中國自貿試驗區建設吸引了外商直接投資流入嗎？
——來自216 個地級市的面板數據考察

王 倩，謝玲玲

（上海海洋大學經濟管理學院，上海 201306）

一、引言

自2013 年中國第一個自由貿易試驗區（以下稱“自貿試驗區”）——上海自貿試驗區成立以來，我國目前已經批準設立六批共21 個自貿試驗區，在全國范圍內形成由東至西、由南至北、由點及面的發展新格局。自貿試驗區作為國家推動改革與開放的極為重要的政策實驗，旨在通過制度創新提高我國貿易、投資的自由化、便利化。自貿試驗區自建設以來，涌現出多項制度成果，取得顯著成效，未來中國將以更大力度推進自貿試驗區的高質量發展，有效發揮自貿試驗區引領作用。而當前，新冠疫情的持續蔓延嚴重沖擊全球經濟，中國成為2020 年唯一實現經濟正增長的主要經濟體。同時，中美貿易摩擦呈現出常態化與持久化趨勢，未來還存在眾多不確定性（姜鴻和劉玥，2021）。加之俄烏沖突引發世界百年未有之大變局進入加速演變期，我國的國際貿易和投資面臨諸多挑戰。自貿試驗區戰略實施以來肩負重任，其中之一旨在通過制度創新，成為利用外資的重要引擎。在經濟運行中，我國自貿試驗區建設是否吸引外商直接投資流入、真正發揮政策效果？這種效應是否因經濟發展程度、資源稟賦、區位等的不同而存在差異性？為此，本文研究考察自貿試驗區建設吸引外商直接投資的政策效果，以期促進政府管理體制創新，同時有助于自貿試驗區在雙循環發展格局下重新定位、充分釋放政策紅利，進而推動經濟高質量增長。

二、文獻回顧

目前世界上的“自貿區”類型有兩種，一種是廣義的自貿區，稱為自由貿易區（free trade area，FTA），指兩個及兩個以上的國家或地區相互簽訂雙邊、多邊的自由貿易協定；另一種是狹義的自貿區，稱為自由貿易園區（free trade zone，FTZ），指在一國或地區內部設立的自由貿易區。因此，從上文針對自貿區相關概念的界定論述來看，我國設立的自貿區是依據黨中央、國務院授權在國內建立的區域性自由貿易園區，屬于FTZ 涵蓋的范疇中。本文將研究的重點側重于第二種涵義的自由貿易園區。

對自貿試驗區的相關研究主要聚焦于自貿試驗區的經濟效應。相關學者通過“反事實”分析最早設立的上海自貿試驗區對上海經濟有促進作用（譚娜等，2015；殷華和高維和，2017；王利輝和劉志紅，2017），推動了企業出口產品質量提升（謝申祥等，2022）。隨著第二批自貿試驗區（天津、廣東、福建）的設立，部分學者開始評估四大自貿試驗區的經濟影響，其研究成果一致認為自貿試驗區的設立對地區經濟增長具有不同程度的積極影響（應望江和范波文，2018；邢孝兵和雷穎飛，2019），且自貿試驗區設立時間越久對經濟增長的推動作用越強（葉霖莉，2020），但存在地區異質性（劉秉鐮和呂程，2018），這一政策紅利在經濟發展質量較低的地區尤為明顯（李子聯和劉丹，2021）。隨著自貿試驗區在更多省市復制，學者們研究發現我國自貿試驗區的政策效應存在區域差異性，且所得結論并不一致。張軍等（2019）基于雙重差分空間自回歸模型對我國11 個自貿試驗區的研究表明，沿海自貿試驗區的經濟促進效應小于內陸型自貿試驗區；而方云龍和王博（2020）對自由貿易試驗區異質性問題的實證結果表明，沿海型自貿試驗區的政策效果明顯好于內陸型。此外，一些學者還考慮到自貿試驗區對周邊地區的經濟影響。韓振國和朱洪宇（2022）的研究表明第二、三批自貿實驗區的建立顯著地提高了試點地區的經濟發展水平，但并未實現輻射效應，反而因虹吸效應降低了周邊地區的經濟發展水平；而以湖北自貿試驗區為代表的內陸型自貿試驗區對腹地城市的經濟發展兼具輻射效應和虹吸效應（胡藝等，2022）。自貿試驗區的定量分析主要借助雙重差分法和合成控制法對早期成立的幾個自貿試驗區進行研究，那么從全國范圍看，這種政策效應是否具有普遍性有待進一步探索，而且自貿試驗區的不斷成立導致政策干預期不同，這種定量的研究方法是否具有普遍的可靠性也需要進一步分析。

部分文獻關注自貿試驗區對資本流動的影響，與本文的選題緊密相關。相關學術成果基于雙重差分法或合成控制法對省級面板數據進行研究的結論基本認為，自貿試驗區的建立對外資流入起到顯著的促進作用（司春曉等，2021），同時其顯著平抑外資波動性（何樹全和吳佳，2020），而且自貿試驗區明顯推動國際資本雙向流動（韓瑞棟和薄凡，2019），表現為對實際利用外資（FDI）的促進作用遠小于對外投資（ODI）（項后軍和何康，2016）。以往研究為本文提供了非常重要的啟示和借鑒，事實上，資本流動并不等同于外商直接投資，有部分學者也關注到自貿試驗區對外商直接投資的影響，但相關研究并不多，主要結論為自貿試驗區設立促進了外商直接投資增加（左思明，2018；黃啟才，2018；李蕊等，2021），這是一種凈福利的增長而非來自于其他城市向自貿試驗區的轉移（劉楊等，2021），其促進作用隨城市等級的升高而逐級遞減（羅舟和胡尊國，2021）。現有研究成果中，鮮有從外商直接投資視角對自貿試驗區的政策效應進行分析研究，且這種政策影響的具體表現效果究竟幾何尚無具體和翔實的答案；另外，相關研究更多的集中于上海自貿試驗區，由于上海是國際金融、經濟中心，對外開放程度高，故而針對單個樣本的政策評估難以有效剔除選擇性偏倚，存在著高估自貿試驗區政策的可能。

通過文獻研究發現，評估自貿試驗區政策有效性最常用的因果推理方法是雙重差分法（DID），然而它的使用需要遵循共同趨勢假設。由于決策者的決策不是隨機的，不同地區的情況受地理、文化、經濟、政治等因素的影響不同。因此這一假設條件在現實中很可能不成立。為提高政策評估的準確性，Abadie et al（2010）重點對DID 方法進行了擴展和改進，提出了合成控制法（SCM）。這一方法是一種經驗上更可行的方法，因為它不假設存在平行趨勢，并通過調整控制組的權重來構造一個“合成控制組”作為反事實的處理單元，得到廣泛運用。但合成控制法也有其局限性，譬如合成控制法要尋找每個實驗組的匹配控制組，如果實驗組較多，對其進行擬合分析時將會產生巨大的工作量，不利于比較分析。因此為更準確地評估自貿試驗區建設是否吸引外商直接投資流入，需要更為合理、可靠的研究方法彌補傳統方法在實證研究中的不足。

為了更全面地評價自貿試驗區的政策效應，準確、科學地探討自貿試驗區建設是否吸引外商直接投資流入，以2000—2019 年設立的自貿試驗區為樣本進行實證檢驗。可能的邊際貢獻如下：其一，在研究方法上，運用Xu（2017）提出的廣義合成控制法（GSCM）對具有多個處理個體和非同期干預的自貿試驗區政策進行分析，克服傳統因果推斷方法的一些缺陷。其二，在數據使用上，國內學者對自貿試驗區的定量研究都是基于省級層面，這就導致自貿試驗區的范圍被人為地擴大，從而高估自貿試驗區對外商直接投資的影響效應，而且現有文獻的研究對象多為單例，如上海自貿試驗區，只有少數文獻對天津、廣州、福建自貿試驗區進行研究，對2017 年以后設立的自貿試驗區進行研究的相關文獻較少，本文擬從地級市層面研究2019 年及以前建立的自貿試驗區進而更準確的評估其政策效應。其三，在效應跟蹤上，綜合評估了自貿試驗區建設對外商直接投資的政策效應，并從時間趨勢、區域層面、城市規模、發展梯度等方面的差異性進行了比較研究。

三、理論分析與研究假設

制度導向的區位選擇理論認為，資本流入國或地區的政府宏觀發展規劃、政府運行機制、金融制度及對外商投資的政策態度等方面是一國吸引外商投資最為關鍵的影響因素。這意味著東道國實施的外資優惠政策很大程度上影響投資國是否在該國進行投資。作為一項政策實驗，我國自貿試驗區內具有明顯的區內政策效應。自貿試驗區在投資管理、貿易監管、金融服務和政府管理等方面進行的一系列政策創新促使營商環境發生巨大變革，改變企業參與經濟活動的規則，使得區內的個人、企業、政府等主體之間形成良好協同，破除投資障礙，同時吸引人力、技術等生產要素向區內聚集，極大地提升了外商直接投資領域的便利性、自由性，創造了良好的投資環境。其作用機理主要表現在：第一，自貿試驗區通過外商投資準入特別管理措施（負面清單）吸引外商直接投資。從2013—2022 年，負面清單不斷縮減，目前已壓減至27 條，充分開放外資進入范圍，外資企業設立由核準制改為備案制，簡化了外資準入程序，從而降低了外資企業的準入門檻。第二，自貿試驗區通過改善制度環境吸引外商直接投資。自貿試驗區政府加強行政審批制度改革，通過網絡受理企業成立手續，縮減辦事流程，壓縮企業設立的時間成本，提升對市場主體的服務意識；同時，推進法治環境建設，完善企業生產經營等全部環節的法律法規制度，努力破除企業間的不平等待遇，保證市場環境規范、公正，從而降低了外資進入的不確定性。第三，自貿試驗區通過產業集聚效應吸引外商直接投資。產業集聚形成過程中會促進技術、人才等各生產要素的相互融合，行業實力不斷增強，進而加速企業間的協同創新，產生規模報酬遞增，從而有效提升自貿試驗區的外資吸引力。第四，自貿試驗區通過金融開放創新吸引外商直接投資。自貿試驗區內通過設立自由貿易賬戶，推進人民幣資本項目可兌換先行先試，降低金融機構準入門檻，擴大金融服務業開放領域等諸多金融開放創新措施深化了貿易自由化、便利化從而助力外商直接投資在區內落地，同時為其可持續發展提供可靠的金融支持。同時，相關法律、法規及金融等扶持政策的逐步完善可能對自貿試驗區吸引外商直接投資流入產生時滯效應（Yao 和Whalley，2015）。

基于此，提出假設1：

自貿試驗區設立有助于吸引外商直接投資流入，且最近建立自貿試驗區的政策效應更弱，甚至可能在統計上不重要。

鄧寧的國際生產折衷理論提出，在影響跨國公司進行對外直接投資決定的三個因素——企業所有權優勢、內部化優勢和區位優勢中，區位優勢尤為重要，影響外商直接投資的區位選擇因素有：制度因素、市場因素、成本因素、地理因素等。內部化理論中的區位選擇思想認為企業進行對外直接投資時會傾向于對外開放程度高、資源廉價豐富及技術轉讓寬松的國家。再次，相對優勢理論的區位選擇思想認為，發達國家的企業傾向于對具有成本比較優勢，同時國內產業發展水平與層次較低的經濟欠發達地區進行直接投資。市場導向的區位選擇理論認為發達國家企業進行對外直接投資會考慮資本輸入國的市場需求規模、潛在的市場增長水平、市場相似度等因素，其中，市場需求越大，潛在市場增長水平越高。隨著中國經濟的發展，制度環境成為外商直接投資進行區位選擇時考慮的首要因素（郭舒文，2015）。依據以上理論，各自貿試驗區的政策設計和戰略目標存在差異，會導致政策實施效果不同，而且各地區經濟發展程度、資源稟賦、地理位置等差異也會導致自貿試驗區政策對外商直接投資產生差異化影響。

基于此，提出假設2：

自貿試驗區吸引外商直接投資的政策效果存在差異性。

為驗證上述假設，采用Xu（2017）提出的廣義合成控制法對2013—2019 年間設立的18 個自貿試驗區是否吸引外商直接投資流入、其政策效果是否存在差異性進行實證檢驗。

四、研究設計

（一）模型設定與估計

假設Yit是i城市在第t期的外商直接投資水平，Γ和C分別表示設立了自貿試驗區和未設立自貿試驗區的城市集合，即處理組和控制組，城市總數N=Ntr+Nco，其中，Ntr和Nco分別表示處理組城市數量和控制組城市數量，所有城市均有T期觀測值，Toi為處理組城市i實施自貿試驗區政策前的期數，即預處理期，該城市在（Toi+1）期開始受自貿試驗區政策干預，且受政策干預的觀測期為qi=T-Toi，控制組在觀測期內不受政策影響。為簡便表述，假設所有處理組城市同時實施自貿試驗區政策，即Toi=T0，qi=q。首先假設Yit由線性因子模型給定，函數形式為

其中：Dit表示各市設立自貿試驗區政策的虛擬變量，若城市i在第t期設立自貿試驗區，則Dit=1，否則等于0；δit表示城市i在第t期的異質性政策處理效應；Xit是（k× 1）維可觀測協變量；β=[β1，β2，…，βk]T為k維待估系數向量；λi=[λi1，λi2，…，λir]T為城市i的r維未知因子載荷向量；ft=[f1t，f2t，…，frt]T是影響不同城市外商直接投資水平的r維不可觀測時變共同因子向量；εit為城市i在第t期的不可觀測沖擊，其均值為0。

將每個個體的數據生成過程用向量形式可表示為

那么控制組的數據生成過程用向量形式可表示為

其中：Yco=[Y1，Y2…，YNco]與εco=[ε1，ε2…，εNco]是T×Nco矩形，Xco是T×Nco× P矩陣，Λco=[λ1，λ2，…，λNco]T。

令Yit(1)和Yit(0)分別表示城市i在第t期如果設立自貿試驗區（Dit=1）和未設立自貿試驗區（Dit=0）的潛在結果，即有

于是，處理組城市i在第t期的個體處理效應為δit=Yit(1) -Yit(0)，自貿試驗區政策在t（t＞T0）期對外商直接投資的平均處理效應為

基于交互固定效應模型的廣義合成控制法對處理城市i在第t期的處理結果的估計量由實際值與其估計的反事實值之差給出：，其中，的模型估計過程如下：

首先假定因子個數r是已知的①假定因子個數r 已知的，而真實的因子個數未知，可通過交叉驗證得到。具體細節見Xu（2017）。，先根據控制組的樣本{Yi，Xi}i=C，利用主成分法估計式（4），得到估計值

其中：D為對角矩陣。

（二）數據來源與變量說明

1.數據來源

選取我國216 個地級市（不包含臺灣省和2 個特別行政區）的年度面板數據，考慮到自貿試驗區的設立時間和數據可得性，研究的時間跨度為2000—2019 年，選取2013 年到2019 年設立自貿試驗區的38 個城市為處理組（鑒于數據可得性和完整性，刪除了2019 年成立自貿試驗區的4 個州、市：崇左、廊坊、紅河州和德宏州，同時海南自貿試驗區只將海口和三亞市列入處理組），其他未設立自貿試驗區的178 個地級市為控制組（由于2020 年設立的自貿試驗區不在研究時間區間內，因此均列入控制組）。數據來源于中國城市統計年鑒、中國區域經濟統計年鑒及各省、市統計年鑒和統計公報各期。

2.變量說明

（1）被解釋變量。Yit用實際外商直接投資額（FDI）衡量外商直接投資水平。

（2）控制變量。為控制其他影響外商直接投資的因素，借鑒已有研究，選取的控制變量包括：經濟發展水平（GDP），用地區生產總值衡量；產業結構（tgdp），用第三產業增加值占GDP 的比重衡量；政府干預水平（gov），用一般公共預算支出衡量；勞動力成本（wage），用在崗職工年平均工資衡量；基礎設施建設水平（trans），用公路貨運量衡量；地區貿易開放度（open），用進出口總額占GDP 的比重衡量。其中trans和open存在的小部分缺失數據，用Python 進行向前插值法和向后插值法補全。各變量的描述性統計見表1。

表1 變量描述性統計

五、實證結果分析

利用廣義合成控制法，運用RStudio 的gsynth 包研究了我國自貿試驗區政策對外商直接投資的影響效應。

（一）基本結果

表2 給出了模型估計結果，（1）欄中不包含任何控制變量，（2）欄是加入所有控制變量的估計結果。根據估計結果，觀測期內外商直接投資額平均增長了0.46%，這意味著自貿試驗區設立在一定程度上促進了外商直接投資的增加。

表2 自貿試驗區對外商直接投資的影響

設立自貿試驗區的城市與合成自貿試驗區城市外商直接投資的指標變化結果如圖1 所示，其中，實線表示所有設立自貿試驗區城市真實的外商直接投資曲線，虛線表示合成自貿試驗區城市的外商直接投資曲線。從圖1 中可以發現在自貿試驗區設立之前的時期，實際外商直接投資與合成城市外商直接投資的變化曲線幾乎重合，說明二者在政策實施前達到了較高的擬合程度。在自貿試驗區政策實施后，真實值與合成值之間的距離逐漸拉大，且自貿試驗區設立初期對外商直接投資的影響較小，但隨著自貿試驗區政策的繼續推進，其對外商直接投資的積極影響愈發明顯，驗證了假設1。圖2 表示設立自貿試驗區對外

圖1 自貿實驗區城市真實與合成外商直接投資結果

圖2 自貿實驗區設立政策的平均處理效應

商直接投資產生的平均處理效應，即圖1 中實線值與虛線值之差，表3 匯總了歷期處理效應。從圖2 和表3 可以更直觀地看出，在自貿試驗區政策實施之前，二者的差距始終在0 左右小幅波動，自貿試驗區設立后，二者之間的差異持續為正（始終位于0 軸之上），且有逐漸擴大的趨勢，通過計算，其平均處理效應為0.46077。

表3 根據處理時點重新排列后實際結果與合成結果匯總表

（二）穩健性檢驗

1.多期雙重差分法

以往相關文獻中，通常采用雙重差分法評估政策效果，本文考慮到處理組存在不同期的情況，參考Beck et al（2010）的多期雙重差分法進行穩健性檢驗，設定模型為

其中：i為城市；t為年份；fdiit是被解釋變量，即與前文提及的FDI是同一變量，表示城市i在t年的實際外商直接投資額；ftzit為解釋變量，若城市i在t年設立自貿試驗區，其取值為1，否則為0；系數β反映自貿試驗區政策對外商直接投資影響的凈效應，值為正且數值越大時表示正向效應越明顯，否則相反；為控制變量；系數φ為控制變量對外商直接投資的影響；ηi為時間固定效應；γt為個體固定效應；εit為隨機擾動項。

表4 列示了基本回歸結果。（1）欄和（2）欄分別為不加入控制變量和加入控制變量的結果，加入控制變量后，R2擴大為原來的3 倍，系數為0.6432，表明模型的擬合程度較高。根據表4，不加入控制變量時，ftz的回歸系數在1%的水平上顯著為正，系數值為1.91；加入控制變量后，ftz的回歸系數在10%的水平上顯著為正，系數值0.23。無論是否加入控制變量，虛擬解釋變量ftz的回歸系數均顯著為正，說明自貿試驗區吸引了外商直接投資流入，與前文的研究結果一致。在影響因素方面，經濟發展水平、產業結構、地區貿易開放度均在1%的水平上顯著為正，表明這些因素有利于吸引外商直接投資。

表4 多期DID 回歸檢驗結果

2.對疊加政策的考察

在積極促進經濟發展的向好政策環境下，設立自貿試驗區的城市中，外商直接投資水平的高低不排除可能受到其他政策的影響，如經濟特區、沿海開放政策、國家級新區、一帶一路戰略等，因而自貿試驗區吸引外商直接投資的效果上，可能會受到這些經濟政策中惠及外商直接投資舉措的疊加影響。為此，引入這些政策的虛擬變量，包括沿海開放（YHKF）、國家新區（GJXQ）、經濟特區（JJTQ）、一帶一路（YDYL），它們的取值與ftz類似②沿海開放城市包括大連、秦皇島、天津、煙臺、青島、連云港、南通、上海、寧波、溫州、福州、廣州、湛江、北海；國家新區城市包括上海、天津、重慶、舟山、蘭州、廣州、西安、貴陽、安順、青島、大連、成都、長沙、南京、福州、昆明、哈爾濱、長春、贛江、保定；經濟特區城市包括深圳、珠海、汕頭、廈門、海口、三亞；“一帶一路”節點城市包括西安、蘭州、西寧、重慶、成都、鄭州、武漢、長沙、南昌、合肥、上海、天津、寧波、舟山、廣州、深圳、湛江、汕頭、青島、大連、煙臺、廈門、泉州、海口、三亞。。

引入其他政策的估計結果見表5。（1）欄是僅包含政策變量的回歸結果，（2）欄是再加入其他控制變量的結果。可以發現，當只加入政策變量的時候，ftz和其他政策變量的系數均在1%的水平上顯著為正，ftz的系數為0.6119；在加入其他控制變量后，ftz的系數仍顯著為正，與基準回歸結果一致，這表明自貿試驗區對外商直接投資的影響并不是由其他政策因素引起的。無論是否加入其他控制變量，沿海開放和經濟特區政策的系數一直顯著為正，說明這兩類政策同樣有利于外商直接投資的引入。

表5 引入其他政策的回歸結果

六、自貿試驗區設立對外商直接投資影響的差異性分析

為驗證研究假設2，分別按不同批次、不同區域、不同城市級別、不同發展梯度自貿試驗區等特征細化自貿試驗區政策對外商直接投資的影響效應。

（一）不同批次自貿試驗區的政策效應分析

截至2020 年底，我國一共設立了六批自貿試驗區，第一批自貿試驗區于2013 年設立，第二批于2015 年設立，第三批于2017 年設立，第四批于2018 年設立，第五批于2019 年設立，第六批于2020 年設立，基于數據可得性及對政策觀測期的考慮，只研究了2019 年及其以前設立的共五批自貿試驗區，暫未對2020 年設立的第六批自貿試驗區進行分析。表6 匯總了不同批次自貿試驗區對外商直接投資的影響強度。

從時間趨勢上看，隨著自貿試驗區分批設立，其對外商直接投資的影響強度存在一定的差異性。除第五批自貿試驗區的ATT 結果是負值外，其他四批自貿試驗區的平均政策處理效應均為正，說明其對外商直接投資產生正向促進作用，而正向促進強度具有一定的差異性。這主要是由于國家批準設立的自貿試驗區都有自己的定位目標，政策導向不同，受到的影響不同。

具體地，上海自貿試驗區作為中國首批設立的自貿試驗區，是中國深化改革開放的“試驗田”也是自貿試驗區探索的出發地，在投資、貿易、金融、監管等領域先行先試，各項政策支持力度大、創新能力強，對外商直接投資的促進作用比較明顯。第二批自貿試驗區的定位是在第一批自貿試驗區經驗的基礎上加以借鑒與改進，同時注重與區域性策略結合，例如天津自貿試驗區意圖發揮融資租賃潛力、承擔京津冀一體化發展，而福建自貿試驗區旨在擴大服務貿易開放、推動兩岸經濟合作，廣東自貿試驗區則定位于構建更開放便利的國際投資貿易規則、助力粵港澳深度融合等（周漢民，2015）。第二批自貿試驗區充分發揮自身區位優勢，在政策疊加后吸引外商直接投資成效更加明顯。不同于前兩批自貿試驗區的示范龍頭作用，第三批自貿試驗區更注重發揮對欠發達地區的發展帶動作用，帶動東北、中西部各區域建設開放型經濟新體制和打造新的產業發展高地，承接國家多個重大戰略。自貿試驗區戰略定位各有側重，更加成熟化和差異化，如遼寧自貿試驗區著力提升東北老工業基地發展整體競爭力、河南自貿試驗區定位是服務于“一帶一路”現代綜合交通樞紐建設、湖北自貿試驗區致力于建設高技術產業基地。各自貿試驗區戰略定位差異化并不僅僅聚焦于利用投資，因而吸引外商直接投資流入力度不及前兩批自貿試驗區。

根據表6，第四批自貿試驗區比早期設立的第一、二批自貿試驗區的政策效應更明顯，造成這一結果的原因有兩個：一是海南自貿試驗區的戰略新定位，海南省本身作為環海島嶼有助于發揮海南全島的整體優勢，各種開放政策和最新的制度創新成果可以在全島試點推行和檢驗，相對于其他自貿試驗區，海南自貿試驗區更加“積極主動、大膽嘗試”，加之多重政策傾斜，具有后發優勢、地理優勢和政策優勢的海南自貿試驗區更有利于吸引外商直接投資；二是由于整個海南省都劃為自貿試驗區，而海南省一直以來都為地級市的只有海口和三亞市，其他為縣和縣級市，三沙市和儋州市分別在2012 年和2015 年才劃為地級市，考慮到城市地位不同，只將海口和三亞納入處理組。對于第五批自貿試驗區政策效應出現的反向結果，其主要原因是：在吸引外商直接投資方面，需要完善相關法律法規及扶持政策的落地，然而這一過程可能對自貿試驗區政策產生一定的時滯效應，同時第五批自貿試驗區的設立時間相對較短，加之觀測期只有一期，自貿試驗區的作用暫時未能展現，驗證了假設1。

表6 不同批次自貿試驗區對外商直接投資的影響

（二）自貿試驗區政策的區域差異性

我國不同區域的經濟發展水平不同，早期自貿試驗區建設集中于東部沿海地區，隨后向中西部地區擴圍以期獲得更多的改革紅利。東部地區設立自貿試驗區的城市有22 個，中部地區9 個，西部地區7 個③東部地區自貿試驗區包括上海、天津、廣東、福建、遼寧、浙江、海南、山東、江蘇、河北；中部地區包括河南、湖北、黑龍江；西部地區包括重慶、四川、陜西、廣西、云南。。相對而言，東部地區設立自貿試驗區的城市要多于中西部地區，且設立時間更早。

為考察不同區域自貿試驗區對外商直接投資的影響，對東部、中部、西部地區的自貿試驗區政策效應進行評估，結果見表7。根據估計結果，自貿試驗區政策對東部和西部地區外商直接投資的增加均產生正向促進作用，尤其對東部地區的影響效應更強。

表7 不同區域的自貿試驗區政策效應

圖3 分別列示了東、中、西部地區自貿試驗區政策對外商直接投資的反事實結果和平均處理效應。可以發現，對于東部地區，自貿試驗區設立對外商直接投資的增加即刻產生正向促進作用，之后下降而后再次上升，這是由于東部地區具有天然的自然資源優勢和深厚的社會經濟基礎，外向型發展優勢明顯，自貿試驗區建立初期對創新制度落地的良好預期使得東部地區外商直接投資的引入效應較為明顯，但自貿試驗區政策的出臺和落地需要不斷磨合才能在中長期充分發揮政策驅動效果。中部地區自貿試驗區的設立對吸引外商直接投資流入的作用緩慢體現，在第1 期，實際值是低于合成值的，到2 期實際值開始大于合成值，并逐漸拉開距離，即在第2 期后政策處理效應才持續為正，但整個觀測期內的政策平均處理效應為負，政策效應存在滯后性。究其原因，全國區域經濟板塊發展呈現輪動格局，改革開放伊始東部沿海地區率先開放經濟迅速發展、隨后西部地區借大開發戰略經濟展露頭角，中部地區雖未有全區域性的經濟戰略支撐但是憑借地區承東啟西，在東部產業轉移和“一帶一路”建設的背景下近幾年經濟開始發力，中部自貿試驗區發揮對外商直接投資的驅動作用也是逐漸展現。對于西部地區，實際值始終高于合成值，只是初期的政策效應不明顯，但二者的差距始終位于0 軸之上，不過政策效應有弱化現象，持續推動力不足，這是由于西部地區金融配套、基礎設施不完善等因素導致不能為外商持續提供良好的投資環境，自貿試驗區政策尚不能和自身發展很好地兼容，因而未能持續強化其作用。

圖3 東、中、西部地區自貿試驗區外商直接投資的真實與合成結果（左圖）和平均處理效應（右圖）

（三）不同規模城市的自貿試驗區政策效應分析

根據第一財經·新一線研究所發布的《2020 城市商業魅力排行榜》將城市劃分為不同級別，在38 個處理組城市中，一線城市有3 個，新一線城市10 個，二線城市11 個，三線城市8 個，四線城市3 個，五線城市3個④一線城市自貿試驗區包括上海、廣州、深圳；新一線城市包括天津、沈陽、鄭州、重慶、成都、西安、武漢、青島、蘇州、南京；二線城市包括福州、廈門、珠海、大連、濟南、煙臺、南寧、石家莊、保定、昆明、哈爾濱；三線城市包括洛陽、襄陽、宜昌、舟山、海口、三亞、連云港、唐山；四線城市包括營口、開封、瀘州；五線城市包括欽州、黑河、牡丹江。。表8 匯總了不同級別城市的自貿試驗區對外商直接投資的影響效應。

自貿試驗區政策對不同級別城市外商直接投資產生不同強度的影響。根據表8 發現，自貿試驗區對一線至四線城市外商直接投資的平均處理效應呈啞鈴型，即兩頭城市的自貿試驗區政策效應更明顯，中間的政策效應相對偏弱。其中，一線城市本身發展基礎好，營商環境優渥，具有投資優勢，自貿試驗區政策對一線城市外商直接投資的正向影響強度較高，政策平均處理效應為1.129；四線城市的自貿試驗區政策效應明顯高于其他線城市，這是由于四線自貿試驗區城市（營口、開封、瀘州）將自貿試驗區的定位與其地區發展優勢相融合較好地吸引了外資：營口自貿試驗區依托在東北地區沿海優勢，主動對接海南自貿港，圍繞日本和韓國等東亞國家、面向太平洋擴大開放；瀘州自貿試驗區依托長江經濟帶對接南絲綢之路，打開了瀘州對外開放的通道；開封自貿試驗區旨在對接“一帶一路”。除五線城市的結果為負外，自貿試驗區政策均對新一線、二線、三線、四線城市外商直接投資產生不同程度的正向效應，且效應越來越明顯，其對四線城市外商直接投資的影響程度遠大于新一線城市，說明城市級別越低，自貿試驗區政策帶來的正向沖擊越顯著。規模小的城市以往因其經濟體量小，吸引外商直接投資的動力有限，但自貿試驗區設立這個巨大的紅利給當地帶來了更大的發展機遇，可塑性、發展后勁更強，經濟增長前景更為明朗，自貿試驗區對其外商直接投資的正向促進作用明確體現。而對五線城市出現的結果而言，貌似并不能支持上述結論，其原因是：五線城市均是在2019 年才成立自貿試驗區，其政策觀測期只有一期，自貿試驗區政策效應存在一定的滯后性，其正向促進作用未能顯現，進一步驗證假設1。

表8 不同規模城市的自貿試驗區政策效應

（四）不同發展梯度的自貿試驗區政策效應分析

18 個自貿試驗區按地理位置可劃分為沿海、內陸、沿邊自貿試驗區，形成了全方位、有梯度的開放格局。其中，沿海地區設立自貿試驗區的城市有16 個，內陸地區有16 個，沿邊地區有6 個⑤沿海自貿試驗區包括上海、廣州、深圳、珠海、天津、福州、廈門、大連、營口、舟山、海口、三亞、青島、煙臺、連云港、唐山；內陸自貿試驗區包括沈陽、鄭州、開封、洛陽、武漢、襄陽、宜昌、重慶、成都、瀘州、西安、濟南、南京、蘇州、石家莊、保定；沿邊自貿試驗區包括昆明、南寧、欽州、哈爾濱、黑河、牡丹江。。表9 匯總了不同發展梯度的自貿試驗區對外商直接投資影響的平均處理效應。

根據表9 的ATT 結果發現，沿海和內陸自貿試驗區對外商直接投資具有正向促進作用，且沿海自貿試驗區的正向影響程度更高，而沿邊自貿試驗區并沒有展現出對外商直接投資的促進作用。

表9 不同發展梯度的自貿試驗區政策效應

圖4 分別列示了沿海、內陸和沿邊自貿試驗區對外商直接投資的真實與合成結果和平均處理效應。對于沿海自貿試驗區，其政策的真實與合成結果圖和平均處理效應圖與前文東部自貿試驗區的結果類似，這是因為沿海城市均位于東部地區，在此不做贅述；同時可以發現，沿海自貿試驗區的ATT 高于東部地區，這是因為沿海城市不包含2019 年設立自貿試驗區的東部地區城市，而2019 年設立自貿試驗區城市的政策效應存在滯后性。因此沿海自貿試驗區對外商直接投資的影響程度更高。內陸自貿試驗區對外商直接投資的作用在第1 期不明顯，但外商直接投資實際值是大于合成值的，第2 期后正向促進作用開始顯現，內陸自貿試驗區雖不如沿海自貿試驗區有向海的區位和經濟優勢，但其憑借內陸市場優勢承擔中國經濟內循環的節點功能，承接了來自沿海自貿試驗區的產業轉移，并積極對接“一帶一路”。沿邊自貿試驗區的外商直接投資的平均處理效應為負，外商直接投資實際值始終低于合成值，并未顯現出對外商直接投資的正向吸引作用。造成這一結果的原因有兩個：一是政策觀測期短，其正向作用暫未顯現；二是沿邊自貿試驗區的開放有賴于鄰國的配合與合作，邊境的自我保護導致跨境經濟難以形成一個體系，如果只是單邊開放將很難收到實際效果，加之沿邊自貿試驗區自身的經濟發展落后，人才流失嚴重，缺乏科技、金融資源要素等，投資環境較差。

圖4 沿海、內陸、沿邊自貿試驗區外商直接投資的真實與合成結果（左圖）和平均處理效應（右圖）

七、結論與啟示

本文運用廣義合成控制法，就我國自貿試驗區建設是否吸引外商直接投資流入進行實證檢驗，結果表明：第一，從整體來看，自貿試驗區在一定程度上吸引了外商直接投資的流入，設立當期的正向影響強度較弱，但隨著自貿試驗區政策的繼續推進，吸引外商直接投資的能力越來越強。多期雙重差分法的結果進一步驗證了自貿試驗區對外商直接投資具有正向影響，同時在控制其他經濟政策的疊加影響后，檢驗結果依舊穩健。第二，自貿試驗區吸引外商直接投資流入存在差異性。從時間趨勢看，不同批次成立的自貿試驗區政策導向不同，對外商直接投資的影響強度也不同，最近設立自貿試驗區的政策效應存在一定的時滯性。從區域層面看，東部地區設立自貿試驗區初期對外商直接投資的吸引作用更明顯，之后呈現出先下降后上升的特征；中部地區設立自貿試驗區初期存在一定滯后效應，第2 期后自貿試驗區對外商直接投資的正向促進作用才逐漸顯現；西部地區設立自貿試驗區初期吸引了外商直接投資流入，不過后期政策效果有所弱化。從城市規模看，自貿試驗區對不同級別城市外商直接投資的正向促進作用呈啞鈴型，一線城市更能吸引外商直接投資，級別越低的城市可塑性越強，自貿試驗區設立對外商直接投資的正向促進作用越顯著。從不同發展梯度看，沿海自貿試驗區對外商直接投資的正向影響程度高于內陸自貿試驗區，而沿邊自貿試驗區并未發揮出對外商直接投資的吸引作用。

本文研究對充分發揮自貿試驗區吸引外商直接投資流入具有一定的啟示意義。第一，對標高水平貿易投資規則，優化外商投資環境。貿易開放度的提升有助于外商直接投資流入（黃弢和陳薇，2021），自貿試驗區應注重推動全方位、高水平對外開放，積極對標國際一流自貿區的負面清單管理模式，進一步縮減負面清單，降低外商投資準入門檻；賦予自貿試驗區更大的改革自主權和試錯免責權，規范行政審批改革，利用科技手段簡化投資手續，降低外商投資交易成本，創新自貿試驗區的融資工具和方式，為投資提供更開放的營商環境。第二，各自貿試驗區應因地制宜，充分發揮自身區位優勢。東部沿海自貿試驗區應依靠港口優勢努力向自由貿易港邁進，實現投資自由。內陸自貿試驗區應當結合本地資源稟賦和特色，一方面要主動服務于國家重大戰略，與“一帶一路”建設、西部大開發等戰略充分聯動；另一方面要借助交通樞紐構建內河港型、鐵路港型自貿試驗區，探索符合自身特色的投資便利化措施。沿邊自貿試驗區不必照搬內陸與沿海自貿試驗區的發展模式，應當面向周邊國家市場需求，爭取毗鄰國家的配合與合作，探索由兩國境內自建的方式向跨境共建的方式轉變，實現投資自由的開放政策。第三，加強自貿試驗區內的“軟實力”建設。外商直接投資的持續、穩定增長更需要自貿試驗區內部的“軟實力”吸引，短期內自貿試驗區這個政策紅利確實吸引了外商直接投資流入，但從長遠計，外商直接投資的流入還需要相關的基礎設施保障才具有持久性。因此應逐步完善中、西部自貿試驗區城市金融配套、基礎設施建設，探索人才配套服務、信息服務等體制創新，從而提高自身經濟發展實力以提供良好的投資環境。第四，自貿試驗區建設亦可更多輻射于非一二線的城市。一些三、四線城市發展潛力大、可塑性強。因此在未來選擇試點時，可更多關注這一級別城市中特別是對外開放前景樂觀的城市。向這些國際經濟交往密切的三、四線城市實施投資優惠政策傾斜，充分挖掘三、四線城市的發展潛能和發展空間，進而持續、有效地發揮自貿試驗區的政策效果。