自貿區設立的經濟效應： 基于要素流動和經濟增長的分析

陳萬靈 胡 耀

（廣東外語外貿大學，廣東 廣州 510006）

自由貿易試驗區（簡稱“自貿區”）建設是新時代國家構建開放型經濟新格局的重要戰略。截至2020年底，中國共有21個自貿區，已形成“1+3+7+1+6+3”的開放新格局。設立自貿區的實質是通過制度創新促進要素自由流動，通過一定集聚帶動區域經濟發展。面對國際、國內的復雜形勢和百年變局，中央更加注重對外開放和要素流動，通過國內需求對要素的有效吸引以及科技創新水平的提升，培育新形勢下中國參與國際經貿競爭與合作的新優勢（余淼杰，2020）?，F階段，自貿區促進要素流動也是加速要素市場化配置改革的重要推力，有利于構建國內外雙循環的發展新格局。

國家通過一系列政策舉措推進體制機制創新吸引生產要素集聚，使自貿區成為地區經濟發展的增長極。因此，不論是從理論還是從政策意圖看，自貿區設立的經濟效應不僅指自貿區設立對經濟增長的促進作用，也應該將是否促進要素自由流動這一重要指標納入其中?？疾熳再Q區設立的經濟效應不能僅僅以GDP作為測量指標考察其對經濟增長的效應，在“雙循環”新發展格局下，考察自貿區設立對要素流動的影響同樣重要。

一、相關文獻綜述

自貿區的研究文獻主要聚焦3個方面：（1）評估自貿區對經濟增長的綜合效應。不少文獻從自貿區整體出發探究其經濟效應。有研究發現，自貿區對其依托區域的經濟增長具有顯著正向影響或者促進作用（陳林等，2019；邢孝兵和雷穎飛，2019；白仲林等，2020）。郎麗華和馮雪（2020）發現自貿區能夠減小經濟增長波動。彭羽和楊作云（2020）的研究表明，自貿區對區域的輻射帶動作用主要體現在利潤率和財政收入增長率上。部分文獻關注某個自貿區的經濟效應，如上海自貿區（譚娜等，2015）、遼寧自貿區（張穎和逯宇鐸，2019）和天津自貿區（方云龍和王博，2020）都促進了所在地的經濟增長。顯然，這些研究關注自貿區促進經濟發展的結果，對自貿區是否促進要素流動并不關注。（2）探討自貿區經濟效應的動態差異和空間差異。隨著自貿區的運行和各項政策的落實，自貿區經濟效應出現比較大的差異。張軍等（2018）的研究結果表明，隨著自貿區數量的逐步增加，其經濟增長效應呈現先降后升的U型態勢。葉修群（2018）認為，自貿區的經濟增長促進效應存在典型的倒U形特征，同時其經濟增長效應存在滯后性。從空間看，自貿區的經濟效應存在一定地區差異。應望江和范波文（2018）、葉霖莉（2020）的研究表明，滬津閩粵自貿區對地區經濟增長具有顯著推動作用。也有文獻探討自貿區經濟效應的差異性。葉修群（2018）的研究發現，上海和廣東的自貿區對第三產業促進效應明顯，天津和福建的自貿區對第二產業促進效應明顯。劉秉鐮和呂程（2018）的研究表明，上海和廣東的自貿區建設對區域進口產生促進作用；天津自貿區對出口和工業增加值有一定促進作用。這些研究初步揭示了自貿區經濟效應在時間和空間方面的差異，將其原因歸結為產業發展差異，沒有揭示其本質原因。（3）自貿區引致經濟效應的動力機制分析。陳琪和劉衛（2018）的研究表明，自貿區能夠通過放松管制的方式實現政府職能轉變，激發市場活力，有效配置資源，發揮制度紅利效應。有研究表明，自貿區能夠推動進出口貿易和投資，投資和貿易是自貿區促進區域經濟增長的重要動力因素（邢孝兵和雷穎飛，2019；王愛儉等，2020）。陳林等（2019）的研究表明，自貿區對投資的影響不顯著。屈韜等（2018）的研究表明，自貿區通過消費拉動效應對外商直接投資的影響顯著為正。方云龍和王博（2020）的研究發現，天津自貿區的貿易、固定資產投資以及外商直接投資等驅動力處于失靈狀態。葉霖莉（2020）研究發現，自貿區主要通過吸引外商投資和擴大開放的路徑促進經濟增長。這些研究說明自貿區引致經濟效應的途徑是通過投資、貿易、消費等實現。

綜上所述，這些文獻忽視了自貿區設立的主要目的是通過擴大對外開放、大力推進貿易和投資的便利化（主要是對外資實施“準入負面清單”制度和監管程序簡化），推動要素更快流動，實現外商直接投資與國內優勢要素的集聚，進而促進區域經濟發展。本文可能的貢獻在于：從要素流動的視角出發，考察自貿區設立對所在地經濟效應的影響，研究視角相對新穎；創造性地將要素流動分為傳統要素流動和創新要素流動，并進一步研究不同自貿區對這兩類要素影響的異質性，有利于深入剖析不同自貿區經濟效應的具體實現路徑，為以后不同區域自貿區設立的目標定位提供一定的參考；從要素流動視角考察自貿區設立的經濟效應對促進中國經濟“內循環”及要素市場化也具有重要的現實意義，有利于推動“雙循環”新發展格局的全面形成。

二、機理分析和研究假說

新經濟地理學認為，無論外生性差異是否存在，經濟空間演化分異是必然的結果，這種空間演化分異就是部分區域的經濟集聚。經濟集聚是向心力與離心力相互作用達到區域均衡的結果。向心力是需求關聯效應和成本關聯效應的循環累積因果，離心力是要素市場擁擠效應和產品市場擁擠效應的共同效應，經濟效應循環累積驅動勞動力向規模較大的區域集聚（Krugman,1991）。當貿易自由度大于特定的臨界值時，向心力開始大于離心力，勞動力開始向其中一個區域流動，直到工業生產活動全部集中到這個區域，于是形成中心—外圍（Core Periphery Pattern）均衡格局。自貿區在空間演化分異的過程中成為勞動力要素集聚的載體，區內來自同一行業或者不同行業的企業集聚力量，吸引越來越多的工人，發揮勞動力的蓄水池效應，隨著蓄水池擴大產生規模效應。自貿區的設立正好為產業集聚提供了充足的向心力，貿易自由度沖破臨界值，進而吸引勞動力在自貿區所在地集聚。

Hirschman（1958）的城市空間增長極理論提出，特殊經濟區對所在經濟體可以帶來擴散效應。自貿區內企業通過經濟活動能夠與所依托的區域經濟產生關聯，帶動地區商品貿易的發展。在此基礎上，自貿區的經濟活動產生勞動力需求，為依托區域提供就業機會，從而吸引勞動力向自貿區所在地集聚。要素在區域間的流動傾向于從邊際效益較低的地區向邊際效益較高的地區轉移，自貿區憑借政策優勢、制度優勢和基礎設施優勢營造良好的投資環境，吸引更多的外資集聚，資本要素流入能夠為生產活動提供支持，增強自貿區所在地的經濟實力，資本要素流入效應因此又得到進一步強化，即自貿區借助投資自由和金融自由的優勢，聯結國際和國內市場，通過優化資源配置，成為促進國內國際大循環的重要推動力。由此提出本文的假說1：自貿區的建立能夠促進依托區域傳統生產要素的流動。

自貿區對創新要素流動可能通過以下渠道發揮促進作用：（1）基于比較優勢理論，自貿區內貿易自由化與投資便利化促進形成資源和創新技術互補，從而促進自貿區依托之地形成創新技術集聚。從區域之間競爭效應的角度看，設立自貿區作為國家層面的戰略性政策具有制度優勢，吸引大量企業進入，隨著自貿區內企業數量的增加，各類企業之間的競爭加劇，對新進企業形成進入限制，只有具有一定創新技術水平的企業才能進入自貿區，從而間接促進創新技術向自貿區集聚。（2）自貿區在推動人才流動以及知識產權制度建設方面進行積極的嘗試，為企業創新提供保障，激發企業創新的積極性（Bilir and Kamran，2014）。企業創新積極性提高，競相申請國家創新基金，又由于自貿區存在融資渠道優勢，因此會形成自貿區內創新資金集聚的現象。（3）自貿區成為科研機構、高校與企業開展合作的重要平臺，其設立吸引大量創新人才流入，加強創新人才資源的自由流動。自貿區通過逐步破除制約創新人才、資金、技術等創新要素的體制機制障礙進而推動創新要素流動。由此提出本文的假說2：自貿區的建立能夠促進依托區域創新生產要素的流動。

是否促進經濟發展是評估某一政策有效性的重要指標。改革開放以來，從經濟技術開發區到高新技術產業開發區，從以保稅區、出口加工區為代表的海關特殊監管區到目前的自貿區，展現了漸進式的制度創新過程。一方面，自貿區依托的區域憑借其政策優勢與其他地區形成勢差，率先發展成為區域經濟增長極，通過吸引要素集聚、改善資源配置推動經濟增長；另一方面，自貿區的建立改善了之前服務及監管效率低下的現狀，通過提升市場運行效率進而促進經濟增長。首先，自貿區通過實施國際貿易“一線放開、二線管住”改革和“單一窗口”制度，為監管部門和企業提供統一平臺，能夠及時反饋和處理標準化的單證和電子信息，提高監管部門辦事效率，簡化企業通關手續。其次，自貿區通過實行準入前國民待遇加負面清單的管理模式削弱外商投資進入壁壘，優化外商投資環境，降低外商投資風險，并支持區內企業以各種形式“走出去”，積極進行境外投資，投資管理機制創新促進投資水平提升，進而擴大了投資規模。最后，自貿區內管理模式的創新有助于加快政府職能轉變，提升政府服務效率和服務質量，降低區內企業辦事成本，從而實現資源優化配置，提高市場效率，推動地區經濟增長。由此提出本文的假說3：自貿區的建立能夠促進依托區域的經濟增長。

由于區位條件、經濟基礎以及政策的差異性，自貿區在發展目標和重點產業上也存在差異。2013年，上海自貿區成立，之后自貿區持續擴容，2014年福建、廣東和天津自貿區設立，2017年分別在浙江、四川、湖北、陜西、重慶、河南和遼寧設立自貿區。自貿區由沿海向內陸逐步推進，為新時期形成全面開放的新格局夯實基礎。自貿區主要針對各個區域的產業特點進行開放試驗。上海自貿區進行比較全面的先行先試，在產業投資領域進行大幅度開放，重點是金融業開放，推動了資本流動。上海自貿區的重要任務之一就是助力上海建設國際金融中心。廣東自貿區進行服務業試驗，重點是針對港澳地區擴大服務業開放，并把《內地與香港關于建立更緊密經貿關系的安排》（CEPA）的試驗內容納入廣東自貿區，推進粵港澳一體化進程。福建自貿區重點在創新海峽兩岸合作機制，推動貨物、服務、資金、人員等各類要素自由流動，增強閩臺經貿關系。天津自貿區主要服務于京津冀協同發展，對接“一帶一路”，推動“外循環”和“內循環”經濟協調發展。因此，不同自貿區對經濟增長、傳統要素和創新要素流動的作用可能有差異。由此提出本文的假說4：不同自貿區對經濟增長、傳統要素以及創新要素流動的作用具有差異性。

三、研究設計

（一）計量模型設定

為了檢驗自貿區對所在地要素流動的影響，評估自貿區的經濟增長效應，借鑒劉瑞明和趙仁杰（2015）的研究，設定多期雙重差分模型。將設立自貿區看作一項準自然實驗，將第一、二、三批設立自貿區的地區視為干預組，將樣本期間尚未設立自貿區的地區視為控制組。①基于數據可得性，選取的干預組為：上海、廣東、天津、福建、浙江、四川、湖北、陜西、河南和遼寧?？刂平M為：北京、河北、山西、內蒙古、吉林、黑龍江、江蘇、安徽、江西、山東、湖南、廣西、海南、貴州、云南、甘肅、青海、寧夏和 新疆。

依據自貿區的設立年份，設置自貿區虛擬變量，某地在自貿區設立之前賦值為0，設立當年以及之后賦值為1，設置如下雙固定效應模型對面板數據進行估計：

其中，Zit為被解釋變量，包括經濟增長速度、傳統要素流動和創新要素流動指標。Xit是控制變量合集，包括資本增長率、勞動增長率、外商投資水平、基礎設施、人力資本水平和高新技術企業密度。i和t分別代表地區和時間，εit代表隨機誤差項，νi和μt分別表示地區和時間固定效應。模型關注的重點是λ系數，如果系數顯著為正，說明自貿區的設立產生了正向影響。

（二）反事實分析法

自貿區作為一項政策試驗，在不同地區實施帶來的政策效果具有差異性。為了準確比較自貿區引致經濟效應的異質性，以上海、天津、福建和廣東的自貿區為例，②由于第三批自貿區設立時間較晚，僅以第一、二批滬津閩粵4個自貿區為例進行反事實分析。采用Abadie和Gardeazabal（2003）提出的合成控制法對經濟效應異質性進行評估。依據合成控制法的要求對樣本進行分組——單獨對某個自貿區的經濟效應進行評估時，需要剔除其他干預組的影響，剔除后剩下1個干預組。

合成控制法的基本思路是：盡管控制組中的任何個體與干預組個體都不相似，但是通過對每個控制組的個體賦予權重，再通過加權平均構造一個合成控制組，合成控制組事后的結果可視為干預組的反事實結果，政策干預的影響即為干預組的真實值與反事實結果之差。

合成控制法的基本設定是：假設共有n+1個地區，地區1在t0時期設立了自貿區，其余的n個地區尚未設立自貿區。y1it表示地區i在t時期實施自貿區政策的潛在結果，y0it表示地區i在t時期未受到自貿區政策干預的潛在結果，地區政策干預的因果效應結果是：ξit=y1it-y0it，i=1,…,n+1；t=1,…,T。Dit代表地區i在t時期的干預狀態，如果地區i在t時期受到政策干預，則取值為1，否則為0。地區i在t時期的觀測結果是：

假設地區1在t0（1≤t0＜T）期后受到政策干預，而其他n個地區所有時期均未受到政策影響，則當i=1、t＞T0時，Dit=1；否則為0。估計政策影響（ζt0+1,…,ζ1t），對于t＞T0，ξit=y11t-y01t=y1t-y0t。地區1受到自貿區政策干預，因此，在t＞t0時期，僅可觀測實際結果y11t，但其未受到政策干預的潛在結果y01t卻無法觀測。因而構建地區1在t0時期后的反事實結果y01t，將其表示為y0it=δt+θqi+λtμi+εit，i=1，…，n+1；t=1，…，t。其中，δt是未知的公共因子，qi是協變量向量，μi是系數向量，εit是未觀測的暫時性沖擊。假定在地區層面滿足均值為0，設定權重向量wj非負，用控制組的凸組合對控制組進行合成。因此，在t＞T0時期，地區1的反事實結果近似可以用合成控制組標示，即從而得到政策效果的估計值：ξ1t=y1t-

（三）變量的選取與數據說明

基于數據的可得性和完整性，選擇2002～2017年中國大陸29個省份的年度數據為研究樣本，對自貿區的整體經濟效應進行檢驗。除非特別說明，數據來源均為各地統計年鑒。

1.被解釋變量

（1）地區生產總值生產率（rgdp）能夠動態反映地區的經濟增長速度和潛力（Dunning,1996），而且有助于評估自貿區對地區經濟增長的長期效應（殷華和高維和，2017）。rgdp以各地實際GDP的增長速度測度。以2002年為基期，首先將名義GDP通過地區生產總值指數進行處理得到實際GDP，使其具有可比性，再通過增長率公式進行計算。

（2）傳統要素流動（fcon）用勞動力流動水平和資本流動水平合成。勞動力流動水平用第二產業和第三產業就業人員數占地區總就業人員數測算，資本流動水平用地區固定資本的增加值度量。在此基礎上，利用熵值法對二者進行加權計算，得到最終得分，以此表征傳統要素流動水平。

（3）創新要素流動（ftec）。參考張旭和馮南平（2015）的研究，本文將創新人才、創新資金以及創新技術作為3類核心創新要素并作進一步改進，用熵值法對三者進行加權計算，最終得到的綜合得分衡量創新要素流動水平。3個指標的具體測算方法是：借鑒 Fujita 等（2003）的研究，創新人才用各地區研發人員全時當量的變動量與相應地區研發人員全時當量的自然增長率之比表征，計算地區創新人才凈流量；創新資金流動情況用各地區研發經費占全國研發經費支出的比重表征；創新技術流動情況用專利申請授權量增長率進行測算。

2.核心解釋變量

根據國家發展改革委員會、國土資源部、住房和城鄉建設部整理的《中國開發區審核公告目錄（2018年版）》公布的自貿區名單以及設立時間等信息，如果某年某地區設立自貿區，那么這一年及其之后核心解釋變量自貿區政策虛擬變量（ftz）均賦值為1；如果未設立自貿區，則賦值為0。

3.控制變量

為控制其他因素的影響，選擇以下變量作為控制變量：

（1）資本增長率（rk）。具體的測算方法是：在采用Goldsmith（1951）提出的永續盤存法的基礎上，參考張軍等（2004）的方法計算省際資本存量，然后用增長率公式得到資本增長率。永續盤存法的公式為：

其中，Ki,t和Kit-1分別代表t期和上一期的省際資本存量，固定資本形成總額數據來自《中國國內生產總值核算歷史資料1952～1992》，缺失值借鑒張軍等（2004）的測算結果進行補充；δit代表折舊率，取值為9.6%；Iit代表投資總額，用固定資本形成總額度量，數據來自各地相應年份的統計年鑒；Pit代表價格指數，用固定資產投資價格指數度量，數據來自相應年份《中國統計年鑒》。

（2）勞動增長率（rl）。用各地年末就業人數增長率表征。原始數據來自各地統計年鑒。

（3）人力資本（hc）。采用教育年限法進行測算，公式為：

其中，illiteracy、primary、junior、senior和higher分別代表未上過學、接受小學、初中、高中以及高等教育（包括本科、?？坪脱芯可┑木蜆I人口比重。原始數據來自各地統計年鑒。為降低異方差，對人力資本（hc）進行對數化處理。

（4）基礎設施（inf）。參考劉秉鐮和劉玉海（2011）的研究，以每平方公里交通網絡密度度量，計算公式為：（鐵路里程數+公路里程數+內河航道里程數）/各地地理面積。

（5）外商直接投資（fdi）。用各地外商直接投資額占GDP的比重表征。原始數據來自各地統計年鑒，按照當年匯率轉化為人民幣的基礎上計算其占GDP比重。

（6）高新技術企業密度（mg）。用各地高新技術企業數占全國企業總數的比重表征。

表1 變量的描述性統計

四、實證結果分析

（一）自貿區對要素流動及經濟增長的效應分析

納入控制變量前后，自貿區設立對傳統要素和創新要素流動的影響都顯著為正（表2）。自貿區的設立促進了要素流動，對要素市場化改革有一定助力，這與自貿區產生的集聚效應密不可分。

表2展示了基本回歸結果。模型1和模型2的結果表明，被解釋變量是GDP增長率時，納入控制變量前后，虛擬變量自貿區政策（ftz）的系數顯著為正，對經濟增長的凈效應分別是0.0289和0.0362，說明自貿區的設立對所在地的經濟增長起到促進作用。自貿區是綜合性的功能區，也是新一輪開放的重要載體，承擔著制度創新的重任，并依靠優勢成為地區經濟的增長極，成為依托地區經濟發展的重要力量。故假說1得以驗證。進一步對模型2中的控制變量進行分析，資本增長率和勞動增長率在1%的水平上顯著為正，說明資本積累和勞動力增長是推動經濟增長的重要動力；人力資本在5%的水平上顯著為正，說明提升人力資本能夠提高勞動者素質，從而對經濟增長產生正向推動作用；外商直接投資在1%的水平上顯著為正，說明外商直接投資對經濟增長起到促進作用。

表2 基本回歸結果

模型3和模型4的結果表明，被解釋變量是傳統要素流動時，納入控制變量前后，自貿區政策的回歸系數分別是0.0829和0.0920，且都在1%的水平上顯著為正，說明實施自貿區政策能夠顯著促進地區傳統生產要素流動。自貿區憑借政策優勢發揮擴散效應，提高依托區域的邊際收益，從而吸引生產要素集聚，有利于發揮規模效應，又進一步強化其對要素的吸引力，由此驗證假說2。從控制變量的情況看，資本增長率和高新技術企業密度的提高均對傳統要素流動起到正向作用。

模型5和模型6的結果表明，被解釋變量是創新要素流動時，納入控制變量前后，自貿區政策的回歸系數均顯著為正，對創新要素流動的凈效應分別是0.0275和0.0316，說明實施自貿區政策有利于地區創新要素流動，假說3得以驗證?？赡艿脑蚴牵壕哂袆撔履芰Φ钠髽I群體在自貿區集聚，其生產活動產生前向和后向關聯，發揮集聚效應。在這一過程中，企業通過相互交流、學習和借鑒，自身實力得以增強，進一步對創新要素產生吸引力。從控制變量的情況看，外商直接投資對創新要素流動的影響顯著為負，可能的原因是，外商投資增加可能使本土企業依賴外商帶來的技術，一定程度上削弱企業進行創新的積極性，減慢創新要素積累?；A設施建設和高新技術企業密度對創新要素流動的影響顯著為正。

（二）DID估計有效性分析

1.平行趨勢檢驗

使用雙重差分方法必須滿足以下條件：如果自貿區政策不存在，干預組和控制組在發展趨勢上一致，并且這種趨勢不隨時間變化而改變；要滿足平行趨勢檢驗；國家實施自貿區政策是無偏向性的選擇。

為驗證自貿區政策實施地區的隨機性和發展趨勢是否一致，選擇樣本干預組和控制組在自貿區政策實施之前（2013年之前）的地區生產總值增長率均值進行判斷。如圖1所示，在自貿區政策實施之前，干預組和控制組的地區生產總值增長率（rgdp）差異很小，基本保持相同的趨勢。同時，因果推斷的基礎要求是試驗的隨機性，具體是指干預組中的個體受干預的情況并非個體的選擇結果，而是隨機分配的。從自貿區政策實施地區看，自貿區不僅在東部設立，中西部也有分布，說明國家選擇自貿區設立地區時并不會刻意挑選基礎設施和經濟發展水平高或低的地區。

圖1 干預組與控制組rgdp均值（2002～2012年）

為進一步證明自貿區的選擇符合平行趨勢假定，借鑒Jacobson（2002）提出的事件研究法對其進行檢驗。建立如下回歸模型：

其中，Zit是傳統要素流動水平、創新要素流動水平以及地區生產總值增長率。ftzi,t-j是一個虛擬變量，如果地區i在t-j時期實行了自貿區政策，那么該變量取值為1，否則取值為0，M和N分別表示政策實施前后的期數。也就是說，當j=-3時，ftzi,t+3即為地區i在t+3時期實施了自貿區政策，代表地區1在自貿區設立前3年的效應。將實施自貿區政策的前1年作為基準組。

由表3可知，解釋變量分別是rgdp、fcon和ftec，當j=-4、-3、-2和-1時，無論是否納入控制變量，系數δ都不顯著，說明在自貿區政策實施的前4年，干預組和控制組的情況一致，進一步驗證平行趨勢的前提假定成立。

表3 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

為進一步驗證自貿區政策實施之后干預組和控制組的趨勢變化是自貿區政策實施的效果，而非受到其他政策或者隨機性因素的影響，借鑒任勝鋼等（2019）采用安慰劑檢驗的方法對雙重差分結果進行驗證，以確保結論的穩健性。通過隨機分配政策實施地區進行安慰劑測試。具體來說，從29個省份中隨機選取10個省份為干預組，假設這10個省份實施了自貿區政策，其他省份是控制組。隨機抽樣保證虛擬變量（ftz）對經濟增長無影響。進行400次隨機抽樣，按照基準回歸模型進行回歸。圖2展示了400次隨機分配后估計系數的均值，并進一步繪制400個估計系數的分布以及相關p值。以被解釋變量rgdp為例進行說明：400個估計系數的分布均在0值附近；觀察p值的分布發現大多數估計的p值均大于0.1；圖2中的3條虛線在橫軸所處位置分別代表本文實證回歸得到的真實處理效應，其顯著異于400次偽回歸系數集聚的0值。以上結果表明，本文估計結果不太可能是由于地區—年份中不可觀察因素的影響。當被解釋變量是fcon和ftec時，理由同上，在此不再贅述。

圖2 安慰劑檢驗

3.穩健性檢驗

由于在樣本區間（2002～2017年），上海自貿區2015年存在擴區政策。為避免該政策對實證結果的干擾，將上海自貿區設立時間由2013年推移至2015年，其他沖擊時點保持不變，以rgdp為例探究上海自貿區擴區對實證結果的影響。表4模型13～模型19報告了將上海自貿區設立時點改為擴區時點，依次加入控制變量后自貿區設立對經濟增長的影響。結果顯示：不論是否加入控制變量，自貿區設立仍然顯著促進了區域經濟增長。該結論說明，上海自貿區擴區政策沒有改變自貿區設立能顯著促進區域經濟增長的結論，實證結論具有穩健性。此外，通過對比上海自貿區設立時點更改前后自貿區設立的經濟增長效應變化（由0.0362增加到0.052），根據雙重差分定義，上海自貿區更改設立時點增加的效應（0.0158）就是上海自貿區的擴區效應，說明上海自貿區擴區進一步促進了區域經濟增長。當被解釋變量為fcon和ftec時，分析方法與上文類似，此處不再贅述。

表4 穩健性檢驗

（三）自貿區經濟效應的地區異質性

1.異質性結果分析

由于不同的自貿區在區位條件、發展基礎以及發展目標方面存在差異，因此經濟效應可能具有異質性。為進一步探究假說4，下面采用反事實分析法，以第一批和第二批設立的4個自貿區（上海、天津、福建和廣東自貿區）為例，對其經濟效應的地區異質性進一步分析，以期合理認識效應的差異性，為下一步自貿區在全國范圍內的復制和推廣以及因地制宜制定發展規劃提供參考。

從上海自貿區的情況看，自貿區設立之前（2013年以前），經濟增長、傳統要素流動和創新要素流動的真實值與反事實值在變化趨勢上基本一致（圖3），說明合成控制取得較好的效果。表5展示了上海自貿區的設立對上海經濟增長、傳統要素流動和創新要素流動的處理效應，結果顯示：上海自貿區設立期間，上海GDP增長率真實值的均值是0.1605，反事實值的均值是0.1371，平均處理效應是0.0234，說明上海自貿區的設立促進了經濟增長。上海自貿區的設立對傳統要素流動的平均處理效應為負，可能的原因是：（1）自貿區對資本流動的作用主要體現在對外投資方面，吸引外資的作用弱（項后軍和何康，2018）；（2）自貿區通過放松外匯管制，緩解資金跨境流動的限制，國內企業進行境外投資的便利化程度提升，促使國內企業“走出去”，進而分散了固定投資成本（Grossman and Helpman，1991）。從創新要素流動的角度看，上海自貿區設立期間，創新要素流動真實值的均值是0.2891，反事實值的均值是0.2835，平均處理效應是0.0056，說明上海自貿區的設立加速了創新要素流動。

表5 上海自貿區對經濟增長和要素流動的效應分析（2013～2017年）

圖3 上海自貿區經濟增長和要素流動的真實值與反事實值（2002～2017年）

參考上文的估計方法，對廣東、天津和福建的自貿區進行相同的估計。根據圖4～圖6可知，在自貿區設立（2014年）以前，各地經濟增長、傳統要素以及創新要素流動水平的變化趨勢基本一致，說明合成效果較好。進一步結合表6的結果分析，從GDP增長率的情況看，廣東和福建自貿區的設立都對經濟增長產生促進作用；天津自貿區的設立對經濟增長的平均處理效應為負，可能的原因是：天津的產業結構呈現第二產業比重大、第三產業比重小的特點，在經濟轉型升級的背景下，第二產業帶動經濟增長逐漸乏力。從時間趨勢上看，廣東自貿區成立初期，經濟增長促進效應不明顯，成立后效應逐步擴大；福建自貿區在建設之初，經濟增長效應呈現先增后降的倒U型態勢。

表6 廣東、天津和福建自貿區對經濟增長和要素流動的效應分析（2014～2017年）

圖4 廣東自貿區經濟增長和要素流動的真實值與反事實值（2002～2017年）

圖6 福建自貿區經濟增長和要素流動的真實值與反事實值（2002～2017年）

圖5 天津自貿區經濟增長和要素流動的真實值與反事實值（2002～2017年）

從傳統要素流動的情況看，廣東、天津和福建自貿區的設立都對其產生正向影響。自貿區對傳統要素流動的促進作用路徑主要表現為：大量企業設立在自貿區內，企業開展經濟活動對勞動力產生大量需求，因此促進勞動力要素流入；自貿區通過優化營商環境，促進貿易和投資便利化，增強國內外企業融資能力，進而提高資本要素流動水平。從時間趨勢看，廣東和天津自貿區對傳統要素流動的促進效應呈現上升態勢；福建自貿區對傳統要素流動的促進效應呈現倒U型態勢。

從創新要素流動的情況看，廣東、福建和天津自貿區的設立對其平均處理效應均為正值，說明廣東、福建和天津自貿區的設立能夠促進地區創新要素流動。自貿區一方面為創新要素集聚提供了載體基礎，另一方面通過逐步破除制約創新要素流動的體制機制障礙，加速其流動進程。

2.合成控制安慰劑檢驗

借鑒Abadie等 (2010)的安慰劑檢驗方法（placebo test）進一步檢驗上文合成控制法處理效應的穩健性，類似于虛假實驗的檢驗方法（falsification test），基本思路如下：選擇4個在樣本期間沒有設立自貿區的城市，同4個自貿區一樣進行分析，如果發現該城市在政策沖擊前的合成效果以及政策沖擊后的處理效應與4個自貿區相同，說明合成控制法得到的結果并不可靠，否則說明合成控制的結果穩健。進一步參考劉友金和曾小明（2018）的研究，選擇在合成過程中權重最大的省市作為虛擬處理組與4個自貿區進行對比。根據4個自貿區合成控制的權重大小，最終選取北京（對應上海自貿區）、內蒙古（對應天津自貿區）、云南（對應福建自貿區）、江蘇（對應廣東自貿區）。需要說明的是：權重較大但同為自貿區則選擇權重次之的省市，以提高檢驗結果的可信度。以上4個省市的合成控制效應如圖7～圖10所示。

根據上文的異質性分析圖表所示，4個自貿區在相應政策發生之前真實值與反事實值在變化趨勢上高度一致，且在政策沖擊之后均有效促進區域經濟增長。但是，圖7～圖10顯示，北京、內蒙古、云南和江蘇等4個省市在虛擬政策沖擊之前真實值與反事實值的擬合效果較差，且在虛擬政策沖擊之后對經濟增長的處理效應均不明顯，甚至出現真實值大于反事實值的情況。這一檢驗充分證明經濟增長效應確實是由自貿區政策所致，換而言之，上文合成控制法的處理效應穩健。此處同樣僅以rgdp為被解釋變量進行分析，當被解釋變量為fcon和ftec時，檢驗方法同上。

圖7 假設北京設立自貿區的合成控制效果

圖8 假設內蒙古設立自貿區的合成控制效果

圖9 假設云南設立自貿區的合成控制效果

圖10 假設江蘇設立自貿區的合成控制效果

五、結論與啟示

現階段，構建全面開放新格局是經濟“雙循環”發展背景下的重點任務，本文以擴大開放的“排頭兵”自貿區作為研究對象，將其設立視為一項準自然實驗，利用2002～2017年的省級面板數據，選擇雙重差分法和反事實分析法，考察自貿區的要素流動和經濟增長效應。研究發現：從整體上看，自貿區的設立對所在地GDP增長率、傳統要素和創新要素的流動水平具有顯著促進作用，這一結論在經過平衡趨勢檢驗和安慰劑檢驗后依然有效。

進一步用反事實分析法對自貿區引致經濟效應的地區異質性進行研究，結果顯示：從經濟增長的角度看，上海、廣東和福建自貿區的設立都顯著提高了所在地的GDP增長率；天津自貿區的設立對GDP增長率的作用不明顯；福建自貿區對經濟增長的促進效應隨時間呈現倒U型態勢；廣東自貿區成立初期促進效應不明顯，之后經濟增長效應逐步擴大。

從要素流動的角度看，上海自貿區設立未提高傳統要素流動水平，對創新要素流動產生顯著影響；廣東、福建和天津自貿區的設立都對傳統要素和創新要素流動水平產生正向影響。從時間趨勢看，廣東和天津自貿區的傳統要素流動效應呈上升態勢；福建自貿區對傳統要素流動水平的促進效應呈倒U型態勢。

上述結論對中國新一輪自貿區建設可能有以下啟示：

（1）堅持推進自貿區政策，充分發揮自貿區對地區經濟增長的促進作用，使自貿區成為促進經濟增長的引擎，助力經濟高質量發展。因此，自貿區應提高自身實力，同時應將制度創新作為建設手段，通過推進投資和貿易便利化，改善營商環境，使制度創新帶來的紅利成為經濟增長驅動力，并在全國復制和推廣制度創新的成功經驗。

（2）在“雙循環”背景下，要求進一步推進要素市場化，不僅包括傳統的資本、勞動等要素，也包括創新要素等新興要素。因此，中國在自貿區建設過程中應進一步消除制度機制障礙，優化要素流動的外部環境。通過對標國際標準，實施負面清單，放寬市場準入限制，進一步擴大開放的廣度和深度，保障外商投資企業權益，在促進傳統資本、勞動要素流入的同時，應驅動創新要素流入，使自貿區成為創新驅動經濟增長戰略的踐行者。

（3）不同自貿區的發展重心應該各有側重，其功能定位應該考慮所在地的發展基礎和優勢，探索差別化的發展模式，以期更好地發揮自貿區的作用和潛力。上海自貿區要進一步加快金融體制改革的步伐，同時要促進跨境資本的雙向流動。福建自貿區可利用其對創新要素的吸引力，進一步提高技術創新能力，通過科技創新助力形成國內大循環。廣東自貿區應把握好現有優勢，繼續擴大開放，積極引進優質要素資源，發揮其輻射作用。天津自貿區應致力于制造業和服務業協同發展。