黃河流域自貿區營商環境優化與輻射效應研究

主父海英 劉佳寧 羅春嬋

1（山東科技大學財經學院，泰安 271000） 2（遼寧大學經濟學部金融與貿易學院，沈陽 110036）

引 言

自貿區作為推動開放發展的戰略新高地，已成為拉內需、穩外資的關鍵抓手和重要保障。為更加適應 “雙循環”發展的經濟新格局，充分發揮自貿試驗區體制的創新優勢，2022年我國正式啟動了黃河流域自貿試驗區聯盟，聯盟成員包括山東、河南、四川、陜西4省自貿試驗區12個片區，以及山西、內蒙古、甘肅、青海、寧夏5?。ㄗ灾螀^）15個經濟功能區。其正式實施將更好地發揮內陸型自貿試驗區輻射帶動作用，為沿黃自貿試驗區商貿流通發展注入新動力。

1 文獻綜述

伴隨著我國進入了經濟發展新常態，自貿區的建設已成為服務國家戰略的創新舉措。因此，越來越多的學者關注并研究自貿區的建設與發展。關于自貿區營商環境的研究，俞瀟 （2022）[1]基于2016～2020年我國自貿區省域數據，經過實證研究分析，證實了營商環境發展對自貿區跨境進出口貿易具有顯著的正向賦能作用。胡藝等 （2022）[2]基于中國145個地級市的面板數據，系統性地梳理了內陸型自貿區會對腹地城市產生溢出效應；成新軒和楊博 （2021）[3]通過實證分析表明中國自由貿易區的發展會對我國制造業競爭能力、對外貿易開放水平等產生正向的空間效應。再次，研究發現，自貿區之間、自貿區與周邊腹地之間存在協同效應。陳紅梅和唐怡 （2021）[4]剖析天津自貿區與京津冀區域經濟的耦合協調機理，發現兩區域耦合協同效應明顯，自貿區與周邊腹地的發展相互促進；江景峰等 （2022）[5]通過集成力模型協同度評價方法，發現福建自貿港片區發展存在協同效應。

目前關于黃河流域自貿試驗區的文獻研究較少，本文通過對影響沿黃自貿區營商環境的因素進行分析，剖析其內里機制以期為政策提供理論支撐。通過對現有文獻的系統性梳理，本文認為針對自貿區的營商環境評估和輻射效應仍存在可拓展之處。（1）現有研究大多采用省級數據，這種研究可能人為限制了自貿區的空間溢出效應范圍的研究，無法深入研究自貿區對周邊腹地城市空間溢出效應的研究；（2）現有研究大多是以早期成立的沿海自貿區為研究對象，對內陸自貿區經濟效應研究較少。因為內陸地區在經濟發展水平、地理位置、開放度、基礎設施等方面相對于沿海地區來說還處于落后地位，其自貿區的經濟效益也會顯著于發達地區，這是本文研究內陸自貿區經濟效益的意義所在。

2 理論分析與研究假設

2.1 自貿區營商環境建設

2.1.1 自貿區營商環境建設的影響因素

我國自貿區的發展與其良好的營商環境密切相關。楊開峰等 （2022）[6]采用多層線性模型得出自貿區營商環境建設水平會提升公眾美好生活感知和政府治理水平感知；劉敏 （2022）[7]基于納稅服務視角，從納稅指標等層面出發，提出政府納稅服務水平的提高是優化自貿區營商環境的重要因素；趙光輝和吳宏 （2021）[8]以交通營商環境建設為實例，探索得出交通系統高效落實建設也會推動自貿區營商環境的優化。

2.1.2 渠道機制與模型假設

假設1：政府稅收優惠作為自貿區重要制度之一，假設其對自貿區營商環境產生正向影響。如下調稅率與降低稅費將精準滿足自貿區企業的發展需求，切實減輕企業的稅費壓力，極大調動了企業的貿易積極性，對自貿區商貿流通水平具有舉足輕重的影響。蔡德發和李東鑫 （2021）[9]研究提出，科學的稅收政策及合理的稅收激勵制度會優化自貿區營商環境，對自貿區產業發展、商貿流通產生積極作用。

假設2：自貿區商貿流通發展離不開高效、便捷的交通運輸體系，因此假設交通基礎設施會對自貿區營商環境產生正向影響。加大對交通基礎設施的投資，支持交通運輸拓展市場將會進一步完善自貿區交通網絡，加強自貿區之間的區域聯系，利于商貿流通水平的提高。

假設3：假設金融創新服務會對自貿區營商環境產生正向影響。隨著金融創新服務不斷優化，通過增大自貿區信貸投放規模，提升金融服務便利化水平，能夠加速推進自貿區進出口貿易發展[10]。胡洪斌等 （2020）[11]提出金融服務能力的創新將會促進自貿區的建設發展。

假設4：產業結構水平反映了自貿區產業結構的分布，假設產業結構水平會對自貿區營商環境產生正向影響，各自貿區依照不同功能劃分產業方向，打通各自貿區之間產業與產業的對接通道，將會對商貿流通發展產生正向影響。葉昕 （2022）[12]利用DID模型闡釋了產業結構與自貿區發展的相互促進作用。

2.2 自貿區輻射效應

2.2.1 自貿區的區域經濟帶動效應和示范效應

近年來，很多學者基于自貿區營商環境的優化對周邊腹地所產生的影響，做出了相關研究成果。胡藝等 （2022）[2]以湖北自貿區為例，分析了內陸型自貿區對腹地城市的輻射效應，得出會提高腹地城市的工業產值等結論。

2.2.2 自貿區輻射效應研究假設

假設1：營商環境優化會對周邊腹地的科技發展水平產生正向輻射效應。企業作為創新技術的主體，自貿區企業的創新能力很大程度上決定了周邊腹地城市的科技發展水平。優化營商環境，會進一步釋放自貿區企業的創新能力，從而促進周邊腹地的科技發展水平的提升。韋政偉等 （2022）[13]基于我國企業2011～2021年的面板數據，驗證了營商環境的優化對企業創新的促進效應。

假設2：營商環境優化會對周邊腹地的經濟發展水平產生正向輻射效應。自貿區周邊腹地的經濟發展離不開寬松的營商環境。隨著自貿區營商環境的提升，Zhou和 Su （2020）[14]研究得出其便利的政策將帶動周邊腹地擴大進出口貿易規模，推動經濟發展。

假設3：營商環境優化會對工業產值產生正向輻射效應。持續優化營商環境，將會促進周邊腹地工業產業繁榮壯大，促進工業高質量發展。楊微波和周小虎 （2022）[15]基于 2011～2019年工業上市企業財務數據，檢驗得出區域營商環境優化能夠提升工業企業的盈利能力，增加工業產值。

假設4：營商環境優化會對城市化水平產生正向輻射效應。自貿區營商環境的優化，使企業數量增多，為周邊腹地提供大量的就業崗位，吸引農村居民轉向城市就業，加速城市化進程。Zhao等（2022）[16]提出自貿區的建設促進了城市產業結構升級，進而會提高城市化水平。

綜上所述，自貿區可以通過落地稅收優惠政策，完善交通基礎設施建設，創新金融服務水平和優化調整產業結構措施提高商貿流通水平，從而達到營商環境的優化。自貿區內營商環境的持續優化，將會對周邊腹地產生顯著的輻射效應，促進自貿區與周邊腹地聯動發展。

3 面板回歸實證分析

3.1 變量選取

自貿區商貿流通水平在一定程度上可以代表營商環境狀況。因此，本文以代表商貿流通水平的進出口總額作為被解釋變量，以代表政府稅收優惠作為核心解釋變量，為使研究結果更加準確，本文引入其他相關變量進行控制。選取交通基礎設施、金融服務創新、產業結構水平作為其他控制變量對自貿區營商環境進行評估。研究對象時間跨度為2015～2021年，其中商貿流通水平、交通基礎設施、金融創新服務數據并未受2020年新冠肺炎疫情影響產生變化。產業經濟因受新冠肺炎疫情影響發展滯緩，政府通過減稅降費進一步釋放稅收優惠政策，刺激產業發展，提振產業經濟。因此，政府稅收優惠及產業結構水平數值在2020年及2021年呈現降低趨勢。本文在創建面板模型前對上述所有變量數據進行對數化處理，消除量級（見表1）。

表1 變量及其符號

3.2 面板回歸模型

由于上述數據變量具有時間序列數據和截面數據兩個維度，因此，面板回歸模型最適合本次研究分析。本文首先創建面板基準回歸模型，分析各個指標對黃河流域自貿區商貿流通發展的影響，由于研究變量個數較多，首先引入回歸計算公式：

其中，Yi為被解釋變量商貿流通水平；Xit為解釋變量，核心解釋變量為政府稅收優惠，其他解釋變量為交通基礎設施、金融服務創新、產業結構水平；βi為面板回歸模型中的常數項；β2，…，βn為偏回歸系數，即β1在β2保持不變的情況下，X1每變化1單位對Y的凈影響；n為截面樣本總個數，ui為隨機擾動項，由于模型中變量可能存在觀測誤差，因此引入隨機擾動項。在確定面板模型之前需要進行檢驗，先對所選變量進行描述性統計分析（見表2）。

表2 變量描述性統計分析

首先，進行模型1檢驗，確定選用RE模型后，加入被解釋變量S和核心解釋變量Z，Z呈現出1%的顯著性，回歸系數13.179＞0，因此，政府稅收優惠會對商貿流通水平產生顯著的正向效應，假設1成立。

在模型1的基礎上，保留被解釋變量S和核心解釋變量Z，加入其他解釋變量C。對于Z其仍呈現出1%水平的顯著性，說明Z仍對S產生較強的正向影響。對C而言，呈現出5%的顯著性，說明產業結構水平能夠對商貿流通水平產生顯著的正向影響，且模型2的擬合優度較好，意味著產業結構水平會對商貿流通水平有較好的解釋能力，因而假設2也成立。

模型3繼續保留被解釋變量S和核心解釋變量Z以及其他解釋變量C，加入其他解釋變量R。針對Z，一直表現出1%水平的顯著性，且回歸系數值仍大于0，說明政府稅收優惠始終對S產生顯著的正向影響。此時C呈現1%水平的顯著性，說明金融創新服務將會對商貿流通水平產生正向的影響效應，假設3成立。而C在模型3中并沒有對S產生顯著影響。

最后，模型4加入被解釋變量S和核心解釋變量Z以及其他解釋變量C、其他解釋變量R、其他解釋變量J，針對Z和R均呈現出1%水平的顯著性，說明Z和R都會對S形成顯著的正向影響，其中，Z會對S產生正向關系意味著政府的稅收優惠政策，有效減輕了自貿區企業的負擔，激發企業的活力，促進了自貿區的商貿流通發展，且此結果通過顯著性檢驗，說明其作用明顯，與現實相符。針對R會對S產生正向關系，足以說明，全方位的金融服務創新在提升自貿區金融服務能級的同時，促進了商貿流通發展。根據表中數據可知，金融服務創新每提升1%，會促進自貿區商貿流通水平增加12.9%，結果仍與現實相符。而對于J來說，其并未通過顯著性檢驗，說明交通基礎設施對于自貿區商貿流通發展的作用并不明顯，假設4不成立。針對C而言，其在此模型中也未呈現出顯著性，意味著在政府稅收優惠與金融服務創新同時影響自貿區商貿流通發展的情況下，產業結構水平對商貿流通發展的作用較小（見表3）。

表3 面板回歸模型結果

通過上述檢驗結果分析，沿黃自貿區營商環境主要受政府稅收優惠政策、產業結構水平、金融服務創新3個因素影響，交通基礎設施的發展對自貿區營商環境的優化作用較弱。總體來看，沿黃自貿區營商環境應從政府稅收優惠、產業結構水平、金融服務創新方面進行優化，有利于擴大沿黃自貿區自身存在的虹吸效應，更好發揮黃河流域自貿區的典型示范作用。

4 空間溢出效應模型及實證結果分析

為考慮營商環境的跨地域影響，進一步探究沿黃自貿區營商環境的優化對周邊地區的溢出效應，本文引入空間變量。鑒于黃河流域自貿區聯盟是由山東省最先提出倡議，濟南為山東省省會，且相對于青島、煙臺沿海自貿區來說，更傾向于內陸型。同時，濟南自貿片區在利用科技信息技術，推動政府公共服務創新方面存在一定優勢，數據獲得性好，故選取濟南自貿片區作為沿黃自貿區的代表，作為研究對象進行空間溢出效應分析。本文對2015～2021年濟南片區及周圍12個地市的各項指標進行與上文相同的去量綱處理，同時，因變量選取商貿流通水平，核心解釋變量選取經濟發展水平，其他控制變量分別選用工業產值、科技發展與城市化水平。

4.1 空間溢出效應檢驗

在進行空間溢出效應模型之前，需要測量區域之間的地理距離，以便確定選用何種模型。本文在進行空間相關性檢驗時，采用臨近空間權重矩陣。本文假定臨近空間權重矩陣U1中的元素Uij表示地域與地域相鄰時為1，不相鄰時為0。

（1）進行Moran's I方法檢驗濟南片區商貿流通水平與各變量之間的空間相關性，結果發現以相鄰空間權重矩陣W1為特征的Moran指數值在研究期間每年都為正值，但大部分介于0.1～0.4之間，所以反映出的空間效應一般，初步揭示了濟南自貿片區商貿流通水平與其周邊地市的工業產值、科技發展水平、經濟發展水平、城市化水平之間存在一定的正空間相關性，但需要進一步檢驗；（2）進行LM檢驗，采用Anselin提出的LM檢驗和Anselin等提出的Robust LM檢驗進行評估，檢驗選用SAR還是SEM模型更適合描述數據，經檢驗證明，SEM的拉格朗日乘子和穩健的拉格朗日乘子的p值＜0.05，說明可以適用。SAR的拉格朗日乘子和穩健的拉格朗日乘子的p值＞0.05，說明無法適用SAR模型。因此，需檢驗一個更廣義的SDM。接著進行LR檢驗，LR檢驗用于檢驗假設Image，第1個假設研究的是SDM能否簡化為SAR模型，第2個假設研究的是SDM能否簡化為SAR模型，檢驗均遵循K個自由度的卡方分布。如果兩種假設均被拒絕，那么SDM模型最適合。檢驗表明，LR測試的結果P值均小于0.05，說明SDM不用退化為SAR模型和SEM模型，這表明應采用SDM。綜上所述，本文選擇空間面板固定效應的SDM模型。

圖1 被解釋變量莫蘭指數圖

4.2 空間杜賓SDM模型構建

經過檢驗分析，適用于空間杜賓模型，構建模型如下：

其中，Trade表示商貿流通水平，作為被解釋變量；Economy表示實體經濟發展水平，作為核心解釋變量；Industrial、Technology、Urbanization分別代表工業產值、科技發展水平、城市化水平，作為其他控制變量，μit為誤差修正性。利用Stata軟件運行空間杜賓模型，結果如表4所示。

表4 空間溢出效應模型結果

從表4中可得自2015～2021年，回歸值R2為0.669，說明解釋變量能夠解釋被解釋變量的變化，SDM模型擬合較好。對于核心解釋變量Economy的Main值呈現1%的顯著水平，即伴隨濟南自貿片區的設立，其商貿流通水平的發展將會對周邊地市的實體經濟水平產生較為顯著的正向影響。Wx通過了5%的顯著性，意味著Economy對Trade存在正向的輻射效應，因此，假設2成立?，F將空間溢出總效應LR_Total進一步分解，LR_Direct直接效應、LR_Indirect間接效應均在1%的水平下顯著且都為正值，進一步表明濟南自貿片區商貿流通水平會推動周邊腹地經濟水平的進一步提高，證明了濟南片區對周邊地市的輻射效應較為明顯。其他控制變量中的Industrial變量的Main也呈現出1%水平的顯著性，由此，可以判斷，濟南自貿片區的發展會對周邊地市的工業發展產生顯著的正向影響，假設3成立。同時，LR_Direct直接效應通過了1%水平的檢驗，表明空間直接效應較為明顯，即濟南自貿片區商貿流通水平的提高會對本地區工業發展產生正向的輻射效應，據表可知其對周邊地區的空間間接效應較弱，因此，在后期發展中，應著重關注貿易發展對工業水平的影響。對于Technology，空間直接效應呈現負值，表明濟南自貿片區商貿流通發展對周邊地區科技水平的發展未起到推動作用，在濟南自貿片區的發展過程中，應利用好貿易對當地及周邊地市科技發展的推動作用，使其逐步產生正向的輻射效應。其他解釋變量Urbanization所有指標均未呈現出顯著性，表明濟南片區商貿流通水平不會對周邊地市城市化發展產生正向輻射效應，因此，假設4并不成立。

5 對策及建議

經過上述面板回歸模型與空間溢出效應模型的檢驗，可以得出通過對沿黃自貿區營商環境的優化，會明顯帶動周邊腹地的發展，因此，根據沿黃自貿區營商環境優化的重要性，提出相關對策及建議。

5.1 政府稅收優惠方面

（1）政府應結合 “放管服”、“減費降稅”等活動，對自貿區企業下調企業所得稅，使其享受優惠稅率政策，激發企業活力；（2）優化沿黃自貿區辦稅流程及出口退稅流程，減少納稅人 “跑稅務”的頻次，實施納稅便利化措施；（3）政府稅務部門應依靠 “互聯網大數據平臺”等，加強貿易活動的稅收監管，打造公平的營商環境。

5.2 金融服務創新方面

（1）金融機構應緊跟沿黃自貿區企業的需求，拓寬結算途徑，增加跨境貿易便利化業務，為優化營商環境提供支持；（2）服務雙循環發展格局，支持區域內為企業辦理免擔保融資業務，提供一體化綜合金融服務；（3）助力提升匯率風險管理能力，將金融服務與風險防控相結合，創新匯率避險產品種類，有效降低匯率損失風險。

5.3 產業結構水平方面

（1）應優化沿黃自貿區資源配置，升級傳統的自貿區組織形式，不同片區依據自身發展特色與周邊城市融合，實現區域經濟協同發展，以更加開放、自由的營商環境提升商貿流通水平；（2）鼓勵沿黃自貿區建設區域性數據服務中心和邊緣數據中心，以科技創新為驅動力，通過智能化的生產模式改造實體經濟結構，提升產業層級。

5.4 新型工業化方面

（1）應充分推廣先進技術及新型設備應用，提高技術和產業創新在自貿區經濟發展中的貢獻率；（2）以環保創新為根本，利用綠色科技提升能源使用效率和清潔生產能力，形成科技驅動引領、環保低碳產業集聚的沿黃生態經濟區；（3）應加強外部聯通對接。發揮自貿區的地域資源優勢，賦能外循環助推雙循環，實現國內國際雙循環。

5.5 交通基礎設施方面

（1）應加快推進綜合交通運輸體系，暢通沿黃流域自貿片區之間的貿易通道，加強貿易往來，逐步提升商貿流通水平；（2）應加大沿黃自貿區基礎設施投資額，規劃建設沿黃自貿區與港口的快速通道，增強沿黃自貿區輻射功能。