长江经济带自由贸易试验区试点政策的经济效应评估

刘成杰,胡钰苓,李虹桥,李 勇

(1.重庆工商大学 长江上游经济研究中心,重庆 400067;2.成都信息工程大学 统计学院,四川 成都 610225)

一、引 言

党的十九届五中全会指出,要建设更高水平开放型经济新体制,完善自由贸易试验区布局,赋予其更大改革自主权,稳步推进海南自由贸易港建设,建设对外开放新高地。从2013年9月上海自贸区成立至今,中国已经分多批次批准了21个自由贸易试验区,初步形成了东西南北中协调、陆海统筹的基本格局,有力推动了所在地区全面对内对外开放。

长江经济带衔接南北,横贯东中西部,其依托长江黄金水道和各种资源优势,历来是中国经济发展的重要战略地带,也是实施新一轮改革开放的重要引领区域,经济活动带动作用大,先进制造业和战略性新兴产业的发展势头抢眼,科技创新能力和科技创新绩效整体处在全国先进水平。在2020年11月全面推动长江经济带发展座谈会上,习近平总书记强调,要贯彻落实党的十九大和十九届二中、三中、四中、五中全会精神,坚定不移贯彻新发展理念,推动长江经济带高质量发展,谱写生态优先绿色发展新篇章,打造区域协调发展新样板,构筑高水平对外开放新高地,塑造创新驱动发展新优势,绘就山水人城和谐相融新画卷,使长江经济带成为我国生态优先绿色发展主战场、畅通国内国际双循环主动脉、引领经济高质量发展主力军。

《中共中央关于党的百年奋斗重大成就和历史经验的决议》中指出:开放带来进步,封闭必然落后,中国发展要赢得优势、赢得主动、赢得未来,必须顺应经济全球化,依托中国超大规模市场优势,实行更加积极主动的开放战略;强调中国坚持对内对外开放相互促进、“引进来”和“走出去”更好结合,推动贸易和投资自由化便利化,构建面向全球的高标准自由贸易区网络,建设自由贸易试验区和海南自由贸易港,推动规则、规制、管理、标准等制度型开放,形成更大范围、更宽领域、更深层次对外开放格局,构建互利共赢、多元平衡、安全高效的开放型经济体系,不断增强中国国际经济合作和竞争新优势。

目前,长江经济带已先后设立7个自贸区试点,基本实现了长江上中下游的全覆盖,新时代新阶段新格局对推动长江经济带高质量发展、构筑高水平对外开放新高地提出了新要求(1)在长江经济带设立的七个自贸区中,湖南和安徽自贸区设立时间为2020年9月21日,其政策效应还未充分释放,因此本文的考察对象为上海、浙江、湖北、重庆、四川五大自贸区,相应的数据期也截止到2019年第四季度。。因此,研究长江经济带自贸区试点政策实施的经济效应,对于更好地发挥自贸区试点有序扩容和加强内涵建设的战略支点作用,深化和把握历史经验,探索新的具体发展模式,加快形成“以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进”的新发展格局,促进将长江经济带建设与“一带一路”推进有机结合,深化向东开放,加快向西开放,统筹沿海内陆开放,形成长江经济带全方位对内对外开放的新格局,有效应对世界百年未有之大变局,具有重要意义。

在现有的政策评估研究中,绝大多数都侧重于探讨沿海自贸区设立的经济效应。但是内陆自贸区能否普及沿海自贸区的制度创新成果还有待进一步研究。鉴于政策红利释放具有滞后性,本文以长江经济带上的五大自贸区为研究对象,基于2005年第一季度至2019年第四季度31个省份(港澳台除外)的季度数据,采用回归合成法(HCW)评估自贸区试点政策对所在省份的经济效应。一方面,可以在空间上更全面地比较沿海(上海、浙江)和内陆自贸区(湖北、重庆、四川)的政策效应及其差异;另一方面,也能够比较同一批次(浙江、湖北、重庆、四川)和不同批次的效应差异。最后,根据各自贸区试点的建设定位和重点提出相应的政策建议。

二、文献综述

国内关于自贸区政策效应的研究认为,自贸区设立将带来贸易投资便利化、金融管理与服务创新、政府职能转变、法治环境等方面的制度创新[1-4]。在宏观层面,自贸区内的关税贸易政策有利于区域经济一体化发展,随着“一带一路”和自贸区建设的融合发展,建设面向RCEP的国际陆海贸易新通道能实现国际国内互联互通,带来贸易创造和贸易转移效应[5-6]。在微观层面,自贸区主要依靠制度创新加强金融体制改革和对外贸易便利化,为企业投融资带来便利,加剧企业间竞争从而提高企业的创新能力和市场竞争力[7]。在定量分析方面,由于联立方程组、DSGE模型等存在着因果推断及低估政策效应等问题和不足,近些年来学术界多采用微观领域的设计方法,使用双重差分、倾向匹配、合成控制、断点回归等方法进行政策效应评估。

基于传统政策效应评估方法,叶修群采用双重差分法发现自贸区建设对经济增长的积极影响具有显著滞后性,尤其在二、三产业的滞后效应最为明显[8];在金融发展、地方财力和引进外资方面,巴曙松等研究发现自贸区金融改革能通过金融集聚、金融开放和金融结构优化促进金融服务实体经济效率的提升[9],宋丽颖和郭敏认为在自贸区成立初期,其对于财政支出规模具有抑制作用,但两年后其促进作用才逐步释放[10];司春晓等的研究结论表明自贸区建设有助于地区合同利用外资和实际利用外资水平提高,且在产生外资创造作用的同时也会促进外资转移效应的提升[11];张军等在此基础上运用双重差分空间自回归模型对自贸区的地区经济增长效应进行空间拓展性分析,发现自贸区对周边地区具有较强的辐射作用[12];李子联等利用合成控制法对沿海自贸区影响经济高质量发展的作用进行评估,发现自贸区建设具有显著的经济增长效应,且主要依靠贸易质量、投资质量和创新质量三大机制产生影响[13];基于合成控制的“反事实”评估框架,更多学者是从产业结构、创新发展、对外贸易和投资建设等具体方面进行研究,实证说明沿海自贸区建设的政策红利得到一定程度的释放,也体现出不同地区的显著差异性[14-16]。项后军等采用模糊断点回归设计,发现上海自贸区的设立对资本流动存在积极影响,且利用和企业家信心的交互项捕捉到对资本流出的作用[17]。

在上述基于准实验的评估方法中,一些微观方法存在局限性(如DID模型有严格的假设条件,一般公共政策评估中这些条件难以满足),自贸区设立的选择与国家发展战略具有紧密联系,因此不具有随机性,一些准实验方法的适用性降低。Hsiao等提出一种基于面板数据衡量政策效应的新方法——回归合成法(又称回归控制法、HCW法),它更适用于自贸区政策的经济效应评估[18]。Ouyang等在该模型的基础上利用半参数方法评估了四万亿刺激计划的政策效果[19]。谭娜等基于中国31个省级区域的月度数据,采用回归合成法首次对上海自贸区的经济增长效应进行评估,发现自贸区设立显著提升了上海市的工业增加值和进出口总额[20];在此基础上,应望江等实证研究沪津闽粤四大自贸区的区域经济增长效应,结论表明自贸区对地区生产总值的促进效果显著,其中天津自贸区的政策效果最强,上海在自贸区扩区后政策效应显著提升[21];汪文姣等在测算各地区之间经济联系强度的基础上,评估了广东自贸区设立对粤港澳经济联系强度的动态影响,发现广东自贸区有利于加强粤港经济联系,但对粤澳经济联系产生抑制作用[22]。

以上有关自贸区经济效应的研究成果为进一步研究提供了重要参考。与现有文献相比,本文贡献体现在:一是在研究对象上,目前学者倾向于单一自贸区的评估,或者沿海自贸区之间的比较,而内陆自贸区鲜有涉及。在研究对象上选择长江经济带上的上海、浙江、湖北、重庆和四川五大自贸区,丰富和扩展了空间和对象的研究范围。二是在研究方法,采用的回归分成法,克服了合成控制法必须满足权重向量各元素非负且和为1的缺陷和其他模型带来的内生性问题,同时大部分文献均从单一指标上说明自贸区试点建设对地区经济增长的影响效应,而本文揭示了自贸区试点政策的多指标经济效应及所呈现的地区差异性特征;三是在研究结论上,通过比较分析五大自贸区经济效应的差异性及其原因,为长江经济带因地制宜建设自贸区和进一步深化全国自贸区试点制度创新改革提供相应的对策建议。这对于充分释放自贸区政策红利,构建双循环新发展格局,促进长江经济带乃至全国高质量发展具有重要意义。

三、模型设计与变量说明

(一)回归合成法的基本思路及模型设计

Hsiao等提出的回归合成法(HCW)基本思想是利用实验组和控制组个体之间的相关性,这些相关性源自各个地区间的经济发展会受到经济周期、技术进步等共同因素的影响[18]。因此可以利用未受政策影响的最优控制组来构建和估计政策实施后的实验组反事实值,对比实验组在政策实施后的真实值和反事实值的差别,以此来评估政策的实施效果。具体是通过构建长江经济带五大自贸区设立前后实验组和控制组之间的相关性来预测自贸区设立后所在地区经济的反事实状态。其与合成控制法(SCM)的思想具有相似性,但方法有所不同,该方法对于回归权重的改进更易于模拟现实,弥补了合成控制法要求的控制组权重必须为正的缺陷。基本步骤如下:

(1)

1.建立因子模型

利用控制组(没有设立自贸区的省份)估计实验组未实施此政策的“反事实”相关权重,得到控制组影响自贸区反事实的因子模型:

(2)

2.最优控制组的选择

3.反事实值预测

(3)

4.政策实施的经济效应测算

(二)合成反事实的最优控制组选择策略

(三)变量说明及数据选取

根据反事实分析的数据要求,所选取的控制组地区与实验组地区不应该有相同事件发生[23]。本文选取2005年第一季度到2019年第四季度中国31个省份的60个季度数据。为降低季节因素的影响,所有变量均采取同比增长率指标。在长江经济带范围内,上游分别为四川、重庆自贸区,中游为武汉自贸区,下游为浙江、上海自贸区。研究数据均来源于国家统计局和各省份统计局、中经网统计数据库。

自贸区政策的重要目标是发挥各自区位优势,带动区域经济发展,自贸区政策的着力点主要集中在贸易发展方式转变、投资管理体制改革、促进政府职能转变、深化金融服务开放等方面,这些方面理应反映在自贸区政策经济效应模型中,故选取以下五个指标来全面反映自贸区设立带来的经济效应:地区经济发展水平,用地区生产总值同比增长率表征;对外贸易水平,用外贸进出口总额同比增长率表征;金融发展水平,用金融机构本外币贷款余额同比增长率表征;固定资产投资水平,用固定资产投资同比增长率表征;地方财力水平,用政府一般公共预算收入同比增长率表征[24-25]。

由于自贸区设立时间存在差异,本文将评估地区的时间分成两个节点:上海自贸区成立的时间为2013年9月29日,因此将以2013年第三季度为分界线,2005年第一季度至2013年第三季度为自贸区设立前期,2013年第四季度至2019年第四季度为自贸区设立后期;其余四个自贸区的设立时间节点为2017年3月1日,因此将2008年第一季度至2017第一季度为自贸区设立前期,2017年第二季度至2019第四季度为自贸区设立后期。根据反事实分析法的要求,在控制组的选取中,需要排除其他自贸区。截至目前,国家共设立了21个自贸区,本文数据的截止时间点为2019年12月,目的是排除后续自贸区成立给控制组带来的影响。

四、实证结果与分析

(一)基于不同经济变量的政策效应及差异分析

采用Hsiao提出的模型选择方法,应用式(2)和(3),以AIC信息准则、多重共线性和调整后R2为模型选择标准,构建五个省份不同经济指标在不设立自贸区时的反事实值路径。通过模型筛选,分别得到重庆、四川、湖北、浙江、上海地区生产总值、外贸进出口总额、金融机构本外币贷款余额、固定资产投资和一般公共预算收入同比增长率五个指标的最优控制组及相应权重(表1)。

表1 长江经济带自贸区省份最优控制组和对应权重表

表1 长江经济带自贸区省份最优控制组和对应权重表(续)

根据表1,可以发现每组的拟合效果较好(调整后的R2均在0.9以上)。基于最佳控制组因子模型及相关权重,最后测算得到长江经济带五大自贸区不同经济指标的反事实增长路径。应用公式(4)计算真实值与“反事实”值的差距,可以反映设立自贸区这一政策所带来的经济效应(表2,表3)。

表2 重庆、四川、湖北、浙江自贸区政策处理效应测算表

表3 上海自贸区政策处理效应测算表

根据以上测算结果可以绘制得到重庆、四川、湖北、浙江、上海在设立自贸区前后的地区生产总值、外贸进出口总额、金融机构本外币贷款余额、固定资产投资、一般公共预算收入同比增长率的反事实值和真实值趋势线(图1—图5)(2)图1中上海的第二幅图是排除了设立第二批、第三批自贸区的政策效应图,目的是为了比较设立新增自贸区后会给上海自贸区带来怎样的影响。。垂直虚线位置处表示自贸区设立前后的时间节点。该时间节点左侧如果实线与虚线的距离越小,说明最优控制组较好地拟合了实验组地区的数据,且最优控制组与实验组满足了平行趋势假设;而时间节点右侧中事实值趋势线与反事实值趋势线之间的差值则表明政策效应的大小,距离越大说明设立自贸区的政策效应越大。

图5 基于一般公共预算收入同比增长率变化的自贸区政策效应及差异趋势图

1.基于地区生产总值同比增长率变化的自贸区政策效应及差异分析

从垂直虚线左侧来看(图1),长江经济带五大自贸区都能够很好地拟合各地区生产总值增长率的实际增长路径,说明根据反事实值来评估真实值更能得到较可靠的结果。再从垂直虚线右侧来看,设立自贸区的政策效应存在明显的差异。

表2和表3列示的数据显示,实验期内只有重庆的平均政策效应表现为负值-0.020。其它四个省份的平均政策效应均显著为正:四川的平均政策效应为0.097,湖北为0.011,浙江为0.006,上海为0.017。具体来看,自贸区的设立在样本期内对四川地区生产总值增长有着较强的促进作用(图1),达到0.097;上海、湖北自贸区的设立在样本期内也反映出其对地区生产总值增长有明显的促进作用,但效果次之;值得注意的是,在排除第二、三批自贸区之后,上海自贸区的样本期延长到2019年第四季度,其政策效应随着时间的推移逐步减弱;对于浙江,总体上在样本期内有较弱的正向政策效应。从平均政策效应中可以看到,在同一批次中,内陆地区的政策效应明显大于沿海地区,中上游地区大于下游地区,这得益于首批内陆自贸区的政策红利充分释放。此外,地区生产总值是各种经济指标的综合属性反映,在同一时期,设立自贸区的省份实际还会受到其他方面的外生冲击,所以自贸区政策不一定能成为影响地区经济增长的唯一决定因素,因此,对于自贸区的经济效应政策效应的评估,需要进一步分析。

图1 基于地区生产总值同比增长率变化的自贸区政策效应及差异趋势图

2.基于外贸进出口总额同比增长率变化的自贸区政策效应及差异分析

在政策实施期间,自贸区成立后四川的进出口总额增长率一直明显大于其反事实值,其政策效应迅速显现出(图2),整个政策实施期的平均政策效应达到0.535。湖北的进出口总额增长率在整个政策实施期内都高于其反事实值趋势线,平均政策效应为0.148。上海作为中国第一个自贸区,营商环境优良,对外贸易水平高,在自贸区成立之初,事实值与反事实值差值较小,但在2014年12月自贸区扩大范围以后,积极效应逐渐扩大,远高于前一期间的处理效应,随后再趋于缩小,其平均政策效应仍然达到了0.063,说明在上海自贸区扩大范围以后,制度红利效应更加显著,在全球贸易摩擦和外部市场需求下降的情况下,自贸区贸易监管的制度创新明显地促进了上海进出口总额的增长,这与大多数学者的结论一致;浙江在政策期内的处理效应基本为正,前三个季度的处理效应为负,但并不稳定,其平均政策效应为0.020。总体来看,内陆自贸区进出口总额的政策效应值明显大于沿海自贸区。

图2 基于外贸进出口总额同比增长率变化的自贸区政策效应及差异趋势图

3.基于金融机构本外币贷款余额同比增长率变化的自贸区政策效应及差异分析

图3展示了重庆、四川、湖北、浙江、上海在设立自贸区前后的金融机构本外币贷款余额增长率的反事实值和真实值趋势线。在自贸区成立后,除重庆外,其他四个省份的平均政策效应均为正,其中四川的平均政策效应为0.024,湖北为0.072,浙江为0.076,上海为0.030,表明自贸区政策对金融机构本外币贷款余额增长具有明显的促进作用,但不同实施省份存在一定的政策滞后期。具体来看,四川在设立自贸区后,政策效应在2017年第二季度表现不明显,为0.007,但自2017年第三季度开始,政策效应快速扩大,到2018年第三季度达到峰值,随即下降,基本呈倒“U”型变化趋势。相应地,湖北、浙江和上海的处理效应表现为在2018年第三季度左右达到峰值,之后逐渐变弱,都基本上呈倒“U”型的变化趋势。此外,在新成立第三批自贸区后,上海的处理效应进一步扩大,说明新自贸区设立具有一定的协同效应,改革红利充分释放。

图3 基于金融机构本外币贷款余额同比增长率变化的自贸区政策效应及差异趋势图

4.基于固定资产投资同比增长率变化的自贸区政策效应及差异分析

长江经济带各自贸区政策实施前的固定资产投资增长率反事实和真实值趋势线基本重合,而在政策实施后,该项政策的效应表现出两极分化现象(图4)。一是浙江的真实值在自贸区设立后一直表现出明显大于其反事实值的情形,且随时间的推移政策效应不断提高,在政策实施期内的平均政策效应为0.229。二是重庆、四川、湖北、上海在政策实施期内的平均政策效应分别为-0.058、-0.062、0.007、-0.029,在总体上都为负值。具体地,重庆、四川两地的真实值趋势线在自贸区设立后大部分时间明显低于其反事实趋势线,且两者之间存在较大差距,导致重庆、四川在观察期内平均政策效应为负;湖北真实值趋势线在2018年第二季度之前基本和反事实值趋势线处于胶着状态,在2018年第四季度后才显现出一定的分离趋势,政策效应由负转为正;上海在固定资产投资方面的政策效应总体为负,可以试图从上海自贸区扩大范围的影响来进行解释,在2014年第四季度扩大自贸区范围以后,上海自贸区面积由28.78平方公里扩大到120.72平方公里,上海自贸区的固定资产投资基数变大,扩容后增加的陆家嘴金融片区、金桥开发区片区、张江高科技片区本身基础设施比较完善,并不需要像其他刚设立的自贸区那样快速进行大规模的固定资产投资。

图4 基于固定资产投资同比增长率变化的自贸区政策效应及差异趋势图

5.基于一般公共预算收入同比增长率变化的自贸区政策效应及差异分析

图5显示,政策实施期内,浙江自贸区设立对一般公共预算收入的正向作用最为明显,平均政策效应值达到了0.095。重庆和湖北的平均政策效应总体为正值,分别是0.025和0.047,但两地的政策效应走势有差异,重庆在自贸区成立后的前四个季度政策效应为正,但从2018年第二季度起,政策效应连续出现三个季度负值。而湖北在自贸区成立后的前四个季度事实值趋势线围绕反事实值趋势线上下波动,在2018年第二季度后才表现为较稳定的正向效应,说明湖北的自贸区政策效应有四个季度左右的滞后期,之后政策红利再逐渐释放。对于政府一般公共预算收入增长率的政策效应,四川在自贸区设立初期连续出现四个季度负值,其后在出现三个季度正值后又连续出现负值,但其平均政策效应值为-0.019。无论是否考虑第二批和第三批自贸区设立的影响,上海的政策效应表现较为复杂,数据表现正负交错,并不稳定。

(二)有效性检验

采用排序检验法对本文估计的平均政策效应进行有效性检验[26-29]。假设在样本期内没有设立自贸区的省份与实验组在相同时间节点实行了同样的政策,再利用回归合成法构造这个省份的反事实值(即构造假设该省份实施了自贸区政策的合成增长路径),得到假设省份的政策效应估计结果。再对实验组实际的政策效应和每一个控制组省份假设下的政策效应进行比较,如果长江经济带五大自贸区(即实验组)大于假设省份的政策效应值,那么自贸区政策对实验组的实际影响是有效的。表4列示了根据RMSPE(根均方预测误差)计算得到的实验组省份各指标政策效应的有效性水平,即判断是否还存在“假实验组”政策效应出现和真实验组一样的特征,并且得出其概率值,这类似于统计推断的显著性水平。由于重庆进出口总额指标在政策实施前无法有效拟合,与自贸区政策无关,因此本文在对其进行有效性检验时予以排除,最后得到的实际显著个体为13组。需要说明的是,前文基于不同经济变量的政策效应及差异分析就是以相关省份的这13个指标为重点展开的。

表4 排序检验有效性表

图6可以更为直观地观察相关自贸区对以上已通过检验的经济变量影响的有效性程度,限于篇幅图中仅绘出四川(地区生产总值)、湖北(外贸进出口总额)、浙江(一般公共预算收入)和上海(金融机构本外币贷款余额)相关经济变量的变化情况:在自贸区设立时间节点之前模拟各自真实值较好的情况下,设立之后,四川的地区生产总值同比增长率与其他“假设实验组”差距逐渐开始显著变大,其差值曲线位于绝大多数“假设实验组”的上部,表明自贸区设立对四川的地区生产总值有一定影响,在1/27(3.7%)的水平上是显著的。类似地,自贸区设立后湖北的外贸进出口总额同比增长率、浙江的一般公共预算收入同比增长率和上海的金融机构本外币贷款余额同比增长率的差值曲线也位于绝大多数“假设实验组”的上部,表明自贸区设立对各省份的这些经济变量有显著影响。

图6 实验组与“假设实验组”预测差异程度分布图

(三)稳健性检验

通过采用时间安慰剂检验法检验本文结论的稳健性:假设改变自贸区成立的时点,考察这一改变后主要参数是否发生结构性变化。

假定自贸区成立时点比真实设立的时间要提早一年,按照前文的逻辑思路对“假定时间点”的自贸区政策效应进行重新评估,若“假设时点”的拟合程度和政策效应真实时点并没有显著改变,则说明本文得到的结果可以通过稳健性检验,反之则不能。结果发现,所有考察的指标在提前一年之后都有和未提前一年近似的趋势,说明各指标在提前一年后,自贸区政策效应并未随政策实施时间的变化而改变,前文得到的结论较为稳健。

(四)长江经济带五大自贸区政策效应总体分析

总体而言,除重庆外,自贸区政策均对实验组省份的经济增长对外贸易、金融服务与创新产生了不同程度的正向影响。

在进出口总额方面,其在长江上、中、下游的政策影响效果呈逐渐递减趋势,且内陆自贸区(四川、湖北)政策经济效应值显著高于沿海自贸区(浙江、上海),同时在地区生产总值方面也表现出了同样的倾向,总体来说自贸区政策会给实验组省份整体经济发展带来积极影响。值得注意的是,四川自贸区的政策效应突出还与国家的西部大开发、“一带一路”等重大战略密不可分,位于长江上游的重庆、成都是“一带一路”建设的重要节点城市,有望继续将区位优势转化为发展优势,高质量推进西部地区门户城市全方位开放新格局建设。

在金融服务与创新方面,四川、湖北、浙江、上海在实验期的平均政策效应都表现出显著的正向影响,基本上呈倒“U”型的变化趋势,说明各实验组省份实施的金融体制改革对金融绩效在短期内具有明显的促进作用,在一定阶段后呈现递减趋势。上海在2017年发布了《中国(上海)自由贸易试验区金融服务业对外开放负面清单指引(2017年版)》,标志着中国自贸试验区开始走向独立设置金融负面清单的道路,而且更加贴合国际通用的金融负面清单模式,在新一轮更加开放的金融服务创新下,自贸区政策的制度红利在2017年第二季度后进一步释放。

在固定资产投资方面,实证数据表明自贸区政策对湖北、浙江固定资产投资具有显著的正向影响,其政策效应分别为0.007和0.229,其他自贸区固定资产投资的政策效应均表现为负。国家将浙江自贸区定位为“国际大宗商品贸易自由化先导区和具有国际影响力的资源配置基地”,从自贸区挂牌以来浙江自贸区便全力推动黄泽山储运一期等油气储运基础设施建设,目前已建成重点项目7个,在建9个,已成为长三角重要的气源基地。这些大规模基础设施投资使得浙江自贸区在这方面效果最为显著。

五、结论与建议

自贸区试点政策对所在省份产生了正向经济效应,并呈现一定的差异性。研究结果显示,四川自贸区的设立对其地区生产总值、外贸进出口总额、金融机构本外币贷款具有显著正向影响。重庆自贸区的设立仅对一般公共预算收入同比增长率的政策效应为正向。湖北自贸区的设立对其五个经济指标的同比增长率均具有显著的正向促进作用。浙江自贸区设立对其地区生产总值、外贸进出口总额、金融机构本外币贷款余额、固定资产投资和一般公共预算收入增长率均有显著正向影响。上海自贸区的设立对地区生产总值、外贸进出口总额、金融机构本外币贷款余额和一般公共预算收入增长率具有正向促进作用。正向经济效应基本上呈倒“U”型的变化趋势,说明政策实施效果有一定的时滞,在到达顶点后呈现递减趋势。在同批次设立的自贸区中,内陆地区设立自贸区的政策效应明显大于沿海地区,这一方面说明内陆地区自贸区的政策红利明显,另一方面显示沿海地区在原有改革开放基础上自贸区设立的政策效应并未完全反映在其地区生产总值等增长指标的变化上。

部分自贸区设立的政策效应显著性水平不高,在政策效应方向上表现为负值,是多因素共同作用的结果:在政策实施期间各地区的产业结构、需求结构等的具体情况不同,所受到的外部影响程度也会不同。如重庆在政策实施期内的部分样本数据在2017—2018年有大幅度下降,特别是2018年四个季度增长率均低于全国平均水平。可能的原因是,除受中美贸易摩擦直接影响外,重庆经济受周期性行业影响较大(尤其是传统制造业占比大)。在2018年,重庆工业增加值同比增长1.1%,比2017年下滑了8.3个百分点,其汽车、电子制造业等支柱产业大幅下滑是造成重庆工业低迷的重要原因。

基于上述分析,本文提出如下建议:

第一,发挥自身优势,错位发展。上海自贸区制度改革与创新先行先试,改革创新成果在全国复制推广,发挥了改革开放“试验田”的作用。上海自贸区应继续发挥改革开放排头兵作用,在贸易便利化、投资便利化、监管便利化等领域逐一深入推进,充分发挥其示范作用,降低整体改革成本。内陆地区自贸区建设,在初步完善布局释放政策红利后,还在基础设施建设、要素禀赋、制度改革、创造活力等方面都存在着明显的差距,应根据自身建设定位进行制度创新改革,激发市场主体活力,并为后续内陆自贸区形成可复制可推广的制度创新成果。

第二,完善长江经济带自贸区联动自循环发展机制。一是发挥各自优势,突出特色。鼓励各省份依托自贸区设立基础条件和特色资源,积极探索差异化的高质量发展路子,凸显局部发展特色。二是推动长江经济带资源优势互补,加快长江经济带自贸区成为“一带一路”支点建设进度,培育自贸区经济辐射新动能,以此作为长江经济带和“一带一路”建设的战略基点。比如,各自贸区对经济腹地进行资源要素整合,在贸易投资自由化便利化、监管、金融开放等领域做出一系列制度安排,促进区域资源自由流动,协同发展“产业链+价值链”“产业链+供应链”等自循环新模式,从而形成区域集聚优势,打造面向全球、竞争力突出的现代产业分工合作体系。三是优化长江经济带服务贸易合作平台体系建设,积极推进形成各自贸试验区经验共享、政策互通,谋划保税、金融、会展等功能平台联动合作机制,优化中欧班列货物集散安排,形成人流、物流、资金流和信息流共享合作框架平台体系。

第三,推动相邻自贸区板块(特别是毗邻地区)形成共推“一体化”、共下“一盘棋”协同开放新格局。如四川、重庆自贸区可以借助成渝双城经济圈建设的契机,推动形成川渝自贸区协同开放示范区建设,并将国家战略、区域目标和市场需求三者有机衔接,在宽领域、深层次先行先试。一方面,加强川渝等区域海关合作,共建“一带一路”海关信息交换共享平台,推动口岸通关互联互通,形成监管更严密、通关更便捷、流程更科学、运转更高效的一体化管理机制和运作模式。另一方面,坚持以贸易通道引领产业发展的协同取向,川渝自贸区可整合临江、临铁、临空的区位叠加优势,努力建设服务于区域全面经济伙伴关系协定(RCEP)的创新示范基地,形成区域资源整合新机制。

第四,推进自贸试验区国际化城市配套、国际化营商体系共享互学,共搭开放环境。一是注重国际标准,推进制度型开放。为保证自贸区核心功能的发挥,长江经济带建设应以自贸区为依托,深入推进规则标准等制度型开放,积极对接国际经贸规则标准,在将金融开放、服务业开放、国企竞争公平等优化营商环境的经贸规则纳入建设。二是优化对内对外立体开放体系,在关键领域进行机制和模式创新。三是对标新时代新阶段新格局对内对外开放的新要求,补齐对内对外开放基础条件中的问题和短板。四是统筹发展和安全,要妥善处理长江经济带发展和开放带来的安全问题,推广并优化自贸区FT账户体系,积极应对全球贸易格局变化引发的经济金融风险。

本文主要探讨了长江经济带五大自贸区的经济效应及其差异。自贸区建设的效应是综合的、全面的,需要更多层面的研究加以厘清,如自贸区对区域协同发展、产业集聚的具体效应等都是有待进一步研究的问题。