劉秉鐮 邊楊

摘要：自貿(mào)區(qū)作為我國經(jīng)濟升級的聚焦點，對促進區(qū)域協(xié)同開放、推動全面開放新格局的形成具有重大作用。以要素流動為切入點，引入邊界變量模擬地方行政管理及機制體制障礙對于要素流動的約束，分析自貿(mào)區(qū)設(shè)立促進區(qū)域協(xié)同開放的機理，并使用雙重差分法進行實證檢驗。以京津冀為例的計量結(jié)果顯示，京津冀存在邊界效應(yīng)，邊界效應(yīng)年均下降0.2%～0.3%，自貿(mào)區(qū)設(shè)立可使京津冀邊界效應(yīng)下降速度加快0.3個百分點左右，有利于降低區(qū)域要素流動阻力，提高區(qū)域協(xié)同開放水平。

關(guān)鍵詞：自貿(mào)區(qū);協(xié)同開放;邊界效應(yīng);雙重差分法

中圖分類號：G122? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1007-2101（2019）01-0090-12

一、引言

我國改革開放的40年是不斷融入全球化的40年。伴隨著國際分工體系的演化，我國的開放大體歷經(jīng)以沿海開放為重點的探索性開放階段（20世紀八九十年代）、全方位對外開放格局的形成階段（21世紀初期）和全面開放格局的升級階段（2008年金融危機以來）三個階段。從最初的嘗試性打開國門到成為全球制造中心，改革開放極大地釋放了制度紅利、人口紅利和全球化紅利。但金融危機爆發(fā)以來國際經(jīng)濟環(huán)境發(fā)生重大變化，全球固有分工體系受到?jīng)_擊，這對我國融入全球化提出了更高要求。我國需要在全球經(jīng)濟中重新定位，在繼續(xù)發(fā)揮全球制造中心作用的同時，逐步扮演全球市場大國的角色（劉鶴，2013）。為此，十九大報告指出中國特色社會主義新時代要以“一帶一路”建設(shè)為重點，堅持引進來和走出去并重，遵循共商共建共享原則，加強創(chuàng)新能力開放合作，形成陸海內(nèi)外聯(lián)動、東西雙向互濟的開放格局。全面開放的新格局，不僅要求提高外向型經(jīng)濟發(fā)展水平，也要求提升外向型經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，更要求打開國內(nèi)區(qū)域合作局面，促成區(qū)域協(xié)同開放。自貿(mào)試驗區(qū)（以下簡稱為“自貿(mào)區(qū)”）是當(dāng)前我國高水準的開放制度試驗，未來將擁有更大的改革自主權(quán)，其設(shè)立對促進區(qū)域協(xié)同開放、推動全面開放新格局的形成具有重大作用。筆者圍繞自貿(mào)區(qū)設(shè)立影響區(qū)域協(xié)同開放水平這一問題展開，以京津冀為例，研究主要包括兩個方面。一是測度區(qū)域協(xié)同開放水平及其變化趨勢，二是探討自貿(mào)區(qū)設(shè)立促進區(qū)域協(xié)同開放的機理。

針對研究內(nèi)容一，筆者借鑒劉秉鐮（2017）提出的區(qū)域協(xié)同開放概念，即區(qū)域協(xié)同開放是指區(qū)域內(nèi)部或不同區(qū)域之間，以調(diào)整優(yōu)化區(qū)域生產(chǎn)力布局為導(dǎo)向，通過區(qū)域深度合作與協(xié)同發(fā)展，破除行政管理和體制機制障礙，推動要素資源跨區(qū)域自由流動，構(gòu)建統(tǒng)一開放的區(qū)域市場體系，進而更好地參與全球價值鏈分工，提升區(qū)域整體外向型經(jīng)濟發(fā)展水平。從學(xué)術(shù)角度對區(qū)域協(xié)同開放進行內(nèi)涵界定，從這一內(nèi)涵出發(fā)衡量區(qū)域協(xié)同開放水平需要對區(qū)域要素流動程度、區(qū)域外向型經(jīng)濟發(fā)展水平進行測算。這不同于國際上大多數(shù)國家在國內(nèi)區(qū)際貿(mào)易開展相對成熟后實行對外開放的發(fā)展戰(zhàn)略，我國各地在國內(nèi)區(qū)際存在大量貿(mào)易壁壘時就積極對外開放（葉勁松等，2003），這一發(fā)展路徑使得我國在推動對外貿(mào)易方面取得巨大成就，但國內(nèi)市場分割壁壘嚴重，國內(nèi)市場一體化方面做得不成功，難以充分發(fā)揮大國經(jīng)濟所擁有的獨特優(yōu)勢（Poncet，2003;葉勁松等，2003）。國內(nèi)市場分割阻礙了要素的空間自由流動和合理有效配置，與新時期我國深化完善市場經(jīng)濟體制改革、發(fā)揮市場在資源配置中決定性作用的發(fā)展要求相悖。為此，破除行政管理和體制機制障礙，構(gòu)建統(tǒng)一開放的區(qū)域市場體系迫在眉睫，這也是我國更好參與全球價值鏈分工，提升區(qū)域整體外向型經(jīng)濟發(fā)展水平的前提（劉秉鐮，2017）。并且，陸銘等（2009）經(jīng)實證發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟開放程度強的省份，其地方政府為實現(xiàn)國際市場所帶來的規(guī)模效應(yīng)會主動放棄國內(nèi)市場的規(guī)模效應(yīng)，致使市場分割加劇。如若同時測度區(qū)域要素流動程度、區(qū)域外向型經(jīng)濟發(fā)展水平兩項指標來綜合反映區(qū)域協(xié)同開放水平會出現(xiàn)較大偏誤。并且，當(dāng)前區(qū)域行政壁壘造成的國內(nèi)市場分割下的要素流動不自由是我國構(gòu)筑全面開放新格局的短板，也是區(qū)域外向型經(jīng)濟發(fā)展水平進一步提高的瓶頸。特別是北京市、天津市外向型經(jīng)濟十分發(fā)達，京津冀地區(qū)整體市場分割程度雖呈收斂趨勢，但依然存在（江曼琦等，2015）。針對這樣的地區(qū)，以區(qū)域要素流動程度單一指標反映區(qū)域協(xié)同開放水平更為適宜。

針對研究內(nèi)容二，自貿(mào)區(qū)肩負著我國在新時期加快政府職能轉(zhuǎn)變、積極探索管理模式創(chuàng)新、促進貿(mào)易和投資便利化，為全面深化改革和擴大開放探索新途徑、積累新經(jīng)驗的重要使命①，其設(shè)立有助于破除區(qū)域行政壁壘，優(yōu)化區(qū)域開放環(huán)境。自貿(mào)區(qū)既觸及當(dāng)前全面深化改革中最敏感、最核心和最艱難的問題，如行政管理體制改革等，又涵蓋具有國際前沿視野的創(chuàng)新議程，如發(fā)展離岸金融業(yè)務(wù)等（盛斌，2015）。從自貿(mào)區(qū)的區(qū)域服務(wù)屬性看，其政策任務(wù)是以優(yōu)化營商環(huán)境和經(jīng)驗復(fù)制推廣為目的和結(jié)果的。圍繞自貿(mào)區(qū)政府職能轉(zhuǎn)變、貿(mào)易便利化、投資便利化、金融自由化等基本任務(wù)，精簡辦事流程、負面清單、通關(guān)一體化等系列改革措施的推進實施，一方面使得本土營商環(huán)境得以優(yōu)化，另一方面形成可復(fù)制可推廣的成功經(jīng)驗。營商環(huán)境的優(yōu)化使得開放的理念扎根本土并向區(qū)域輻射，產(chǎn)生擴散效應(yīng);經(jīng)驗復(fù)制推廣促使區(qū)域內(nèi)各級政府機構(gòu)積極效仿并創(chuàng)新性推行行政機制體制改革，產(chǎn)生學(xué)習(xí)效應(yīng)。兩種效應(yīng)疊加作用下有助于破除區(qū)域行政壁壘，促成區(qū)域協(xié)同開放和發(fā)展。本文使用雙重差分法進一步實證檢驗自貿(mào)區(qū)設(shè)立與區(qū)域協(xié)同開放的因果關(guān)系。

二、文獻綜述

交易成本的存在阻礙區(qū)域要素流動。從表面上看，由于要素的趨利性特征，各種要素向回報率高的地區(qū)或部門轉(zhuǎn)移，這在區(qū)內(nèi)表現(xiàn)為資源的重新配置過程，在區(qū)際表現(xiàn)為經(jīng)濟發(fā)展水平較高地區(qū)生產(chǎn)要素的聚集過程;從更深層次上看，要素的區(qū)域流動與產(chǎn)品的區(qū)域流動密切相關(guān)，受到產(chǎn)品異質(zhì)性、同質(zhì)產(chǎn)品價格差異等影響。交易成本是區(qū)域要素流動的阻力，它是距離的增函數(shù)，除去單純的地理距離產(chǎn)生的運輸成本②，制度層面上，因地區(qū)間不同的地方性法規(guī)、地方性保護政策等導(dǎo)致的成本也會通過影響交易成本而阻礙要素流動。

邊界變量可對制度層面的交易成本進行模型化處理，測算邊界效應(yīng)比測算市場分割指數(shù)更能反映影響市場一體化的制度問題。所謂“邊界”，是指在邊界內(nèi)存在行政管理的一致性、政策的一致性和自然條件的相似性（黃新飛等，2013），而邊界的存在像一堵無形的高墻，阻礙要素跨區(qū)域的高效流動，從而對跨邊界的社會、經(jīng)濟行為產(chǎn)生影響（王成龍等，2016）。邊界變量是由McCallum（1995）率先引入到貿(mào)易引力模型中分析跨區(qū)域的貿(mào)易關(guān)系。隨后，Poncet（2003）使用“邊界效應(yīng)”方法，研究了中國各省國際和國內(nèi)市場一體化，認為我國的國內(nèi)市場分割壁壘相對于國際貿(mào)易壁壘更為嚴重。Evans（2003）指出，區(qū)域之間（含國家之間）的產(chǎn)品同質(zhì)性、區(qū)域間貿(mào)易管制（如關(guān)稅或地方保護）是邊界效應(yīng)產(chǎn)生的主要原因。趙永亮（2012）、王成龍等（2016）指出我國的邊界效應(yīng)產(chǎn)生的重要因素是行政壟斷、財政分權(quán)等行政要素。范劍勇等（2011）認為相較于區(qū)域之間產(chǎn)品同質(zhì)性，地方保護是構(gòu)成我國邊界效應(yīng)的主要份額。眾所周知，我國省份間、城市間普遍存在市場分割，市場分割指數(shù)是描述市場分割程度的常用方法（桂琦寒等，2006;陸銘等，2009;江曼琦等，2015;付強，2017）。市場分割包括被動型市場分割和主動型市場分割，前者指由自然壁壘導(dǎo)致的市場分割（主要指地理距離），后者指由地方政府主導(dǎo)實施的市場分割（主要指地方保護行為）。但單純測算市場分割指數(shù)無法識別出兩種類型市場分割的比重以及變化趨勢。與之相比，邊界效應(yīng)可以將地方行政管理及機制體制障礙對于要素流動的約束這一主動型市場分割問題進行更好模擬。

現(xiàn)有文獻研究自貿(mào)區(qū)的政策影響主要圍繞經(jīng)濟效應(yīng)展開，涉及如下三個問題：第一，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的影響，陳林等（2014）認為建立并推廣自由貿(mào)易區(qū)，放松壁壘，可能會帶來“轉(zhuǎn)移支付”“擴大內(nèi)需”“價格平抑”以及“國產(chǎn)化”等積極政策效應(yīng);晁鋼令等（2013）、陳琪等（2014）、楊向東（2014）、譚娜等（2015）、王利輝等（2017）認為上海自貿(mào)區(qū)對上海市經(jīng)濟有顯著促進作用，促進機制體現(xiàn)在自貿(mào)區(qū)內(nèi)資源配置效率提升、“負面清單”等政策工具降低交易成本、政府職能的改革和精簡釋放政策紅利等方面，上海自貿(mào)區(qū)建設(shè)對上海市人均GDP、固定資產(chǎn)投資、工業(yè)增加值及進出口總額等均具有顯著正向影響;劉秉鐮等（2018）進一步將分析擴大到四大自貿(mào)區(qū)③，指出四大自貿(mào)區(qū)設(shè)立均對各城市經(jīng)濟運行產(chǎn)生不同程度的顯著正向影響。第二，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對區(qū)域投資和貿(mào)易便利化發(fā)展的影響，陳愛貞等（2014）、陳霜華等（2014）指出上海自貿(mào)區(qū)有助于推動區(qū)內(nèi)服務(wù)貿(mào)易自由化進程。第三，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對產(chǎn)業(yè)集聚的影響，黃玖立等（2013）認為設(shè)立經(jīng)濟特區(qū)（含自貿(mào)區(qū)）的城市在契約密集型行業(yè)發(fā)展上具有比較優(yōu)勢;魏丹等（2015）認為自貿(mào)區(qū)會產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)區(qū)位轉(zhuǎn)移效應(yīng)，上海自貿(mào)區(qū)建立會引發(fā)產(chǎn)業(yè)從國內(nèi)外未實行自由貿(mào)易區(qū)的地區(qū)向上海自貿(mào)區(qū)轉(zhuǎn)移，其程度取決于各地經(jīng)濟規(guī)模和貿(mào)易自由度。

定量研究自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟影響主要通過自然實驗、反事實估計等方法。譚娜等（2015），項后軍、何康（2016），王利輝、劉志紅（2017）均運用反事實政策效應(yīng)評估法、雙重差分模型、合成控制法等對上海自貿(mào)區(qū)成立與人均GDP、固定資產(chǎn)投資、工業(yè)增加值及進出口總額等進行了因果關(guān)系檢驗，認為自貿(mào)區(qū)設(shè)立具有正向的經(jīng)濟效應(yīng)。劉秉鐮等（2018）進一步將分析擴大到四大自貿(mào)區(qū)，使用合成控制法分析得出四大自貿(mào)區(qū)設(shè)立對各城市經(jīng)濟作用效果不同但均顯著為正的結(jié)論。

綜上所述，現(xiàn)有研究存在如下不足：（1）研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立的影響重經(jīng)濟效應(yīng)輕改革效應(yīng)。自貿(mào)區(qū)不同于一般的經(jīng)濟特區(qū)，其影響效應(yīng)不僅限于經(jīng)濟效應(yīng)層面更應(yīng)涉及改革效應(yīng)。（2）邊界虛擬變量的設(shè)置問題存在爭議。雖然邊界效應(yīng)是較好的模擬區(qū)域間制度性壁壘的工具，但其測度存在較大爭議，特別是邊界虛擬變量設(shè)置的不同會影響研究結(jié)論。（3）自然實驗方法劃分實驗組和控制組不夠科學(xué)。在使用DID方法檢驗因果關(guān)系時，最關(guān)鍵的是劃分實驗組和控制組。設(shè)立自貿(mào)區(qū)不是一項單純的隨機實驗或自然實驗，實驗組和控制組選擇不合理會使模型結(jié)果失信，這在現(xiàn)有文獻中基本達成共識，但并未給出可行的解決方案。

基于此，筆者以京津冀為例作出如下嘗試：（1）在研究視角上，從改革角度入手，研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對區(qū)域協(xié)同開放的影響。成熟的自由貿(mào)易區(qū)需具備如下特征：第一，人員、資本、貨物、服務(wù)進出自由。第二，依托大城市或城市群及外向型產(chǎn)業(yè)集群而發(fā)展。第三，營商環(huán)境優(yōu)越，管理機構(gòu)高效權(quán)威。其設(shè)立可縮短國家之間邊界，降低交易成本，促成國家間市場一體化發(fā)展（Krugman，1993;Venables，2003）。相較于國際通行的自由貿(mào)易區(qū)，我國的自貿(mào)區(qū)內(nèi)涵更為豐富。除試驗國際規(guī)則外，我國自貿(mào)區(qū)還肩負著新時期加快政府職能轉(zhuǎn)變、積極探索管理模式創(chuàng)新、促進貿(mào)易和投資便利化，為全面深化改革和擴大開放探索新途徑、積累新經(jīng)驗的重要使命。自貿(mào)區(qū)通過建立符合國際規(guī)范和治理要求的跨境投資與貿(mào)易規(guī)則體系，利用全球新格局新規(guī)則倒逼中國經(jīng)濟體制改革，著力解決長期以來存在的市場體系不完善、政府干預(yù)過多和監(jiān)管不到位等問題，有助于推動我國全面深化市場經(jīng)濟制度的改革步伐;通過先行先試機制形成政府職能轉(zhuǎn)變、投資和貿(mào)易便利化、金融自由化等經(jīng)驗，并率先在區(qū)域內(nèi)復(fù)制推廣，有助于服務(wù)區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略。自貿(mào)區(qū)建設(shè)的推進，對于優(yōu)化區(qū)域營商環(huán)境，縮短區(qū)際、城際邊界，降低交易成本，促成區(qū)域市場一體化發(fā)展等具有重大的改革意義。（2）在研究方法上，設(shè)置兩種邊界虛擬變量?，F(xiàn)有文獻一般參考行政邊界設(shè)置邊界虛擬變量。筆者認同這一觀點，并在此基礎(chǔ)上增加參考城市間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度設(shè)置邊界變量，提供穩(wěn)健性檢驗依據(jù)。研究指出，地區(qū)行政壟斷會促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同（于良春等，2008），并且在產(chǎn)業(yè)同構(gòu)程度較高的地區(qū)之間確實存在著阻礙市場競爭正常進行的持續(xù)市場分割（付強，2017），城市間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度可作為識別邊界效應(yīng)的方法。在使用雙重差分法時，利用多維數(shù)據(jù)劃分實驗組和控制組。一方面使用城市間面板數(shù)據(jù)將同一城市群內(nèi)含自貿(mào)區(qū)的城市組合作為實驗組，其他城市組合作為控制組;另一方面使用城市群面板數(shù)據(jù)將含自貿(mào)區(qū)的城市群作為實驗組，其他城市群作為控制組。通過多維數(shù)據(jù)分析同一問題，比較不同實驗組和控制組設(shè)置方案下的計量結(jié)果，提高研究的可信度。

三、理論框架

一價定律是指假定其他條件不變，在有效的市場下，任何同質(zhì)商品的價值應(yīng)該等同?？紤]到地區(qū)之間存在交易成本，從一價定律出發(fā)，地區(qū)間貿(mào)易將持續(xù)進行，直至兩地間同質(zhì)商品價格差異小于其交易成本。假設(shè)有兩個地區(qū)i和j，Pin為地區(qū)i的商品n的價格，Pjn為地區(qū)j的商品n的價格，Lnij表示地區(qū)i和j的商品n的相對價格，Lnij=Pin/Pjn。Tnij表示商品n在地區(qū)i和j之間的交易成本，Tnij受地區(qū)i和j之間的距離以及地方保護等行政障礙影響。借鑒Engel（1996）、Parsley（2001）、黃新飛（2013）等人的處理方法，筆者作如下推導(dǎo)。

公式（5）中，β1表示距離所帶來的價格波動的上升數(shù)值，β2表示跨邊界所帶來的價格波動的上升數(shù)值。被解釋變量σ（lnijt）表示時刻t商品n在地區(qū)i和j之間的價差波動情況，傳統(tǒng)理論解釋價格波動的成因主要有需求推動型、成本推動型、結(jié)構(gòu)型通脹、輸入型通脹四種機制（高波等，2016）。從需求理論出發(fā)，城市化水平、GDP水平是導(dǎo)致價格波動的關(guān)鍵（李衛(wèi)林，2012）;從成本理論出發(fā)，工資上漲是現(xiàn)階段導(dǎo)致我國通脹的重要成因（范志勇，2008;彭方平等，2012）。為此，筆者將地區(qū)間的城市化水平差距、GDP水平差距和工資水平差距納入到分析框架中，以進一步識別城市個體差異，并對估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。

在Engel（1996）和Parsley（2001）的分析框架中，被解釋變量同時包括σ（lnijt）和σ（？駐lnijt）σ（？駐lniit）兩個指標，σ（？駐lnijt）表示時刻t商品n在地區(qū)i和j之間的價差一階差分的波動情況。考慮到我國統(tǒng)計年鑒并未統(tǒng)計商品的絕對價格，只統(tǒng)計體現(xiàn)為物價指數(shù)的相對價格變化情況，為此，筆者選取σ（？駐lnijt）作為被解釋變量，推導(dǎo)邏輯不變。公式（5）和公式（6）進一步寫為：

系數(shù)β3代表城市組合的相對價格差異的波動隨時間的變動趨勢，交叉項t×ln（Dij）的系數(shù)β4代表距離變量隨時間的變化情況，交叉項t×Borij的系數(shù)β5代表邊界變量隨時間的變化情況。

本文以邊界效應(yīng)反映區(qū)域協(xié)同開放水平，模型（7）和模型（8）用于測算區(qū)域內(nèi)邊界效應(yīng)水平，其中模型（7）主要用于驗證加入控制變量后估計結(jié)果的穩(wěn)健性;模型（9）用于考察區(qū)域內(nèi)邊界效應(yīng)隨時間的變化趨勢。大量文獻指出我國區(qū)域間一體化程度在加強，本文依據(jù)這一研究觀點，模型（9）中估計參數(shù)β5若顯著為負值，則證實邊界效應(yīng)確實隨時間下降。邊界效應(yīng)下降證實區(qū)域協(xié)同開放水平提升。

為識別自貿(mào)區(qū)設(shè)立對區(qū)域協(xié)同開放的影響，需將自貿(mào)區(qū)設(shè)立這一事件設(shè)置為政策虛擬變量，定量研究政策虛擬變量與邊界效應(yīng)之間的關(guān)系?？紤]到本文是通過模型估計得到的邊界效應(yīng)，并且學(xué)術(shù)界關(guān)于邊界效應(yīng)的測度、大小尚存在較大分歧和爭議（黃新飛，2013）。因此，本文延續(xù)使用一價定律模型，在公式（9）的基礎(chǔ)上加入政策虛擬變量。

分組虛擬變量反映的是實驗組與控制組本身的差異，時間虛擬變量反映的是實驗前后兩期本身的差異，互動項反映的是政策效應(yīng)。估計系數(shù)β6可反映在設(shè)立自貿(mào)區(qū)對于區(qū)域價格波動的標準差的影響。若β6為負，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立有助于降低區(qū)域價格波動的標準差，促成區(qū)域市場一體化發(fā)展。比較加入虛擬變量前后估計系數(shù)β5的動態(tài)變化，可以識別自貿(mào)區(qū)設(shè)立這一政策事件對區(qū)域邊界效應(yīng)的影響。若加入政策虛擬變量之后β5明顯下降，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立可加快邊界效應(yīng)下降速度，有助于提升區(qū)域協(xié)同開放水平。

四、京津冀邊界效應(yīng)及其變化趨勢測度

依據(jù)行政區(qū)劃和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度分別定義邊界虛擬變量，并通過一價定律法測度京津冀邊界效應(yīng)的大小及變化趨勢。京津冀地區(qū)的研究尺度細化到13個地級市及以上城市④。研究周期設(shè)定為2003—2016年。

（一）模型選擇與變量說明

選取一價定律法測算京津冀邊界效應(yīng)，依據(jù)文中推導(dǎo)的公式（7）：

其中，σ（lnijt）為京津冀地區(qū)兩兩城市間的第n種商品的相對價格一階差分的標準差，Dij為京津冀地區(qū)兩兩城市間的地理距離，Borij為京津冀地區(qū)兩兩城市間邊界虛擬變量，若城市間存在邊界效應(yīng)取1，否則取0。按文中推導(dǎo)，京津冀邊界效應(yīng)受β2和β2兩個指數(shù)共同影響。為測度這一邊界效應(yīng)，需要設(shè)置邊界虛擬變量測算京津冀兩兩城市間價格波動情況及京津冀兩兩城市間地理距離。

1. 京津冀兩兩城市間邊界虛擬變量設(shè)置。從兩個角度出發(fā)設(shè)置邊界虛擬變量。第一是參考行政邊界設(shè)置邊界虛擬變量Borij1。將北京市、天津市和河北省交叉城市的邊界虛擬變量設(shè)為1，其他的城市組合虛擬變量設(shè)為0，即假定河北省內(nèi)城市間不存在邊界效應(yīng)。第二是參考城市間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度設(shè)置邊界虛擬變量Borij2。將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度高的城市組合的邊界虛擬變量設(shè)為1，其他的城市組合虛擬變量設(shè)為0。

Borij1=1，北京市、天津市和河北省交叉城市0，河北省內(nèi)城市（11）

公式（11）中，Sij代表京津冀地區(qū)城市i和j的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)，Sij代表京津冀地區(qū)所有城市組合的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)的平均數(shù)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似系數(shù)測算公式為：Sij=，n代表工業(yè)行業(yè)數(shù)，Xik代表城市i第k行業(yè)就業(yè)人數(shù)占整個工業(yè)就業(yè)人數(shù)的比重，Xjk代表城市j第k行業(yè)就業(yè)人數(shù)占整個工業(yè)就業(yè)人數(shù)的比重，數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》（2004—2017）。

2. 京津冀兩兩城市間價格波動測算。借鑒黃新飛（2013）、江曼琦等（2015）的處理方法來測算京津冀兩兩城市間價格波動情況。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、《河北省經(jīng)濟年鑒》（2003—2017年）中的各市居民消費價格分類指數(shù)。統(tǒng)計的商品類型包括食品、煙酒及用品、衣著、家庭設(shè)備用品及維修服務(wù)、醫(yī)療保健和個人用品、交通和通訊、娛樂教育文化用品及服務(wù)和居住等8類。缺失數(shù)據(jù)使用插值法補充。測算得到（13×12）×14的面板結(jié)果，其中13代表京津冀13個城市，13×12代表京津冀兩兩城市組合數(shù)，×（13×12）代表剔除重復(fù)項之后的京津冀兩兩城市組合數(shù)，14代表2003—2016年的14期時間序列數(shù)據(jù)。結(jié)果顯示：（1）京津冀各城市相對價格波動均呈現(xiàn)下降趨勢。2016年京津冀地區(qū)平均相對價格波動標準差較2003年下降超50%，雖然個別年份存在指數(shù)上揚情況（如2010年），但整體呈下降趨勢，表明京津冀地區(qū)市場一體化程度在加強。（2）京津冀各城市相對價格波動存在差異。其中，天津市價格波動最大，超出京津冀地區(qū)均值18%左右，表明天津市與京津冀其他城市間市場分割嚴重。（3）天津與京津冀各城市間相對價格波動呈下降趨勢。2016年指數(shù)數(shù)值比2003年下降70%，表明天津市在積極推進與其他城市的市場一體化，并取得一定成效。（4）除與北京市外，天津市與區(qū)域內(nèi)相鄰城市組合的一體化水平普遍較與不相鄰城市組合要差，表明天津市存在較強的地方市場保護。

3. 京津冀兩兩城市間地理距離。使用Arcgis軟件OD-MATRIX方法計算各城市中心的地理距離，城市中心點設(shè)置為市政府所在地。

（二）結(jié)果分析

本部分的實證包括三部分。第一是基于公式（7），分別使用Borij1和Borij2進行面板回歸，判斷京津冀地區(qū)是否存在邊界效應(yīng)，設(shè)置兩種邊界虛擬變量可供驗證模型穩(wěn)定性;第二是基于公式（8），將城市間的城市化水平差距、GDP水平差距和工資水平差距三個控制變量納入到分析框架中，識別城市個體差異，對公式（7）的估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗;第三是基于公式（9），在公式（7）的基礎(chǔ)上逐步加入時間趨勢變量t、時間趨勢變量與距離變量的交叉項以及時間趨勢變量與邊界變量的交叉項，分析京津冀地區(qū)邊界效應(yīng)的變化趨勢。變量的統(tǒng)計性描述見表1。

1. 京津冀地區(qū)邊界效應(yīng)估計。利用公式（7）在模型（1）中使用以行政邊界定義的邊界虛擬變量進行面板回歸，在模型（2）中使用以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度定義的邊界虛擬變量進行面板回歸。模型估計結(jié)果（見表2）顯示，距離與邊界變量的回歸系數(shù)β1和β2均通過顯著性檢驗，京津冀確實存在邊界效應(yīng)。行政邊界虛擬變量和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)邊界虛擬變量的設(shè)置均有效，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)邊界虛擬變量的引入進一步提高了模型的穩(wěn)健性和可信度。

2. 加入控制變量的京津冀地區(qū)邊界效應(yīng)估計。利用公式（8）在模型（1）的基礎(chǔ)上逐步加入城市間的城市化水平差距（lncsh）、GDP水平差距（lngdp）和工資水平差距（lngz）三個控制變量進行面板回歸。逐步加入控制變量進行回歸后，距離與邊界變量的回歸系數(shù)β1和β2均通過顯著性檢驗，且與模型（1）估算結(jié)果基本一致，進一步驗證了模型估計結(jié)果的穩(wěn)健性。加入控制變量后，模型的擬合優(yōu)度有所提高。

3. 京津冀地區(qū)邊界效應(yīng)變化趨勢。利用公式（9）在模型（1）和模型（2）的基礎(chǔ)上，逐步加入時間趨勢變量t、時間趨勢變量與距離的交叉項、時間趨勢變量與邊界變量的交叉項并進行面板回歸，模型估計結(jié)果（見表3）顯示模型（3）-（10）中時間趨勢變量的估計系數(shù)均為負，京津冀城市間價格波動的標準差隨時間收斂，京津冀地區(qū)市場一體化水平在加強。決定邊界效應(yīng)的距離變量與邊界變量的回歸系數(shù)β1和β2，在加入時間趨勢后，系數(shù)β2呈上升趨勢，系數(shù)β2呈下降趨勢，按Engel（1996）和Parsley（2001）的估算方法，邊界效應(yīng)均呈下降趨勢，下降速度為年均0.2%～0.3%，與黃新飛（2013）得出的國內(nèi)城市組合邊界效應(yīng)每年減少0.2%的結(jié)論基本一致。但這一水平低于美國、日本年均減少0.4%的水平（Parsley and Wei，2011）。

（三）穩(wěn)健性檢驗

設(shè)置兩種邊界變量及引入控制變量模擬后，估計結(jié)果偏誤在可接受范圍內(nèi)，證實模型設(shè)置合理，模型估計結(jié)果穩(wěn)健可信。

五、天津自貿(mào)區(qū)建設(shè)對區(qū)域協(xié)同開放的影響測度

本部分利用雙重差分法，通過設(shè)置政策虛擬變量，辨識天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立與京津冀邊界效應(yīng)下降加快是否存在因果關(guān)系。

（一）模型選擇與說明

分三步驗證天津自貿(mào)區(qū)建設(shè)與京津冀邊界效應(yīng)下降的因果關(guān)系。第一步，在公式（9）的基礎(chǔ)上進行分段回歸。將天津自貿(mào)區(qū)成立前（2003—2014年）作為階段一，成立后（2015—2016年）作為階段二。分別進行面板回歸后比較兩個階段的估計參數(shù)β5，若兩個階段β5均顯著為負且第二階段的β5較第一階段更低，則證實天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立這一政策事件發(fā)生前后，京津冀邊界效應(yīng)出現(xiàn)波動，且天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立后京津冀邊界效應(yīng)下降更快。

估計系數(shù)β6可反映設(shè)立自貿(mào)區(qū)對于城市群價格波動的標準差的影響。若β6為負，說明設(shè)立自貿(mào)區(qū)有助于降低城市群價格波動的標準差，促成區(qū)域市場一體化發(fā)展。比較加入虛擬變量前后估計系數(shù)β5的動態(tài)變化，可以識別設(shè)立自貿(mào)區(qū)這一政策事件對城市群邊界效應(yīng)的影響。

（二）結(jié)果分析

1. 京津冀城市面板數(shù)據(jù)分段回歸結(jié)果。利用公式（9），使用京津冀城市面板數(shù)據(jù)進行分段回歸，模型（11）和模型（12）分別使用2003—2014年、2015—2016年兩期數(shù)據(jù)，模型中的邊界變量是以行政邊界定義的邊界虛擬變量。

估計結(jié)果（見表4）顯示，模型（11）和模型（12）中參數(shù)β5的估計結(jié)果均顯著非負，且模型（12）的參數(shù)估計值絕對值更大。這表明2014年前后京津冀邊界效應(yīng)出現(xiàn)波動，2014年后邊界效應(yīng)下降速度加快。這一時點與天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立時點吻合，但不能說明是天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立引致的京津冀邊界效應(yīng)下降速度加快。

2. 以京津冀城市面板數(shù)據(jù)考察天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立的影響。利用公式（10），使用京津冀城市面板數(shù)據(jù)，比較加入虛擬變量前后的模型（9）和模型（13）的估計結(jié)果，模型中bor是以行政邊界定義的邊界虛擬變量，GD為分組虛擬變量和時間虛擬變量的互動項，可反映政策作用效果。

估計結(jié)果（見表5）顯示，將自貿(mào)區(qū)設(shè)立于天津市引致京津冀地區(qū)城市間價格波動的標準差下降0.79%，有助于促進區(qū)域市場一體化發(fā)展。加入政策虛擬變量后時間趨勢變量與邊界變量的交叉項的估計系數(shù)β_5進一步下降，邊界效應(yīng)由之前的年均下降0.3%提高到年均下降0.5%，將自貿(mào)區(qū)設(shè)立于天津市可使京津冀邊界效應(yīng)下降速度加快0.2個百分點左右。但通過計算京津冀城市間相對價格波動情況，天津市與各城市間的市場分割情況本身要比其他城市組合嚴重，虛擬變量的設(shè)置方法可能會產(chǎn)生估計偏誤。這一結(jié)果需要進一步討論。

3. 以城市群面板數(shù)據(jù)考察天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立的影響。構(gòu)建城市群面板數(shù)據(jù)，并利用公式（10），比較加入虛擬變量前后的模型（14）和模型（15）的估計結(jié)果。（1）城市群基本情況。截至目前，我國已形成長江三角洲城市群、珠江三角洲城市群、京津冀城市群、中原城市群、長江中游城市群、成渝城市群、哈長城市群、遼中南城市群、山東半島城市群、海峽西岸城市群、北部灣城市群、關(guān)中平原城市群、呼包鄂城市群等13個國家級城市群⑧。除哈長城市群、北部灣城市群、山東半島城市群、呼包鄂城市群這4個城市群外，其他9個城市群均已設(shè)立自貿(mào)區(qū)，長三角城市群設(shè)有兩個自貿(mào)區(qū)（見表6）。

鑒于研究的特殊性，選取北部灣城市群、成渝城市群、長江中游城市群、哈長城市群、關(guān)中平原城市群、中原城市群等6個城市群作為京津冀城市群的對照城市群。對照城市群的選擇規(guī)則有二，第一該城市群跨多省市，第二該城市群在2003-2016年這一時間段內(nèi)無自貿(mào)區(qū)。測算2003-2016年京津冀城市群及長江中游城市群等6個對照城市群的相對價格波動指數(shù)，結(jié)果如圖1所示。

圖1顯示，全樣本期內(nèi)各城市群相對價格波動情況基本一致，2006年、2008年、2011年、2013年出現(xiàn)波谷，2007年、2009年、2012年出現(xiàn)波峰。多數(shù)年份下反映京津冀城市群相對價格波動指數(shù)的數(shù)值趨勢線位于其他城市群趨勢線的上方，表明京津冀地區(qū)市場分割情況較其他城市群嚴重;隨時間推移京津冀趨勢線有下滑態(tài)勢，表明京津冀地區(qū)市場一體化程度在加強。特別是在天津自貿(mào)區(qū)成立后（2015—2016年），京津冀相對價格波動指數(shù)明顯出現(xiàn)下降，且不同于其他城市群指數(shù)出現(xiàn)微升的態(tài)勢。從簡單的數(shù)學(xué)邏輯上可判斷自貿(mào)區(qū)設(shè)立有助于促進區(qū)域市場一體化發(fā)展，下一步將通過模型進行檢驗。（2）回歸結(jié)果。利用公式（10），使用城市群面板數(shù)據(jù)，比較加入虛擬變量前后的模型（14）和模型（15）的估計結(jié)果，模型中bor是以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度定義的邊界虛擬變量⑨，GD為分組虛擬變量和時間虛擬變量的互動項，可反映政策作用效果（見表7）。估計結(jié)果顯示，設(shè)立自貿(mào)區(qū)可引致城市群價格波動的標準差下降0.72%，促成區(qū)域市場一體化發(fā)展。政策作用下，時間趨勢變量與邊界變量的交叉項的估計系數(shù)β5較政策實施前下降0.003，表明政策實施可使城市群的邊界效應(yīng)下降速度加快0.3個百分點左右。與上一步實證得到的將自貿(mào)區(qū)設(shè)立于天津市可使京津冀邊界效應(yīng)下降速度加快0.2個百分點左右的結(jié)論基本一致。實證結(jié)果證實天津自貿(mào)區(qū)建設(shè)可加快京津冀邊界效應(yīng)下降速度，有助于提升京津冀協(xié)同開放水平。

（三）平行趨勢檢驗

為提高模型結(jié)果的可信度，本文進行安慰劑檢驗，第二步實證未通過平行趨勢檢驗;在第三步實證中，一方面將天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立時間節(jié)點提前至2013年，重新設(shè)置虛擬變量，回歸結(jié)果不顯著，平行趨勢成立;另一方面將自貿(mào)區(qū)設(shè)立的城市群改為由PSM選出的北部灣城市群，重新設(shè)置虛擬變量，回歸結(jié)果不顯著，平行趨勢仍然成立。政策實施使京津冀邊界效應(yīng)下降速度加快0.3個百分點左右這一結(jié)果可信。

六、結(jié)論與啟示

中國自貿(mào)區(qū)是打造中國經(jīng)濟“升級版”的聚焦點，正如加入WTO可激發(fā)中國經(jīng)濟的活力，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立可促進中國市場經(jīng)濟大發(fā)展?，F(xiàn)今我國已形成“1+3+7”的自貿(mào)區(qū)格局，伴隨自貿(mào)區(qū)建設(shè)的推進，以政府簡政放權(quán)為標志的改革將進一步深化，政府與市場的關(guān)系將得到更好處理，這有助于區(qū)域行政壁壘的破除和區(qū)域開放環(huán)境的優(yōu)化，有助于降低區(qū)域要素流動障礙，進而促成區(qū)域協(xié)同開放。本文以京津冀為研究對象，理論推導(dǎo)并實證檢驗了天津自貿(mào)區(qū)建設(shè)與京津冀協(xié)同開放的因果關(guān)系，主要結(jié)論和政策啟示如下。

（一）主要結(jié)論

1. 針對外向型經(jīng)濟發(fā)展水平較高的區(qū)域，以區(qū)域要素流動程度反映區(qū)域協(xié)同開放水平更為適宜。區(qū)域協(xié)同開放內(nèi)涵包括區(qū)域要素流動程度加深、區(qū)域外向型經(jīng)濟發(fā)展水平提升兩方面。但，同時測度區(qū)域要素流動程度、區(qū)域外向型經(jīng)濟發(fā)展水平兩項指標來綜合反映區(qū)域協(xié)同開放水平會出現(xiàn)較大偏誤。特別是針對京津冀這樣外向型經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，以區(qū)域要素流動程度單一指標來反映區(qū)域協(xié)同開放水平更為適宜。

2. 制度層面的交易成本阻礙區(qū)域要素流動，可使用邊界變量進行模擬。相對于市場分割指數(shù)，邊界變量可以更好模擬地方行政管理及機制體制障礙約束要素流動這一主動型市場分割問題。但邊界虛擬變量設(shè)置的不同會影響研究結(jié)論。本文以京津冀為例，從一價定律法出發(fā)，參考行政邊界和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度設(shè)置兩種邊界虛擬變量，均通過顯著性檢驗。模型估計結(jié)果證實京津冀存在邊界效應(yīng)且邊界效應(yīng)呈下降趨勢，下降速度為年均0.2%～0.3%，京津冀區(qū)域協(xié)同開放水平在逐步加強。

3. 自貿(mào)區(qū)設(shè)立可加快邊界效應(yīng)下降速度，提升區(qū)域要素流動性，促進區(qū)域協(xié)同開放。以京津冀為例，天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立與京津冀邊界效應(yīng)下降存在因果關(guān)系。雙重差分法下天津自貿(mào)區(qū)設(shè)立可使京津冀邊界效應(yīng)下降速度加快0.3個百分點左右，有利于降低區(qū)域要素阻力，提高區(qū)域協(xié)同開放水平。

（二）政策啟示

1. 積極推進已有自貿(mào)區(qū)建設(shè)。利用自貿(mào)區(qū)的試驗功能，充分發(fā)揮其經(jīng)濟效應(yīng)和改革效應(yīng)，不斷優(yōu)化本土營商環(huán)境并在區(qū)域內(nèi)及全國范圍復(fù)制推廣成功經(jīng)驗，深化政府職能轉(zhuǎn)變，探索政府與市場關(guān)系的處理新方案，降低區(qū)域邊界效應(yīng)，減輕區(qū)域要素流動阻力，促成區(qū)域協(xié)同開放。

2. 合理推進新自貿(mào)區(qū)設(shè)立。自貿(mào)區(qū)設(shè)立對城市和區(qū)域發(fā)展大有裨益，但成熟的自貿(mào)區(qū)要依托于大城市群和外向型產(chǎn)業(yè)集群而發(fā)展，設(shè)立自貿(mào)區(qū)不可盲目跟風(fēng)，否則會使政策失效。考慮到我國區(qū)域發(fā)展的復(fù)雜性，建議在內(nèi)陸特別是“一帶一路”沿線已形成一定經(jīng)濟規(guī)模的城市群設(shè)立自貿(mào)區(qū)，促成我國全面開放新格局的形成。

3. 加強各自貿(mào)區(qū)的交流和聯(lián)系。各自貿(mào)區(qū)試驗內(nèi)容側(cè)重點不同，加強自貿(mào)區(qū)間交流和聯(lián)系，聚集各方力量，對重大改革任務(wù)集中攻堅、集成突破，有助于加快推進區(qū)域協(xié)同開放，打造立體全面、協(xié)同共興的開放格局。

注釋：

①引自《中國（上海）自由貿(mào)易試驗區(qū)總體方案》（2013）。

②本文所指的運輸成本采用薩繆爾遜的“冰山運輸成本”概念，即假定貿(mào)易成本是商品在始發(fā)地到目的地途中的損耗，參見：P.A.Samuelson，1952，1954，“The Transfer Problem and Transport Costs：I，The Terms of Trade When Impediments Are Absent，II，Analysis of Effects of Trade Impediments”，The Economic Journal，57，278-304;59，264-290。

③四大自貿(mào)區(qū)指上海自貿(mào)區(qū)、廣東自貿(mào)區(qū)、福建自貿(mào)區(qū)和天津自貿(mào)區(qū)。

④京津冀地區(qū)13個城市為（按首字拼音排序）：保定、北京、滄州、承德、邯鄲、衡水、廊坊、秦皇島、石家莊、唐山、天津、邢臺、張家口。

⑤城市群面板數(shù)據(jù)在結(jié)果分析部分加以說明。

⑥城市群內(nèi)部距離的測算采取Leamer（1997）提出的測算方法，測算公式為distrr=，其中area代表該區(qū)域的土地面積，城市群土地面積數(shù)據(jù)來源于國家發(fā)改委的相關(guān)文件。

⑦城市群邊界虛擬變量設(shè)置同上文Bori2，以城市群內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度為準判斷城市群內(nèi)部是否存在邊界效應(yīng)。

⑧資料來源：國家發(fā)改委官方網(wǎng)站。

⑨上文證實以行政區(qū)劃定義的邊界虛擬變量和以產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度定義的邊界虛擬變量均有效，考慮到選擇的城市群均跨多省市且經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境和水平存在較大差異，單純考慮行政區(qū)劃定義邊界虛擬變量會使結(jié)論經(jīng)濟內(nèi)涵降低，故本處以城市群內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相似度定義邊界虛擬變量。

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責(zé)任編輯：李金霞