自贸区设立促进经济高质量发展的政策效应评估——来自资源配置的解释

王 军，马 骁，张 毅

(首都经济贸易大学 经济学院，北京 100070)

自2013年国务院批复第一家中国(上海)自由贸易试验区以来，我国设立运行及获批在建的自由贸易试验区(以下简称“自贸区”)总数已扩容至21个。各自贸区以仅占不到全国万分之二的土地面积，吸引了占比超12%的外商直接投资和12%的进出口贸易总额，自贸区在制度创新和全面深化改革层面取得了一定成效。自贸区进行全方位政策试验与制度创新的最终目的是要推动经济高质量发展，其设立为矫正资源错配和调节市场分割提供了前置条件，通过正确认识自贸区框架下的市场配置与政府调控的适用范围和作用边界，自贸区政策的设计者可以进行合理的制度安排，提高区域资源配置效率，并确保经济增长的动态收益和内生动力不遭受损失。本文旨在对我国自贸区通过改善区域资源配置效率从而牵引经济高质量发展的作用机制进行剖析和阐释，深入挖掘其中的经济学意义。

一、文献综述

伴随着我国自贸区实践的深入发展，评估自贸区设立的经济效应成为国内外研究的热点问题，尤以自贸区设立牵引区域经济乃至宏观经济持续稳定增长的作用机制得到广泛关注。在中国(上海)自由贸易试验区获批设立并运行之后，谭娜等(2015)[1]、殷华和高维和(2017)[2]构建反事实框架并指出上海自贸区设立对地方经济增长存在显著的拉升作用。在历经多轮扩容之后，我国自贸区建设逐步形成“1+3+7+1+6+3”的发展“雁阵”模式。讨论自贸区设立的经济效应相关研究也由关注单一自贸区转向全方位评估，武剑和谢伟(2019)[3]基于HCW法和排序检验法，通过对上海、广东、福建、天津等自贸区设立的经济效应及其异质性进行评估发现，自贸区设立整体上促进了经济增长，但呈明显的分化特征。受批次、区位与禀赋等因素的影响，不同自贸区设立牵引经济增长的机制路径存在典型的异质性特征，王爱俭等(2020)[4]指出，沿海型自贸区的经济增长效应显著大于内陆型自贸区，且自贸区设立时间越早，其政策效应越明显。

学者们采用不同的研究方法对自贸区设立驱动地方经济增长的动力机制的存在性进行了讨论。就研究方法的选取而言，Shen和Vanhullebusch(2015)[5]、韦颜秋和邱立成(2015)[6]从自贸区的概念界定、实践经验、改革举措等方面入手展开了定性分析，分别从政治、制度创新视角出发，分析评估自贸区政策出台背景和区域辐射效应。而彭冬冬和杜运苏(2016)[7]、Yao 和 Whalley(2015)[8]、项后军等(2016)[9]则选取定量分析方法识别贸易发展和资本流动等因素在自贸区牵引经济增长的动力机制中的具体作用。叶修群(2018)[10]采用双重差分法验证了自贸区的设立有效促进了区域经济增长。

目前，学界对自贸区增长动力机制的研究主要形成了两个方面的主流认识。一方面，认为自贸区的设立强化了市场机制，以竞争市场和自由贸易为抓手推动各类生产要素在区域内外自由、有序流动和优化配置，进而有效促进了经济的增长[11]；另一方面，自贸区是我国推进新一轮深化改革和对外开放的试验田，政策设计者能够通过区域内的合理制度安排提升行政效率，实现市场发展动能和政府治理效能的高水平动态均衡[12]。

二、理论机制分析

本文基于包含多种生产要素投入的分权经济框架，以自贸区设立前后资源配置效率的变化趋势为切入点，构建数理模型讨论自贸区设立推动经济高质量发展的动力机制。

(一)基准模型

考虑一个包含N个最终产品生产企业与Nd个中间产品生产企业的区域经济，其中代表性最终产品生产企业i的生产函数在自贸区设立前后保持不变，参照Romer(1986)[13]和(1990)[14]针对多种生产性投入的建模思路，设企业i的生产函数为：

(1)

其中，Yi为企业i的产出，Xij为企业i关于第j种中间产品的使用量，Ai为企业i的生产率水平，αj为企业i关于第j种中间产品的系数，用以刻画中间产品Xij在企业生产中的相对重要程度。假设不存在要素收入份额较高的中间产品，即有0<αj<0.5，j=1，…，Nd。式(1)中(Xij)αj的可加性意味着各异质性中间产品的边际产品是相互独立的，异质性中间产品间既不存在替代关系也不产生互补关系。

考虑自贸区设立前的生产要素配置状况，生产要素(中间产品)市场上的供给方由Nd个独立的中间产品生产者所组成，假设中间产品Xij的单位成本为1，如果中间产品生产者j具有一定程度的垄断势力，那么中间产品Xij的价格将被设定为高于单位成本的垄断定价Pj(Pj>1)。由于要素市场化程度不足和政策的过度干预，微观市场主体组织生产将面临要素市场的特定扭曲，使最终产品生产企业i(i=1，…，N)在要素市场上面临差异性价格：Pij=Pj(1+τXij)，其中τXij被定义为要素市场的扭曲系数，刻画了Pij偏离中间产品生产者j垄断定价Pj的程度。设企业i的产品价格为Pi，其利润函数为：

(2)

对式(2)求解最优化可得企业i的中间产品Xij使用量被扭曲为：

(3)

当τXij>0时，企业i面临高于垄断定价Pj的要素价格，中间产品j配置不足，反之，当τXij<0时，企业面临低于垄断定价Pj的要素价格，中间产品j配置过度。无论是配置不足亦或是配置过度，都意味着生产要素配置偏离了有效配置，资源错配随之出现。式(3)表明，市场扭曲的错配现象与垄断势力的定价行为共同影响了最终产品生产企业的要素配置情况，引致了资源配置效率低下，从而阻滞了经济高质量发展。

(二)要素配置

(4)

(5)

f(1+τXij)]≥0

(6)

式(6)表明，在要素投入量不变的前提下，区域总产出水平因资源配置效率的改善而显著提高，自贸区设立通过矫正资源错配而实现了“质”与“量”的协同上升，从而可以提出假设1。

假设1：依托市场竞争机制，自贸区设立能够有效矫正既有的资源错配现象，资源配置效率的切实改善将引致经济高质量发展。

(三)市场分割

基准模型假设了区域内的中间厂商均不同程度地拥有一定的市场势力，分权经济下市场分割现象的出现使中间厂商可以在要素市场上设定高于要素生产成本的垄断定价Pj。考虑一个假想的社会计划者，社会计划者旨在最大化区域内的总产出水平，其目标与帕累托最优的目标等同，此时要素市场上的所有中间产品将以生产成本售卖，即有Pj(社会计划者)=1，j=1，…，Nd，将该定价水平代入式(3)可得对社会计划者而言的单一要素需求量为：

(7)

将式(7)与式(3)进行比较，在不考虑资源错配的前提下(τXij=0)，有：

(8)

式(8)表明，社会计划者将更多的生产资源分配给了最终生产部门，从而实现了完全竞争市场下的最优产出水平，若资源错配不存在，分权经济下总产出水平对该最优产出水平的任何偏离均源于市场分割造成的资源配置效率损失，区域整体的资源配置效率仍然无法达到最优，从而阻滞自贸区实现经济高质量发展的进程。基于上述认识，本文提出假设2。

假设2：将自贸区所处的经济视为一个分权经济，如果该经济完全依赖于市场机制进行资源配置，虽然能在一定程度上矫正资源错配，却对市场分割造成的静态效率损失相对无能为力。

(四)制度安排

式(8)考虑的是在不存在资源错配时的一个理想状态，在现实中往往很难实现，行政手段的简单直接干预将不可避免地引致资源错配[15]。关于自贸区设立究竟该如何作用于资源配置效率从而推动高质量发展的研究进一步引申出了本文对自贸区内市场与政府关系问题的关注，考虑自贸区政策的设计者介入分权经济的一种方式，假设自贸区所在区域的经济仍是分权性质的，但由于政府的介入使所有中间产品生产部门均被细分为了垄断部门a和竞争部门b，以特定中间产品j的生产为例，此时该单一生产要素的供给表达式为：

(9)

其中，da,j和db,j分别为垄断部门a和竞争部门b的要素供给量，垄断部门a的产品相对于竞争部门b有一定的异质性，从而使其保留了一定程度的垄断势力，φ刻画了两部门产品在CES函数中的相对重要性，ε为两部门产品的替代弹性，有ε>0，1/ε刻画了垄断部门a的垄断势力大小，当ε→∞时，式(9)退化为线性函数，表明两部门产品没有差别，垄断部门a的垄断地位消失。

将最终产品生产部门视为一个整体的要素需求者，则其在要素市场上购买生产要素j的最优化决策为：

(10)

其中，Pa为垄断部门a的垄断定价，Pb为竞争部门b的竞争价格，且一定有Pb=1，对式(10)求解最优化问题，可得政府介入后的垄断部门a定价策略为：

(11)

式(11)的经济学意义是，政策设计者可以通过合理的制度安排向区域内要素市场引入竞争部门b，从而强化生产要素供给者间的竞争机制，促成生产要素的高效配置。当竞争部门b在要素市场上的供给量db,j相对垄断部门a的供给量da,j较低且比值恒定时，如果垄断部门a的垄断势力1/ε进一步提高，式(11)反而会对垄断部门a的定价策略施加更为严格的约束，使得垄断部门a无法继续提高其垄断定价，防止资源的进一步闲置和浪费。

由式(9)、(11)可得中间产品j在要素市场上的定价水平：

(12)

联立式(3)、(12)可得：

(13)

结合式(11)、(12)、(13)可以发现，由于式(11)对垄断部门a的定价约束并不直接来自于政府部门对要素市场的直接简单干预，而是由要素市场上供需双方自发行为所输出的最优解，从而能够规避不合理的行政干预造成的资源错配，即在式(13)中有τXij=0，而式(12)表明在自贸区政策的设计者对要素市场施加了合理调控手段后，中间产品j在要素市场上的定价水平介于垄断势力的垄断定价Pa和社会计划者的计划定价Pb=1之间，这又在一定程度上挽回了市场分割带来的静态效率损失。通过合理的制度安排，自贸区所在区域的经济总产出水平和资源配置效率均得到了显著提高，自贸区设立推动经济高质量发展的作用机制确实存在。

假设3：合理的自贸区制度安排可以约束市场分割且不引致新的资源错配，切实提高区域资源配置效率。在实现市场机制与行政手段的有机结合后，自贸区设立将有力推动经济高质量发展。

三、计量模型、变量与数据说明

(一)模型设定

本文将自贸区(FTZ)设立作为一项准自然实验开展实证研究，采用双重差分法(Difference-in-Difference，DID)评估自贸区设立对经济高质量发展的影响及效应。在保证其他因素不变的情形下，利用双重差分法可以检验自贸区设立前后实验组和控制组经济高质量发展的实际路径是否存在显著差异，将基本模型设定为如下形式：

High_econ_indexit=β0+β1FTZit+β2Xit+λi+μt+εit

(14)

式(14)中，下标i代表各个城市，下标t代表年份；High_econ_indexit代表经济高质量发展指数，为本文的被解释变量；FTZ为双重差分项，代表自贸区设立的虚拟变量，为本文的核心解释变量，其系数β1代表了自贸区设立对经济高质量发展影响的净效应；Xit为一系列控制变量的集合；λi为地区虚拟变量，用来控制各个城市不随时间变化的个体特征；μt为年份虚拟变量，用来控制所有年份的固定效应；εit为随机扰动项。

基于理论分析的认识，进一步引入资本错配指数(τk)作为中介变量，构建如下中介效应模型：

High_econ_indexit=α0+α1FTZit+α2Xit+λi+ut+εit

(15)

τKit=α3+α4FTZit+α5Xit+λi+ut+εit

(16)

High_econ_indexit=α6+α7FTZi,t+α8τKit+α9Xit+λi+ut+εit

(17)

考察自贸区规制市场势力、矫正市场分割进而对城市经济高质量发展产生正向影响的调节作用，在模型中加入自贸区(FTZ)设立与市场分割(SEG)的交互项得到调节效应模型：

High_econ_indexit=σ0+σ1FTZit+σ2SEGit+σ3FTZit×SEGit+σ4Xit+λi+μt+εit

(18)

(二)变量与数据说明

1.经济高质量发展指数(High_econ_index)。关于经济高质量发展指数的指标选取与构建，在参考既有文献[16]的基础上，本文以创新、协调、绿色、开放和共享五大发展理念为中心，构建描述全国278个地级城市综合质效、创新、协调、绿色、开放、共享层面具体特征的高质量发展指标体系，包含6个一级指标、32个细分二级指标。

综合质效。①人均地区生产总值：地区生产总值/年平均人口数；②劳动生产率：GDP/劳动力就业人口数；③市场活力指数：(1-国有固定资产总投资)/全社会固定资产总投资；④工业增加值占GDP比重：工业增加值/GDP；⑤宏观杠杆率：社会债务总额/GDP；⑥第三产业增加值占GDP比重：第三产业增加值/GDP；⑦资本生产率：GDP/全社会固定资产投资。

创新发展。①R&D投入强度：R&D从业人员数/劳动力就业人员数；②R&D经费投入强度：研究与试验经费支出/GDP；③教育支出占财政支出比重：教育经费支出/地方一般公共预算支出；④高技术制造业投资占全部制造业投资比重：高技术制造业投资额/全部制造业投资额；⑤技术合同成交额增速：(当年技术合同成交额-上年技术合同成交额)/ 上年技术合同成交额。

协调发展。①常住人口城镇化率：城镇人口/地区年末常住人口；②城乡居民可支配收入比：城镇居民人均可支配收入/农村居民人均可支配收入；③城乡居民消费水平之比：城镇居民人均消费支出/农村居民人均消费支出；④文化及相关产业增加值占GDP比重：文化及相关产业增加值/GDP；⑤劳动年龄人口平均受教育年限：劳动年龄人口中每个人受教育的年限总和/劳动年龄人口数。

绿色发展。①地区生产总值能耗降低率：(当年能源消费总量-1)/(上年能源消费总量-1)-1；②单位GDP建设用地使用面积：建设用地面积/GDP；③地级及以上城市的颗粒物PM2.5年均浓度：用算术平均法计算城市监测点位单点日平均浓度、城市日平均浓度、城市年平均浓度、区域年平均浓度；④单位工业增加值废水排放量：废水排放总量/地区工业增加值；⑤森林覆盖率：森林覆盖面积/土地总面积。

开放发展。①货物和服务贸易总额占GDP比重：货物和服务贸易总额/GDP；②高新技术产品和知识密集型服务进出口总额占货物服务进出口总额的比重：高新技术产品和知识密集型服务进出口总额/货物服务进出口总额；③实际使用外资占地区生产总值比重：实际使用外商投资额/GDP；④对外直接投资占地区生产总值比重：对外直接投资额/GDP；⑤国际旅游(外汇)收入占地区生产总值比重：国际旅游收入/GDP。

共享发展。①城镇调查失业率：(城镇调查失业人数)/(城镇调查从业人数+城镇调查失业人数)；②居民人均可支配收入实际增速：居民人均可支配收入名义增速/同期居民消费价格指数；③贫困发生率：低于贫困线的人口数/统计全人数；④社会保障与就业支出占地方一般公共预算支出比重：社会保障支出/地方一般公共预算支出；⑤每千人口医疗卫生机构床位数：医疗卫生机构床位数/年末常住人口数×1000。

考虑数据可获取性，本文选取2001——2018年中国278个地级城市(直辖市)的相关数据(不含港澳台)，数据主要来自国家统计局官网、中国各领域(1)各领域包括：《中国城市统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国人口和就业统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国能源统计年鉴》《中国卫生和计划生育统计年鉴》。及各省份统计年鉴，部分指标来源于CEIC中国宏观经济数据库和Wind数据库。受个别指标和既有数据获取渠道的限制，宏观杠杆率、文化及相关产业增加值占GDP比重和劳动年龄人口平均受教育年限的指标数据通过省级层面匹配到城市层面。基于经济高质量发展评价指标体系，结合既有的研究方法和技术处理，本文使用熵权法对中国278个地级城市经济高质量发展指数进行测度，测度结果见下文数据说明。

2.自贸区设立。自贸区设立(FTZ)为本文的核心解释变量。自2013年9月27日国务院批复成立中国(上海)自由贸易区以来，在本文考察期内，实验组样本城市共涉及19个(2)本文样本中涉及的设立自贸区的城市分别为上海市(2013年9月)；福建省(2014年12月)：厦门市、福州市；广东省(2014年12月)：珠海市、深圳市；天津市(2015年4月)；浙江省(2016年8月)：舟山市；辽宁省(2016年8月)：大连市、沈阳市、营口市；河南省(2016年8月)：郑州市、开封市、洛阳市；湖北省(2016年8月)：武汉市、宜昌市；重庆市(2016年8月)；四川省(2016年8月)：成都市、泸州市；陕西省(2016年8月)：西安市。地级及以上城市。由于自贸区的设立并非在一个统一的时间节点展开，这意味着本文实验组样本城市贯彻自贸区相关政策的时间存在先后差异。体现在计量方法选取上，借鉴Beck et al.(2010)[17]的做法，区别于传统双重差分法将双重差分项设为政策实施时间虚拟变量与分组虚拟变量相乘的交互形式(period*treatet)的技术处理，本文采用虚拟变量FTZit来表示该城市是否被设立为自贸区，即若一个城市在上述时间范围内被设立为自贸区，则FTZit=1，否则FTZit=0。若该城市于当年上半年设立自贸区，则计入当年；若该城市于当年下半年设立自贸区，则计入次年。

3.机制变量。资本错配(τk)，借鉴现有文献[18]测度资本错配指数τK来反映各城市资本错配情况；(3)限于篇幅，具体测算过程省略。市场分割(SEG)指数，关于市场分割指数的计算，主要的技术手段包括价格指数法等。考虑到数据的可得性与中国地区市场分割的现实情况，本文采用价格指数法来测算样本考察期间中国30个省级行政区域的市场分割水平并匹配到城市层面。(4)限于篇幅，具体测算过程省略。

4.控制变量。为尽可能减少遗漏变量造成的偏误，在参考相关文献的基础上，本文选取了以下控制变量：外商直接投资(FDI)，用城市年末实际利用外资占GDP比重表示；政府干预程度(GOV)，用城市财政支出占GDP比重表示；产业结构(IS2、IS3)，分别以城市第二产业占GDP比重和城市第三产业占GDP比重表示；城镇化率(URBAN)，用城市年常住人口占总人口比重表示；教育水平(EDU)，用城市普通高等学校在校学生数/总人口表示；研发投入强度(RD)，用城市研究与试验经费占GDP比重表示；金融效率(FD)，用城市年末金融机构贷款占存款比重表示；社会固定资产投资(INVEST)，用城市年末社会固定资产投资额的对数表示；失业率(UNR)，用城市满足就业条件人口中仍未就业人口占总人口比重表示；经济集聚水平(ECLUSTER)，用城市每平方公里GDP产出表示。

(三)数据说明

本文采用的原始数据主要来自《中国城市统计年鉴》和《中国区域经济统计年鉴》，部分数据通过各省市的地方统计年鉴进行补充，主要变量描述性统计见下页表1。

四、结果与讨论

(一)基准回归

本文采用系统GMM方法对模型(14)进行参数估计，系统GMM能够较好地解决传统OLS参数估计结果向上偏倚和固定效应(FE)参数估计结果向下偏倚的问题，其估计结果分别报告于下页表2的列(4)，我们以列(4)作为基准回归结果进行讨论。AR(1)和AR(2)检验表明，差分方程的残差序列无法拒绝一阶序列相关但显著拒绝二阶序列相关，说明模型设定是可行的，Hansen检验不能拒绝工具变量有效的原假设，表明选取的工具变量是有效的。列(4)给出了自贸区(FTZ)设立对经济高质量发展影响的参数估计结果，其估计系数(0.0652)在5%的显著性水平下显著为正，其结果的经济含义刻画在保证其他因素不变情形下，自贸区设立带来的政策效应每提升1个点，则促进自贸区设立引致区域经济高质量发展上升0.0652个点，说明相比于非自贸区城市，自贸区设立城市更有助于城市经济高质量的发展。

表1 变量描述性统计(5)关于FDI、GOV和RD三个指标，部分城市样本的原始数据中零值占一定比例，为保证数据的真实性，未做处理。

表2 基准模型估计结果

(二)机制检验

1.资本错配的中介效应。本文的理论分析讨论了自贸区设立有助于缓解或有效抑制资本错配进而提升资源配置效率水平，最终有助于推动经济高质量发展。对理论模型的认识进行实证检验，估计结果见下页表3。列(1)报告了自贸区(FTZ)设立对经济高质量影响系数(0.0645)在1%的显著性水平下显著为正，说明在没有考虑资本错配的情形下自贸区设立显著引致了经济高质量发展。列(2)是自贸区(FTZ)设立对机制变量资本错配(τk)的估计结果，其估计系数在1%的显著性水平下为负，说明随着自贸区的设立显著抑制了资本错配的进一步加剧。列(3)报告的是纳入机制变量资本错配指数后的结果，虽然资本错配在某种程度会拉低城市经济高质量发展水平，但是自贸区设立对经济高质量发展指数的估计仍保持显著正向影响，说明通过自贸区的设立矫正和抑制资本错配，进而促进经济高质量发展，验证了本文理论部分的结论。

表3 资本错配的中介效应

2.市场分割的调节效应。市场势力的垄断定价行为可能形成特定的市场闭塞并进一步强化垄断机制，为此，本文构造市场分割(SEG)指数与自贸区(FTZ)设立的交互项，基于模型(18)进行参数估计，估计结果见表4。

列(1)—列(3)的估计结果发现，自贸区设立的估计系数变得不稳健，这是因为在加入市场分割指数和自贸区设立的交互项后，自贸区设立对经济高质量发展影响由基准模型(14)的β1变为式(18)的σ1+σ3*SEGit。市场分割的系数(-0.0077)显著为负，这与理论部分的认识相一致，垄断势力引致的市场分割现象将阻碍区域高质量发展进程。本文重点讨论市场分割与自贸区设立的交互项系数，即市场分割与自贸区设立对经济高质量发展的协同效应或共同影响机制，以列(3)的结果作为参照，市场分割与自贸区设立的交互项的估计系数(0.0387)显著为正，且通过了1%的显著性水平检验，这说明自贸区设立能够通过制度安排和政策设计对市场分割进行有效调节，这也有助于自贸区所在城市向经济高质量发展路径收敛。

表4 市场分割的调节效应

3.制度安排的机制检验。理论分析提到，在自贸区制度框架下实现有效市场和有为政府的结合能够为经济增长释放出更大的发展动能。为了进一步研究自贸区设立是否进行了合理的制度安排以维护市场竞争机制并妥善处理了政府与市场的关系，本文采用樊纲市场化指数的市场化总得分和政府与市场关系得分两个变量作为代理变量进行检验，结果如表5所示。

由于列(1)和列(3)未纳入控制变量和时间、个体效应，我们以列(2)和列(4)结果展开讨论。观察列(2)可以发现，市场化总得分的参数估计显著为正，说明自贸区的设立整体有助于营造良好的竞争市场，通过构建公平、有序和高效的市场机制进而推动经济高质量发展。列(4)报告的是政府与市场关系得分的参数估计结果，可以看出自贸区设立同样发挥出了对政府与市场关系得分的正向效应，这进一步证明自贸区设立实现了对政府行为的有效约束并发挥了政府治理效能，进而引致了经济高质量发展。

表5 制度安排的机制检验

(三)异质性分析

批次顺序、要素禀赋、地理区位以及历史人文等因素可能是影响自贸区推动经济高质量发展效果的重要因素，本文进一步根据自贸区设立批次、区位条件和地理环境的不同展开异质性讨论。

1.不同设立批次的自贸区异质性分析。下页表6报告的是基于不同时段的自贸区成立对经济高质量发展的异质性影响效应，列(1)～列(3)分别报告了样本考察期间三个批次自贸区设立的政策效应。第一批设立自贸区对经济高质量发展影响的系数(0.1900)在1%的显著性水平下显著为正，第二批和第三批自贸区设立的系数(0.0884)、(0.0716)在10%的显著性水平下显著为正。不同批次的自贸区设立对经济高质量发展均存在显著正向促进作用，但表现出典型的非均衡特征，越早设立的自贸区牵引经济高质量发展的作用越强，而越晚设立的自贸区对经济高质量发展正向引致作用越弱。

2.其他异质性分析。除对不同批次自贸区进行异质性检验之外，本研究进一步根据区位条件和地理环境将样本划为南北区域、沿海内陆地区展开异质性分析。估计结果得出南北自贸区均对经济高质量发展发挥了显著正向的促进效应，但南方自贸区设立的政策效应大于北方自贸区，这表明南方自贸区的设立对于区域经济高质量发展更具显著的政策效应。沿海型自贸区设立对经济高质量发展的驱动作用相较于内陆自贸区更为显著。区位条件引致的异质性表明，设立自贸区并非是“放之四海皆准”的政策良方，其建设不能急于求成和期望一蹴而就，各地应该结合自身自然禀赋、政策配套以及地理环境等因素综合考量，切忌在“攀比效应”的驱动下盲目申请和建设自贸区。(6)限于篇幅，具体数据结论未在正文报告，有兴趣的读者可向作者索取。

表6 不同批次下自贸区对经济高质量发展影响效应估计结果

(四)稳健性检验

1.平行趋势检验。保证实验组和控制组接受政策干预之前变动趋势的一致性是双重差分法适用的重要先决条件，换言之实验组和控制组随着时间窗口移动不产生系统性差异，即满足平行趋势假设。为此，本文进行平行趋势检验，以观测政策实施前实验组和控制组的发展趋势是否存在明显的系统性差别。可以看出，在自贸区设立(2014年)前期间，处理组和对照组的城市经济高质量发展指数并未发生显著的系统性差别，但在自贸区设立(2014年)后，处理组的城市经济高质量发展指数逐年上升，说明自贸区的设立有助于实现城市经济高质量发展，进而证明本文平行趋势假定得到满足。(7)限于篇幅，具体数据结论未在正文报告，有兴趣的读者可向作者索取。

2.其他稳健性检验。为使本文的估计结果更加稳健可靠，我们进行了安慰剂检验和倍差法的稳健性检验。其检验结果进一步证明了本文的估计结果是稳健可靠的。(8)限于篇幅，具体检验数据未在正文报告，如有需要可向作者索取。

五、结论与政策启示

基于研究事实，本文给出的政策取向和政策含义是鲜明的。第一，自贸区设立显著促进了城市经济高质量发展，那么形成一个自贸区设立牵引经济高质量发展的综合评估框架是十分必要的。我国实行的自贸区改革试验及制度创新对经济高质量发展的促进效应已初步呈现，应适时总结提炼现有自贸区深化改革和扩大开放的理论成果和实践经验，在充分考虑适用边界、被推广地区或城市要素禀赋条件及国家宏观经济发展阶段等因素的基础上，积极向全国其他非自贸区城市及新设立自贸区推广，以期在更大区域范围内促进地区或城市经济的高质量发展。

第二，资源配置效率提升离不开市场和行政手段的协同，要通过合理的制度安排强化市场竞争机制，从资源配置层面拉动区域经济高质量发展。市场手段可以有效矫正资源错配，而市场分割现象的改善则需要在竞争机制框架下辅之以政策调节。自贸区设立对资源错配和市场分割均发挥了调节改善效应，这表明自贸区的政策设计者要继续在市场配置与政府调控的边界上寻求最优政策组合，更大程度发挥自贸区设立运行对城市经济高质量发展的正向协同促进作用。

第三，不同区域自贸区设立对城市经济高质量发展的影响具有异质性，且自贸区设立时间越早，政策效应越明显。本文的研究表明，各城市在推进自贸区改革试验和制度创新的同时，应深入结合自身发展特点和优势条件，顺势而行、尽力而为，在借鉴其他自贸区城市发展经验的同时规划好具有自身鲜明特点的自贸区发展战略，避免同质化自贸区间的恶性竞争，实现我国各区域在高质量发展进程下的良性互动和协同增长，支持有条件的由自由贸易试验区向更高开放水平的自由贸易港发展，主动融入全球经济竞争发展格局，进而推动我国宏观经济发展动能和治理效能的统筹发展。