中国自贸试验区对于地区经济增长的影响还没有定论。因此，找到一种合适的研究方法来准确评价自贸区政策的经济效应，这对自贸区建设的制度改革、完善与推广有着重要意义。

三 自贸区建设与地区经济增长

在梳理自贸试验区建设与发展历程之前，我们需要对自贸试验区(FTZ)和自由贸易区(FTA)进行区分。两者简称都为自贸区，但其实是两个不同的概念。其中，自由贸易区(FTA)是指两个或两个以上的国家根据WTO的相关规则，为实现相互之间的贸易自由化所进行的地区性贸易安排的缔约方所形成的区域。而自贸试验区(FTZ)也叫自由贸易园区，其概念来源于《京都公约》，最初是指一国的部分领土，在这部分领土内运入的任何货物就进口关税及其他各税而言，被认为在关境以外，并免于实施惯常的海关监管制度。本文所提及的自贸区均为自贸试验区(FTZ)。

(一)自贸区建设与发展历程

上海自贸区作为中国首个自贸试验区，在政府职能转变、投资管理制度、贸易监管、税收优惠、金融开放创新等方面“大胆闯、大胆试、自主改”，并主动对接国际经贸新规则，形成了一系列制度创新成果。在上海自贸区制度创新经验的基础上，结合各地的实际情况，截至2018年末，中国已经分四批陆续设立了12个自贸区，形成了“1+3+7+1”的格局，如表1所示。

表1 自贸区建设历程

自贸试验区是国家在境内设立的实行优惠税收和特殊监管政策的特定片区，而我国自贸试验区均是以省级行政区为单位设立的，其规划片区则落在具体的城市内，并且每个片区会根据其战略目标进行功能划分。从地理位置来看，这些自贸区片区分别规划在这12个省级行政区的22个城市内(包括海南岛)，并且各城市均为我国主要海港、内河港、空港及陆空港所在城市。

(二)自贸区制度创新对地区经济增长的影响机制

自贸区的制度创新主要体现在四个方面：一是构建开放公平、安全高效的市场准入管理制度系统，其最大的亮点主要在于对外资实行负面清单加准入前国民待遇的管理模式；二是建立与市场化、法治化、国际化营商环境相适应的法制保障制度，营造良好的监管制度环境，创新监管模式；三是深化金融领域的开放，包括人民币资本项目可兑换、利率市场化及人民币跨境使用等[10]；四是简政放权、放管结合、优化服务为重心的政府职能转变制度创新体系，主要包括现代商事登记制度、事中事后监管制度等。其中，第四项是贯穿于前三项改革过程之中的。而这些制度创新对地区经济发展的主要影响体现在以下几个方面:

第一，自贸试验区对地区进出口贸易的影响最为直接，主要包括贸易创造效应和贸易转移效应，通过这两种效应，能够有效促进地区经济的增长[11]。其中，贸易创造效应的发生机制体现在这几个方面：1)负面清单加准入前国民待遇的外资管理模式，以及政府管理从事前审批转为事中事后监管的模式，有效限定了政府权力界限，保证市场环境的公平化与法制化，降低了试验区内市场运行的交易成本，能够有效推进自贸区与国际市场的一体化进程，进而有利于扩大贸易。2)简政放权、放管结合、优化服务为重心的政府职能转变制度创新体系，推动政府职能转变，推进贸易便利化管理体制改革，提高了政府行政效率，增加了政府管理的透明度和可预测性，降低了贸易成本、节约了贸易等待时间，从而促进了贸易的扩大。3)自贸区的金融创新如人民币资本项目可兑换、人民币跨境使用、利率市场化等措施，促进了区内金融服务主体的多元化发展，进而满足企业高质量、多元化的金融服务需求，推动了企业及其进出口业务的发展。

第二，自贸区的贸易转移效应体现在：自贸区的制度创新使试点地区成为进一步深化改革和扩大开放的政策高地，利率市场化、贸易投资自由化便利化、汇率自由兑换等政策红利带来的产业集群效应，会引起企业及各类要素向自贸区集中，进而推动区内经济与贸易的增长[10]。

第三，外商投资的“溢出效应”是推动地区经济增长的重要因素。自贸区的制度创新能够有效促进地区进出口贸易的发展，进而促使东道国的外商投资大幅增长，这不仅能够增加东道国资本存量，同时还会产生技术和经验等的溢出效应[12-14]，并带动东道国的产业结构转型。而东道国可以从自身人力资本[15]、研发水平[16]、贸易开放度[17]等因素入手，来实现对技术外溢的吸收，驱使原有的以自然、劳动力资源和资本投资为主的发展方式，向人力资本积累和技术创新驱动增长方式转型[18]，并促使自身资源科学配置，以及相应产业结构的优化升级[19]，进而带来新的经济增长点。鉴于此，本文提出假设一。

H1：自贸试验区能够促进地区经济的增长。

对于自贸区政策试点而言，不同的地区由于其自身要素资源的不同会导致同一经济政策发挥的效应也存在差异[20]。在经济发展水平相对更发达的地区，其本身的开放程度更高、基础设施及运作模式更加完善，根据边际效应递减原理，其进一步扩大开放与发展提速的空间会更小，因此，相对而言，经济发展水平相对落后的地区反而更有利于政策效应的充分发挥[21]。

在我国，不同地区的发展现状也存在较大的差异。而这些发展差异通常与城市行政等级有高度的关联，即使在同一省份，不同的城市由于城市级别不同，其享受的政策待遇、拥有的资源，以及经济发展水平都存在很大差异。我国的城市等级由高到低排序，大致可以分为：副省级城市、省会城市和地级市。根据上文的分析，我们猜测自贸区政策试点对地区经济增长的促进作用会随着城市级别的升高而逐级下降。据此我们提出假设二。

H2：自贸试验区对地区经济增长的促进作用会随着其城市等级升高而逐级下降。

四 研究设计与数据选取

(一)研究方法

研究自贸区政策试点对地区经济增长的影响，最简单的方法是通过对比地区经济发展水平在政策试点前后产生的差异来估计政策冲击对地区经济增长的影响。但是这种单差法存在很大的局限性，其并不能控制其他干扰因素的影响，比如国际局势变化、投资环境改变、自然灾害等。在没有有效剔除这些干扰因素时，估计结果通常会存在偏差。而DID的思想是将政策试点视作一个“准自然实验”，将试点地区作为这个实验的“实验组”，而其他未试点地区作为实验的“控制组”。用“实验组”和“控制组”的经济发展水平变化趋势在实验期间产生的差异来估计政策效果。为了使估计结果更准确，即两组样本产生的差异完全来自于实验冲击，需要使两组样本在控制相关影响因素后分组是随机的，而且经济发展水平在实验发生前的变化趋势是一致的。DID在政策效应分析中应用比较广泛，比如，最低工资提高对于快餐行业就业率的影响研究[22]，中国农村税费改革对农民收入增长率的影响研究[23]，这些学者在研究中使用的模型如下。

Yit=β0+β1treati×postt+γXit+αi+δt+εit

(1)

其中，被解释变量Yit衡量的是地区经济发展水平，下标i和t分别表示i城市第t年。实验组虚拟变量treati取值为1时，代表i城市为政策试点城市(实验组)，否则取值为0(控制组)。postt为实验期虚拟变量，若该年处于政策实施期，则取值为1，否则取0。Xit为协变量组，αi为个体固定效应，δt为时间固定效应，εit为扰动项。其中，交互项treati×postt为模型核心解释变量，其系数β1代表政策冲击在实验期对实验组的影响。使用这个模型要求所有样本在同一时期进入实验期，而自贸区政策试点是以省级行政区为单位逐年增加的，因此模型(1)并不能适用自贸区政策试点的多期实验的情况。在已有文献中，对于DID在多期政策效应分析中的应用有：国家高新区对经济增长的促进作用研究[21]；管制放松政策对银行绩效的影响研究[24]；中国干部管理体制对地方政府教育支出的影响研究等[25]。根据这些学者的研究，本文使用如下模型：

Yit=β0+β1treati×postit+γXit+αi+δt+εit

(2)

其中，令didit=treati×postit为模型核心解释变量。对比两个模型，模型(2)为了满足自贸区多期实验的实际情况，将模型(1)中的一维实验期变量postt修改为二维变量postit，以适应不同地区在不同时期进入政策实验期的实际情况。当postit赋值为1时，表示i城市所在省级行政区在第t年已经设立自贸区，否则赋值为0。因此，核心解释变量didit等于1时，表示i城市在第t年已经成为自贸区政策试点城市，其系数β1则是我们最关心的重点，它度量自贸区政策试点对地区经济发展水平的净影响。

(二)变量选取

本文的研究重点在于自贸区政策试点对地区经济增长的影响，上文已经详细介绍了本文的研究方法，下面还需在已有文献的基础上结合本文研究问题的实际情况，选出合适的控制变量，以剔除其他影响地区经济增长的干扰因素，变量的详细设置见表2。

表2 主要变量

1．被解释变量

根据已有文献，本文对于地区经济发展水平的度量，采用地区实际GDP的对数函数lngdp和地区人均实际GDP的对数函数lnpergdp来度量。本文以2000年为基年，算出各年各地区的实际GDP，消除各年价格差异影响，而人均实际GDP由“地区实际GDP/地区年末户籍总人口”计算所得。

2．核心解释变量

本文的核心解释变量为虚拟变量didit，其取值等于treati和postit的乘积。实验组虚拟变量treati赋值为1时表示i城市为自贸区试点城市(实验组)，否则为零；实验期虚拟变量postit赋值为1时表示在第t年处于i城市所在省级行政已经设立自贸区，否则为零。因此，didit取值为1时，表示i城市在第t年已经成为自贸区试点城市。

3．控制变量

在确定解释变量后，为了使估计结果更加准确，我们还需要选取合适的控制变量，对其他干扰因素加以控制。在中国经济的高速发展中，财政支出作为政府调控宏观经济的手段对我国的经济增长有重要的作用[21]，因此，本文使用“政府一般预算内支出/地区GDP”的结果来控制政府对地区经济增长的支持作用。外商直接投资产生的“溢出效应”是推动经济增长的重要源泉，并且具有长期经济效应[7]。因此，本文用“地区实际利用FDI/地区GDP”来控制外商投资水平对经济增长的影响，由于FDI的原始单位为美元，因此本文利用各年的中间汇率将其单位换算为人民币，消除各年汇率差异的影响。此外，地区城镇化与地区经济发展水平有着相互促进的关系，而产业结构变动也会对地区经济长期稳定的良性增长有着重要影响[25-26]。因此，本文用“地区非农业就业人口/地区总就业人口”来反映地区城市化水平，用“地区第二产业产值/地区GDP”来反映地区产业结构，并控制这两个指标对经济增长的影响。高等教育和高素质人力资本能够有效提升社会创新能力，并推动社会生产力的发展，进而带动经济增长[27-28]。因此，本文使用“普通高校在校人数/地区年末户籍总人口”来控制地区教育水平对经济增长的影响。此外，消费倾向的增加能够有效拉动内需，而社会投资的增长能够开拓市场并增加社会供给，两者都是促进地区经济增长的重要因素[21，29]。因此，本文用固定投资增长率来控制固定资产投资对经济增长的影响，并以“社会消费品零售总额/在岗职工工资总额”来控制地区消费倾向对经济增长的作用。

(三)样本、数据与DID适用性检验

利用DID来估计政策效应，最重要的是剔除非政策因素的干扰。如果某因素与政策试点地区的选择相关，同时其又对这些地区的经济增长产生影响，而在对政策效果估计时又没有将这些影响因素加以控制，误将其纳入政策效应，那么就会导致估计结果产生偏误。因此，使用DID需要满足两个重要的前提假设：一是样本分组是随机的，二是两组样本的经济增长趋势是一致(同趋势)的，而要使样本满足这两个假设前提的关键则在于选择合适的对照组。也就是说，实验组应该与对照组有着相似的特征，其经济增长的趋势也是基本一致的，只有这样我们才能够认为两组样本在实验期产生的经济增长的差异来自政策效应，而不是其个体因素。在前文中我们已经对自贸区的特征做了总结，截至2018年，我国已有的22个自贸区试点城市均属于我国主要江河港、海港、陆空港所在城市。为了满足上述DID使用应该具备的两个前提假设，我们需要依据这些特征来选择实验的控制组[30]。鉴于此，本文样本选择过程如下：1)选择除实验组外的我国其他主要江河港、海港、陆空港所在城市作为实验的控制组。2)剔除实际GDP和人均实际GDP年平均增长率为负的城市，因为这些城市的经济增长趋势明显偏离自贸区试点城市。3)剔除数据存在严重缺失的城市。最后确定本文样本为我国的61个城市，其中实验组城市为22个，控制组城市为39个。因为除了行政级别较高的城市外，各地级市统计年鉴披露的数据均只到2017年，因此选择时间跨度为2007-2017的样本面板数据作为本文实证部分的主要数据来源。本文所有原始数据都来源于各年《中国城市统计年鉴》、各省和各市历年统计年鉴。各变量描述性统计见表3。

表3 主要变量描述性统计

1．检验一：实验分组是否随机

在已经出台的相关文件中，对于自贸区的功能划分和战略目标都有详细的规划，而对于自贸区试点地区的具体选择标准并未进行说明。因此，本文借鉴学者郑新业[30]对河南省直管县分组随机性的检验方法，利用Logit模型，选取样本在第一个自贸区成立(2013年)之前6年的样本面板数据，以实验组虚拟变量treati作为被解释变量，并分别以地区实际GDP、地区人均实际GDP为主要解释变量，检验地区经济发展水平的高低是否影响自贸区试点城市的选择。显然，如果地区实际GDP和地区人均实际GDP的高低会显著影响自贸区试点城市的选择，则模型将会存在难以处理的内生性问题。表4为回归主要结果，两个回归均以年末户籍总人口和第二产业比重作为控制变量[28]。

从表4可以看出，无论是地区实际GDP还是人均实际GDP与被解释变量的相关性均不显著，这说明就本文样本而言，自贸区政策试点城市的选择跟其地区实际GDP和人均实际GDP的高低并没有直接关系。因此，我们确定了本研究样本选择的随机性，而这一随机性正是使用DID必须满足的前提。

表4 二元选择模型回归结果

2．检验二：实验组和对照组经济发展水平的变化趋势是否一致

对于同趋势假定的检验，一般是根据实验组和控制组的经济发展水平的历史数据绘制出趋势图来对比两组数据是否有明显的趋势差异[31]。同趋势假设允许控制组和实验组的经济发展水平存在系统性差异，只要这两组的经济发展水平在政策试点之前的变化趋势基本一致，即可认为被选择的控制组是合适的。图1、图2分别刻画了样本实验组与控制组城市的地区实际GDP与人均实际GDP均值的对数函数的变化过程，因第一批自贸区是在2013年设立的，所以标注2012年末作为实验期分界线。

为了更进一步验证同趋势假设，本文先对模型(2)中的被解释变量lngdp与lnpergdp进行差分处理，得到Δlngdp与Δlnpergdp。然后分别以Δlngdp与Δlnpergdp作为被解释变量，利用样本城市2007-2012年的数据对treati进行回归，如果变量treati的估计系数显著，则表示实验组与控制组的经济发展水平的变化趋势存在明显的系统性差异。由于虚拟变量treati属于不随时间变化的地区固定效应，因此如果使用固定效应模型会使解释变量与常数项产生多重共线性。鉴于此，本文直接使用pool回归进行检验。同时值得注意的是，在本检验中由于解释变量treati不随时间变化的特性，会使其系数估计结果不受时间效应的影响，而控制时间效应只会对标准误和截距项的估计结果产生影响。表5为回归主要结果，可以看出，主要解释变量treati与被解释变量Δlngdp、Δlnpergdp的相关性均不显著，并且在控制时间效应后结果仍然稳健。检验结果说明了，实验组与控制组的经济发展水平变化趋势在自贸区政策试点实施前不存在明显的差异。因此，这一检验结果进一步验证了自贸区政策实验的外生性。

图1 地区实际GDP(log)趋势图

图2 人均实际GDP(log)趋势图

表5 经济增长趋势差异检验

五 实证分析

(一)自贸区政策试点与经济增长：基本结果

在上文，我们验证了自贸区“政策实验”的外生性。接下来，为了验证假设一，我们首先基于中国自贸试验区的“准自然实验”，利用DID来估计自贸区政策试点对地区经济增长的直接影响，回归主要结果见表6。

在表6中，1、2列是没有加入控制变量的回归结果，3、4列是加入控制变量以后的回归结果。可以看出，无论是否加入控制变量，核心解释变量didit的估计系数均显著为正，这说明自贸区政策试点对地区经济增长具有显著正向的促进作用，因此验证了假设一。

表6 自贸区政策试点对地区经济增长的影响

(二)稳健性检验

本文将借鉴学者范子英等[32]的研究，采用改变政策实施时间的反事实法来验证实证结果的稳健性。因为在自贸区政策试点实施之前，还有可能存在其他政策或者随机因素影响地区经济的增长，从而会干扰实证结果的准确性。因此，我们假设自贸区政策试点的发生时间提前两年或者三年，看政策效应是否仍显著，如果是，则可能存在我们没有预料到的其他因素影响实验结果，如果不显著，则说明不存在其他明显影响实验结果的因素。回归的主要结果见表7，可以看出无论是假设政策试点时间提前两年或者三年，didit的估计系数均不显著，因此排除了有其他因素干扰本文实证结果，从而验证了实证结果的稳健性。

除了使用反事实法验证结果稳健性外，本文还将采用“单差法”检验自贸区政策试点对地区经济增长的影响，主要回归结果见表8。从单差法的回归结果来看，无论加入控制变量与否，核心解释变量的估计系数均显著为正。但从估计系数的大小来看，单差法的估计系数要远高于DID的估计系数，这说明虽然单差法的结果能说明部分问题，但由于忽略了时间的影响，会使估计的系数产生偏误，因此DID的实证结果更加可信。

表7 反事实稳健性检验

表8 自贸区政策试点对经济的影响：单差法

(三)进一步验证：边际效应递减规律

本文根据理论分析部分提出的假设二，认为自贸区政策试点对经济增长的推动作用会随着城市级别的升高而逐渐下降。因此，本文将样本城市分为三个等级，由高到低依次为副省级城市、省会城市和地级市，并建立以下模型，验证假设二。

Yit=β0+β1leveli×didit+γXit+αi+δt+εit

(3)

其中，虚拟变量leveli代表i城市的城市等级，分别在三个回归方程中代表副省级城市(fs)、省会城市(sh)和地级市(dj)，而对应的βi则分别代表自贸区政策对试点的副省级城市、省会城市和地级市的经济增长的影响，主要回归结果见表9。

根据回归(1)～(6)的结果，可以看出，政策效应的大小随着城市等级的下降逐步上升，这表明行政级别越高、经济基础越好的城市设立自贸区后对地区经济增长的促进作用越低，从而验证了假设二。这也意味着自贸区的设立不仅可以促进地区经济增长，而且如果能够合理布局也可以帮助缩小地区间经济发展水平的差异。

表9 自贸区政策试点对经济增长影响的进一步检验

六 结论、启示与展望

建设自由贸易试验区是党中央、国务院在新形势下全面深化改革和扩大开放的战略举措。如何准确地认知和评价自贸区对地区经济增长的作用是本文最关心的重点问题。因此，本文利用双重差分法，研究了中国自贸试验区对地区经济增长的影响。研究发现，自贸区政策试点能够显著地促进地区实际GDP与实际人均GDP的增长。同时还进一步发现，自贸区政策试点对地区经济增长的促进作用呈现出“边际效应递减”的规律，即随着城市等级的升高，促进作用逐级减弱。

中国的改革开放进程虽然取得了一定的阶段性成果，但是依然存在部分地区发展速度缓慢、地区间经济发展水平差距日趋严重的难题，而自贸区政策试点无疑给解决这些难题带来了新思路。一方面，鉴于中国自贸试验区能够显著地促进地区经济的增长，国家应该继续深入推进自贸区建设与完善，并逐步向全国推广，为我国经济的持续增长增添新动力。同时，还可以推出更多类似的政策创新，并以政策试点的方式进行逐步探索、检验与完善，形成一套成熟的政策创新、检验与推广机制。另一方面，因为自贸区政策试点对地区经济增长的促进作用具有“边际效应递减”的规律，因此在选择试点地区时，可以聚焦于经济发展水平相对比较落后的地区，因为这些地区能够在这项政策中获得更多经济增长动能。总而言之，国家应该从整体发展战略出发，把握自贸区建设过程中的经验规律，合理规划自贸区政策试点的布局，力争在保持促进整体经济增长的同时兼顾地区间的平衡发展。

在本文的基础上，未来的研究方向主要可以分为两块:1)从微观层面考察与评价自贸区政策试点对企业的影响，从而能够更加全面地评估自贸区制度创新的综合成效；2)根据各地自贸区建设的特点，建立更具综合性、科学性的自贸区政策绩效评价体系，为我国自贸区建设的评价、完善和推广提供更多的依据。