毛偉 王偉 李飛星

摘要：使用2009-2018年全國30個省份的面板數(shù)據(jù)，以自貿區(qū)的設立為準自然實驗，運用漸進雙重差分法實證研究自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的影響，并對其異質性進行分析檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：自貿區(qū)的設立并未促進產業(yè)結構合理化，反而有一定的阻礙效應;設立批次越早，自貿區(qū)設立對地區(qū)產業(yè)結構合理化的阻礙效應越明顯;相比內陸自貿區(qū)，沿海地區(qū)的自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的阻礙效應更顯著?；诖?，從創(chuàng)新驅動發(fā)展、深化要素市場化改革、加快產業(yè)集群政策及體制的規(guī)劃和落實、針對已設立的自貿區(qū)加大強化型要素投入和針對未設立自貿區(qū)的地區(qū)大力推行自貿區(qū)戰(zhàn)略等方面提出政策建議。

關鍵詞：自由貿易試驗區(qū);產業(yè)結構合理化;漸進雙重差分法;準自然實驗

中圖分類號：F260???? 文獻標志碼：A文章編號：1672-626X（2022）01-0047-12

一、引言

十九大以來，我國經濟進入高質量發(fā)展階段，以五大新發(fā)展理念引領高質量發(fā)展的思想深入人心。在深化改革以及推進經濟高質量發(fā)展的進程中，產業(yè)結構優(yōu)化是“轉方式、調結構、優(yōu)動能”的重要推力，此外，結合當下改革開放處于深水區(qū)的現(xiàn)狀，我國經濟發(fā)展需要尋找新的制度創(chuàng)新支撐點突破瓶頸，進而構建高水平開放型經濟新體制，推動經濟高質量發(fā)展，自由貿易試驗區(qū)（以下簡稱自貿區(qū)）的設立正是為了實現(xiàn)在范圍、領域和層次上更高程度的全面開放。自2013年9月第一批自貿區(qū)設立后，我國不斷推進自貿區(qū)建設進程，截至2020年9月，我國自貿區(qū)進行了6次擴容，數(shù)量已達21個，形成了“1+3+7+1+6+3”的格局。作為深化改革、擴大開放的國家戰(zhàn)略，自貿區(qū)在全球范圍內優(yōu)化資源配置的同時，也對產業(yè)結構的優(yōu)化升級產生重要影響[1]。產業(yè)結構優(yōu)化升級是以促進資源有效配置、滿足社會經濟發(fā)展需要為目的的產業(yè)結構調整，具體可分為產業(yè)結構合理化和產業(yè)結構高度化兩部分。作為評價產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要組成部分，產業(yè)結構合理化是指產業(yè)間和產業(yè)內部的比例與一定的經濟發(fā)展階段相適應、產業(yè)間的發(fā)展相協(xié)調并符合經濟發(fā)展的一般規(guī)律[2]?？梢?，產業(yè)結構合理化不僅會影響產業(yè)結構優(yōu)化升級，更是影響國民經濟穩(wěn)健發(fā)展以及經濟高質量發(fā)展的一個重要因素。

那么，自貿區(qū)的設立是否促進了產業(yè)結構合理化？不同批次、不同區(qū)位的自貿區(qū)對產業(yè)結構合理化的影響是否存在異質性？這些問題的考察解決，對推動產業(yè)結構優(yōu)化升級與自貿區(qū)高質量發(fā)展具有重要意義。

二、文獻綜述

當今國際政治經濟形勢波詭云譎，中國正處于百年未有之大變局的風口浪尖。諸如新冠疫情、貿易戰(zhàn)以及國家間利益爭端等都是影響國民經濟的負面因素，不利于我國經濟高質量發(fā)展，更甚則引起系統(tǒng)性風險，因此積極防范外部風險，探索對外開放新模式勢在必行[3]。自貿區(qū)戰(zhàn)略自推行后，在對外開發(fā)以及制度創(chuàng)新上取得了不菲的成效[4]，與此同時，學術界關于自貿區(qū)的探討研究也逐漸火熱，國內涌現(xiàn)了大量的定性及定量研究成果。

（一）有關自貿區(qū)政策效應的文獻

國內第一個自貿區(qū)即上海自貿區(qū)成立后，關于自貿區(qū)經濟效應的研究迎來了井噴式的發(fā)展[5]。Dechun Huang等（2017）認為上海自貿區(qū)的經濟效應是進一步推進中國投資和貿易自由化的必要條件[6]。王利輝和劉志紅（2017）利用Hsiao（2012）的面板數(shù)據(jù)政策效應評估手段[7]以及合成控制法構建“反事實”框架，證明自貿區(qū)對上海地區(qū)經濟的影響效應為正[8]。Daqing Yao和John Whalley（2016）認為隨著上海自貿區(qū)的成功實施以及更多試點政策在中國的推廣，中國經濟發(fā)展會更加穩(wěn)健[9]。王愛儉等（2020）通過多期雙重差分法以及貝葉斯信息準則，研究發(fā)現(xiàn)自貿區(qū)不僅驅動了區(qū)域經濟增長，而且是眾多驅動因素中的關鍵因素[10]。張軍等（2019）使用雙重差分空間自回歸模型對前三批自貿區(qū)的地區(qū)經濟效應展開實證分析，得出自貿區(qū)設立對經濟增長的正向政策效應，以及自貿區(qū)會對周邊地區(qū)產生正向溢出效應[11]。魏蓉蓉和李天德（2020）運用漸進雙重差分法（多期DID）考察了自貿區(qū)對經濟高質量發(fā)展的政策效應，得出自貿區(qū)可以顯著提高地區(qū)經濟高質量發(fā)展水平的結論，并且發(fā)現(xiàn)不同金融資源配置效率的自貿區(qū)對經濟高質量發(fā)展的效應具有異質性[12]。在自貿區(qū)設立對創(chuàng)新能力的影響效應上，徐潔香等（2020）選取滬津閩粵四大自貿區(qū)為樣本對象，檢驗自貿區(qū)創(chuàng)新質量效應，得出自貿區(qū)對地區(qū)創(chuàng)新質量的提升具有促進效應的實證結果，并發(fā)現(xiàn)這一政策效應還具有一定發(fā)揮空間[13]。高增安和李肖萌（2019）基于雙重差分法，得到自貿區(qū)設立有效促進了區(qū)域創(chuàng)新發(fā)展的實證結果，并發(fā)現(xiàn)隨著時間效應，創(chuàng)新投入的效應呈現(xiàn)“U”型態(tài)勢，創(chuàng)新凈產出則呈上升趨勢[14]。在自貿區(qū)設立對資本流動以及對外直接投資的影響效應上，韓瑞棟和薄凡（2019）采用合成控制法，選取滬津閩粵四大自貿區(qū)為樣本進行實證分析，得到了自貿區(qū)設立能夠有效促進國際雙向資本流動的實證結果，并且發(fā)現(xiàn)不同自貿區(qū)資源稟賦的差異導致自貿區(qū)對資本流動的影響效應存在異質性[15]。項后軍和何康（2016）以上海自貿區(qū)為研究對象，利用PSM 和DID法對自貿區(qū)在資本流動上的效應影響進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)上海自貿區(qū)的設立對其資本流動有顯著影響，且自貿區(qū)對ODI 的政策效應遠大于FDI[16]。以上文獻集中描述了自貿區(qū)設立對經濟發(fā)展、創(chuàng)新能力以及資本流動的影響效應，這些自貿區(qū)政策效應的相關文獻為本文對自貿區(qū)設立的產業(yè)結構合理化效應研究提供了理論支撐和借鑒。

（二）自貿區(qū)設立對產業(yè)結構優(yōu)化升級的影響效應

在經濟全球化的背景下，自貿區(qū)作為各國接軌世界、發(fā)展外向經濟的重要手段，可以有效促進國家及地區(qū)的經濟增長，進行合理產業(yè)分工，推動跨境資本流動，吸引資源要素，加快產業(yè)集聚，優(yōu)化產業(yè)結構，調整產業(yè)間均衡關系，實現(xiàn)產業(yè)優(yōu)化升級。在自貿區(qū)對產業(yè)結構優(yōu)化升級的影響效應上，楊波等（2021）以上海自貿區(qū)為例，使用合成控制法進行分析，發(fā)現(xiàn)自貿區(qū)設立有效推進了區(qū)域產業(yè)結構升級[17]。白仲林等（2020）利用廣義合成控制法分析了自貿區(qū)設立對產業(yè)結構升級的影響效應，發(fā)現(xiàn)當區(qū)域貿易依存度和外商直接投資占比滿足一定條件時，自貿區(qū)設立對區(qū)域產業(yè)結構升級有顯著影響[18]。方云龍（2020）基于滬津閩粵四個成立批次較早的自貿區(qū)，通過實證研究發(fā)現(xiàn)自貿區(qū)設立能夠顯著推動產業(yè)結構優(yōu)化升級，是影響產業(yè)結構優(yōu)化升級的核心推動要素，進一步分析出自貿區(qū)設立推動區(qū)域產業(yè)結構優(yōu)化升級的重要渠道分別是進口擴大效應和金融集聚效應[19]。黎紹凱和李露一（2019）基于省級季度數(shù)據(jù)，使用合成控制法，研究發(fā)現(xiàn)自貿區(qū)對產業(yè)結構升級有積極推動作用，上海自貿區(qū)設立后短期內對其他地區(qū)產業(yè)結構升級存在負面影響[20]。相反地，Polaski（2006）[21]和Jenkins 等（2019）[22]認為自貿區(qū)的設立產生了區(qū)域間的經濟及貿易對抗，造成區(qū)域間的經濟發(fā)展不均衡，使國內市場遭受沖擊，給予本國產業(yè)及企業(yè)較大競爭壓力，不利于本國產業(yè)結構升級。綜上所述，對自貿區(qū)能否推動產業(yè)結構升級以及產業(yè)結構合理化還未達成一致觀點，仍舊存在著爭議。因此，還需要對自貿區(qū)設立的產業(yè)結構合理化影響效應進行進一步檢驗。

以上文獻對本文開展自貿區(qū)設立與產業(yè)結構合理化的研究具有一定的參考價值，但是通過梳理發(fā)現(xiàn)已有研究仍存在可拓展之處：一方面，有關自貿區(qū)政策效應的研究多以經濟效應、貿易投資、金融發(fā)展、區(qū)域創(chuàng)新能力為主，缺乏自貿區(qū)設立對區(qū)域產業(yè)結構合理化政策效應的研究;另一方面，處于不同區(qū)位的自貿區(qū)有著不同的資源稟賦，這一情況可能會導致政策效應的異質性，但是目前鮮有文獻研究不同區(qū)位及設立批次對自貿區(qū)產業(yè)結構合理化的影響效應。此外，通過對自貿區(qū)與產業(yè)結構優(yōu)化升級的已有文獻分析，可以發(fā)現(xiàn)自貿區(qū)產業(yè)結構合理化效應的因果關系分析主要有以下困難：由于自貿區(qū)存在不同設立批次，因此傳統(tǒng) DID 無法對自貿區(qū)整體的政策效應進行有效分析?；诖耍疚氖褂谩澳攴?省份”平衡面板數(shù)據(jù)為樣本對象，運用漸進雙重差分法（多期DID）考察自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的影響效應，進行有關設立批次和區(qū)位的異質性檢驗。本文接下來的結構安排如下：第三部分是具體研究設計，包括模型的構建、相關變量的選取說明以及數(shù)據(jù)來源說明和描述性統(tǒng)計;第四部分是實證結果分析，包括基準回歸模型檢驗、基于平行趨勢與隨機性以及安慰劑的穩(wěn)健性檢驗;第五部分是地區(qū)與設立批次的異質性檢驗;第六部分是結論和建議。

三、研究設計

（一）模型構建

1.基準回歸模型

由于自貿區(qū)戰(zhàn)略實施以來設立了不同時間批次的21個自貿區(qū)，使用傳統(tǒng)的雙重差分法無法分析自貿區(qū)設立的整體政策效應，因此本文采用漸進雙重差分法進行自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的影響效應分析。本文選取前三批自貿區(qū)所在省市為處理組，第一批設立的是上海，第二批設立的有廣東、天津、福建，第三批設立的有遼寧、浙江、河南、湖北、重慶、四川、陜西，共有11個地區(qū)?？紤]到港澳臺以及西藏自治區(qū)有關數(shù)據(jù)尚有缺失，選取時間區(qū)間為2009-2018年，樣本范圍為全國30個省份的數(shù)據(jù)，構成平衡面板，所以其余的19個地區(qū)放入控制組。此外，三批自貿區(qū)設立的時間不同，分別是2013年、2015年、2017年。綜上，本文設置了兩個虛擬變量：FTZ 和Time ?；陔p向固定效應設定的DID 模型如下：

其中，RIS 作為被解釋變量表示區(qū)域產業(yè)結構合理化水平，i是省份，t 是年份。FTZi是分組虛擬變量，Ti? met 是時間虛擬變量，由于在多期DID 中，不同自貿區(qū)設立的時間點是不同的，所以Timet會變成Timeit，交叉項FTZi×Timet就會變成FTZi×Timeit，而此時，用FTZit一個虛擬變量即可替代交叉項FTZi×Timeit。因此，設FTZit為核心解釋變量，表示i省在t 年是否設立自貿區(qū)。Cit 表示一組控制變量，ωi和υi分別是個體固定效應和時間固定效應，εit是隨機擾動項。βi是度量自貿區(qū)對產業(yè)結構合理化的凈效應系數(shù)，如果βi顯著為正，說明自貿區(qū)的設立阻礙了區(qū)域產業(yè)結構合理化;反之，則促進了產業(yè)結構合理化。

2.異質性檢驗模型

關于地區(qū)異質性分析，構建以下模型進行回歸：

其中，在進行地區(qū)異質性分析時，加入交互項dummyi ×FTZit，dummyi=1表示i省為沿海地區(qū)，dummyi=0表示i省為內陸地區(qū);在進行設立批次異質性分析時，加入交互項dummyi ×FTZit，dummyi=1表示i省為第一批設立FTZ，dummyi=2表示i省為第二批設立FTZ，dummyi=3表示i省為第三批設立FTZ，dummyi=0表示i省未設立FTZ。

（二）變量選取

被解釋變量RIS表示區(qū)域產業(yè)結構合理化水平，產業(yè)結構合理化既強調產業(yè)間集聚合作的質量，又反映各產業(yè)間的協(xié)調情況。因此本文借鑒劉滿鳳和程思佳（2019）[23]以及干春暉等（2011）[24]的方法對產業(yè)結構合理化進行測度，避免對數(shù)化后的數(shù)值正負相消。

（3）

式（3）中 Y表示地區(qū)總產值，Ym是地區(qū)第m產業(yè)的產值，L是地區(qū)總勞動投入（從業(yè)人員數(shù)），Lm是地區(qū)第 m產業(yè)的就業(yè)人數(shù)。Y/L表示生產率，若Ym/lm=Y/L，則經濟處于均衡狀態(tài)，反之則不均衡;Ym/Y表示第m產業(yè)的產業(yè)結構，Lm/L表示第m產業(yè)的就業(yè)結構。本文研究三大產業(yè)，因此m=1，2，3。RIS為產業(yè)結構合理化的負向指標，RIS值越趨近0，則產業(yè)結構合理化程度越高。

FTZit為核心解釋變量。關于分組虛擬變量FTZi和時間虛擬變量Timet的解釋如下：設立了自貿區(qū)的省份 FTZ=1，沒設立的FTZ=0;自貿區(qū)設立后Time=1，設立之前Time=0。本文主要考察核心解釋變量FTZit的系數(shù)β1，如果β1顯著為正，說明自貿區(qū)的設立阻礙了區(qū)域產業(yè)結構合理化;反之，則促進了產業(yè)結構合理化。

本文選取了一系列控制變量：區(qū)域經濟發(fā)展水平（pergdp），以人均GDP 的對數(shù)測度地區(qū)經濟發(fā)展情況;對外開放水平（open），使用地區(qū)進出口總額與地區(qū)GDP 的比測度地區(qū)對外開放水平;研發(fā)投入水平（R&D），利用地區(qū)科技經費投入與地區(qū) GDP 的比測度地區(qū)研發(fā)投入能力;產業(yè)結構（IS），使用地區(qū)第三產業(yè)增加值與地區(qū) GDP之比測度地區(qū)產業(yè)結構狀態(tài);外商直接投資水平（FDI），使用地區(qū)實際利用外資投資額與地區(qū) GDP之比測度外商直接投資水平;城鎮(zhèn)登記失業(yè)率（UR），使用地區(qū)城鎮(zhèn)登記失業(yè)人員與地區(qū)城鎮(zhèn)從業(yè)人員及登記失業(yè)人員之和的比測度地區(qū)失業(yè)率。具體統(tǒng)計口徑見表1。

（三）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文選取全國30個省份2009-2018年的有關數(shù)據(jù)，組成樣本總容量為300的平衡面板數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)的主要來源有中國統(tǒng)計年鑒、各省份統(tǒng)計年鑒、中國商務年鑒、中國科技統(tǒng)計年鑒以及國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)。因存在部分數(shù)據(jù)統(tǒng)計單位為美元，本文使用國家統(tǒng)計局披露的年平均人民幣匯率中間價進行人民幣換算。具體描述性統(tǒng)計結果見表2。

四、實證結果分析

（一）自貿區(qū)設立與區(qū)域產業(yè)結構合理化：基準回歸分析

本文將自貿區(qū)設立看作一項準自然試驗，根據(jù)自貿區(qū)設立批次不同的特性，使用多期DID進行政策效應評估。Hausman檢驗結果顯示，P值在0.05的水平上顯著，因此考慮選用固定效應模型，本文選取雙向固定效應模型進行實證分析。

表3中的模型（1）是在固定效應模型（FE）估計的結果，未加入控制變量;模型（2）是在FE 的基礎上加入控制變量的結果。模型（1）的回歸結果表明，未加入控制變量的情況下，F(xiàn)TZit的系數(shù)在10%的水平下顯著為正。模型（2）的回歸結果表明，加入控制變量的情況下，F(xiàn)TZit的系數(shù)在5%的水平下顯著為正。這說明無論是否加入控制變量，核心解釋變量的系數(shù)值都顯著為正，進而顯著地增大了產業(yè)結構合理化指數(shù)，由此可以判斷自貿區(qū)的設立顯著阻礙了產業(yè)結構的合理化。通過進一步分析，發(fā)現(xiàn)自貿區(qū)主要推動了設立地區(qū)第二、三產業(yè)的發(fā)展。一方面，貿易與投資自由化促進了生產要素的國際化流動，為第二、三產業(yè)的發(fā)展提供資金及政策支持，提高了第二、三產業(yè)的生產力水平[25]，但是就整體情況而言，自貿區(qū)對第二產業(yè)的影響效應更大，甚至產生傾斜，導致產業(yè)結構偏向第二產業(yè)發(fā)展，加劇了產業(yè)發(fā)展及經濟的不均衡程度;另一方面，由于自貿區(qū)對高新、新興工業(yè)產業(yè)的政策支持，加大了相關產業(yè)對現(xiàn)代生產力中非實體性要素的需要，更加重視人才，進而向知識及技術密集型產業(yè)轉型發(fā)展。因此，這一轉變加快了勞動者的智力化及勞動工具的自動化，簡單勞動不再交予人工，進而降低了相關企業(yè)的生產成本，生產力得到了極大解放[26]。在這些情況的綜合影響下，產業(yè)與就業(yè)結構耦合度降低。此外，由于自貿區(qū)設立初期許多制度安排及落地措施尚未完善，因此沒能完全發(fā)揮出自貿區(qū)的政策效應，也沒能結合自貿區(qū)設立地的各方面優(yōu)勢，導致在產業(yè)集聚與協(xié)調、企業(yè)交流及資源配置上產生一些阻礙因素，不利于促進產業(yè)結構合理化。

控制變量的回歸結果顯示：區(qū)域經濟發(fā)展水平對產業(yè)結構合理化的影響為負但不顯著;對外開放水平對產業(yè)結構合理化的影響為正但不顯著;研發(fā)投入水平對產業(yè)結構合理化的影響為負但不顯著;產業(yè)結構對產業(yè)結構合理化的影響為負且顯著，這是由于第三產業(yè)的發(fā)展及生產力水平的提高能有效緩解產業(yè)及經濟結構失衡的狀況，進而推動產業(yè)結構合理化;外商直接投資水平對產業(yè)結構合理化的影響為正但不顯著;城鎮(zhèn)登記失業(yè)率對產業(yè)結構合理化的影響為負但不顯著。

（二）自貿區(qū)設立與區(qū)域產業(yè)結構合理化：穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗與隨機性檢驗

平行趨勢即共同趨勢假設是使用雙重差分法的一個重要條件，這一條件要求某一項政策實施前，處理組與控制組的產業(yè)結構合理化水平必須保持共同發(fā)展趨勢。本文采用Beck等（2010）[27]的平行趨勢檢驗方法，對處理組與控制組在設立自貿區(qū)之前的產業(yè)結構合理化水平進行平行趨勢檢驗，如圖1。

檢驗結果顯示，在自貿區(qū)政策實施之前的四年，即圖中橫軸的-4、-3、-2、-1處，在90%的置信區(qū)間下并不顯著，這表明處理組與控制組在自貿區(qū)設立前產業(yè)結構合理化水平并不存在明顯差異，因此通過了平行趨勢檢驗。

自貿區(qū)是一項布局全國的國家戰(zhàn)略，就目前已設立的21個自貿試驗區(qū)來看，無論是東西南北中還是沿海內陸都遍布自貿區(qū)，這些自貿區(qū)既分布于發(fā)達地區(qū)也分布于落后地區(qū)，由此可以判斷自貿區(qū)的設立服從隨機性檢驗[28]。

2.安慰劑檢驗

本文采用陳剛（2012）[29]、范子英和田彬彬（2013）[30]、譚娜等（2015）[31]、王立勇和許明（2019）[32]的安慰劑檢驗法。2013年之前我國不存在自貿區(qū)，但是通過安慰劑檢驗，本文假定2013年之前設立了自貿區(qū)，并以此研究其政策效應。通過改變自貿區(qū)設立的時間進行安慰劑檢驗，可以厘清并控制一些其他政策因素對地區(qū)產業(yè)結構合理化的影響效應。因此本文假定自貿區(qū)設立提前1～3年，即所有處理組的自貿區(qū)設立時間提前1～3年，再進行多期DID，判斷其實證結果的顯著性。如果結果依舊顯著，說明有其他因素影響產業(yè)結構合理化;反之，如果結果不顯著，說明自貿區(qū)阻礙產業(yè)結構合理化，進一步驗證了基準回歸結果的準確及穩(wěn)健性。進行安慰劑檢驗得到的實證結果見表4。

表4中模型（1）和（2）反映自貿區(qū)提前1年設立的政策效應;模型（3）和（4）反映自貿區(qū)提前2年設立的政策效應;模型（5）和（6）反映自貿區(qū)提前3年設立的政策效應。可以看到，無論是提前1年、2年還是3年設立，核心解釋變量系數(shù)的結果都不顯著為正，由此可知阻礙產業(yè)結構合理化的主要因素是自貿區(qū)的設立，沒有其他政策因素抑制產業(yè)結構合理化的發(fā)展。這一回歸結果進一步印證了模型及基準估計結論的穩(wěn)健性。

五、自貿區(qū)設立與區(qū)域產業(yè)結構合理化：異質性檢驗

（一）地區(qū)異質性分析

我國是世界上最大的發(fā)展中國家，國土遼闊，東臨太平洋，向西延伸至亞洲大陸中部，地區(qū)發(fā)展不平衡是由來已久的歷史問題[33]。從政策視角來看，一方面，新中國成立以來所有的區(qū)域戰(zhàn)略規(guī)劃及定位都相應地對所處地區(qū)的經濟發(fā)展產生影響，每個地區(qū)的經濟社會發(fā)展狀態(tài)不一樣，因此不同地區(qū)發(fā)展水平的差異不可避免;另一方面，改革開放以來，我國更加強調先富帶動后富的共同富裕目標，更注重根據(jù)地區(qū)擁有的資源稟賦因地制宜發(fā)展支柱產業(yè)，因此隨著時間推移，地區(qū)之間的發(fā)展水平差異也就逐漸拉大。總之，不同的政策制度、資源稟賦和歷史與地理條件等因素造成了我國地區(qū)經濟發(fā)展不均衡的問題。

為進一步探究不同資源稟賦及經濟發(fā)展水平下各地的自貿區(qū)產業(yè)結構合理化效應，本文將所有樣本對象分為沿海及內陸地區(qū)兩組，東部沿海地區(qū)經濟發(fā)展水平更高，資源稟賦更強，與國際社會接觸更頻繁;中西部內陸地區(qū)相比沿海地區(qū)發(fā)展水平較低，創(chuàng)新驅動發(fā)展要素較匱乏。對所有樣本進一步具體分組：沿海地區(qū)，包括遼寧、河北、天津、山東、江蘇、浙江、上海、福建、廣東、廣西、海南11個省份;內陸地區(qū)，包括北京、山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆 19個省份。對內陸及沿海地區(qū)自貿區(qū)進行多期DID實證，結果如表5。

表5中的模型（1）及模型（2）是內陸地區(qū)多期DID 的結果，模型（3）和模型（4）是沿海地區(qū)多期DID 的結果。通過對比沿海及內陸自貿區(qū)實證結果，發(fā)現(xiàn)內陸地區(qū)自貿區(qū)的產業(yè)結構合理化效應不顯著為正，而沿海地區(qū)自貿區(qū)的產業(yè)結構合理化效應顯著為正。從整體上看，自貿區(qū)的設立阻礙了產業(yè)結構合理化，但是就具體而言，內陸的自貿區(qū)設立雖然對產業(yè)結構合理化有阻礙作用，但是其影響效應不顯著，因此可以看出自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的影響效應具有地區(qū)異質性。沿海地區(qū)的 DID結果顯示，其系數(shù)也只是在10%的水平下顯著為正，因此嚴格來講其影響效應具有輕微的不確定性。進一步對比，相比于中西部內陸地區(qū)，相對發(fā)達的東部地區(qū)對產業(yè)結構合理化的阻礙效應更加顯著。我國沿海及內陸地區(qū)經濟發(fā)展水平差異較大，有不同的資源稟賦。自貿區(qū)的設立，進一步促進了沿海地區(qū)對外開放水平，加快了人才、技術等生產要素的國際化流動，對第二產業(yè)生產率的提升有顯著推動作用，同時對第三產業(yè)的發(fā)展也起到了促進作用。沿海地區(qū)處于工業(yè)化后期進程，重工業(yè)化逐漸轉向新型、高新工業(yè)化，對勞動力的要求不斷提高，生產逐漸自動化、高效化，而自貿區(qū)設立對勞動力的需求主要來源于第三產業(yè)，因此導致沿海地區(qū)自貿區(qū)的產業(yè)與就業(yè)結構耦合度不佳，經濟及產業(yè)結構存在失衡的情況。大部分內陸型自貿區(qū)都設立在2017年以后，因此自貿區(qū)設立的產業(yè)結構合理化效應可能未完全發(fā)揮，具有一定的搖擺性。大部分內陸型自貿區(qū)處于工業(yè)化中期或中后期，而自貿區(qū)的實施規(guī)劃表現(xiàn)為對第二產業(yè)有極大的扶持力度，通過建立工業(yè)園區(qū)，加快產業(yè)集聚和協(xié)同發(fā)展，但是由于自貿區(qū)設立的初期沒有充分發(fā)揮資源稟賦優(yōu)勢，沒有將產業(yè)協(xié)同發(fā)展及集聚問題處理好，使產業(yè)結構重心向第二產業(yè)傾斜，造成區(qū)域產業(yè)及經濟結構不均衡的問題，這也進一步印證了表5中的實證結果。

（二）設立批次異質性

我國最早的一批自貿區(qū)設立于2013年，而最近一批的自貿區(qū)設立于2020年，前后一共設立了6批自貿區(qū)。這意味著不同批次的自貿區(qū)可能處于不同的發(fā)展周期，不同批次設立的自貿區(qū)可能對產業(yè)結構合理化的影響效應具有異質性。異質性研究有利于分析自貿區(qū)政策試驗及推廣的政策效應，為自貿區(qū)政策的推廣和實施產生積極推動作用。對不同批次自貿區(qū)進行多期DID實證，結果如表6。

表6的模型（1）和模型（2）是第一批自貿區(qū)進行DID 的實證結果;模型（3）和模型（4）是第二批自貿區(qū)進行DID 的實證結果;模型（5）和模型（6）是第三批自貿區(qū)進行DID 的實證結果。據(jù)實證結果可知，第一批次設立的自貿區(qū)在未加入控制變量的條件下對產業(yè)結構合理化的影響效應在5%的水平下顯著為正，第二批次設立的自貿區(qū)在加入控制變量的條件下對產業(yè)結構合理化的影響效應在5%的水平下顯著為正，而第三批次設立的自貿區(qū)對產業(yè)結構合理化的影響效應為正，但是在5%的顯著性水平下不顯著。這一情況反映了自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的影響存在設立批次異質性及發(fā)展周期異質性。整體上看，隨著設立批次的增多，每次新設立的自貿區(qū)數(shù)量都會增加，自貿區(qū)設立的產業(yè)結構合理化的阻礙效應呈現(xiàn)逐批次遞減趨勢。第一、二批設立的自貿區(qū)大都處于經濟發(fā)展水平較高的東部沿海地區(qū)，自貿區(qū)的設立吸引了大量創(chuàng)新驅動型要素集聚，結合自貿區(qū)設立對東部沿海地區(qū)可能造成的產業(yè)及經濟結構不均衡問題、產業(yè)與就業(yè)結構耦合度降低問題，可以得出自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化產生一定的阻礙作用。第三批自貿區(qū)的設立時間較晚，因此對產業(yè)結構合理化的影響效應還不顯著。此外，由于先設立的自貿區(qū)會對后設立的自貿區(qū)起到一定的示范及校正作用，因此第三批自貿區(qū)會在一定程度上緩解自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的阻礙效果，使政策效應產生不確定性，進一步印證了表6中的實證結果。

六、結論及建議

（一）研究結論

新時代背景下，我國的經濟發(fā)展進入新常態(tài)，越來越強調高質量發(fā)展，打造經濟新增長極。自貿區(qū)這一制度創(chuàng)新為地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化升級、經濟高質量發(fā)展提供了政策及制度紅利。為了進一步分析自貿區(qū)對產業(yè)結構合理化的影響，本文以我國30個省份2009-2018年的相關數(shù)據(jù)組成平衡面板，構建雙向固定效應模型，使用多期DID對自貿區(qū)設立的產業(yè)結構合理化效應進行實證分析。主要研究結論如下：

1.基準回歸模型的實證結果顯示，無論是否加入控制變量，自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的發(fā)展具有顯著的阻礙效應。平行趨勢及隨機性的檢驗結果顯示，該模型滿足平行趨勢及隨機性檢驗。安慰劑檢驗結果顯示，自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的阻礙效應通過了穩(wěn)健性檢驗。

2.不同地理區(qū)位的自貿區(qū)在對產業(yè)結構合理化的影響效應上存在異質性。分類實證結果顯示，沿海地區(qū)的自貿區(qū)對產業(yè)合理化的阻礙作用顯著;內陸地區(qū)的自貿區(qū)對產業(yè)結構合理化的阻礙效應不顯著。這一差異的形成與沿海自貿區(qū)產業(yè)結構偏向第二產業(yè)發(fā)展帶來的產業(yè)及經濟結構失衡、就業(yè)結構與產業(yè)結構耦合度差以及內陸自貿區(qū)處于設立初期未發(fā)揮出政策效應等因素密不可分。

3.不同批次設立的自貿區(qū)產業(yè)結構合理化效應具有異質性。具體表現(xiàn)為：第一、二批自貿區(qū)的設立對產業(yè)結構合理化的阻礙效應顯著;在5%的顯著性水平下，第三批自貿區(qū)的設立對產業(yè)結構合理化的阻礙效應不顯著。整體而言，呈現(xiàn)出隨著自貿區(qū)設立批次增多，自貿區(qū)對產業(yè)結構合理化的阻礙效應逐步減弱的趨勢。第一、二批次自貿區(qū)與第三批次自貿區(qū)的實證結果出現(xiàn)差異的原因主要是第三批自貿區(qū)設立時間較短，政策效應尚未得到充分發(fā)揮。此外，由于前兩批自貿區(qū)的示范作用，第三批自貿區(qū)會更充分發(fā)揮自身稟賦，注重產業(yè)結構合理化的發(fā)展。

（二）政策建議

本文通過檢驗自貿區(qū)的產業(yè)結構合理化效應，發(fā)現(xiàn)自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化具有顯著阻礙作用，這為自貿區(qū)及其政策指出了問題所在。自貿區(qū)這一國家戰(zhàn)略、制度創(chuàng)新對我國經濟高質量發(fā)展以及產業(yè)結構優(yōu)化升級具有深刻意義，是改革開放后對外開放領域又一次具有劃時代意義的重要決策。為了提高自貿區(qū)的發(fā)展質量，本文針對自貿區(qū)設立對產業(yè)結構合理化的阻礙效應提出以下對策建議：

1.推動創(chuàng)新驅動發(fā)展

加大制度體制創(chuàng)新，最大程度發(fā)揮自貿區(qū)的制度創(chuàng)新優(yōu)勢，為產業(yè)結構合理化及經濟高質量發(fā)展提供制度支撐。在制度創(chuàng)新的基礎上，發(fā)揮自貿區(qū)投資貿易自由化優(yōu)勢，促使生產要素國際化流動，為技術創(chuàng)新營造良好制度及資源要素環(huán)境?？萍紕?chuàng)新是第一生產力，通過技術創(chuàng)新這一核心推動力促進產業(yè)結構合理化。金融創(chuàng)新促進金融資產的配置，有利于為三大產業(yè)及企業(yè)提供資金支持。充分發(fā)揮自貿區(qū)設立這一制度創(chuàng)新優(yōu)勢，吸引人才、信息、資本等要素的集聚，加大對現(xiàn)代生產力中的強化型要素、整體綜合性要素的投入，為三大產業(yè)及企業(yè)發(fā)展提供充足持久的動力，促進產業(yè)結構合理化。

2.深化要素市場化改革

進一步發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，深化經濟體制改革，為貿易投資自由化提供制度支持。吸引國內外生產要素集聚，促進關聯(lián)產業(yè)集聚，發(fā)展產業(yè)間的協(xié)同集群，實現(xiàn)專業(yè)化分工，進而促進產業(yè)結構合理化。通過利率市場化改革，極大激活市場經濟活性，有利于進一步吸引外資，同時作為制度平臺也為對外直接投資提供投資自由與安全穩(wěn)定的保障。這些改革能帶來資本的高效流動，為三大產業(yè)及企業(yè)的發(fā)展提供直接動力，為產業(yè)結構合理化提供保障和前提。

3.完善并落實產業(yè)集聚及集群政策

因地制宜發(fā)展自貿區(qū)所在地的支柱、新興及特色產業(yè)，規(guī)劃并落實產業(yè)集聚及集群政策。通過完善基礎設施，營造優(yōu)良制度及政策環(huán)境，為產業(yè)集聚及協(xié)同集群提供前提和物質基礎;進一步完善規(guī)劃并落實政策，為產業(yè)集群提供制度支撐。注重促進產業(yè)間的合作交流，舉辦企業(yè)家年會、商業(yè)論壇以及參觀交流活動，自上而下地促進企業(yè)間對話合作及良性競爭，進而加強企業(yè)間關聯(lián)協(xié)作，實現(xiàn)上下游產業(yè)與同類產業(yè)的產業(yè)集聚及協(xié)同集群，最終實現(xiàn)產業(yè)結構合理化。

4.針對已設立的自貿區(qū)：加快產業(yè)集聚，加大強化型要素投入

完善已有自貿區(qū)政策措施及規(guī)劃，關注產業(yè)間關聯(lián)協(xié)作能力，致力于改善現(xiàn)有產業(yè)經濟結構，加強產業(yè)結構及就業(yè)結構耦合度。教育作為現(xiàn)代生產力中的強化型要素，對生產力的發(fā)展具有重要推動作用，同時教育也是一種人力資源開發(fā)工程，發(fā)揮自貿區(qū)的制度創(chuàng)新優(yōu)勢，加強自貿區(qū)對人才、教育資源、資本等的吸引和轉化力度，完善相關基礎設施，為教育、科研機構提供物質基礎，為產業(yè)集聚及協(xié)同集群提供基本保障，從而促進產業(yè)結構合理化。吸引優(yōu)秀管理型人才進入企業(yè)，管理已經成為現(xiàn)代生產力中的整體綜合性要素，對其他要素起整合作用，具有相對獨立性，最大程度發(fā)揮管理要素在企業(yè)中的關鍵作用，可以改善產業(yè)結構及就業(yè)機構耦合度較差的情況，從而推動產業(yè)結構合理化。

5.針對未設立自貿區(qū)的地區(qū)：引入政策試驗田，推行自貿區(qū)戰(zhàn)略

面對國際環(huán)境的不確定性、我國實現(xiàn)經濟高質量發(fā)展的要求，自貿區(qū)的設立作為制度創(chuàng)新的突破口，有力地推動了各地經濟社會的發(fā)展。在已有自貿區(qū)實踐經驗的基礎上，積極探索自貿區(qū)建設發(fā)展的新模式，提質增效，最大程度發(fā)揮自貿區(qū)改革“試驗田”“先行地”的作用。結合自貿區(qū)示范案例及經驗，依托自身資源稟賦，因地制宜推進產業(yè)集聚及協(xié)同集群相關政策措施的規(guī)劃落實，促進產業(yè)結構合理化，從而推動經濟高質量發(fā)展。

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（責任編輯：彭晶晶）