設立自貿區能促進區域經濟高質量發展嗎？
——基于中西部自貿區樣本的分析

張美云 李 帆

（西北政法大學經濟學院 陜西西安 710063）

一、引言

中國經濟自改革開放以來步入了高速增長階段，基礎設施建設在全國范圍內迅速展開，經濟總量不斷增加，人民的生活水平也日益提高。但經濟高速增長的同時也伴隨了資源浪費、供需失衡、環境惡化等一系列問題，這些問題已經成為阻礙經濟發展的重要因素。要想經濟保持健康良好的發展，必須著力解決這些不可忽視的問題，以保證發展的可持續性。面對形勢的變化，黨和政府也適時作出戰略調整，黨的十九大報告指出，“中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段”。這意味著在新的發展環境下，中國經濟面臨著新的要求。

新時代中國經濟的高質量發展,必然要求對外開放體系的高質量發展[1]。自貿區是為適應深度全球化，構建開放型經濟體制應運而生的產物，也是落實國家戰略部署，打造高質量對外開放體系的有利抓手。2013年9月，中國的首個自由貿易區在上海設立。截至目前，全國先后設立共21個自由貿易試驗區，從南到北，由沿海擴展至內陸，形成了“沿海無缺口，內地有重點”的嶄新格局。實踐證明，過去40多年中國經濟發展是在開放條件下取得的，未來中國經濟實現高質量發展也必須在更加開放的條件下進行。那么設立自貿區能否有效促進區域經濟高質量發展呢？又是通過何種渠道、機制產生影響呢？基于以上問題，本文試圖先對學者的研究現狀進行梳理，并對相關的理論成果進行歸納和總結。

二、文獻綜述

與本文密切相關的文獻主要有兩個方面:一是關于經濟高質量發展的量化研究，現有學者主要從全要素生產率、五大發展理念、經濟高質量發展內涵等角度進行量化測度。在經濟高質量發展概念提出以前，學者多研究經濟增長質量問題，量化指標也多采用全要素生產率。如劉丹鶴等[2]從技術進步和全要素生產率角度測算了1978—2007年中國經濟增長質量水平。然而，全要素生產率只能反映一定時期的經濟增長效果而且難以解決投入和產出數據不一致的問題，在利用全要素生產率分析經濟增長質量時有一定的盲目性[3]。因此，越來越多學者選擇構建綜合指標，有從五大發展理念入手[4]，有從經濟高質量發展內涵入手[5]。二是關于自貿區的經濟增長效應研究，這一方面的成果也十分豐富。首先，多數學者是從自貿區的經濟效應入手，研究自貿區對經濟發展的影響[6]；少數學者將自貿區的經濟效應與經濟高質量發展聯系起來，如魏蓉蓉、李天德[7]將自貿區、金融資源配置和經濟高質量發展聯系起來，運用多期 DID 論證自貿區設立如何在不同金融資源配置效率水平下推動經濟高質量發展。李子聯等[8]采用合成控制法和雙重差分法分析上海、廣東、天津和福建自貿區建設的“質量效應”。其次，多數學者的研究對象集中于單個自貿區，如上海[9-12]、福建[13-14]，或最早設立的第一、二批自由貿易區[15-16,8]；少數學者關注中西部自貿區的經濟增長問題，如白樺、譚德慶[17]對5個內陸自貿區所在城市發展經濟進行路徑探索；孫海波、陳健生[18]以四川自貿區為研究對象分析內陸自貿區的經濟增長效應。

綜上，目前關于自貿區影響區域經濟高質量發展的相關研究較少，研究對象也大多集中于東部自貿區，對中西部自貿區的關注度較低。本文將基于此探討設立自貿區影響區域經濟高質量發展的政策效果以及作用機制，首先分析設立自貿區影響經濟高質量發展的理論機制，其次利用2010—2019年全國30個省市自治區（西藏、港澳臺除外）的面板數據構建經濟高質量發展水平的綜合評價體系，并對各省的經濟高質量發展水平進行測度，進而分析中國區域經濟高質量發展水平的現狀。最后以中西部自貿區為研究樣本運用雙重差分法驗證設立自貿區對經濟高質量發展的影響效果及作用機制，旨在豐富中西部地區的相關主題研究，促進區域協調發展以及為推動更高水平開放和國內國際雙循環提供一些政策建議。

三、設立自貿區對區域經濟高質量發展的理論機制分析

（一） 以貿易自由化為作用機制

自由貿易理論認為自由貿易促進經濟發展，而設立自貿區提高了中國對外貿易自由化水平。自由貿易區設立的主要意義在于運送至此區域的商品可自由流動，沒有關稅或非關稅壁壘的限制，因而貿易自由化水平就會大大提高。自由貿易區通過豁免關稅、降低非關稅壁壘、推行優惠貿易政策等措施，不斷提高區域內貿易自由化水平，促進進出口貿易的發展，高質量開放水平不斷提升進而帶動區域經濟的高質量發展。此外，自由貿易區的各種補貼等優惠措施便會吸引更多跨國公司的進入，進而促進對外貿易的發展。

（二） 以吸引外資為作用機制

自貿區成立可以提升各大地區區位優勢[19]。區位優勢理論認為，跨國公司會為獲取一定的區位優勢而對該特定區位進行直接投資。一方面，自貿區通過擴大外資準入的范圍、降低外商投資的不確定性和增強外商投資的可持續性三條途徑，增強了其在引進外資方面特定的區位優勢。另一方面，自由貿易試驗區的設立能夠有效促進區域的外資流入、提升外資吸引力、帶動FDI發展[20]。而外來投資的增加都會對地區經濟有著積極的作用。

（三） 以技術創新為作用機制

自貿區設立后，縮短“負面清單”長度、設立“單一窗口”等創新性政策和便利化措施在此實施，極大地促進了資金的自由流通。外資準入門檻的降低使得更多企業進入自貿區，加劇了企業間的競爭，企業為了維持穩定的市場份額、爭奪市場資源，便會加強技術創新，努力提升產品質量。此外，自貿區的設立極大地改善了商品、服務等各種資源要素的通關便利程度，提高了產業鏈流轉效率，自貿區在關稅層面的大幅度減免又進一步降低原材料或中間品的進口成本，更多資金可以用于技術研發支出，促進企業技術進步。技術創新成果的應用推廣，將有利于改善要素組合，提高資源利用和配置效率，企業的生產效率也會大幅提升，進而推動經濟的高質量發展。

四、區域經濟高質量發展水平的構建與測度

（一） 指標體系構建

現如今，中國經濟已經轉向高質量發展階段，國家對此提出了新的要求和針對性的推動措施。以往學者對于衡量經濟增長多采用單一指標如全要素生產率，但這存在著一定的局限性。為了適應當今經濟發展面臨的新環境，應該采用更加綜合的指標量化經濟發展水平。本文便基于新時代中國經濟高質量發展的新理念和新要求，參考學者魏蓉蓉[21]的指標選擇，從綠色發展、創新發展、協調發展、共享發展以及開放發展5個維度，選取17個具體指標構建了中國經濟高質量發展的綜合評價指標體系，具體如表1所示。

表1 區域經濟高質量發展的測度體系

（二） 數據來源與處理

構建經濟高質量發展綜合評價體系所需數據主要來源于國家統計局、各省統計局以及地方部門公報。其中工業廢氣治理設施處理能力數據來自《中國環境統計年鑒》；人均公園綠地、技術市場交易額、第三產業增加值、人均GDP等源于國家統計局；電力能耗量、RD人員全時當量、醫療機構床位數、進出口貿易總額等源于各省統計年鑒；教育經費來自地方教育廳公布的教育經費執行情況統計公告；由于2013年統計口徑變化，農村居民人均可支配收入2013年前用人均純收入代替；公路密度以公路里程/行政面積計算；除了可直接獲取的人均數據，其余所需均以常住人口進行計算。部分缺失數據以平均增長率測算填補。

基于表1所構建的區域經濟高質量發展水平體系，本文采用熵值法對區域經濟的高質量發展水平進行測度。熵值法是結合熵值提供的信息值來確定權重的一種研究方法。利用熵值法得到每個指標的權重值，繼而可計算得出綜合得分。考慮所選指標既有正向指標又有逆向指標，因此將正向指標正向化，將逆向指標進行逆向化處理，計算公式如式（1）、式（2）所示。最終利用處理后的數據計算各指標的權重（見表2），并得出2010—2019年30個省市自治區（西藏、港澳臺除外）的經濟高質量發展水平。

表2 經濟高質量發展評價指標體系權重

（三） 中國區域經濟高質量發展水平的現狀

根據上文可以得出中國2010—2019年30個省市自治區（西藏、港澳臺除外）的經濟高質量發展水平得分，計算其均值并排序可以得到如表3所示30個省份的排名情況。各省份的均分也在一定程度上代表了目前區域經濟高質量發展水平的現狀。從排名可以看出，北京的經濟高質量發展水平最高，其次是上海，天津、江蘇、廣東分列第3、4、5名，排名前十的省份里位于東部地區的有9個，可見中國東部地區經濟發展水平的領先地位。而排名后十的省份里中部地區有兩個，其余均屬于西部地區，新疆的經濟高質量發展水平最低。從排名分布上很明顯可以看出，不同省份的經濟高質量發展水平存在著較大的差異，且呈現出由東到西從高到低的區域特征。

表3 中國區域經濟高質量發展水平排名

通過計算各省份經濟高質量發展水平的增長率可以發現，如圖1所示，目前增長最快的省份是貴州，綜合得分十年時間翻了近三倍，其次是廣西，從2010年的0.0679到2019年的0.1754，增長率超過150%，隨后是安徽、山西、云南以及甘肅。這些省份的發展勢頭均超過全國平均水平，且都來自于中西部地區。可以看出，盡管與東部地區相比，中西部地區的經濟高質量發展水平并不高，但是卻存在著巨大的潛力，其增長速度要遠高于東部地區的增長速度。

圖1 2010年及2019年各省份經濟綜合得分及增長率①

五、設立自貿區對區域經濟高質量發展影響的實證分析

（一） 模型建立及變量選取說明

1. 模型建立

截至2019年底，中國設立了五批共18個自貿區，范圍由沿海地區擴展至內陸。2017年設立的第三批自貿區首次納入中西部省份，成為內陸地區響應國家政策、分享改革紅利、發展地方經濟的新引擎。設立自貿區可以看作是國家進行的某種極其重要的政策實驗[11]，目前應用最廣泛的是采用雙重差分法來分析政策效果。本文選取2010—2019年中西部各省份的年度數據，考慮2019年新設立的云南自貿區和廣西自貿區成立時間較短，其影響可以忽略不計，綜上選取重慶、河南、湖北、四川、陜西五個自貿區作為實驗組，安徽、甘肅、廣西、貴州、黑龍江、湖南、吉林、江西、內蒙古、寧夏、青海、山西、新疆和云南共14個省份作為對照組以研究設立中西部自貿區對區域經濟高質量發展水平的影響。基于此，構建雙向固定效應模型來實現雙重差分，檢驗自貿區對經濟高質量發展的凈效應。具體模型如下：

其中，Yit為被解釋變量，該變量用來度量區域經濟高質量發展水平，本文具體選取了上文熵值法計算的綜合得分comps作為量化指標；Dit為核心解釋變量，也是虛擬變量，參考陳林、伍海軍[22]的研究，第i省在第t年預設立或已設立了自貿區取值為1，反之取值為0；Xit為控制變量，μi為 個體固定效應，δt為 時間固定效應，uit為隨機誤差項。本文重點考察核心解釋變量Dit的 系數β，它代表設立自貿區對經濟高質量發展的凈效應，取值為正則表明設立自貿區對經濟高質量發展有積極的影響，取值為負則表明設立自貿區對經濟高質量發展有消極的影響。

2. 變量選取說明

本文主要分析設立自貿區對區域經濟高質量發展的影響，為保證實驗結果的穩健性，同時又需避免變量設置過多而產生的多重共線性，本文選取了與經濟高質量發展密切相關的一些主要變量（見表4）。

表4 主要變量及其計算方法

（1）被解釋變量。參考相關研究，運用熵值法基于五大發展理念，利用17個指標構建經濟高質量發展水平體系，并將綜合得分comps作為衡量經濟高質量發展水平的指標。

（2）解釋變量。本文的解釋變量為虛擬變量Dit，實則為地區虛擬變量與時間虛擬變量的交乘項，按照國務院批準設立自貿區的時間為政策實施年份，樣本省份若設立了自貿區，在該年份及以后取值為1，反之則為0。

（3）控制變量。引入控制變量是為了控制其他因素對經濟高質量發展的影響，考慮本文的被解釋變量是由多個指標構建而成，為避免多重共線性的影響，在模型中引入城鎮化率（urban）、人口自然增長率（pop）、產業結構（ind）以及政府財政支出水平（exp）。具體計算方法如表4所示。

3. 研究樣本及數據來源

根據國家統計局官方劃分的三大地帶，中國中部共有8個省、西部共有12個省（自治區）。考慮2019年設立的中西部自貿區成立時間較短，政策效果尚不明顯，故將其放進對照組。由于西藏有部分數據不全，故將其剔除。綜上，本文實證的研究樣本為19個省份，其中實驗組為第三批設立的5個中西部自貿區所屬省份，將其余14個省份作為控制組樣本。時間區間為2010—2019年，省級數據主要來自國家統計局、各省統計局以及WIND數據庫，個別年份缺失數據采用年平均增長率計算或根據官方公報的增長率計算填充。各主要變量的描述性統計見表5。

表5 主要變量的描述性統計

（二） 實證結果分析

本文首先利用雙重差分法得到設立自貿區對區域經濟高質量發展影響的基準回歸結果，見表6。

表 6 (續)

表6 基準回歸結果

其中模型（1）是在未加入控制變量的情況下采用雙向固定效應模型對被解釋變量進行回歸，結果顯示Dit的系數為0.0140，在1%的水平下顯著；模型（2）是在此基礎上加入控制變量后對被解釋變量進行回歸，結果顯示在控制了其他可能影響區域經濟高質量發展的因素后，Dit的系數為0.0119，仍在1%的水平下顯著。通過這兩組回歸結果可以發現，設立自貿區對于區域經濟的高質量發展具有積極的推動作用。

（三） 設立自貿區對區域經濟高質量發展的作用機制檢驗

本文擬從三個方面來檢驗設立自貿區對區域經濟高質量發展的影響機制。首先是貿易自由化方面，設立自貿區使得區內貿易自由化程度提高，而貿易自由化的提升又可以促進地區進出口貿易的發展，進而提高經濟高質量發展水平。針對這一方面，本文選擇進出口貿易額（trade）作為衡量貿易自由化水平的中介變量。其次是吸引外資方面，自貿區通過擴大外資準入范圍、降低外商投資的不確定性和增強外商投資的可持續性三條途徑，增強了其在引進外資方面特定的區位優勢。外資的增加會進一步促進經濟增長，提高經濟高質量發展水平。針對這一方面，本文選擇外商直接投資（fdi）作為衡量吸引外資的中介變量。最后是技術創新方面，設立自貿區吸引更多的企業進入，競爭的加劇會刺激企業在技術創新上的投入。同時，自貿區的一系列優惠便利條件可以降低企業的生產成本，從而使得企業有更多的資金投入研發創新。技術創新的不斷提高可以使得要素流動更加合理化，從而對經濟高質量發展有積極的影響。針對這一方面，本文選擇專利申請數（apply）作為衡量技術創新的中介變量。

綜上，構建中介效應模型來檢驗中介變量在設立自貿區對區域經濟高質量發展的影響中的作用效果。具體設定如下：

其中，c ompsit為區域經濟高質量發展水平，Wit為中介變量，具體包括進出口貿易額（trade）、外商直接投資（fdi）以及專利申請數（apply）；Xit為一系列控制變量，包括城鎮化水平（urban）、人口增長率（pop）、產業結構（ind）以及政府財政支出水平（exp）。

本文采用Baron和Kenny[23]提出的因果逐步回歸法檢驗中介效應。第一步分析是在沒有中介變量的情況下自貿區設立對經濟高質量發展的影響效果，如式（4）所示。若回歸系數顯著，則可進行第二步，分析自貿區設立對中介變量的影響情況，如式（5）。若回歸系數β1顯著，表明設立自貿區對中介變量產生了影響，可以進行第三步。第三步是將中介變量與解釋變量一起進行回歸，如式（6），考察回歸系數γ1和 γ2的顯著性。若γ1和 γ2都顯著，則說明所檢驗的中介變量為部分中介，即設立自貿區對區域經濟高質量發展的影響部分來自于此變量。若γ2顯 著而γ1不顯著，則說明所檢驗的中介變量為完全中介，即設立自貿區對經濟高質量發展的影響全部由該中介變量解釋。

表7為三個中介變量的檢驗結果，從貿易自由化的回歸結果看，式（4）中的α1、 式（5）中的β1以及式（6）中的γ2均 在1%水平下顯著為正，而式（6）的γ1不顯著，由此可判斷中介變量trade為完全中介，說明設立自貿區要想影響區域經濟高質量發展，主要是通過提高貿易自由化水平，增加了貿易量來影響經濟高質量發展水平。從吸引外資的回歸結果看，式（4）中的α1與 式（6）中的γ2均 在1%水平下顯著為正，式（5）中的β1與式（6）中的γ1均在5%水平下顯著為正，且加入中介變量后解釋變量的回歸系數小于原回歸系數，這說明自貿區促進經濟高質量發展有一部分正向影響是通過吸引外資，其中介效應為38.06%。自貿區通過吸引外資，增加外商直接投資間接提高了地區經濟高質量發展水平。從技術創新的回歸結果看，式（4）中的α1、 式（5）中的β1以及式（6）中的γ2均 在1%水平下顯著為正，而式（6）的γ1不顯著，中介變量apply同樣是完全中介，這意味著在不考慮其他因素情況下，設立自貿區主要是通過提高技術創新水平進而影響地區的經濟高質量發展。

表7 設立自貿區對經濟高質量發展影響的機制檢驗結果

（四） 穩健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗

實施雙重差分法的一個重要前提就是實驗組與對照組即使沒有政策變化，時間趨勢也一樣。這意味著實驗組和對照組在政策實施之前必須具有相同的發展趨勢。為了驗證實證的有效性，首先，參考張軍等[24]的做法，選取實驗組和對照組2017年之前各年度的comps平均值來判斷。根據圖2所示，在2017年中西部開始設立自貿區之前，對照組和實驗組的經濟高質量發展水平均值保持了大致相同的變化趨勢，且實驗組的comps平均值始終大于對照組的comps平均值。由此可以判斷，在自貿區設立之前，實驗組和對照組的平均經濟高質量發展水平變化趨勢并無較大的差異，滿足平行趨勢假設的前提條件。其次，為了更準確地檢驗平行趨勢，本文又采取了事件研究法，生成年份虛擬變量與處理組虛擬變量的交乘項并將其作為解釋變量進行回歸。交乘項的系數反映的就是特定年份實驗組與對照組之間的差異，若政策實施之前所有交互項的系數均不顯著，則說明在政策實施前實驗組與對照組不存在異質性的時間趨勢。圖3顯示了政策實施前后交互項回歸系數以及95%置信區間的變化情況。從圖3中可以看出，政策實施之前，交互項的系數在0附近波動，且95%的置信區間包含了0值，說明在自貿區設立之前，實驗組和對照組的經濟高質量發展水平并沒有出現異質性的時間趨勢，因此滿足平行趨勢假設。

圖2 實驗組和對照組comps取均值

圖3 自貿區設立對區域經濟高質量發展影響的平行趨勢檢驗②

2. 安慰劑檢驗

盡管雙重差分法在一定程度上能夠解決政策評估中的內生性問題，上文也通過平行趨勢檢驗證明了該方法的有效性，但是仍然會存在不可觀測的因素對被解釋變量產生影響。周茂等[25]針對這些遺漏的地區非觀測特征是否會影響估計結果進行間接檢驗。本文借鑒其方法，生成一個錯誤變量Dfake替 代原解釋變量Dit，若估計系數為0，則可反推非觀測因素不會影響到估計結果。因此，本文讓設立自貿區的地區變得隨機，再將隨機過程重復500次，結果顯示500次抽樣中，有499次的抽樣結果小于0.0119，僅有1次大于0.0119，這說明在隨機抽樣的情況下，估計值大于0.0119的概率僅為0.2%，這無疑是一個小概率事件。圖4為所估計出的500個估計值的分布情況。可以看到，估計系數分布在0的附近，且服從正態分布，符合安慰劑檢驗的預期，同時也證明之前的估計結果是穩健的，那些未觀測到的特征并未對估計結果造成明顯的影響。

圖4 安慰劑檢驗

3. 改變計量模型估計方法

首先通過最小二乘法進行回歸，發現解釋變量依舊正向顯著，見表8（1）列。其次本文參考學者王家庭等[26]的相關研究構建動態面板模型，以因變量滯后一期作為工具變量進行一階差分GMM。根據表8（2）列結果顯示，模型中誤差項的一階差分存在一階自相關而不存在二階自相關，且通過了sargan檢驗，說明工具變量的選擇是有效的。解釋變量的回歸結果說明設立自貿區顯著促進了區域經濟高質量發展水平，進一步證明了穩健性。

表8 穩健性檢驗結果

4. 控制變量滯后一期

參考孫傳旺等[27]對于控制變量可能存在的潛在內生性的考慮，本文將所有控制變量均滯后一期。將滯后一期的控制變量放入與被解釋變量再次回歸后可以發現，解釋變量的系數在5%的置信水平下仍然顯著為正，同樣證明了基準回歸結果的穩健性，具體結果如表8（3）列所示。

六、結論與啟示

（一） 結論

其一，中國區域經濟高質量發展水平呈現明顯的區域特征，由東向西從高到低；中西部地區在發展態勢上表現突出，發展速度明顯高于東部地區，潛力巨大。

其二，無論是否加入控制變量，設立自貿區對區域經濟高質量發展水平（comps）都有顯著的正向影響，說明這項政策的實施能夠有效提高地區的經濟高質量發展水平。設立自貿區之前，實驗組與對照組的經濟高質量發展水平滿足共同趨勢的假設，說明雙重差分法的實證結果滿足前提條件，是真實有效的。通過安慰劑檢驗、改變計量模型估計方法、控制變量滯后一期等穩健性檢驗后結果依舊不變，說明設立自貿區對于促進經濟高質量發展具有積極作用。

其三，從機制檢驗的結果可以看出，設立自貿區在提高貿易自由化程度、吸引外資以及鼓勵技術創新三個方面均有積極的影響，并主要通過這三個方面來提升地區經濟高質量發展的水平。其中，貿易自由化和技術創新對于經濟高質量發展的促進作用要強于吸引外資的積極影響。

（二） 啟示

其一，繼續擴大貿易自由化范圍，提高便利化水平。自由貿易區的基本功能就是取消關稅和數量限制，允許商品自由流動。正是因為有降低或取消關稅和其他非關稅壁壘等優惠政策，所以貿易量提升，從而帶動地方經濟的高質量發展。而自貿區出臺的“單一窗口”、縮短“負面清單”長度等措施又會提高自貿區的貿易便利化水平，效率的提升使得資金流動既便利又迅速，反過來會吸引更多外國商品的進入。因此，應繼續擴大自貿區的試驗范圍，鼓勵自貿區繼續對接國際標準、完善相關措施、推動便利化水平的提高。

其二，深化制度創新，推動企業技術創新。自貿區的基本定位之一是改革開放的“試驗田”，因此在發展中要堅持以制度創新為核心。自貿區深化制度創新，可以形成先進的、可推廣的經驗，方便各地自貿區之間學習和借鑒。而創新的制度改革可以吸引更多的企業入駐，有效激發市場活力。企業數量增加，競爭也會更加激烈，再加上相關措施有效降低要素成本，企業會更加重視研發投入，提高技術創新能力。這在一定程度上也會優化營商環境，促進地方經濟高質量發展。

其三，鼓勵地方自貿區學以致用，形成獨特的地方特色。中國最先設立的自貿區均處于沿海地區，經濟相對較發達，也是發展外向型經濟的主陣地，因此在制度創新和優化方面具有更多的先進經驗。所以后設立的自貿區尤其是中西部自貿區應積極主動學習沿海自貿區的管理經驗以及在優化便利條件等方面所推行的措施，并將自身定位結合起來，形成獨特的自貿區特色。在保證基本功能有效的基礎上，在自身適合的產業領域進行重點推進，這也更有利于擴大開放，推進地區的經濟高質量發展。

注釋：

① 增長率為各省份2010年至2019年經濟高質量發展水平的增長速度，綜合得分為經濟高質量發展水平的量化指標。

② 由于政策實施前一年是基準期，因此圖中沒有?1期的數據。