自贸试验区的设立何以促进我国经济高质量发展--基于省级面板数据的多期双重差分检验.pdf

2024年第2期双月刊（总第207期）摘要自贸试验区的设立对于国内国际双循环背景下的区域经济高质量发展具有重大意义。以不同时期设立的自贸试验区战略为准自然实验，运用多期双重差分法考察了自贸试验区的设立对我国31个省市（港澳台除外）经济高质量发展的影响。研究表明：自贸试验区的设立对区域经济高质量发展具有显著的促进作用，且这一结论在经过稳健性检验后依然成立；自贸试验区的设立通过贸易效应和投资效应两种路径促进经济高质量发展；自贸试验区的设立对经济高质量发展的促进作用存在区域异质性，相比南方地区，这种促进作用对北方地区的影响更加显著；对金融资源配置效率的异质性分析显示，自贸试验区的设立对金融资源配置效率高的地区经济高质量发展作用更显著。关键词自贸试验区；经济高质量；贸易效应；投资效应中图分类号F752.8；F127文献标识码A文章编号10090274（2024）02008408作者简介梁江艳，女，新疆财经大学副教授、硕士研究生导师，博士，研究方向：区域经济；郑伟光，男，新疆财经大学经济学院硕士研究生，研究方向：区域经济。一、引言2008年以来，世界贸易普遍受到了金融危机带来的不利影响，表现为日趋疲软，这也在很大程度上制约我国经济增长。为了应对国内国际形势的复杂变化以及构建国内国际双循环的新发展格局，党中央、国务院下发文件实施自贸试验区战略。自2013年国务院批复第一家（上海）自贸试验区以来，到2020年批复北京、湖南、安徽自贸试验区，我国设立运行以及获批在建的自贸区数量已经达到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，并在制度创新和全面深化改革层面取得了一定成效1。在我国自贸易试验区设立十周年之际，国务院于2023年10月印发了 中国（新疆）自由贸易试验区总体方案，正式批准设立新疆自贸试验区，使得新疆成为我国西北边境第一个自贸试验区，也是我国第22个自贸试验区。上海作为我国首个批复设立的自贸试验区，其设立对地区经济增长具有显著的推动作用2，而随着自贸试验区的不断扩容，对自贸试验区的影响效用研究也从单一的自贸试验区转向全方位的评估。自贸试验区虽然能够显著提高地区GDP增长率，但自贸试验区的设立何以促进我国经济高质量发展？基于省级面板数据的多期双重差分检验梁江艳郑伟光（新疆财经大学，新疆乌鲁木齐830012）基金项目：本文系新疆自然科学基金项目“丝绸之路经济带沿线省区贸易高质量发展的测度与影响因素研究”（项目编号：2021D01B30）、新疆社会科学基金项目“新发展理念下新疆对外贸易高质量发展的动能塑造与路径选择”（项目编号：21BJL034）阶段性研究成果。-84经济 社会研究这种促进增长具有明显的滞后性，且在不同地区之间存在着区域异质性，上海和广东表现为对第三产业的促进作用，天津和福建则为第二产业3；也有研究发现自贸试验区的设立对上海、广东、福建和天津四个省市的部分相关经济指标产生了促进作用，但具有差异化特征4。在西部设有自贸试验区的省市，其设立对区域经济增长产生了显著的促进作用，但影响效果先强后弱，且存在着地区差异性5。已有文献关于自贸试验区的研究主要存在以下两点不足：首先，大多数文献对自贸试验区的研究集中于其所带来的经济增长效应，对经济发展质量影响的研究相对较少，尤其是经济高质量发展提出以来，单维度地评估经济增长效应显然已经有些片面，对自贸试验区的政策效应的评估理应从多个方位全面展开；其次，多数文献对其背后的作用机制分析多为基于某个视角的单因素分析。本文尝试从贸易和投资两方面对自贸实验区设立影响经济高质量发展的机制进行理论阐释和实证检验。为此，本文在现有文献的基础上，从自贸试验区战略效应评估的角度出发，基于20122021年的省级面板数据，采用多期DID的计量方法对自贸试验区给经济高质量发展所带来的政策效果进行评估。二、理论机制与研究假说自贸试验区的设立能够通过促进要素自由流动、优化营商环境和促进对外贸易以及矫正区域内资源错配等途径，有效推进地区经济增长。一方面，自贸试验区的设立能够打破市场分割6，降低或者减少国内税费及管理措施7，推动外资准入壁垒制度改革8，从而使得各种要素能够充分自由流动，提高了经济发展活力。另一方面，自贸试验区的设立有利于投资管理体制和地方治理体系的改革，营商环境的优化以及贸易便利化体系的形成，促进了经济增长9；自贸试验区市场机制的强化可以有效矫正资源错配，以改善资源配置牵引经济高质量发展1。也就是说，自贸试验区的设立促进经济增长的机制主要为削减贸易壁垒，降低贸易成本，加速要素自由流动，提升经济发展活力，提升自贸试验区内部贸易便利化水平，从而促进经济高质量发展。具体来说，第一，自贸试验区的设立通过相关的贸易体制变革削减了贸易壁垒，降低了贸易的成本，促进贸易便利化水平的提高。一方面，自贸试验区的设立缩减了外商投资准入负面清单，外资进入的门槛在一定程度得到了降低，放松了对部分产品的限制，使得贸易产品更加多元化，并进一步优化贸易结构；另一方面，自贸试验区设立后削弱了非关税壁垒，同时补贴措施促进了进出口贸易的提高，贸易更加自由化，在此基础之上经济得以高质量发展。第二，自贸试验区制度促进了要素的自由流动，激发了经济发展的活力。设立自贸试验区作为国家级的政策具有制度优势，能够吸引大量企业进入，从而间接促进创新技术向自贸试验区集聚。自贸试验区成为科研机构、高校与企业开展合作的重要平台，其设立吸引大量创新人才流入，促进创新人才资源的自由流动。自贸试验区通过逐步破除制约创新人才、资金、技术等创新要素的体制机制障碍进而推动创新要素流动10。第三，自贸试验区的设立有助于建设贸易便利化体系。自贸试验区制度使得各个省份之间的通关程序得到了简化，提升了贸易效率。在各个省市的自贸试验区之内，政府管理部门转变以往的管理理念并创新管理方式，更加透明公开的服务方式使得贸易双方的企业能够更加及时地掌握贸易信息以及贸易动态，从而深层次地提升了贸易效率。诸如沪、津、闽、粤四大自贸试验区所设立的“三互”大通关体系、国际贸易“单一窗口”平台以及创新通关监管制度等都为进出口提供了高效便捷的通关机制，为企业简化了审批程序和缩减了通关时间，提供了极大的贸易便利11。由此，本文提出：假说1：自贸试验区的设立通过促进要素流动和降低贸易成本促进经济高质量发展。自贸试验区作为吸引外资、促进出口、提升外汇、改善经济社会发展水平的重要载体，可以提升外商投资和贸易联系的广度深度，扩大贸易总量并吸引境外投资，进而提升区域福利和要素生产率，进而实现经济的繁荣12。首先，从资本集聚的角度来看，我国自贸试验区内实行的以负面清单制度为核心的制度创新，在扩大投资门槛的情况下吸引了大量资本向自贸试验区集聚，从而对自贸试验区内多个产业进行投资后形成产业集聚，进而提升投资绩效。其次，自贸试验区的设立可以通过推进利率市-852024年第2期双月刊（总第207期）场化改革，放宽利率管制，发挥利率杠杆的作用，扩大企业直接融资比重，使金融领域资金能够顺畅传导至实体经济，从而推动项目直接投资，进而增强直接投资对经济高质量发展的影响13。最后，多个省市的自贸试验区辖区内实行限额内资本项目可兑换，这是政府转变职能的体现，提高了企业贸易过程的灵活性，从而吸引了大量外资流入。我国的多个省市以往对部分外商直接投资存在着限制，要打破这些限制，就需要新的制度来实现。自贸试验区所带来的制度改革为打破这些限制提供了一个有效途径。基于此，本文进一步提出：假说2：自贸试验区的设立改善了区内的投资环境，提高了政府招商引资的力度及相关配套政策和制度改革措施，最终促进了经济高质量发展。自贸试验区设立对经济高质量发展的影响路径详见下图：自贸区的设立贸易效应投资效应削减贸易壁垒，降低贸易成本建设贸易便利化体系加速要素自由流动，提升经济发展活力提升投资绩效推动利率市场化改革削减外资进入壁垒经济高质量发展图1贸易效应与投资效应机制图三、研究设计（一）实证模型设计双重差分法被广泛地应用于评估政策效果，其优点是能够排除个体固有的差异，从而得到政策的净效应。由于不同省份自贸试验区的设立时间不尽相同，而多期DID模型刚好能够有效地衡量自贸试验区设立所带来经济增长净效应。因此，基于已有研究，本文以上海自贸试验区的设立年份（2013年）为起点，构建多期DID模型。本文采用 31 个省市、自治区的 20122021 年的相关数据为样本，将设立自贸试验区的21省市、自治区作为实验组，其余10个未设立自贸试验区的作为对照组。在此基础上，构建如下的计量模型来研究自贸试验区的设立对经济高质量发展的影响：QUALITY=0+1TRAETEDd*TIMEy+2Ddy+d+y+dy（1）其中，d和y分别表示地区和年份；QUALITY为被解释变量，用来衡量一地区的经济高质量发展水平；D为省级层面的控制变量的集合。d表示个体效应，y表示时间效应，dy表示随机扰动项。（二）变量和数据1.被解释变量。由于从单一层面研究经济高质量发展水平的指标不具有全面性与可信性，本文根据孙豪、桂河清14以及部分其他相关文献的做法，基于新发展理念，通过14个指标利用熵值法计算得到反映经济高质量发展的综合指数（详见表1）表1经济高质量发展指标体系经济高质量发展创新发展协调发展绿色发展开放发展共享发展地区GDP增长率规模以上工业企业R&D经费/地区GDP规模以上工业企业有效发明专利数社会消费品零售总额/地区GDP城镇居民人均可支配收入/农村居民人均可支配收入普通小学生与教师比二氧化硫排放量/地区GDP水污染物氨氮排放量/地区GDP工业污染治理完成投资/地区GDP进出口总额/地区GDP外商投资总额/地区GDP居民人均可支配收入增长率/地区GDP增长率城镇居民人均消费支出/农村居民人均消费支出每万人口卫生技术人员2.解释变量。由双重差分的基本原理设置核心解释变量为虚拟变量TREATED与TIME的交互项。其中，若国家批复了所在省份设立了自贸试验区，则TREATED赋值为1，否则为0；样本省份没有设立自贸试验区的年份将TIME赋值为0，否则为1。最终得到 DID 为衡量政策净效应的解释变量，其中DID=TREATED*TIME（为方便起见，下文均以 DID我国各个省份批复成立自贸区的时间分别为：2013年上海；2015年广东、天津、福建；2017年辽宁、浙江、河南、湖北、重庆、四川、陕西；2018年海南；2019年山东、江苏、广西、河北、云南、黑龙江；2020年北京、湖南、安徽。-86经济 社会研究表示地区虚拟变量与时间虚拟变量的交互项）。3.控制变量。引入控制变量的原因是影响经济高质量发展的可能因素较多，本文参考已有的文献，引入以下控制变量：（1）财政分权度（Finadp）。参考赵涛、张智15等的做法，用地方财政一般预算收入与地方财政一般预算支出的比值来表示。反映了地方政府的财政收支平衡情况。（2）第三产业比重（Third）。用各省份的第三产业产值与GDP的比值表示。（3）经济聚集度（LnCluster）。用省份每平方公里的 GDP 对数值表示。（4）城镇化水平（Town）。用城镇人口与年末总人口的比值表示。同时为了避免极端值对实证结果的影响，本文对部分数据进行了上下1%的缩尾处理。表2计量模型中的变量说明变量类型被解释变量解释变量控制变量变量名称QUALITYDIDFinadpThirdLnClusterTown变量含义经济高质量指数自贸区战略财政分权度第三产业比重经济聚集度取对数城镇化水平变量说明根据指标体系利用熵值法计算得出TREATED*TIME地方财政一般预算支出/地方财政一般预算收入第三产业产值/GDPGDP与面积之比的对数城镇人口/总人口在数据方面，本文使用的是20122021年的中国31省（市）面板数据，其中经济高质量发展指数由国研网统计数据库和各个省份的统计年鉴中的各项指标综合计算求得，第三产业比重的数据来源于CSMAR数据库，其他的数据来源于国研网统计数据库。四、实证结果分析（一）描述性结果分析对被解释变量、控制变量以及中介变量等多个变量进行描述性统计，具体结果如表3所示。经济聚集度（LnCluster）指标的最小值为2.138，最大值为10.947，由此可以看出不同地区的经济发展平均程度存在较为显著的差异；从进出口（IE）的角度来看，不同省市的贸易发展规模存在较大差距，表现为IE的最大值为20.969，最小值为12.646。经济高质量综合指数的最小值为0.059，最大值为0.485，最大值与最小值的差距也较大。其中经济聚集度和进出口额的标准差较大，离散程度较高。整体来说，所选数据有一定的跨度，具有一定的代表意义。（二）基准回归结果表4反映了自贸试验区战略实施所产生的对经济高质量发展的净效应，其中列（1）为未加控制变量以及固定效应的基本回归结果，列（2）至列（5）为在双向固定效应基础上逐步引入控制变量的回归结果。从整体上看，无论是否引入控制变量，DID的系数都是显著为正的，这充分表明自贸试验区战略能够显著促进我国经济高质量发展。具体来看，加入四个控制变量后，DID的回归系数相较列（1）虽然有所下降，从0.029下降至0.016，但依然在1%的显著性水平上显著为正，说明自贸试验区战略对经济高质量发展具有显著地促进作用。从而假说1得到了验证。表3主要变量的描述性统计变量名称QUALITYFinadpThirdLnClusterTownFIIE最小值0.0590.0990.3092.1380.2280.00112.646最大值0.4850.9070.83810.9470.8964.52720.969均值0.1270.4800.4856.9760.5920.24217.620标准差0.0570.1960.0931.7640.1270.4541.704表4基准回归结果变量DIDThirdLnClusterTownFinadp年份固定效应地区固定效应consR2（1）0.029*（3.31）未控制未控制0.118*（15.49）0.128（2）0.017*（2.65）0.058（0.67）控制控制0.083*（2.33）0.202（3）0.016*（2.65）0.134（1.35）0.093*（2.38）控制控制-0.563*（-1.95）0.234（4）0.016*（3.16）0.137（1.31）0.096*（1.84）-0.040（-0.16）控制控制-0.566*（-1.9）0.234（5）0.017*（2.99）0.141（1.26）0.093*（1.94）-0.052（-0.20）0.033（0.41）控制控制-0.555*（-1.98）0.235注：第一行为解释变量的回归系数值，括号内为t值，*、*、*代表显著性水平，分别为10%、5%、1%（下同）。-872024年第2期双月刊（总第207期）（三）稳健性检验1.平行趋势检验。使用双重差分的前提是所选样本必须通过平行趋势检验。如果实验组和控制组在政策实施之前变动的趋势是一致的，则证明通过了平行趋势检验。为此，本文进行了平行趋势检验，以观测实验前实验组和控制组是否存在系统性差异。由图2可以看出，在删除政策前一期后，政策之前的各期的政策效应均不显著，但在政策实施之后，政策效应在最初的两年开始显著为正。说明自贸试验区的设立有利于经济高质量发展，从而本文的平行趋势检验得到了通过。.1.050-.05政策效应-4-3-20123456政策前后图2平行趋势检验2.反事实检验。为了使本文的结论更加可靠，本文参考相关学者161718的做法，通过改变自贸试验区的设立时间进行反事实检验。除了自贸试验区设立之外，经济高质量发展水平的变化也可能会受到其他因素的影响，如果这些因素给经济高质量发展所带来的影响与自贸试验区给经济高质量发展所带来的影响毫无关联，则将会导致前文所得结论不能成立。因此，为了进一步验证前文结论的可靠性，本文将各个省份自贸试验区的设立时间提前13年进行反事实检验。通过将提前变量DIDt加入到原来的模型中进行回归，如果自贸试验区的这个变量显著为正，则说明经济高质量发展水平的增长可能源于其他政策因素的影响，而不是由自贸试验区的设立而带动的；相反，如果自贸试验区变量不显著为正，或者自贸试验区变量系数呈现递减，则说明经济高质量发展水平的变化主要是由于自贸试验区设立，从而验证了上文估计结论稳健性19。表5反映了虚构政策实施时间的回归结果。整体来看，自贸试验区设立的回归系数由提前1年设立的0.017下降至提前3年设立的0.015，就其动态效应来看，呈现出逐年递减的趋势，这说明经济高质量发展水平的提高仍然是由自贸试验区的设立所推动的，否定了其他因素推动经济高质量发展的论断，从而进一步验证了结论的稳健性。表5反事实检验回归结果变量DID-1DID-2DID-3ThirdFinadpTownLnCluster年份固定效应地区固定效应ConsR2（1）0.017*（2.99）0.141（1.26）0.033（0.41）-0.052（-0.20）0.093*（1.94）控制控制-0.555*（-1.98）0.235（2）0.016*（3.18）0.138（1.23）0.026（0.35）-0.083（-0.30）0.097*（1.96）控制控制-0.561*（-2.00）0.234（3）0.015*（2.56）0.136（1.19）0.021（0.28）-0.099（-0.35）0.099*（1.96）控制控制-0.563*（-2.01）0.2291.8.6.4.20-.050.05估计系数403020100核密度图3安慰剂检验3.安慰剂检验。为了验证本文的结论是否受到遗漏变量、随机因素的影响，本文通过随机“筛选”设立自贸试验区的省市、自治区并随机产生设立自贸试验区的时间，据此构造随机实验。接下来按照-88经济 社会研究表4的第（5）列进行回归并将上述过程重复500次，最终绘出核密度图，基于此来验证中国经济高质量的发展是否受到自贸试验区战略以外的因素影响。若估计系数大都落在0附近，则说明模型中并未遗漏其他足够重要的影响经济高质量发展的因素。换言之，经济高质量发展的变化是由自贸试验区的设立所引起的。从图3可以看出，估计系数大都分布在0值附近，表明模型中不存在遗漏变量的问题，核心结论依旧稳健。五、进一步分析地理区位、金融资源配置效率可能是影响经济高质量发展的可决因素。因此本文在基准回归的基础之上，进行自贸试验区战略对经济高质量发展影响的异质性分析。（一）南北差异带来的影响本研究根据地理区位的不同，将31个省市、自治区的样本划分为南北区域进行分组实证分析。表6反映了分析的结果。从分析结果可得：在控制了时间固定效应和地区固定效应后，自贸试验区战略显著地促进了北方省份的经济高质量发展（系数为0.014，且在1%的水平上显著），而对南方省份虽然同样也有促进作用，但回归系数较小，且回归结果并不显著。可能的原因是南方大部分地区的经济基础较好，贸易原本就比较繁荣，由于边际效用递减的原理，自贸试验区对其的促进作用因而不太明显；或者说，在经济发展相对领先的南方省市，由于其基础设施完善，产业分工完备，可能存在着高度发达阶段所遇到的发展瓶颈制约。而与南方地区相比，我国北方地区平均的经济发展水平相对还不高，贸易水平也相对较低，因而得到自贸试验区政策的支持以后，易形成“后发优势”，从而能够快速高效地实现经济高质量发展。（二）不同金融资源配置效率带来的影响自贸试验区设立对经济高质量发展存在地区异质性特征，经济高质量发展容易受到金融资源配置效率的影响。因此本文在参考魏蓉蓉、李天德20的基础上，采用各省份的贷款额与GDP之比作为衡量金融资源配置效率的指标，并用50分位数将样本划分为金融资源配置效率高的省份和金融资源配置效率低的省份，以此来检验自贸试验区的设立对金融资源配置效率不同的异质性影响。表6南北省份自贸试验区效应异质性分析变量北方省份（DID1）南方省份（DID2）控制变量地区固定效应时间固定效应ConsR2（1）0.014*（3.91）控制控制控制0.089（0.74）0.459（2）0.004（0.66）控制控制控制-0.917（-0.61）0.348表7基于金融资源配置效率的异质性分析变量金融资源配置效率高（DIDhigh）金融资源配置效率低（DIDlow）控制变量地区固定效应时间固定效应ConsR2（1）0.038*（2.05）控制控制控制-1.049（-1.30）0.246（2）0.007（1.34）控制控制控制-0.353（-2.45）0.642从金融资源配置效率的视角来看，模型（1）和（2）的系数均为正值，即自贸试验区的设立对金融资源配置效率高与低的省份的经济高质量发展均有促进作用，但影响程度有所差别。从模型（1）可以看出，自贸试验区的设立对金融资源配置效率高的省份的影响在10%的水平下显著，且系数较大，为0.038；相比之下，自贸试验区的设立对金融资源配置效率较低的省份的影响则较小，系数仅为0.007。自贸试验区的设立引起了实验组省份经济高质量发展水平的提高，且对于金融资源配置效率高的地区来说，这种正向的推动更加显著。可能的解释是：在金融资源配置效率高的省份，金融深化改北方省份包括内蒙古、北京、吉林、天津、宁夏、山东、山西、新疆、河北、河南、甘肃、西藏、辽宁、陕西、青海、黑龙江。南方省份则包括上海、云南、四川、安徽、广东、广西、江苏、江西、浙江、海南、湖北、湖南、福建、贵州、重庆。-892024年第2期双月刊（总第207期）革可能更容易进行，金融改革提高了金融体系的适配性，为实体经济服务，从而促进了经济高质量发展。六、影响机制检验（一）贸易效应检验参考以往学者们的做法，以进出口总额的对数值作为中介变量，构建如下模型进行实证检验，其中中介效应检验的第一步为本文的基准回归（见模型（1）。IE=0+1DID+2Ddy+d+y+dy（2）QUALITY=0+1IE+2DID+3Ddy+d+y+dy（3）在模型（2）中是DID对IE（进出口总额取对数）进行回归，检验自贸试验区的设立是否影响中介变量，是中介效应的第二步，用于检验自贸试验区的设立对中介变量IE的影响。如果系数1是显著，说明自贸试验区的设立对中介变量产生了影响，可以进行下一步。模型（3）是在模型（1）的基础上将中介变量 IE加入回归所建立的模型，是中介效应检验的最后一步。在系数1显著的情况下，如果2也显著但小于1，则说明存在部分中介效应，即中介变量IE在自贸试验区设立促进经济高质量发展的过程中发挥了部分桥梁作用；如果系数2不显著，则为完全中介效应，即自贸试验区的设立对经济高质量发展的影响完全是通过提高贸易量的效应来实现的。表8贸易效应机制检验变量系数Cons年份固定效应地区固定效应控制变量R210.017*（2.99）-0.555*（-1.98）是是控制0.23510.266*（2.85）8.420*（2.92）是是控制0.36410.013*（2.26）-0.668*（-2.43）是是控制0.24620.013*（2.27）-0.668*（-2.43）是是控制0.246如表4所示，基准回归结果已经表明，自贸试验区的设立能够显著推动经济高质量发展，而模型（2）的结果表明，在控制时间和地区固定效应以及控制变量的情况下，1的系数为0.266，且在1%的水平上显著，说明自贸试验区的设立显著促进了贸易额的增加，引发了贸易增长效应。模型（3）的结果显示，在基准回归中加入中介变量后，核心解释变量DID的系数由0.017下降至0.013，且在5%的水平上显著，同时1的系数0.013在5%的水平上显著，进一步说明了IE在自贸试验区政策对经济高质量发展的促进过程中发挥了中介效应。（二）投资效应检验投资作为拉动经济增长的“三驾马车”之一，同样能够促进经济高质量发展。以外商投资企业投资总额（FI）作为中介变量来进行自贸试验区影响经济高质量发展的机制检验。具体做法是将模型（2）和（3）中的中介变量由IE换为FI，运用stata进行分析。结果表明，中介变量FI在1%的显著性水平上同样发挥了部分中介的效果，即自贸试验区的设立通过投资效应进一步促进了经济高质量发展。表9投资效应机制检验变量系数Cons年份固定效应地区固定效应控制变量R210.017*（2.99）-0.555*（-1.98）是是控制0.23510.143*（2.25）-2.327（-0.72）是是控制0.29510.083*（12.16）-0.360*（-2.44）是是控制0.85420.005*（1.48）-0.360*（-2.44）是是控制0.854通过以上的实证分析，假说2得到了验证。七、结论与政策启示本文实证检验了自贸试验区的设立对我国经济高质量发展存在显著的促进作用，在使用多期双重差分法对政策净效应进行评估并经过一系列的稳健性检验后结论依然成立；作用路径发现，自贸试验区能够通过贸易效应和投资效应推动我国经济高质量发展；异质性分析表明，自贸试验区的设立对北方地区经济高质量发展水平的提高作用更加显著，而南方则不太明显；对于金融资源配置效率更高的省市，自贸试验区对其经济高质量发展的促进作用更显著。本文的研究结论可以在一定程度上为我国的自贸试验区建设与改革提供一定的可利用实证经验，政策启示与实践价值主要在于：第一，自贸试验区的设立既然显著地促进了我国经济高质量发展，且我国所实行的自贸试验区政策改革对经济高质量发展的促进作用已经有所呈现，那么应当适时提炼总结自贸试验区深化改革的-90经济 社会研究实践经验，在充分考虑到自贸试验区的适用边界和各个省份的要素禀赋条件以及各个省份在国家战略中的地位的基础之上，积极在其他的未设立省份进行实践推广，开展改革试点，以更进一步推动我国经济高质量发展。第二，深化自贸试验区制度改革，进一步推动贸易便利化和投资自由化。各个省市应当在坚持原有的开放程度之上，通过自贸试验区这一制度创新促进体制变革，进一步扩大开放。政府应当进一步制定政策法规，推动贸易流程精简化与投资便利化，深化外汇管理改革，吸引外资的进入。第三，对于南北经济发展程度不同的地区，采取有针对性的发展战略。对于经济发展程度较低的省市，要利用起自贸试验区建设与改革所带来制度红利，发展制造业为主的主导产业，并积极利用自贸试验区所带来的创新理念、人才、资金等资本，吸收先进技术，带动经济高质量发展。对于广东、上海等经济较发达的省市，应重点发展金融、互联网等以研究开发为主的产业，在已有经验的基础上不断突破高质量发展的瓶颈，进一步深化改革，不仅注重要素的投入，还要注重效率的提升。第四，提升金融资源配置的效率，提高经济发展的质量。在自贸试验区区内，金融资源配置效率的提升可以更好地为地区经济高质量发展添油加力，因此要通过利率市场化改革等途径提升金融资本的配置效率，将金融资本更多地配置给小微企业等措施，实现金融资源的高效合理配置，进而推动经济高质量发展。参考文献：1王军，马骁，张毅.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J.学习与探索，2023（1）：127-137.2谭娜，周先波，林建浩.上海自贸区的经济增长效应研究：基于面板数据下的反事实分析方法J.国际贸易问题，2015（10）：14-24.3叶修群.自由贸易试验区与经济增长：基于准自然实验的实证研究J.经济评论，2018（4）：18-30.4武剑，谢伟.中国自由贸易试验区政策的经济效应评估：基于 HCW 法对上海、广东、福建和天津自由贸易试验区的比较分析J.经济学家，2019（8）：75-89.5何杰，唐亮.西部内陆自贸区的经济增长效应研究：基于合成控制法J.国际商务研究，2023（1）：101-110.6CHAUFFOU J P，MAU J C.Preferentialtrade agreement policies for 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