中國自貿試驗區制度創新推動區域經濟增長路徑研究

摘要：中國自由貿易試驗區（簡稱“自貿試驗區”）建設已成為推動區域經濟高質量發展的關鍵力量，現有研究未充分考慮制度創新因素，導致對自貿試驗區的產出彈性估計存在偏差。將制度創新引入內生增長模型，分析其對經濟增長的雙重驅動機制及溢出效應，利用文本分析構建制度創新指數，考察其對經濟高質量發展的影響路徑與機制。研究發現，后期建設的自貿試驗區資本積累效率更高，符合傳統“干中學”模型的特點，但其穩態增長率較低，而跨期替代彈性較大。據此建議加快構建中國自貿試驗區制度創新評價體系，提高政府治理與制度創新成果的轉化率，加強智能科技、數字技術與平臺的引進和應用。

關鍵詞：自貿試驗區；高質量發展；制度創新；技術進步；產出彈性；區域經濟增長

文獻標識碼：A文章編號：100228482025（02）013318

一、問題提出

近年來，自由貿易試驗區（簡稱“自貿試驗區”）建設推進已成為中國區域經濟高質量發展的關鍵力量，對于構建現代化開放新格局、培育國際化競爭新優勢具有深遠意義。截至2022年底，全國21個自貿試驗區進出口總額達到7.5萬億元，同比增長14.5%，占全國外資的18.5%和進出口額的17.3%①

中國自貿試驗區在外商投資、貿易便利化、財稅制度、金融外匯等領域不斷探索創新，建設成效明顯，綜合排名位居世界前列，連續兩年位列“全球營商環境改善程度最大的經濟體”前10名②

目前，中國自貿試驗區建設正朝著國際化、現代化、智能化方向加快發展。在此背景下，如何通過自貿試驗區建設實現區域經濟高質量發展、構建“雙循環”新發展格局，已成為全國經濟發展進入回暖期后需要關注的重要現實問題。

從發展經濟學角度看，自貿試驗區拉動區域經濟增長的兩極在于新技術和新制度。因此，通過構建包含制度創新的經濟增長模型，有利于解釋在當前快速變化的國際環境下中國宏觀經濟的運行模式，同時也有利于厘清區域經濟持續增長與自貿試驗區創新發展的動力來源。從歷史經驗的角度看，中國經濟實現高速發展，創造了世界奇跡，其關鍵在于漸進式改革和制度創新[1]。自貿試驗區作為中國對外開放的“制度高地”，以制度創新為核心，以可復制、可推廣的擴大開放經驗為基本要求，為中國經濟體制改革探索新路徑、新模式、新動能[2]。

區分自貿試驗區發展過程中技術進步與制度創新的影響，需要厘清自貿試驗區制度創新的內涵和特征。具體而言，自貿試驗區制度創新可以從三個方面理解。第一，貿易便利化是自貿試驗區設立的基本屬性。目前，中國簽署的自由貿易協定（free"trade"agreement，FTA）中，實現零關稅的產品稅目已達到90%以上。以中澳FTA為例，協定生效立即為雙方帶來10.2億美元的關稅減免[3]。第二，行政體制改革是自貿試驗區建設的本質要求。例如，中國（上海）自貿試驗區自成立以來，全面實行負面清單制度，并不斷調整清單內容，從2013年版的190條優化至2021年版的27條，極大地簡化了外商投資審批流程，提高了貿易效率[4]。第三，構建差異性的金融外匯體系是自貿試驗區建設的新特色。例如，中國（上海）自貿試驗區成立后，金融機構大量集聚，人民幣跨境使用迅速增長，帶動了上海市金融要素市場向國際化、一流化建設穩步推進[5]。

在推進區域經濟高質量發展過程中，自貿試驗區的制度創新相較于技術進步和傳統物質資本，能夠發揮更為關鍵的作用。首先，自貿試驗區的體制改革經驗有助于推動政府職能的轉變，對政府治理機構的創新和區域經濟發展效率的提升起到了重要作用[6]。其次，自貿試驗區特有的市場準入和負面清單制度有助于構建更加健全的開放型經濟體制，提升了貿易競爭的公平性和透明度[7]。最后，自貿試驗區強化的金融外匯和財稅制度有助于優化城市營商環境，不僅有利于培育新的國際貿易模式、構建人民幣跨境使用的金融市場，還激發了內外資企業的市場活力，對促進區域經濟高質量發展起到了關鍵作用[8]。

然而，國內早期研究更多地強調自貿試驗區的傳統物質資本、勞動力或設備技術的要素貢獻，據此分析自貿試驗區對區域經濟增長的影響，而較少考慮自貿試驗區的制度要素；也有研究籠統地將自貿試驗區的設立或其產生的增加值視作推動區域經濟增長的原因，而對技術進步和制度創新的要素化過程關注不足；還有研究指出，以往對自貿試驗區建設推進區域經濟增長的路徑系數估計存在較大偏誤[9]。針對現有研究的不足，本文首先考察了自貿試驗區制度創新和技術創新的要素化過程，構建了包含兩者的微觀基礎模型，并與傳統生產要素區分開來，將其作為經濟發展的關鍵投入，明確其對經濟增長影響的潛在路徑；其次，通過現實數據，分析了自貿試驗區制度創新對區域經濟高質量發展的影響，并通過文本分析方法，構建了自貿試驗區制度創新指數，進一步分析了自貿試驗區制度創新對經濟增長的影響。

本文的研究貢獻主要有三點。第一，將自貿試驗區的制度創新和技術進步要素化，構建兩者的微觀基礎模型。第二，在理論層面明確自貿試驗區制度創新的基本特征，修正自貿試驗區對區域經濟增長的路徑參數和產出彈性，采用理論結合實證的分析框架，解釋以往研究中“引入創新因素則高估了自貿試驗區的作用，而未考慮創新因素則低估了自貿試驗區的作用”的誤區；在實證層面，通過構建似不相關回歸（SUR）模型，利用現實數據解釋了自貿試驗區制度創新對經濟增長的貢獻。第三，基于文本分析，構建并測度自貿試驗區制度創新指數，為評估自貿試驗區制度建設水平及其潛在社會貢獻提供有益參考。

二、理論分析

為探索自貿試驗區制度創新與技術進步的要素化過程，并分析其對經濟增長影響的路徑機制，本文在內生增長理論的框架下[10]，構建了包含自貿試驗區制度創新和技術進步的理論模型。

（一）制度創新和技術進步的要素化過程

關于自貿試驗區創新因素的設定，可以分為兩個部分來解釋：一是自貿試驗區的制度創新（Ft），這種創新通過完善投資、金融、法制等制度途徑實現；二是自貿試驗區的技術進步（Bt），這種進步通過直接購買生產技術或生產設備、先進科技成果轉化等途徑實現。從微觀設定來看，可以將自貿試驗區視為特殊的研發部門。根據Choi[11]的研究，創新突破以泊松流形式產生，其瞬時密度等于研發投入。這里的研發活動并非廣義經濟體中所有的創新，而是只關注自貿試驗區的制度創新與技術進步。

依據上述設定，研發活動與自貿試驗區制度創新和技術進步的聯合作用有關，用FμtB1-μt

表示，μ為制度創新對技術進步的替代彈性。當FμtB1-tμ為1時，自貿試驗區制度創新突破的泊松流的密度為α，假設單次制度創新突破帶來的經濟增長速率為g，令qt表示自貿試驗區制度創新率（制度創新的效率），那么qt滿足如下關系：

E（qt|q0）="q0［∑∞k=0e－∫t0λ（x）dx（∫t0λ（x）dx）k/k！］（1+g）k="q0［∑∞k=0e－α∫t0FμtB1－μtdx.（α∫t0FμtB1－μt）k/k！］（1+g）k（1）

其中，λ（x）是非齊次泊松式的泊松流在時間x的瞬時密度，q0是自貿試驗區制度創新率的初始值。

自貿試驗區制度創新和技術進步的聯合作用，除了能夠提高自貿試驗區制度創新的效率，還能夠提升其技術進步的效率。同樣的，用FvtB1-vt表示技術進步，v為技術進步對制度創新的替代彈性。當FvtB1-vt為1時，自貿試驗區技術進步突破的泊松流的密度為β，假設單次技術突破帶來的經濟增長速率為h，令zt表示技術進步率（技術進步的效率），那么zt滿足如下關系：

E（zt|z0）=z0［∑∞k=0e－∫t0ν（x）dx（∫t0ν（x）dx）k/k！］（1+h）k=z0［∑∞k=0e－β∫t0FvtB1－vtdx.（β∫t0FvtB1－vt）k/k！］（1+h）k"（2）

其中，γ（x）是非齊次泊松式的泊松流在時間x的瞬時密度，z0是自貿試驗區技術進步率的初始值。

由于每個自貿試驗區的創新建設存在異質性，此時可以使用宏觀經濟模型求解穩態。具體而言，當g和h趨于0與泊松流密度α和β趨于無窮時的極限狀態近似，換言之，式（1）（2）結構

[HJ0.6mm]式在宏觀上是穩定的，那么可以將式（1）（2）引入增長模型中。在這種近似穩態下，t期的聯合創新率以（1+g）αFμtB1－μt速率增長，那么極限處泊松流密度λ=gα的增長速率為exλFμtB1－μt。

在上述極限下，對式（1）（2）做傅里葉變換，可以將模型看作時期緊密排列的離散時間序列，假定每期間隔為1，且每期投資在期初發生，那么每期資本積累增速為λFμtB1-μt。滯后一期的制度創新率qt+1和技術進步率zt+1表達式為：

qt+1=qt[KG*3]1+λFμtB1－μt+o（λ）[KG*3]（3）

zt+1=zt[KG*3]1+γFvtB1－vt+o（γ）[KG*3]（4）

其中，o（x）表示極限處誤差項。假設資本積累用K表示，則自貿試驗區制度創新帶來的資本積累為KF，t，技術進步帶來的資本積累為KB，t，那么在極限處式（5）成立，即：

qt+1/qt=qt（KF，t+1/KF，t）μ（KB，t+1/KB，t）1－u+o（λ）（5）

若對式（5）迭代，忽略低階項和誤差項，假定期初資本積累KF，0和KB，0為1，可以得到：

qt+1=q0（FμtB1－μt）λ（6）

類似的，可以求得：

zt+1=z0（FvtB1－vt）γ（7）

通過上述微觀結構的推導可以發現，當自貿試驗區的技術進步和制度創新的要素化過程趨于穩定時，這兩種創新要素對區域經濟增長的作用都符合“干中學”的特點，即后成立的自貿試驗區創新效率更高。從直觀上看，在自貿試驗區的建設進程中，若能在制度和技術方面取得連貫性，則更有可能實現創新突破。這表現為更為全面的投資、金融、法制體系為技術進步提供了制度保障，同時，更為先進的技術、設備和流程為制度創新提供了物質基礎。因此，后成立的自貿試驗區更有可能兼顧制度創新和技術創新效率更高的優點，從而更有效地推動區域經濟增長。基于以上認識，本文提出以下命題：

命題1：自貿試驗區制度創新和技術進步對區域經濟增長的作用均呈現規模收益遞增趨勢，符合“干中學”模型特點。

（二）制度創新和技術進步的溢出效應

前文描述了自貿試驗區技術進步和制度創新的要素化過程，是區域經濟增長的雙重動力來源。根據“干中學”模型特點，自貿試驗區的技術進步和制度創新均存在溢出性。假設自貿試驗區技術進步和制度創新的聯合作用帶來的資本積累為G=KεF，tK1-εB，t，引入柯布-道格拉斯生產函數，可表示如下：

Y·t=ztqtGωt∫A0x1－ωidi（8）

其中，Y·表示經濟增長，A表示知識生產函數，ω是經濟增長來源于創新要素的份額。資本積累Gt=（1-δ）Gt-1+It，其中δ為資本折舊率（制度創新資本折舊率為δF，t，技術進步資本折舊率為δB，t），I表示投資額。進一步的，將自貿試驗區創新要素引入知識生產函數，則可以表示為：

A·t=ztqtG1－φtAφtLt（9）

其中，A·表示引入自貿試驗區創新要素的知識生產函數，φ是來源于制度創新和技術創新的份額；則式（9）表現的自貿試驗區建設與經濟增長之間的邏輯關系是：自貿試驗區的制度和技術越完備，對應的資本積累越高，同時自貿試驗區對先進制度和先進技術的轉化率與研發效率也越高。因此，提升其基礎設施水平，使制度體系更加完善，能夠推動區域經濟高質量發展。

為保證經濟總量增長的穩態存在，參考Auer等[12]的研究，假定當且僅當社會資本的邊際回報固定，且地區自貿試驗區的要素投入比例固定，則有表達式：

λ［vγ+（1－ε）α］=（1－α－γ）（1－λμ）（10）

其中，λ和γ分別反映了自貿試驗區制度創新和技術進步的溢出水平，二者分別表示創新所引致的資本積累效率彈性，且這些彈性各不相同，因此可以作為每單位資本回報恒定的特定表達式。由此，穩態時兩類創新要素的增長速度表達式為：

gq=λg（11）

gz=γh（12）

同時，由式（8）所表現出的規模報酬遞增性質，可進一步推算穩態時用制度創新表示的區域經濟增長率gY為：

gY=（λ+α）g（13）

假設區域經濟增長中來自自貿試驗區制度創新的貢獻率為w，那么可以將式（13）拓展為：

gY=（λ+α）－（1－w）g/w（14）

式（14）反映了自貿試驗區制度創新與區域經濟增長可測部分之間的關系，體現了自貿試驗區制度創新對區域經濟增長的溢出效應。通過式（14）可以看出，與溢出水平λ相關的變量有4個，分別是經濟體的增長速度gY、制度創新帶來的經濟增長速率g、研發效率α、制度創新的貢獻率w，以及約束條件式（10）。假設社會收益等于創新收益現值的期望，由式（10）（14）可以推導出由自貿試驗區制度創新溢出效應表示的區域經濟增長估計方程。

（三）均衡增長路徑

本文從供給側轉向整個經濟體，分析引入自貿試驗區制度創新和技術進步要素后的均衡增長路徑。在地區消費部門中，自貿試驗區的制度創新和技術進步通常被認為會對區域經濟增長產生影響（如前文描述的“干中學”特點），即個體消費的效用越高，其福利水平越高。因此，借鑒嚴成樑[13]的做法，假設消費偏好的跨期替代彈性σ恒定，將式（8）代入個體消費的效用函數，可表示為：

U=∫+∞0e－ρtu（ct，Gt）dt=∫+∞0e－ρt（c1－σt/1－σ）dt（15）

其中，ρ是主觀貼現因子。綜上，在整個經濟系統中，式（10）是生產函數的均衡條件，式（6）（7）是描述自貿試驗區綜合創新水平的方程，可以求解出預算約束條件式（16），以及自貿試驗區制度創新帶來的資本積累、技術進步帶來的資本積累與傳統物質資本積累呈跨期變化的歐拉方程式（17）～（19）。其中，IF，t、IB，t和It分別表示制度創新的要素投入、技術進步的要素投入和傳統物質資本的要素投入。

z0（KvF，tK1－vB，t）γ（KεB，tK1－εF，t）αx1－αi，t=ct+It+IF，t+IB，t（16）

K·F，t=q0（KuF，tK1－uB，t）λ［z0（KvF，tK1－vB，t）γ（KεB，tK1－εF，t）αx1－αi，t－ct－It－IB，t］（17）

K·B，t=z0（KvF，tK1－vB，t）γ（KεB，tK1－εF，t）αx1－αi，t－ct－It－IB，t－δBKB，t（18）

K·t=z0（KvF，tK1－vB，t）γ（KεB，tK1－εF，t）αx1－αi，t－ct－It－IB，t－δKt（19）

通過Hamiltonian方程求解出消費效用關于制度創新帶來的資本累積（KF，t）、技術進步帶來的資本累積（KB，t）與傳統物質資本積累（Kt）的跨期變化的微分方程式（20）～（22），以及確保效用函數收斂的橫截面條件式（23）：

c·t/ct=［z0（KvF，tK1-vB，t）γα（K1-εF，tKεB，t）α－1ε（K1－εF，tKε－1B，t）x1－αi，t－λuK·F，t/KF，t－λ（1－u）K·B，t/KB，t－δ－ρ］/σ

[KH-1]（20）

c·t/ct=［q0（KuF，tK1-uB，t）λz0（KvF，tK1-vB，t）γα

（K1-εF，tKεB，t）α－1（1－ε）（K－εF，tKεB，t）[JP2]x1－αi，t－λuK·F，t/KF，t－λ（1－u）

K·B，t/KB，t－ρ］/σ

[KH-3]（21）

c·t/ct=［z0（KvF，tK1－vB，t）γ（K1－εF，tKεB，t）α（1－α）x－αi，t－λuK·F，t/KF，t－λ（1－u）K·B，t/KB，t－δ－ρ］/σ（22）

limt→∞KF，t/qte－ρtc－σ=0

[KH-1]（23）

在市場出清條件下，在式（17）～（19）中的IF，t、IB，t和It比值恒定，因此可以消去。此外，經濟體的增長率（g）、總產出的增長率（gY）和總消費的增長率（gc）是相等的，即g=gY=gc。接下來，由式（17）～（22）可以計算出三種資本積累在穩態路徑上的增長率。首先，對式（18）等號兩邊同時除以KB，t，那么等號左邊變為技術進步帶來的經濟增長速率（gB），在穩態下這一增長率為常數，則等號右邊的ct/KB，t也應恒定，因此技術進步帶來的經濟增長率與總消費的增長率一定相同，即gB=gc。類似地，傳統物質資本積累的增長率與總消費的增長率也一定相同，即gK=gc。

進一步地，對式（17）兩邊同時除以KF，t，那么等號左邊變為制度創新帶來的經濟增長速率（gF），在穩態下這一增長率為常數，但是在等號右側則與式（17）（18）的分析方式不同。具體來說，由式（14）反映的制度創新與技術進步的溢出效應有差異，經濟體對制度創新帶來的經濟增長速率的彈性為vγ+（1-ε）α，那么推算自貿試驗區制度創新帶來的資本存量溢出水平λ系數為（KμF，tK1-μB，t）λ。等號右側的（KF，tμKB，t1-μ）λct/KF，t恒定，則（KμF，tK1-μB，t）λct的增長率等于gF，即：

gc=［（1－λμ）/（1+λ－μλ）］gF（24）

將式（24）和gB=gc代入式（21），在穩態下，式（21）的第一項收斂為常數，表示為q0z0α（1-ε），從而化簡得到：

g=gc=［q0z0α（1－ε）－λugF－λ（1－u）gB－ρ］/σ=（1－μλ）［q0z0α（1－ε）－

ρ］/［λ+（1－μλ）"""（25）

最后，為了證明穩態存在，將式（21）第一項的資本積累改寫為增長率的形式，如果穩態存在，則該項數值恒定（為簡化分析，制度創新和技術進步率的初始水平均為1.00），則方程表示為：

［α（1－ε）+vγ］gF+［（1－v）γ+αε）－1］g≡βg（26）

式（26）化簡結果恒為一個常數，則穩態存在。接下來，將式（24）代入式（26），化簡過后正是式（10）表示的社會資本回報恒定的約束條件。因此，式（10）是穩態存在條件得證。

綜上，式（10）（23）橫截面條件滿足，且αq0z0gt;ρ，那么以上方程組存在唯一穩態增長路徑。修正的經濟體增長速度和兩類創新要素資本積累的增長速度見式（24）（25），同時式（25）（14）也分別反映了制度創新對區域經濟增長的溢出效應，以及制度創新貢獻率與對應溢出水平之間的關系。基于以上認識，本文提出以下命題：

命題2：本文推導的自貿試驗區建設對區域經濟增長路徑與傳統的“干中學”模型相比，具有較低的穩態增長率和較大的跨期替代彈性。

在以往對區域經濟增長路徑的研究中，不少學者只考察了自貿試驗區技術層面的內容，將技術要素設定為同時包含資本積累和技術進步兩種含義，導致自貿試驗區技術進步對區域經濟增長的影響被高估，超過了傳統生產要素的作用。通過對現有文獻的梳理不難發現，這些研究主要選取流程設計、硬件設[HJ2.4mm]施或研發費用等變量進行分析，而對制度創新避而不談，這不僅是因為制度創新難以被量化，還與傳統“干中學”模型中研發部門已形成較為完整的研究體系有關。然而，近年來的研究發現，自貿試驗區技術進步對經濟增長的貢獻率并沒有預期那么高，而制度創新對自貿試驗區發展的重要性則受到越來越多的重視。因此，本文引入了制度創新及其相關的模型設定，使自貿試驗區制度創新的概念得以明確區分，自貿試驗區建設對區域經濟增長路徑不再簡單聚焦技術層面或資本層面。這也使得本文與傳統的“干中學”模型相比均衡增長路徑放緩，跨期替代彈性增大，更符合近年來的實證研究結果。

（四）參數校準

為了使上述推導模型更具經濟學意義，本文通過外校準和內校準設定參數。一般而言，模型的外校準需使用既往文獻或實際數據計算得到的參數值，而內校準則需要設定目標矩，經過調整生成與現實中的目標矩一致的參數。本文設定的外校準參數見表1。

根據數值模擬的通常取值以及金融文獻的慣例，設置消費的跨期替代彈性為2.00，并將技術進步和制度創新率的初始值均設置為1.00"[14]，借鑒陳彥斌等[15]的研究，將技術進步的產出彈性和折舊率分別設置為0.35和0.05。目前，關于制度創新的折舊率存在兩種不同觀點：一種認為制度創新的折舊率為0，另一種則認為制度創新的折舊率與相關政策的迭代速度相關。由于本文主要考慮了制度創新要素化過程，因此采用第二種觀點，借鑒楊瑞龍等[16]的政府、地方和微觀主體三方博弈模型中的制度創新迭代參數，將自貿試驗區制度創新的產出彈性和折舊率分別設定為0.10和0.20。基于外校準參數，對其他參數進行設定。本文設定的內校準參數見表2。

根據參數內校準設定，主觀貼現因子反映了經濟體收入用于消費、投資或固定成本的比例。前文假定勞動力變化量是恒定的，因此僅考慮自貿試驗區用于投資的占比，并選取資本產出比作為內校準的目標矩。參考嚴成樑[13]的估算結果，設定中國資本產出比為2.45，計算得到內校準結果為0.92。自貿試驗區技術進步溢出水平γ，可以用LevinsohnPetrin（LP）算法計算得到，數據來源于《中國自貿試驗區發展報告（2013—2021）》。此外，自貿試驗區制度創新溢出水平λ，可以根據式（10）計算得到，內校準結果均為0.27。最后，自貿試驗區技術進步對制度創新的替代彈性v和制度創新對技術進步的替代彈性μ兩個參數，分別以技術進步和制度創新的貢獻率作為目標矩。其中，技術進步的資本貢獻率參考了蔡躍洲等[19]的研究，制度創新的貢獻率參考楊瑞龍等[16]的三方博弈模型迭代參數以及白重恩等[20]的傳統資本貢獻率加權計算得到，內校準結果分別為0.27和0.32。

（五）數值模擬

圖1技術進步和制度創新對經濟增長的估計路徑

運用參數校準的設定結果，代入原模型進行數值模擬，通過迭代方法使得推導模型收斂，以此為穩態增長路徑，并與實際值進行比較，結果見圖1。以往研究通常采用自貿試驗區增加值或全要素生產率來分析其對區域經濟增長的影響，但這些方法得到的估計結果與實際數值偏差較大。相比之下，本文基于制度創新的經濟增長路徑分析，在一定程度上修正了估計結果偏差，并解釋了傳統實證分析中“引入創新因素則高估了自貿試驗區的作用，而未考慮創新因素則低估了自貿試驗區的作用”的問題。

三、研究設計

（一）GMM模型設定

命題1提出技術創新和制度創新要素對區域經濟增長的作用均呈現規模收益遞增趨勢，為檢驗其是否成立，本文加入被解釋變量的滯后項，構建包含自貿試驗區制度創新與區域經濟高質量發展的動態面板回歸模型。廣義矩估計（GMM）模型設定如下：

HEDi，t=α0+α1HEDi，t－1+α2HEDi，t－2+α3Inni，t+X+dis+year+εi，t（27）

其中，下標i表示設立自貿試驗區的省份，t表示年份；HEDi，t表示t年i地區經濟高質量發展指數，HEDi，t-1和HEDi，t-2分別是其滯后一階項和滯后二階項；Inni，t表示t年i地區自貿試驗區制度創新指數；X表示地區經濟層面的控制變量；dis和year分別表示地區和年份固定效應；εi，t是模型的隨機誤差項。從模型選擇看，本文選擇系統GMM方法進行估計，該估計方法可以采取一階段估計或兩階段估計；相比一階段估計，兩階段估計方法能更好地解決面板數據的異方差和自相關問題，使得估計結果更為穩健和有效。

（二）變量定義

1.被解釋變量：區域經濟高質量發展指數

國內早期研究多以區域國內生產總值（GDP）增長率衡量經濟高質量發展水平，但此類方法未考慮生態環境、社會保障和居民福祉等因素，對高質量發展內涵的客觀體現不足[21]。部分研究通過測算地區的全要素生產率來衡量經濟高質量發展水平，然而其計算過程需要設定特定的投入—產出要素指標，計算結果可能存在一定的徑向性，即結果可能被高估[22]。本文借鑒楊耀武等[23]構建的中國高質量發展指數及其測度方法，選取經濟成果分配、人力資本質量、經濟效率與穩定、自然資源與環境、社會保障與發展5個方面的指標，采用變異系數法和熵值法相結合的計算方法，測算樣本的信息權和信息熵權，最后綜合加權測算區域經濟高質量發展指數，較以往研究的可操作性和估計的準確性得到顯著提高。

2.核心解釋變量：自貿試驗區制度創新指數

為解決既往研究中關于地區自貿試驗區制度創新水平難以衡量的問題，本文采用文本分析的方式獲取數據。第一，整理國務院及商務部的相關文件以及各自貿試驗區的政策法規和條例（共篩選出350份），將其轉換為文本格式，并通過Python提取與制度創新相關的文本內容。第二，對整理好的文本按照制度創新的類型進行分詞提取，劃分為市場準入、財稅制度、金融外匯、貿易便利、法律法規5個維度，初步形成分詞詞典。第三，從選取的分詞前后提取重復率較高的樣本，組合形成相關語庫。第四，在從既往文獻中提取與自貿試驗區制度創新相關的語料進行補充、修訂、增加和刪除，確定最終的關鍵詞詞典。第五，基于關鍵詞詞典，利用jieba功能模塊對全部文本進行分詞處理，從上述5個維度統計報告中關鍵詞出現的頻次，以反映自貿試驗區在制度創新各指標維度的表現水平。在對分項指標賦權過程中，借鑒世界銀行在構建營商便利度指數時采用的等權重方法，對各分項指標賦予相同的權重，進而構建中國自貿試驗區制度創新指數。本文構建的自貿試驗區制度創新指數和選取的關鍵詞見表3。

3.控制變量

為提高研究的精確性，避免與區域經濟高質量發展指數產生共線性問題，本文選取控制變量X如下：居民消費指數（CPI），反映一定時期內區域商品價格變動的相對指標，體現區域消費變化趨勢；投資效率（PCI），由社會投資增長率與地區GDP增長率之比計算，反映區域資本產出的增量；政府財政支出占地區GDP比重（GEG），以政府財政用于公共管理的支出衡量，反映地區基礎經濟建設水平；技術交易活躍度（RDP），反映區域科教文化、生產技術升級及研發突破的重要指標，體現區域經濟可持續發展的能力；外商直接投資（lnFDI），用外商直接投資額的自然對數衡量，反映地區吸引外國企業或組織的投資情況。

4.其他變量

為探究區分制度創新對區域經濟高質量發展的影響，本文在自貿試驗區制度創新指數之外還設置了其他變量進行對比，分別是自貿試驗區年末增加值的自然對數（lnAdd）和全要素生產率（TFP）。這兩個變量均可以通過2013—2021年《中國自由貿易試驗區發展研究報告》公開數據和各省份統計年鑒及相關統計報表進行測算。其中，lnAdd根據自貿試驗區的一般公共預算收入減稅收的凈值、固定資產投資總額、進出口總額累加計算得到；TFP則根據自貿試驗區的資產總額和就業人員總數，利用LP算法計算得到。

（三）數據來源

本文設定的區域經濟高質量發展指數和控制變量根據2013—2022年《中國統計年鑒》和《中國工業統計年鑒》數據測算得到；與自貿試驗區制度創新和技術進步的相關變量則通過文本分析以及2013—2021年《中國自貿試驗區發展報告》和世界銀行數據庫中的數據測算得到。

關于樣本的地區選擇，本文選用省級面板數據進行分析。一方面，部分地級市設立了多個自貿試驗片區，例如成都天府新區片區、成都青白江鐵路港片區、川南臨港片區（天津、上海等地也有類似劃分）；另一方面，部分自貿試驗片區以港區或經濟特區形式建立，與所在城市的經濟發展關聯性較弱。因此，選用省級面板數據更適合本文的研究。關于樣本的時間選擇，本文選取2014—2020年的數據，對部分缺失年度的數據采用線性插值法進行填補。為避免離群值對回歸結果的影響，本文對樣本中前后1%的連續變量進行了縮尾處理。

（四）描述性統計

主要變量的描述性統計結果見表4。表中數據在不同時期存在顯著差異，并且取值均分布在合理區間內，說明數據具有良好的可信度。

（五）特征事實分析

1.自貿試驗區設立分布

自2013年中國（上海）自貿試驗區設立以來，截至2021年底，中國已分6批次設立了21個自貿試驗區，中國自貿試驗區及其片區分布和設立時間見表5。

從區域覆蓋分布來看，沿海地區、內陸地區和沿邊地區分別有10個、8個和3個省份設立了自貿試驗區。這一布局實現了東部沿海地區全覆蓋，并通達內地，延伸至沿邊地區。各省份自貿試驗區還包含多個片區，目前全國21個自貿試驗區共規劃設立67個片區，形成了較為全面的對外開放體系，對區域經濟高質量發展發揮了重要作用。

2.自貿試驗區制度創新與區域經濟增長

為全面反映中國自貿試驗區建設對區域經濟增長的推動作用，本文選取自貿試驗區的制度創新指數作為衡量其建設水平的事實依據，2013—2020年各省份自貿試驗區制度創新水平與區域經濟增長的趨勢如圖2所示。

由圖2可見，2020年中國華南、西南地區自貿試驗區制度創新指數較低，但2013—2020年的增長率較高，說明這些省份經濟基礎建設相對薄弱，然而自貿試驗區設立以來，不斷推進自由貿易體系建設，創新對外開放經濟體制，從而推動了華南、西南地區自貿試驗區建設的水平不斷提升。最具代表性的區域是海南，其提升幅度最為顯著，這可能與海南的地緣優勢密切相關：一方面，海南作為博鰲亞洲論壇的永久舉辦地，與東盟國家保持著密切的貿易合作；另一方面，海南加強與東南亞各國的貿易往來，推動了區域經濟一體化及“21世紀海上絲綢之路”倡議的順利實施。此外，由圖2（b）可見，各省份自貿試驗區的制度創新指數與其GDP呈現出相似的增長趨勢，這初步表明自貿試驗區制度創新與地區經濟增長存在正相關關系。

四、實證分析

（一）基準回歸估計結果

基準模型估計結果見表6。其中，第（1）～（3）列是采用固定效應模型的估計結果，第（4）～（6）列是采用系統GMM模型的估計結果。在系統GMM估計結果方面，Hansen檢驗和一階、二階檢驗統計量均在0.01水平下顯著，說明系統GMM模型設定合理，工具變量不存在過度識別及二階序列相關問題。本文通過控制固定效應和引入控制變量等方式進行回歸，結果顯示自貿試驗區制度創新指數均在001的水平下與區域經濟高質量發展指數呈正相關關系，表明自貿試驗區制度創新有利于區域經濟高質量發展。HEDt-1的估計系數顯著高于HEDt-2的估計系數，表明較晚建設的自貿試驗區的資本積累效率更高，后投入的資本能夠得到更有效的利用，這一結果符合傳統“干中學”模型的特點，從而證明命題1成立。

在控制變量方面，投資效率、技術交易活躍度和外商直接投資與區域經濟高質量發展指數在0.01水平下呈現顯著正相關關系，由此可以得出三點結論。一是自貿試驗制度創新程度不同，投資效率也會有所差異，具體而言，投資效率越高，自貿試驗區制度創新對區域經濟高質量發展的正向推進作用越強；二是自貿試驗區制度創新指數越高，意味著地區的準入門檻越寬松、投資貿易越便利、監管模式越規范，從而促進地區技術交易活躍，推動區域經濟高質量發展；三是外商直接投資與地區營商環境直接相關，表明自貿試驗區制度創新水平的提高對區域經濟增長的賦能作用更為顯著。此外，居民消費指數和政府財政支出占比在0.1水平下不顯著，說明沒有證據表明這些因素對區域經濟高質量發展存在影響。

（二）內生性檢驗

1.多期DID檢驗

考慮到本文設定的計量模型可能存在內生性問題，故構建多期雙重差分（DID）模型，表示為：

HEDit=α0+α1TTit+X+dis+year+εi，t""（28）

其中，TT表示自貿試驗區設立時間的政策虛擬變量。

表7第（1）列匯報了各省份自貿試驗區設立對區域經濟高質量發展影響的估計結果，政策虛擬變量的估計系數為0.278，且在0.01水平下顯著。估計結果表明，與未設立自貿試驗區的省份相比，設立自貿試驗區的省份能夠顯著提高當地的經濟高質量發展水平。這從政策效應角度驗證了設立自貿試驗區對區域經濟高質量發展具有顯著的正向推動作用，再次證明命題1成立。

此外，為檢驗多期DID模型的穩健性，本文采取兩種方式進行檢驗。首先，平行趨勢檢驗。以自貿試驗區設立年份作為基準期，選取設立前3期和設立后3期作為政策虛擬變量進行回歸估計。檢驗結果見圖3（a），結果顯示回歸系數的置信區間均包含0且不顯著，滿足平行趨勢檢驗。其次，安慰劑檢驗。以原樣本中設立自貿試驗區的省份作為新的控制組，隨機生成與原處理組相同數量的省份作為新的處理組，并以自貿試驗區設立年份作為匹配項，對原假設的多期DID方程重復估計400次，計算新的政策虛擬變量估計系數。估計結果見圖3（b），400份隨機抽樣中，檢驗統計量并不顯著，同時多輪估計結果DID的系數多為負值，與表7第（1）列中估計系數差別較大，證明設立自貿試驗區對區域經濟高質量發展的推動作用較為明顯。鑒上，多期DID估計結果顯著成立。

2.工具變量檢驗

考慮到自貿試驗區制度創新會受到政策環境影響，本文設定的計量模型可能遺漏了政策不確定性因素，從而產生內生性問題。為此，參考劉貫春等[24]的研究，引入經濟不確定性指數（EPU）作為工具變量，并將其與原始分析數據進行匹配，形成新的面板數據重新估計。表7第（2）列匯報了弱工具變量識別檢驗結果，KleibergenPaap"rk的LM和Wald"F統計量的值均遠高于StockYogo弱識別檢驗在10%水平上的臨界值（16.38），說明選取經濟不確定性指數作為工具變量具有合理性。由第（3）列結果可見，估計結果與基準回歸一致，且在引入了控制變量并控制了地區和時間固定效應后，估計結果依然顯著。這表明，在排除了遺漏變量問題后，基準回歸式仍然是顯著的，從而證明了計量模型不存在內生性問題。

3."Heckman兩階段檢驗

考慮到本文的數據獲取過程可能缺乏隨機性，因而產生樣本遺漏和變量內生問題，參考李雪松等[25]的做法，在第一階段引入工具變量（經濟不確定性指數），并利用Probit模型計算逆米爾斯比率（IMR），將其作為控制變量代入第二階段進行重新估計。表7第（4）列報告了采用Heckman模型進行第一階段估計的結果，結果顯示IMR作為工具變量通過了弱工具變量識別檢驗。第（5）列報告了第二階段估計結果，結果與基準回歸一致，且在引入控制變量并控制地區和時間固定效應后，估計結果依然顯著。以上結果表明，在排除了遺漏樣本問題后，基準回歸仍然顯著，證明了計量模型不存在內生性問題。

（三）穩健性檢驗

1.縮短觀測時間檢驗

考慮到2020年全球新型冠狀病毒感染疫情的暴發與持續蔓延可能會干擾實證研究結果，本文通過縮短觀測時間，選取2013—2019年的數據進行檢驗。北京、湖南、安徽自貿試驗區的設立時間為2020年，由于觀測時間縮短，故剔除這三個地區的研究樣本。將縮短觀測時間的新樣本代入式（27）進行重新估計，由表8第（1）列結果可見，估計結果基準回歸一致，且在引入了控制變量并控制了地區和時間固定效應的估計結果后仍然顯著。這表明，在排除了全球新型冠狀病毒感染疫情影響后，估計結果仍然顯著，證明該模型是穩健的。

2.替換被解釋變量檢驗

本文設定的區域經濟高質量發展指數是通過構建指標體系并利用熵值法-變異系數法綜合測算得到的結果，該測算方法的優勢是綜合性較強，但不足之處在于通過上述測算方法得到的被解釋變量與基準回歸模型設定的其他變量更容易產生共線性問題。因此，為檢驗本文的估計結果是否穩健并簡化分析，本文選取各省份GDP的自然對數（lnGDP）替換原設定中的區域經濟高質量發展指數，并將替換后的樣本代入式（27）進行重新估計。由表8第（2）列結果可見，替換被解釋變量的估計結果與基準回歸一致，且在引入了控制變量并控制了地區和時間固定效應的估計結果后仍然顯著。這表明，替換被解釋變量后的估計結果仍然顯著，證明該模型是穩健的。

3.PSM傾向得分匹配檢驗

考慮到本文設定的自貿試驗區制度創新指數與其設立時間有關，不少省份的自貿試驗區制度創新指數在其未設立之前均為0，此做法可能會存在研究樣本自選擇問題，估計結果也可能不夠準確。因此，參考李青原等[26]的研究，利用傾向得分匹配（PSM）方法，針對自貿試驗區制度創新生成虛擬變量，原樣本中自貿試驗區制度創新指數在1及以上的賦值1，否則賦值0。根據基準回歸，利用全部樣本的特征變量（控制變量）對其進行重新估計，計算傾向得分值。由表8第（3）列結果可見，估計結果與基準回歸一致，且在引入了控制變量并控制了地區固定效應和時間固定效應的估計結果后仍然顯著。這表明，在排除了樣本自選擇問題后，式（27）仍是顯著的，從而證明該模型是穩健的。

五、進一步分析

（一）異質性分析

1.區分制度創新類型

為進一步分析自貿試驗區不同制度創新類型對區域經濟高質量發展的影響，本文根據文本分析中的關鍵詞分組設定，將全體研究樣本按照制度創新類型分組，分為“市場準入”（Inn1）、“財稅制度”（Inn2）、“金融外匯”（Inn3）、“貿易便利”（Inn4）、“法律法規”（Inn5）等5個組別。現將分組后的新樣本依次代入式（27）再次進行回歸，結果如表9所示。

由表9第（1）～（5）列結果可知，估計結果無顯著的組間差異，估計系數基本與基準回歸一致，并且在引入了控制變量、地區固定效應和時間固定效應后仍然能夠在0.01水平下顯著，命題1再次得到驗證。具體而言，“財稅制度”創新對于區域經濟高質量發展的推動作用最為明顯，估計系數為3690。梳理數據結構進一步分析發現，自貿試驗區主要是通過推行數字化辦公和多元化稅收政策以優化財稅制度的，而這種優化效應不僅作用于自貿試驗區內部，還有著積極的外部效應，對推動區域經濟高質量發展具有重要的政策啟示和實踐指導意義。與此同時，近年來的數字化浪潮為自貿試驗區財稅制度的改良和創新提供了新模式、新路徑和新動能，加快了新制度在省域范圍內的形成和應用，為推動一體化經濟發展提供了可復制、可推廣的制度經驗，從而加快了區域經濟邁向高質量發展之路。

2.國際層面自貿區制度創新

進一步地，將研究視角延伸到國際層面，探究世界其他經濟體自由貿易區制度創新對一國經濟增長的影響是否具有普遍性。對此，參考Hossain[27]的做法，將營商環境水平視為國家自貿區制度創新，并以此引入基準回歸模型作為調節變量，可表示為：

lnGDPit=α0+α1FTit×DB+C+dis+year+εi，t"（29）

其中，i表示設立自貿區的國家，t表示年份；lnGDP表示國家GDP的自然對數；FT表示國家設立自由貿易區的政策虛擬變量

本文按照各大洲設立自由貿易區的國家劃分，選取加拿大自貿區、美國自貿區和中國自貿區等18個自貿區作為研究樣本。選取樣本的時間跨度為2010—2020年，數據來源于2010—2020年世界銀行發布的《營商環境報告》。；DB是引入的營商環境指數作為調節變量；C是控制變量的合集，包括國家人口密度（POP）、居民最終消費率（CON）、進出口貿易逆差（TRA）。

3.已控制地區、時間固定效應。

國家設立自貿區對本國經濟增長的作用機制估計結果見表10。第（1）列是未引入調節變量和控制變量的估計結果；第（2）列是引入控制變量但未引入調節變量的估計結果；第（3）列是未引入調節變量且未引入控制變量的模型估計結果；第（4）列是同時引入調節變量和控制變量的模型估計結果，政策虛擬變量的估計系數為0.704。上述四個模型均固定了地區和時間效應，且估計系數均在0.01水平下顯著。這表明在國際層面，國家設立自貿區對于本國經濟增長具有推動作用的結論同樣成立，制度創新的調節作用能夠顯著促進這一影響機制。

（二）路徑機制檢驗

對自貿試驗區建設推進區域經濟高質量發展路徑機制的研究，由于測量過程的量綱不同，解釋變量之間不能夠直接進行比較，針對這一問題，本文采用SUR模型進行分析。該研究方法的原理是：若組內方程不具備相關性，但每組方程的隨機干擾項能夠聯立，那么組間方程就存在一定的相關性。本文側重于探究自貿試驗區的年末增加值、全要素生產率和制度創新指數對區域經濟高質量發展的影響，盡管這三個解釋變量表面上相互獨立，但通過構建SUR模型并引入相關性的隨機誤差項，可以實現這三組方程的可比性，進而讓自貿試驗區的制度創新指數與其他兩項因素區分。具體模型表示為：

HEDit="α0+α1lnAddit+∑αmXit+εit（30）

HEDit="β0+β1TFPit+∑βmXit+εit"""（31）

HEDit="ρ0+ρ1Innit+∑ρmXit+εit""（32）

在式（30）～（32）中，變量的下標i表示省份，t表示年份。式（30）～（32）聯立，則可將其看成是[WTHX]Y[WTBX]=αN+ε的矩陣，[WTHX]Y[WTBX]表示模型中的被解釋變量的合集，N表示解釋變量的合集，ε是控制變量與隨機干擾項聯立的合集，那么此時干擾項條件均值E（ε|N1，"N2，"N3）=0，其方差D（εε′|N1，"N2，"N3）="[WTHX]Ω[WTBX]，表明隨機擾動項無相關性，聯立方程具有同方差性，因此則有：

[WTHX]Ω[WTBX]=[KG*3]σ11[WTHX]I[WTBX]T[KG*3]σ21[WTHX]I[WTBX]T[KG*3]σ31[WTHX]I[WTBX]Tσ12[WTHX]I[WTBX]Tσ22[WTHX]I[WTBX]Tσ32[WTHX]I[WTBX]Tσ13[WTHX]I[WTBX]Tσ23[WTHX]I[WTBX]Tσ33[WTHX]I[WTBX]T"（33）

式（33）是聯立方程組，其中T表示觀測數量，[WTHX]I[WTBX]T表示T階單位矩陣，由此可將自貿試驗區的年末增加值、全要素生產率和制度創新指數轉化為可比較項。

表11第（1）～（3）列分別匯報了三種關于自貿試驗區建設對區域經濟高質量發展的估計結果。從路徑作用關系看，這三條路徑可依次對應傳統物質資本的經濟增長路徑、包含技術進步的經濟增長路徑和區分制度創新的經濟增長路徑，解釋變量的回歸系數分別為1.217、9.175和3.218，滯后一期解釋變量的回歸系數分別為1.183、8.295和3.021，且均在0.01水平下顯著，這表明這三個變量均滿足規模報酬遞增規律，符合“干中學”模型特點，命題1再次得到驗證。從增長關系來看，回歸系數由大到小的排序為自貿試驗區的全要素生產率、制度創新指數和年末增加值，再次驗證命題2顯著成立。同時，通過實證分析得到的回歸系數與本文理論分析部分中參數校準的估計結果一致，即制度創新的貢獻率為0.32，技術進步的貢獻率為0.27，從而證明了自貿試驗區制度創新和技術進步對于推動區域經濟發展都有著重要作用，而制度創新的作用更為顯著。

一方面，按照經濟學慣例，既往文獻通常選用全要素生產率（TFP）作為研究經濟增長的測量指標，其對經濟增長的貢獻率一般在0.2～0.5的區間內，如魯曉東等[28]測算的工業TFP貢獻率均值為0.37，楊汝岱[29]測算的制造業TFP貢獻率均值為0.36。然而本文考慮自貿試驗區技術進步的貢獻率為0.478，與常見的TFP貢獻率相比，自貿試驗區建設對區域經濟增長的貢獻作用可能被高估。另一方面，也有研究選取自貿試驗區的設立時間作為政策虛擬變量，而未將自貿試驗區的創新過程要素化，研究估算自貿試驗區建設對區域經濟增長的貢獻率偏低[30]，此類研究可能低估了自貿試驗區對經濟增長的貢獻作用。

六、結論與啟示

制度創新是自貿試驗區的鮮明特色，已成為推動中國區域經濟高質量發展的核心動力。建設一批高標準、高質量的自貿試驗區也成為中國構建現代化開放型經濟體系、推進區域經濟高質量發展的關鍵力量。本文的主要結論有四點。一是自貿試驗區建設顯著推動了區域經濟高質量發展。制度創新和技術進步對經濟增長的貢獻率分別為0.32和0.27，表明二者均是區域經濟高質量發展的驅動力，且制度創新的推動作用更為顯著。二是本文的“理論—實證”模型均與傳統的“干中學”模型有著相似特征。自貿試驗區制度創新和技術進步對區域經濟增長的作用均呈現規模收益遞增趨勢，即靠后建設的自貿試驗區的資本積累效率更高，后投入的資本將能夠得到更加有效的利用。三是相較于傳統“干中學”模型，本文推導的理論模型具有穩態增長率較低和跨期替代彈性較大的特點。這表明在穩態下的經濟增長率比只考慮傳統物質資本有所放緩，制度創新的替代彈性增大，數值模擬的估算結果與現實數據更為接近。四是自貿試驗區的“財稅制度”創新對區域經濟高質量發展的推進作用最為明顯。同時，近年來興起的數字化浪潮為自貿試驗區“財稅制度”的改良和創新提供了新模式、新路徑和新動能，加快了新制度在省域范圍內的形成和應用，為推動一體化經濟發展可提供可復制、可推廣的制度經驗。上述結論對推動中國自貿試驗區建設、加快推進區域經濟高質量發展有以下啟示：

第一，適應中國經濟高質量發展需要，對標國際一流自貿區發展經驗，加快構建中國式現代化自貿試驗區制度創新評價體系。目前，中國自貿試驗區已設立專門的統計部門，但對于制度創新要素化過程中的資本積累與使用的關注存在不足。因此，中國自貿試驗區應加快與國際貿易投資通行規則進行銜接，以構建中國本土化的自由貿易評價體系為目標，積極采納世界銀行、世界經濟論壇等國際機構制定的自由貿易評價框架中的內容，制定科學、嚴謹的指標體系。在此基礎上，對各自貿試驗區在行政、財稅、金融、貿易便利、法律等要素進行評價，根據評價內容的權重估算自貿試驗區及自貿試驗片區的制度創新總體水平，并在省級或國家層面進行匯總，形成完整的基于自貿試驗區制度創新的宏觀經濟增長預測體系，進而開展統計實踐和相應的研究工作。

第二，充分發揮自貿試驗區的制度優勢，提高地區政府治理與自貿試驗區制度創新成果的轉化率。對標世界發達經濟體，中國營商環境指數仍有差距，這表明自貿試驗區的制度優勢對于中國營商環境的推動作用尚未得到充分發揮。對此，中國各級政府應采取以下措施：一是積極借鑒自貿試驗區的發展經驗，圍繞貿易便利、行政高效、準入寬松等目標，出臺一系列優化營商環境的規則和政策，筑牢營商環境優化的制度基礎；二是找準發力點，在商事制度改革、持續優化政府服務、完善信用監管體系等方面協同推進，切實減輕市場主體負擔，降低交易成本，激發市場活力，推進公平競爭。

第三，以數字經濟和實體經濟深度融合為導向，加強自貿試驗區對于智能科技、數字技術及平臺的引進和應用。自貿試驗區以制度創新為核心推動區域經濟高質量發展，但技術進步的協同推進作用同樣不能忽視。為此，各自貿試驗區需著力做好以下幾項工作：一是努力打造“模式國際化、運行市場化、管理現代化”的新型數字平臺，加快關鍵共性技術研發，積極開展產學研合作、產品信息發布及發明成果交流活動；二是高度重視歸納整理，形成文件清單，加快實現存量文件全入庫、增量文件限期入庫，形成統一的政策文件數據庫，并采用文本挖掘、機器學習等技術，進一步提升自貿試驗區制度創新的質量和效率；三是積極運用數字技術打造智能平臺，簡化行政審批與市場監管流程，實現集約式、一站化的高效管理模式，加快推進自貿試驗區相關政策和創新制度的落地落實。

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編輯：張靜，高原