劉一鳴 王藝明 劉志紅

一、引言

2013年以來(lái)，中國(guó)改革開(kāi)放的一個(gè)重要決策就是設(shè)立了上海、天津、福建、廣東等一系列自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)。自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立是中央政府做出的一項(xiàng)關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)改革、轉(zhuǎn)型、升級(jí)的國(guó)家戰(zhàn)略?！霸囼?yàn)”二字則體現(xiàn)了其發(fā)展意義，即不斷探索能夠促進(jìn)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)制度創(chuàng)新。自貿(mào)區(qū)作為以制度改革為核心的“國(guó)家試驗(yàn)田”，其意義不僅要推動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，更要通過(guò)先行先試的模式來(lái)探索可在全國(guó)范圍內(nèi)推廣和復(fù)制的經(jīng)驗(yàn)，以提高國(guó)家整體競(jìng)爭(zhēng)力。自貿(mào)區(qū)自成立以來(lái)，實(shí)施了一系列政策措施：在投資體制方面，變正面清單轉(zhuǎn)為負(fù)面清單，釋放了對(duì)外開(kāi)放的空間，提高了開(kāi)放度和透明度；在政府管理體制方面，變審核制為備案制，切斷了政府官員的“尋租之手”，提升了政府辦事效率；在跨境投融資方面，放松外匯管制，解除資金跨境流動(dòng)限制，探索投融資匯兌便利；在金融開(kāi)放方面，逐步推進(jìn)人民幣國(guó)際化進(jìn)程，拓展離岸金融業(yè)務(wù)，降低人民幣和外幣管制給企業(yè)帶來(lái)的不確定性等。

近幾年來(lái)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)改革措施的穩(wěn)步推進(jìn)，進(jìn)程不斷加快。那么設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)給地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)了多大的成效？這是值得探究的重要問(wèn)題，這個(gè)問(wèn)題的答案對(duì)于我國(guó)繼續(xù)推進(jìn)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)，以及在全國(guó)范圍內(nèi)推廣自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)經(jīng)驗(yàn)有重要意義。本文的研究目的在于對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估。在研究方法上主要是改進(jìn)了Hsiao et al.提出的基于面板數(shù)據(jù)的政策效應(yīng)評(píng)估方法，同時(shí)將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)上海的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，以及對(duì)其他省市的外溢效應(yīng)估計(jì)出來(lái)。我們以上海自貿(mào)區(qū)為研究對(duì)象的原因有兩方面：(1)很多自貿(mào)區(qū)政策創(chuàng)新是在上海自貿(mào)區(qū)實(shí)施，然后再到其他自貿(mào)區(qū)或國(guó)內(nèi)其他地區(qū)復(fù)制推廣，因此以上海自貿(mào)區(qū)為研究對(duì)象能夠更好地衡量自貿(mào)區(qū)的政策效應(yīng)；(2)上海自貿(mào)區(qū)有很多政策是其他自貿(mào)區(qū)沒(méi)有的，例如自貿(mào)賬戶政策，該政策極大促進(jìn)了上海自貿(mào)區(qū)的金融改革創(chuàng)新，上海自貿(mào)區(qū)出臺(tái)的7批近200項(xiàng)金融創(chuàng)新案例很多都與自貿(mào)賬戶相關(guān)，而這項(xiàng)政策是其他自貿(mào)區(qū)沒(méi)有的。因此從這兩個(gè)角度出發(fā)，本文主要以上海自貿(mào)區(qū)為研究對(duì)象。

另一種政策效應(yīng)評(píng)估方法是非參數(shù)法，非參數(shù)法繞開(kāi)了嚴(yán)格的理論分析，相應(yīng)地減少了對(duì)數(shù)據(jù)的需求量，缺點(diǎn)是存在樣本自選擇等問(wèn)題，常用的方法有倍差法和斷點(diǎn)回歸法等。Hsiao et al.發(fā)展了一種基于面板數(shù)據(jù)的政策效應(yīng)評(píng)估方法，近年來(lái)該方法在政策效應(yīng)評(píng)估方面獲得了很多應(yīng)用，而且該方法可以克服樣本自選擇問(wèn)題，非常適合應(yīng)用于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)評(píng)估。然而，在對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策效應(yīng)的研究上，非參數(shù)法也面臨著一些困難，最大的問(wèn)題是政策效應(yīng)的外溢性。無(wú)論是倍差法、斷點(diǎn)回歸法還是Hsiao et al.方法，都必須假設(shè)控制組單位不受政策實(shí)施的影響。如果該假設(shè)不成立，我們通過(guò)對(duì)比控制組和處理組的表現(xiàn)，對(duì)政策效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估所得到的結(jié)果就是有偏倚的。然而如前文所述，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)顯然會(huì)通過(guò)上海與其他省市之間的經(jīng)濟(jì)往來(lái)在全國(guó)范圍內(nèi)溢出，因此以其他省市的整體經(jīng)濟(jì)或轄內(nèi)企業(yè)作為控制組進(jìn)行政策效應(yīng)評(píng)估會(huì)違反上述方法應(yīng)用的基本前提。

本文對(duì)Hsiao et al.方法的另一個(gè)貢獻(xiàn)是，在預(yù)測(cè)反事實(shí)時(shí)，Hsiao et al.采用AIC準(zhǔn)則選擇樣本內(nèi)預(yù)測(cè)最優(yōu)的單一方程進(jìn)行預(yù)測(cè)，而本文則采用模型平均(model averaging)方法，將多個(gè)模型預(yù)測(cè)結(jié)果的平均值作為反事實(shí)的預(yù)測(cè)值，這樣一方面充分利用了所有的樣本信息，另一方面可保證對(duì)反事實(shí)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

同時(shí)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策產(chǎn)生了三方面外溢效應(yīng)：(1)貿(mào)易替代效應(yīng)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在對(duì)外貿(mào)易方面的優(yōu)勢(shì)對(duì)東部沿海省市的對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了顯著的擠出或替代效應(yīng)；(2)正向外溢效應(yīng)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立創(chuàng)造了更多經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，促進(jìn)中部地區(qū)一些省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；(3)負(fù)向外溢效應(yīng)或虹吸效應(yīng)，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的優(yōu)惠政策吸引了西部地區(qū)一些省市的資源向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)匯集，對(duì)這些省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有不顯著的負(fù)向影響。

二、文獻(xiàn)述評(píng)

2013年以來(lái)我國(guó)新設(shè)立的自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)迅速成為學(xué)界研究的熱點(diǎn)。袁志剛介紹了上海自貿(mào)區(qū)發(fā)展面臨的各種問(wèn)題，并深入研究了政策如何推進(jìn)、產(chǎn)業(yè)如何布局、監(jiān)管如何更新等戰(zhàn)略問(wèn)題(4)袁志剛：《中國(guó)(上海)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)新戰(zhàn)略研究》，上海：格致出版社、上海人民出版社，2013年。。上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)的專家學(xué)者從政府職能轉(zhuǎn)變、企業(yè)境外投資、金融發(fā)展、法治建設(shè)、稅制創(chuàng)新等方面深入研究了上海自貿(mào)區(qū)的建設(shè)戰(zhàn)略、政策實(shí)施及實(shí)踐問(wèn)題(5)上海對(duì)外經(jīng)貿(mào)大學(xué)2011計(jì)劃辦公室、科研處：《2014年中國(guó)(上海)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)研究藍(lán)皮書》，上海：格林出版社、上海人民出版社，2014年。。陳霜華等將上海自貿(mào)區(qū)與其他國(guó)內(nèi)外自貿(mào)區(qū)進(jìn)行對(duì)比分析，指出了服務(wù)貿(mào)易存在的主要問(wèn)題及制約條件，提出提升服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的政策建議(6)陳霜華、陶凌云、黃菁：《上海自貿(mào)區(qū)背景下的服務(wù)貿(mào)易發(fā)展研究》，上海：復(fù)旦大學(xué)出版社，2014年。。陳文成則論述了上海自貿(mào)區(qū)的金融改革，不但對(duì)其進(jìn)行了階段性總結(jié)和前景展望，還結(jié)合金融理論與實(shí)踐提出相關(guān)建議(7)陳文成：《自由貿(mào)易賬戶論——中國(guó)(上海)自由貿(mào)易試驗(yàn)區(qū)金融改革的理論與實(shí)踐》，上海：格林出版社、上海人民出版社，2015年。。從現(xiàn)有關(guān)于自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的研究文獻(xiàn)來(lái)看，大部分是從制度創(chuàng)新角度對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)進(jìn)行總結(jié)，并提出進(jìn)一步改革建議，還沒(méi)有文獻(xiàn)對(duì)我國(guó)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證評(píng)估。

注意到Bai et al.和Du & Zhang都評(píng)估了房產(chǎn)稅試點(diǎn)的政策效應(yīng)，卻得到了不同結(jié)論，說(shuō)明模型選擇準(zhǔn)則對(duì)于政策評(píng)估的結(jié)果有較大影響。如果僅采用單一模型預(yù)測(cè)反事實(shí)，所得到結(jié)果可能誤差較大。而本文則采用模型平均方法，將多個(gè)模型預(yù)測(cè)結(jié)果的平均值作為反事實(shí)的預(yù)測(cè)值，一方面充分利用了所有的樣本信息，另一方面可得到穩(wěn)健的預(yù)測(cè)結(jié)果。

三、基于面板數(shù)據(jù)的政策效應(yīng)評(píng)估方法

(一)Hsiao et al.政策效應(yīng)評(píng)估方法

Hsiao et al.所發(fā)展的基于面板數(shù)據(jù)的政策效應(yīng)評(píng)估方法，其基本思路是利用橫截面單元之間的相關(guān)性構(gòu)建“反事實(shí)”的對(duì)照組樣本。所謂“反事實(shí)”是指，在其他條件不變的情況下，假設(shè)某個(gè)地區(qū)未實(shí)施某項(xiàng)政策時(shí)該地區(qū)的觀測(cè)值。Hsiao et al.假設(shè)，產(chǎn)生橫截面相關(guān)性的原因是存在某些無(wú)法觀測(cè)的共同因素，然而如果要直接界定共同影響因素，估計(jì)結(jié)果會(huì)存在較大誤差，因此Hsiao et al.應(yīng)用其他單位的變量值來(lái)構(gòu)造受政策影響單位的“反事實(shí)”值。該方法利用面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，不僅能提供政策實(shí)施地區(qū)在實(shí)施前后的表現(xiàn)，還可以和同時(shí)期沒(méi)有實(shí)施該政策的地區(qū)的表現(xiàn)作為對(duì)比，從而得到政策效應(yīng)，而且所提供的時(shí)間序列信息還能進(jìn)一步研究政策效應(yīng)的長(zhǎng)期表現(xiàn)，如是逐漸消失、趨于穩(wěn)定或是爆發(fā)式增長(zhǎng)等。

(1)

令yit的N×1階向量形式為yt=(y1t,...,yNt)′，其中N為本文研究的所有省和直轄市個(gè)數(shù)，有N=31。假設(shè)在T1期之前并未設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，則可觀測(cè)到的yt為：

(2)

假設(shè)在T1+1期時(shí)，第1個(gè)地區(qū)開(kāi)始設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)。注意到在本文研究期間，僅有上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在2013年9月29日正式掛牌成立，因此第1個(gè)地區(qū)即為上海，而T1為2013Q3，在T1期及T1期之前d1t為0，而T1期之后(即2013Q4以后)d1t為1。則有：

(3)

在本研究的樣本期間，2006Q1到2015Q1，其他N-1個(gè)地區(qū)并未設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)，則有：

(4)

(5)

(6)

(7)

(二)對(duì)政策效應(yīng)外溢的檢驗(yàn)

在本文所研究的問(wèn)題中，Hsiao et al.方法成立需要滿足以下假設(shè)，無(wú)論在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)成立之前還是之后，其他省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)都不受上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)成立的影響。事實(shí)上這個(gè)假設(shè)可能無(wú)法滿足，例如，上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)成立后，因其制度優(yōu)勢(shì)，可能對(duì)其他地區(qū)的人力和物質(zhì)資本投資產(chǎn)生“虹吸”或“外溢”效應(yīng)，即將其他地區(qū)的資源吸引到自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)內(nèi)，或者為其他地區(qū)創(chuàng)造更多商業(yè)機(jī)會(huì)，這些情況下Hsiao et al.的假設(shè)不再成立。

那么如何檢驗(yàn)政策效應(yīng)的外溢是否存在？本文發(fā)展了一個(gè)檢驗(yàn)方法以鑒別外溢性的存在。假設(shè)第i個(gè)控制組單位在第t期獲得的外溢效應(yīng)為δit，其i=2,...,N，t=T1+1,...,T。那么有：

(8)

(8)式中，控制組省市季度GDP的隨機(jī)誤差項(xiàng)中增加了δit部分，使得Hsiao et al.的假設(shè)不再成立，此時(shí)，對(duì)反事實(shí)的估計(jì)產(chǎn)生了一個(gè)系統(tǒng)性偏誤，進(jìn)而對(duì)政策效應(yīng)Δ1t的估計(jì)也會(huì)產(chǎn)生系統(tǒng)性偏誤。要檢驗(yàn)Hsiao et al.的假設(shè)是否成立，我們需要用到以下推論：

(三)一個(gè)新的控制組單位選擇策略——基于模型平均(model averaging)方法

在不存在政策外溢性的假設(shè)下，Hsiao et al.給出了一個(gè)控制組單位選擇策略，即結(jié)合R2和AIC或AICC選擇擬合度最好的反事實(shí)預(yù)測(cè)模型。本文將提出一個(gè)新的控制組單位選擇策略，即模型平均(model averaging)方法，把擬合度高的模型按相等的權(quán)重平均起來(lái)，在控制組單位較多的情況下，本文所提出的方法可以利用所有的控制組樣本信息，同時(shí)又避免估計(jì)誤差較大的問(wèn)題(14)限于論文篇幅，這里未具體列出該方法的步驟，有興趣的讀者可以向作者索取。。這個(gè)方法可以視為對(duì)于Hsiao et al.方法的進(jìn)一步發(fā)展。Hsiao et al.僅選擇擬合度最高的單一模型，目的是避免估計(jì)誤差過(guò)大，但實(shí)際上浪費(fèi)了控制組樣本信息。與Hsiao et al.的方法相比，本文的方法的優(yōu)點(diǎn)是，同時(shí)使用了所有的樣本信息，還可以將政策效應(yīng)和外溢效應(yīng)同時(shí)估計(jì)出來(lái)。

(四)對(duì)政策效應(yīng)與外溢效應(yīng)的估計(jì)

δit=λiΔ1t，其中i=2,...,N，t=T1,...,T

(9)

(9)式的假設(shè)意味著，控制組省市i在t期獲得的外溢效應(yīng)為λi乘以自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海的政策效應(yīng)。這個(gè)外溢效應(yīng)是假設(shè)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)其他地區(qū)有虹吸或促進(jìn)效應(yīng)，而外溢效應(yīng)與自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海的政策效應(yīng)相關(guān)：如果自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策效應(yīng)較大，它對(duì)其他地區(qū)的影響效應(yīng)也較大；如果自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策效應(yīng)較小，它對(duì)其他地區(qū)的影響效應(yīng)也較小。因此(8)式可以寫成：

(10)

yit=αi+λiΔ1t+uit,i=2,...,N,t=T1,...,T

(11)

(12)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

本部分采用基于面板數(shù)據(jù)的政策效應(yīng)評(píng)估方法從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的角度評(píng)估設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海經(jīng)濟(jì)發(fā)展的政策效應(yīng)，以及對(duì)其他省市的外溢效應(yīng)。上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在2013年9月29日成立，我們選取2006Q1—2015Q1的季度數(shù)據(jù)為樣本，其中2006Q1—2013Q3為事件前窗口期，2013Q4—2015Q1為事件后窗口期。所用數(shù)據(jù)均來(lái)源于CEIC(中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù))。研究中采用各省市的名義季度GDP作為研究變量。試驗(yàn)組為上海，將全國(guó)其余30個(gè)省市作為控制組。為了消除季節(jié)因素的影響，所有數(shù)據(jù)均采用X-12方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，然后進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

Hsiao et al.建議采用R2、AIC和AICC等準(zhǔn)則來(lái)選擇預(yù)測(cè)模型。但注意到可選擇的模型空間非常大，嚴(yán)格說(shuō)理論上并無(wú)法明確指導(dǎo)應(yīng)該用那個(gè)模型，R2、AIC和AICC等準(zhǔn)則僅僅提供了一個(gè)選擇的參考。事實(shí)上，不同預(yù)測(cè)模型下對(duì)反事實(shí)和政策效應(yīng)的估計(jì)差異非常大。不同模型的估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生較大差異的原因有兩方面，一方面來(lái)源于對(duì)a*的估計(jì)誤差，由于Hsiao et al.方法下不同反事實(shí)模型只使用了部分樣本信息，因此對(duì)a*的估計(jì)會(huì)存在誤差。另一方面，更主要的原因是，如果自貿(mào)區(qū)政策實(shí)施以后對(duì)控制組省市產(chǎn)生了外溢效應(yīng)，根據(jù)本文的推論1，這些外溢效應(yīng)會(huì)進(jìn)入反事實(shí)的預(yù)測(cè)值中，使得不同模型下對(duì)反事實(shí)的預(yù)測(cè)產(chǎn)生偏倚，從而不同模型的預(yù)測(cè)結(jié)果之間的差異會(huì)顯著擴(kuò)大。而在自貿(mào)區(qū)政策實(shí)施之后，不同反事實(shí)模型對(duì)政策效應(yīng)的估計(jì)差異明顯擴(kuò)大，原因是外溢效應(yīng)會(huì)進(jìn)入每個(gè)模型對(duì)反事實(shí)的預(yù)測(cè)值中，使得不同模型下對(duì)反事實(shí)的預(yù)測(cè)差異擴(kuò)大，也即，不同模型的預(yù)測(cè)差異，既包括對(duì)a*的估計(jì)誤差部分，也包括外溢效應(yīng)部分。

(一)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與外溢效應(yīng)：基于改進(jìn)的政策效應(yīng)評(píng)估方法

1.初步估計(jì)與外溢效應(yīng)的存在

本部分我們應(yīng)用本文提出的控制組單位選擇策略及反事實(shí)估計(jì)和預(yù)測(cè)方法，研究設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，主要研究變量為季度GDP。

圖1中報(bào)告了不同控制組樣本個(gè)數(shù)下對(duì)反事實(shí)的樣本內(nèi)(自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立前，2006Q1—2013Q3)估計(jì)和樣本外(自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，2013Q4—2015Q1)預(yù)測(cè)，并與上海市的季度GDP作比較。圖中的垂直虛線表示設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的時(shí)點(diǎn)。從圖1所示結(jié)果來(lái)看，在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立后，上海市的季度GDP(用粗實(shí)線表示)要顯著高于各種反事實(shí)預(yù)測(cè)值(用細(xì)虛線表示)，兩者之間的差額即為設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海市季度GDP帶來(lái)的增長(zhǎng)效應(yīng)。從2013Q4到2015Q1期間，根據(jù)不同控制組樣本個(gè)數(shù)設(shè)定下的估計(jì)，設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)使上海市2015Q1的GDP多增長(zhǎng)了5.22%(m=4)、5.40%(m=5)、5.67%(m=6)、5.98%(m=8)和6.21%(m=10)，或使得上海市的GDP平均每年多增長(zhǎng)了3.48%(m=4)、3.62%(m=5)、3.75%(m=6)、4.03%(m=8)和4.20%(m=10)。說(shuō)明在不同控制組樣本個(gè)數(shù)設(shè)定下，對(duì)反事實(shí)的預(yù)測(cè)有一定差異，從而導(dǎo)致對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)設(shè)立對(duì)上海市GDP的政策效應(yīng)評(píng)估也存在差異。

從圖2結(jié)果來(lái)看，對(duì)應(yīng)于不同m值的預(yù)測(cè)模型，到2015Q1，政策效應(yīng)的估計(jì)值在5.22%(m=4)到6.21%(m=10)之間，和前文應(yīng)用Hsiao et al.方法所得到的政策效應(yīng)在4.533%(m=6)到12.938%(m=10)之間相比，改進(jìn)的政策效應(yīng)評(píng)估方法所得到的估計(jì)值的離散程度明顯較小。該估計(jì)值為不同預(yù)測(cè)模型的樣本外預(yù)測(cè)值，如前文所述，不同模型的預(yù)測(cè)值差異主要來(lái)源于參數(shù)估計(jì)誤差和政策外溢效應(yīng)，而改進(jìn)的政策效應(yīng)評(píng)估方法所得到的差異較小，說(shuō)明應(yīng)用該方法得到的反事實(shí)和政策效應(yīng)估計(jì)結(jié)果更為穩(wěn)健(15)改進(jìn)的政策效應(yīng)評(píng)估方法所得到的預(yù)測(cè)值差異較小，說(shuō)明要么該方法得到的參數(shù)估計(jì)誤差較小，要么該方法減少了政策外溢效應(yīng)。然而，在該部分這兩種估計(jì)方法都沒(méi)有處理政策外溢效應(yīng)(后文會(huì)進(jìn)行處理)，說(shuō)明改進(jìn)的政策效應(yīng)評(píng)估方法得到的參數(shù)估計(jì)誤差較小，所得到的反事實(shí)和政策效應(yīng)估計(jì)結(jié)果更為穩(wěn)健。。為了更清晰地看到不同控制組樣本個(gè)數(shù)設(shè)定下的政策效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，我們?cè)趫D2中將改進(jìn)方法得到的政策效應(yīng)估計(jì)結(jié)果表示出來(lái)。

圖2所示的指標(biāo)為上海的人均實(shí)際GDP減去反事實(shí)估計(jì)值，左邊的垂直虛線表示設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的時(shí)點(diǎn)。從圖2來(lái)看，從2014Q1開(kāi)始，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的實(shí)施整體對(duì)上海的人均實(shí)際GDP產(chǎn)生了持續(xù)的正向影響。從2013Q4到2015Q1，不同控制組樣本個(gè)數(shù)設(shè)定下的政策效應(yīng)估計(jì)結(jié)果的差異逐漸擴(kuò)大，說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的外溢性逐漸增強(qiáng)。

注意到圖2中，即使在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施前，不同控制組樣本個(gè)數(shù)設(shè)定下，對(duì)反事實(shí)和政策效應(yīng)的估計(jì)也是有差異的，其原因是在估計(jì)反事實(shí)方程時(shí)，估計(jì)得到的參數(shù)本身存在誤差，特別是我們均采用不同省市的季度GDP作為解釋變量，其中存在較為嚴(yán)重的近似多重共線性問(wèn)題，使得參數(shù)估計(jì)存在較大誤差。正如前文的分析，如果自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策存在外溢效應(yīng)，不同控制組樣本個(gè)數(shù)設(shè)定下對(duì)反事實(shí)和政策效應(yīng)會(huì)有不同估計(jì)。因此，如果外溢效應(yīng)存在，不同控制組樣本個(gè)數(shù)設(shè)定下對(duì)反事實(shí)以及政策效應(yīng)估計(jì)的差異會(huì)擴(kuò)大。我們用不同控制組樣本設(shè)定下所得到的反事實(shí)以及政策效應(yīng)估計(jì)的樣本標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)代表其差異。從2006Q1到2015Q1，我們計(jì)算不同控制組

(13)

R2=0.13。其中time為時(shí)間虛擬變量，在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施以前(2006Q1—2013Q3)取值為0，在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施以后(2013Q4—2015Q1)取值為1。根據(jù)(8)式的回歸結(jié)果，在世貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施以后，不同控制組樣本設(shè)定下對(duì)反事實(shí)和政策效應(yīng)的估計(jì)差異有顯著上升。如圖3所示：

圖3 不同控制組單位個(gè)數(shù)設(shè)定下對(duì)反事實(shí)和政策效應(yīng)的估計(jì)差異

從(13)式以及圖3結(jié)果來(lái)看，在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施以后，不同控制組樣本設(shè)定下對(duì)反事實(shí)和政策效應(yīng)的估計(jì)差異顯著上升。說(shuō)明自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策已經(jīng)對(duì)控制組(上海以外其他省市)產(chǎn)生影響，導(dǎo)致不同控制組樣本個(gè)數(shù)設(shè)定下對(duì)政策效應(yīng)的估計(jì)產(chǎn)生了較大差異。因此可以認(rèn)為自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的外溢效應(yīng)在2014Q4和2015Q1階段開(kāi)始體現(xiàn)出來(lái)。因此，要準(zhǔn)確評(píng)估自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展效應(yīng)，必須將其外溢效應(yīng)估計(jì)出來(lái)。

2.對(duì)外溢效應(yīng)的估計(jì)

續(xù)表1

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策的外溢效應(yīng)表現(xiàn)出三方面特征：(1)首先是貿(mào)易替代效應(yīng)，福建、浙江、江蘇、山東和遼寧等東部沿海省市受到了顯著負(fù)向影響，說(shuō)明上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在對(duì)外貿(mào)易方面的優(yōu)勢(shì)對(duì)這些省市的對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生了擠出或替代效應(yīng)；(2)其次是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外溢效應(yīng)，上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的設(shè)立創(chuàng)造了更多經(jīng)濟(jì)機(jī)會(huì)，促進(jìn)中部地區(qū)一些省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。(3)最后是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的虹吸效應(yīng)，上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)帶來(lái)的優(yōu)惠政策，吸引了西部地區(qū)一些省市的資源向自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)匯集，對(duì)這些省市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有較小的負(fù)向影響。

我們實(shí)證地檢驗(yàn)上述自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)外溢效應(yīng)的三方面特征，在解釋變量方面引入三個(gè)變量：(1)各省市是否為東部地區(qū)出?？贓asti，如果是則取值為1，否則為0。(2)這些省市與上海的經(jīng)濟(jì)距離Geogdi，該變量等于上海與第i個(gè)省的省會(huì)城市或直轄市之間的距離的對(duì)數(shù)。(3)這些省市與上海的經(jīng)濟(jì)距離Econdi，該變量等于2013年第i個(gè)省或直轄市人均GDP的對(duì)數(shù)值與上海人均GDP的對(duì)數(shù)值之差。外溢效應(yīng)對(duì)上述三變量的回歸結(jié)果為(括號(hào)中為t統(tǒng)計(jì)量，***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著)：

(14)

R2=0.33。其中Easti系數(shù)估計(jì)量在5%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明東部出?？谑∈械慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到顯著負(fù)面影響，從表1結(jié)果來(lái)看，福建、浙江、江蘇、山東和遼寧等省市受到的負(fù)面影響是比較大的，因此在評(píng)估自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)上海的影響時(shí)，必須將其對(duì)控制組單位的負(fù)向外溢效應(yīng)考慮進(jìn)去。Geogdi的系數(shù)估計(jì)為正，而其平方項(xiàng)系數(shù)估計(jì)為負(fù)，該結(jié)果顯示，離上海地理距離較遠(yuǎn)的省市，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)其有負(fù)向的外溢效應(yīng)；而離上海地理距離較近的省市，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)其有正向的外溢效應(yīng)。但Geogdi及其平方項(xiàng)的系數(shù)估計(jì)量不顯著，如果從樣本中剔除西藏，則Geogdi及其平方項(xiàng)的顯著性(16)用估計(jì)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量的p值表示。會(huì)提高到15%左右。Econdi系數(shù)估計(jì)量的顯著性水平為13%，而其平方項(xiàng)系數(shù)估計(jì)量的顯著性水平為11%，該結(jié)果顯示，人均GDP比上海低較多的省市，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)其會(huì)產(chǎn)生負(fù)向的外溢效應(yīng)，而人均GDP接近或高于上海的省市，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)其會(huì)產(chǎn)生正向的外溢效應(yīng)。

整體看，地理距離離上海比較近以及人均GDP接近或高于上海的省市，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)其有正向外溢效應(yīng)；地理距離離上海比較遠(yuǎn)以及人均GDP比上海低較多的省市，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)其有負(fù)向外溢效應(yīng)。同時(shí)，上海對(duì)東部沿海省市有較大的擠出或替代效應(yīng)。

(二)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)上海的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)：調(diào)整后的結(jié)果

圖4A是調(diào)整后的政策效應(yīng)。在圖4A中垂直虛線右側(cè)部分，是對(duì)圖1中估計(jì)得到的政策效應(yīng)進(jìn)行調(diào)整，剔除了控制組外溢效應(yīng)影響后所得到的政策效應(yīng)。從圖4A來(lái)看，不同控制組樣本數(shù)(m=4,5,6,8,10)設(shè)定下所得到的政策效應(yīng)估計(jì)之間的差異有所收斂。更重要的是，與圖3相比，所估計(jì)得到的政策效應(yīng)有所下降，以2015Q1為例，大約下降了0.5%。

類似(13)式，為檢驗(yàn)經(jīng)過(guò)調(diào)整后，反事實(shí)或政策效應(yīng)的估計(jì)差異在自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策實(shí)施后是否有所收斂，我們進(jìn)行了以下回歸，其中STD1,t為不同控制組單位個(gè)數(shù)下政策效應(yīng)估計(jì)值(調(diào)整后)的樣本標(biāo)準(zhǔn)差(括號(hào)中t為統(tǒng)計(jì)量，***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著)：

STD1,t=0.0024+0.0010·timet+et
(7.56)***(1.19),t=2006Q1,...,2015Q1

(15)

R2=0.005。從回歸結(jié)果可以看到，調(diào)整后的不同控制組單位個(gè)數(shù)下政策效應(yīng)估計(jì)值(調(diào)整后)的差異，在政策實(shí)施后和實(shí)施前沒(méi)有變化。在圖4B中我們將STD1,t繪制出來(lái)，可以看到，在政策實(shí)施后，STD1,t值并無(wú)顯著擴(kuò)大。

圖4 自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海季度GDP的政策效應(yīng)：調(diào)整后的估計(jì)

從圖4A的結(jié)果看，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)為，使2015Q1的GDP多增長(zhǎng)了5.44%(取平均值)，或平均使上海名義GDP每季度多增長(zhǎng)0.91%或平均每年多增長(zhǎng)3.62%。

如果考慮到物價(jià)上漲因素，應(yīng)用同期的全國(guó)GDP平減指數(shù)大體可以估算出，2013年全國(guó)GDP價(jià)格上漲了2.21%，2014年全國(guó)GDP價(jià)格上漲了0.85%，而2015年全國(guó)GDP價(jià)格已經(jīng)呈現(xiàn)通縮跡象，從前三季度名義GDP與實(shí)際GDP增長(zhǎng)率的比較來(lái)看，GDP價(jià)格下降了0.28%。應(yīng)用上述數(shù)據(jù)進(jìn)行平減后，上海自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)為，使2015Q1的實(shí)際GDP多增長(zhǎng)了約5%，或平均使上海實(shí)際GDP每季度多增長(zhǎng)0.83%或平均每年多增長(zhǎng)3.33%。由于政策實(shí)施期間內(nèi)GDP價(jià)格上漲較小，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)實(shí)際GDP的影響僅略小于對(duì)名義GDP的影響。

圖5 自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)對(duì)上海名義季度GDP增長(zhǎng)率的政策效應(yīng)：外溢效應(yīng)調(diào)整后

五、結(jié)論

自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)構(gòu)建了中國(guó)與世界各國(guó)交流合作的新平臺(tái)，研究其政策效應(yīng)對(duì)自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)建設(shè)與發(fā)展具有重要的理論和實(shí)踐意義，本文改進(jìn)了Hsiao et al.基于面板數(shù)據(jù)的政策效應(yīng)評(píng)估方法，在研究方法上的主要貢獻(xiàn)有：放寬控制組單位不受政策實(shí)施影響的假設(shè)，提出了判斷該假設(shè)是否成立的檢驗(yàn)；在該假設(shè)不成立時(shí)提出一個(gè)新的估計(jì)方法，應(yīng)用該方法可同時(shí)將自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)政策對(duì)上海的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)以及對(duì)其他省市的外溢效應(yīng)估計(jì)出來(lái)。本文對(duì)Hsiao et al.方法的另一個(gè)貢獻(xiàn)是，在預(yù)測(cè)反事實(shí)時(shí)，Hsiao et al.采用單一方程進(jìn)行預(yù)測(cè)，而本文則采用模型平均方法，將多個(gè)模型預(yù)測(cè)結(jié)果的平均值作為反事實(shí)的預(yù)測(cè)值，這樣一方面充分利用了所有的樣本信息，另一方面可獲得穩(wěn)健的反事實(shí)估計(jì)結(jié)果。

從本文所得到的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)在運(yùn)行過(guò)程中，政府職能轉(zhuǎn)變、擴(kuò)大投資領(lǐng)域開(kāi)放、貿(mào)易功能轉(zhuǎn)型升級(jí)和金融領(lǐng)域開(kāi)放創(chuàng)新等政策都對(duì)地方經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了顯著的正面影響，直接體現(xiàn)在GDP增長(zhǎng)率的提高上。但在推進(jìn)過(guò)程中，要注意其產(chǎn)生的外溢效應(yīng)，特別是對(duì)東部沿海省市產(chǎn)生了顯著的擠出或替代效應(yīng)，因此在未來(lái)的試驗(yàn)過(guò)程中，應(yīng)該加快在全國(guó)范圍內(nèi)復(fù)制推廣其經(jīng)驗(yàn)的步伐，尤其是在政府職能轉(zhuǎn)變、對(duì)外商投資實(shí)行準(zhǔn)入前國(guó)民待遇加“負(fù)面清單”管理模式、金融創(chuàng)新等方面，需要大膽試驗(yàn)，對(duì)于取得的經(jīng)驗(yàn)在全國(guó)范圍大力推廣復(fù)制，在最大限度上發(fā)揮自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)的政策紅利。