葉霖莉

（集美大學誠毅學院，福建 廈門 362021）

一、文獻綜述

我國自貿(mào)區(qū)自設立以來，學者關于自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟效應的研究從未間斷，已有學者對自貿(mào)區(qū)設立的貿(mào)易、投資、創(chuàng)新水平和經(jīng)濟增長等經(jīng)濟效應進行了評估。

在貿(mào)易效應方面，何勤和楊瓊（2014）證實自貿(mào)區(qū)建設推動了貿(mào)易便利化，貿(mào)易便利化是促進進出口總額增長的主要因素，從而證實了自貿(mào)區(qū)在推動國際貿(mào)易中的貢獻；王鵬和鄭婧宇（2017）證實了自貿(mào)區(qū)的設立有利于促進貿(mào)易方式轉型，加快一般貿(mào)易和新型貿(mào)易的發(fā)展；鄧娟（2018）證明，自貿(mào)區(qū)的設立顯著促進了地區(qū)進出口貿(mào)易，且對進口的促進作用更明顯。

在投資效應方面，項后軍和何康（2016）發(fā)現(xiàn)，上海自貿(mào)區(qū)促進了本地的資本流動，從而產(chǎn)生金融開放的制度紅利；左思明（2018）發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)的建立在促進外商直接投資中起到關鍵作用；韓瑞棟和薄凡（2019）證實，自貿(mào)區(qū)的設立有效促進了國際資本“引進來”和“走出去”，對資本“走出去”的促進作用更大，且影響效應存在地區(qū)差異。

在創(chuàng)新水平效應方面，高增安和李肖萌（2019）證實，自貿(mào)區(qū)設立能有效促進區(qū)域創(chuàng)新水平，且創(chuàng)新產(chǎn)出凈效應隨時間呈上升趨勢；張穎和逯宇鐸（2019）發(fā)現(xiàn)，遼寧自貿(mào)區(qū)建設的創(chuàng)新政策效應十分顯著，其促進作用大于對地區(qū)經(jīng)濟的影響效果。譚建華和嚴麗娜（2020）發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)促進了企業(yè)技術創(chuàng)新，主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)與高新技術企業(yè)。譚娜（2015）、王利輝和劉志紅（2017）、殷華和高維和（2017）、葉修群（2018）、劉秉鐮和呂程（2018）、張軍等（2019）、葉霖莉（2020）證實自貿(mào)區(qū)對本地經(jīng)濟增長具有正效應，但各地區(qū)政策效應力度有別。

現(xiàn)有文獻論證了自貿(mào)區(qū)設立產(chǎn)生的各類經(jīng)濟效應，但關于自貿(mào)區(qū)建設的產(chǎn)業(yè)結構升級效應的定量研究相對薄弱，且主要以上海自貿(mào)區(qū)為研究對象。何駿（2018）研究表明，上海自貿(mào)區(qū)的設立顯著提升了上海市第三產(chǎn)業(yè)占比，促進了金融業(yè)增加值增速的正向增長，加快了產(chǎn)業(yè)結構升級。聶飛（2019）研究發(fā)現(xiàn)，上海自貿(mào)區(qū)建設提升了貿(mào)易便利化和投資便利化水平，其帶來的進口質量效應和專業(yè)化分工效應促進了制造業(yè)產(chǎn)業(yè)結構合理化。黎紹凱和李路一（2019）研究發(fā)現(xiàn)，上海自貿(mào)區(qū)設立對產(chǎn)業(yè)結構高級化具有顯著正向影響，且短期內對其他省市的產(chǎn)業(yè)結構升級效應并不明顯。李世杰和趙婷茹（2019）的研究表明，上海自貿(mào)區(qū)政策對產(chǎn)業(yè)結構高級化有顯著促進作用，對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進效應前期顯著，后期作用則不明顯。

此外，關于自貿(mào)區(qū)設立對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響機制及效應的研究相對缺乏，仍有很大的研究空間。鑒于此，本文在構建自貿(mào)區(qū)設立通過貿(mào)易便利化、投資便利化和提升技術創(chuàng)新水平促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級影響機制的基礎上，以前3批自貿(mào)區(qū)試驗城市為實驗組，結合我國2006～2018年169個地級以上城市面板數(shù)據(jù)，構建傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）實證檢驗自貿(mào)區(qū)設立對產(chǎn)業(yè)結構升級的凈效應、不同區(qū)域和批次自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構效應的差異，并進一步實證檢驗自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構效應的作用機制，為我國借助自貿(mào)區(qū)建設的契機優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)結構提供有益的借鑒。

二、自貿(mào)區(qū)設立對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制

自貿(mào)區(qū)憑借獨有的寬松政策環(huán)境和特殊的優(yōu)惠條件，為區(qū)內產(chǎn)業(yè)結構升級提供很好的平臺。自貿(mào)區(qū)建設促進產(chǎn)業(yè)結構升級的作用機制主要體現(xiàn)在：

（一）貿(mào)易便利化

自貿(mào)區(qū)推行“一線放開，二線管住，區(qū)內自由”的監(jiān)管模式，對企業(yè)實行“先入?yún)^(qū)，再申報”政策，推行國際貿(mào)易“單一窗口”，通關手續(xù)極大簡化，物流效率大為提升，同時推動與自由貿(mào)易相關的航運、商貿(mào)、文化等服務貿(mào)易的發(fā)展和升級，這些措施極大提升了自貿(mào)區(qū)的貿(mào)易便利化程度。第一，貿(mào)易便利化降低出口貿(mào)易的綜合交易成本，提高交易效率，有助于企業(yè)擴展國內外市場，帶來更大規(guī)模的市場、更專業(yè)的勞動分工，幫助企業(yè)從價值鏈低端向高端轉變，加速產(chǎn)業(yè)結構升級。第二，貿(mào)易便利化增加了高質量中間品的進口，通過發(fā)揮中間投入品的技術外溢效應和“干中學”效應，國內相關聯(lián)產(chǎn)業(yè)的技術水平不斷提升，促進知識技術集約型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級。第三，貿(mào)易便利化有利于外國先進產(chǎn)品進入國內市場，加劇本國市場競爭，競爭的優(yōu)勝劣汰機制使生產(chǎn)要素從效率低的產(chǎn)業(yè)向效率高的產(chǎn)業(yè)轉移，要素資源得到優(yōu)化再配置，促進產(chǎn)業(yè)結構合理化。

（二）投資便利化

自貿(mào)區(qū)全面實施準入前國民待遇和負面清單管理，外商投資項目由審批制改為備案制，這些措施弱化政府事前審批權力、降低投資準入門檻，為企業(yè)投資營造更為便利化的環(huán)境，吸引大量外資企業(yè)進駐。一方面，投資便利化帶來資本積累，可緩解本地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級過程中的資金短缺問題，有助于區(qū)內資本密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展，帶動產(chǎn)業(yè)結構從勞動密集型向資本密集型發(fā)展，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高級化發(fā)展；另一方面，外資企業(yè)進入帶來的先進技術、管理經(jīng)驗和生產(chǎn)工藝會對區(qū)內企業(yè)產(chǎn)生示范效應，帶動區(qū)內產(chǎn)業(yè)結構向高端環(huán)節(jié)延伸，從而促進生產(chǎn)結構優(yōu)化和相關產(chǎn)業(yè)升級。此外，外資進入打破原有的市場結構，帶來新的競爭，刺激本土企業(yè)進行技術創(chuàng)新，市場優(yōu)勝劣汰機制促使生產(chǎn)要素、商品、服務不斷優(yōu)化配置和重新組合，推動產(chǎn)業(yè)結構不斷合理化。

（三）區(qū)域技術創(chuàng)新水平

隨著自貿(mào)區(qū)貿(mào)易便利化和投資便利化水平的不斷提升，進口中間品及外資進入帶來的競爭效應和技術溢出效應帶動區(qū)內企業(yè)技術創(chuàng)新水平的提升。這一方面實現(xiàn)了勞動力、資本等要素的優(yōu)化配置，提高生產(chǎn)率，加快傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造升級，新興產(chǎn)業(yè)不斷涌現(xiàn)，從而推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級；另一方面，創(chuàng)新加快產(chǎn)品更新?lián)Q代，使消費者對舊產(chǎn)品的需求逐漸減少，對新產(chǎn)品的需求日益擴大，市場需求結構的改變拉動生產(chǎn)要素轉移到新興產(chǎn)業(yè)部門，推動產(chǎn)業(yè)結構變革以此倒逼產(chǎn)業(yè)升級。

此外，自貿(mào)區(qū)專門出臺了鼓勵科技創(chuàng)新的政策文件，或者在某些重要文件中有完整的鼓勵科技創(chuàng)新的政策內容，推行這些政策有助于地區(qū)技術創(chuàng)新水平提升。可見，自貿(mào)區(qū)建設通過貿(mào)易便利化、投資便利化、提升技術創(chuàng)新水平這3種渠道促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級，其作用機制流程如圖1所示。

圖1 自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級作用機制

三、估計方法與變量說明

（一）估計方法

為研究自貿(mào)區(qū)建設對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，本文采用雙重差分法進行評價，將設有自貿(mào)區(qū)的城市作為實驗組，未設立自貿(mào)區(qū)的城市作為對照組，構建如下雙重差分模型：

式（1）中，下標i和t分別表示城市和年份，Yit表示產(chǎn)業(yè)結構升級指標，包含產(chǎn)業(yè)結構高級化和產(chǎn)業(yè)結構合理化。FTZi×Timet是核心解釋變量，為自貿(mào)區(qū)虛擬變量與時間虛擬變量的交乘項，表示自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級凈效應；其中，F(xiàn)TZ是自貿(mào)區(qū)設立的地區(qū)虛擬變量，當自貿(mào)區(qū)設立后，該變量取值為1，否則該變量取值為0；Time是自貿(mào)區(qū)設立的年份虛擬變量，自貿(mào)區(qū)設立之前取值為0，自貿(mào)區(qū)設立之后取值為1。X是控制變量的合集，rt為不隨個體變化的時間固定效應，ui為不隨時間變化的地區(qū)固定效應，εit為模型隨機誤差項。回歸系數(shù)β1衡量自貿(mào)區(qū)設立對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的政策凈效應，若β1＞0，說明設立自貿(mào)區(qū)確實有利于促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構轉型升級；反之，則拖累產(chǎn)業(yè)結構升級。

雙重差分法在一定程度上降低了回歸方程中遺漏變量帶來的內生性問題，但對照組的選擇具有較大的主觀性，容易出現(xiàn)樣本選擇偏差問題。為進一步選取合適的對照組，本文結合傾向得分匹配法（PSM），其計算步驟如下：

基于給定的協(xié)變量，通過logit模型估算每個城市實施自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略的預測概率，即傾向得分P(Xi)，計算公式為：

式（2）中，Xi表示第i個城市的協(xié)變量；Di為自貿(mào)區(qū)政策虛擬變量，設立自貿(mào)區(qū)的城市取值為1，非自貿(mào)區(qū)城市取值0；f(Xi)為線性函數(shù)，F(xiàn)[·]是logit函數(shù)。

根據(jù)傾向得分，利用相關匹配方法進行實驗組與對照組的匹配，找到傾向得分值與自貿(mào)區(qū)城市相近的非自貿(mào)區(qū)城市作為對照組，對匹配后的實驗組和對照組利用式（1）進行DID估計，得到政策的平均處理效應。

傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID）有效解決了樣本選擇偏差問題，同時克服了不可觀測變量和可觀測變量對樣本選擇的影響，可以較準確地估計自貿(mào)區(qū)政策對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級的凈效應。

（二）變量說明

1.被解釋變量。產(chǎn)業(yè)結構升級指標包含產(chǎn)業(yè)結構高級化及產(chǎn)業(yè)結構合理化兩個維度。產(chǎn)業(yè)結構高級化（TS）刻畫的是產(chǎn)業(yè)結構由低級向高級的變遷程度。若地區(qū)經(jīng)濟中第二產(chǎn)業(yè)占比高，意味著該地區(qū)以工業(yè)為主，會降低產(chǎn)業(yè)結構高級化；若第三產(chǎn)業(yè)占比高，說明該地區(qū)產(chǎn)業(yè)的服務化程度較高，反映了產(chǎn)業(yè)結構由低級向高級的演變趨勢。故采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的比值表示產(chǎn)業(yè)結構高級化水平（TS）。TS值越高，產(chǎn)業(yè)結構越高級；TS值越低，產(chǎn)業(yè)結構高級化程度越低。產(chǎn)業(yè)結構合理化刻畫的是不同產(chǎn)業(yè)占比不斷優(yōu)化及產(chǎn)業(yè)間關聯(lián)水平、協(xié)調能力不斷增強的過程，既反映資源合理配置的程度，也反映產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)調發(fā)展。本文采用泰爾指數(shù)對產(chǎn)業(yè)結構合理化程度進行衡量，計算公式為：

式（3）中，Y和L分別為城市總產(chǎn)值和就業(yè)人數(shù)，i和n分別為產(chǎn)業(yè)和產(chǎn)業(yè)部門數(shù)，按三大產(chǎn)業(yè)劃分的方式測算城市的泰爾指數(shù)。SR值越接近0，產(chǎn)業(yè)結構越合理；若SR值不為0，則產(chǎn)業(yè)結構偏離均衡合理水平。可見，SR指標是產(chǎn)業(yè)結構合理化水平的一個逆指標。為研究便利，本文將泰爾指數(shù)的倒數(shù)作為衡量產(chǎn)業(yè)結構合理化的指標，表示如下：

TL指標值越大，表示產(chǎn)業(yè)結構合理化程度越高。

2.核心解釋變量。是否設立了自貿(mào)區(qū)試點城市是核心解釋變量，以自貿(mào)區(qū)虛擬變量和時間虛擬變量的交乘項（FTZ×Time）表示自貿(mào)區(qū)試點建設的凈效應。

3.控制變量。為了控制其他因素的影響，更準確地描繪自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構的影響，本文在現(xiàn)有研究的基礎上加入如下控制變量：經(jīng)濟發(fā)展水平（gdp），用以2000年為基期的地區(qū)實際GDP對數(shù)值表示；資本投入水平（far），用年末固定資產(chǎn)投資額與地區(qū)GDP比值衡量；人力資本水平（edu），用每萬人中普通高等學校在校生數(shù)衡量；城鎮(zhèn)化水平（urban），用地區(qū)非農(nóng)人口數(shù)與地區(qū)年末總人口數(shù)比值衡量；基礎設施水平（infra），用年末地區(qū)人均公路面積衡量；信息化水平（inform），用人均郵電業(yè)務量與人均GDP比值衡量；政府支出規(guī)模（gov），用政府公共財政支出與地區(qū)GDP比值衡量。相關變量定義及計算說明見表1。

表1 變量說明及計算方式

（三）數(shù)據(jù)說明

本文樣本為2006～2018年中國169個地級及以上城市面板數(shù)據(jù)，樣本總量為2,197，以成立時間較長的前3批11個自貿(mào)區(qū)下轄片區(qū)城市為實驗組，則實驗組城市有21個，包括上海、天津、福州（平潭片區(qū)并入）、廈門、廣州、深圳、珠海、沈陽、舟山、大連、營口、武漢、宜昌、成都、襄陽、重慶、瀘州、西安、鄭州、開封、洛陽，控制組城市為148個。樣本篩選處理結果如下：（1）樣本期內海南自貿(mào)區(qū)成立時間較短，無法較好地甄別政策效應，為排除其對評估結果的影響，將海南自貿(mào)區(qū)下轄片區(qū)城市剔除。（2）自貿(mào)區(qū)建設對省份其他城市存在潛在影響，故剔除這11個自貿(mào)區(qū)的非片區(qū)城市以排除影響。（3）研究期內部分城市行政區(qū)劃分有所調整，為保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性，將樣本期間新成立的地級市剔除。（4）將數(shù)據(jù)缺失嚴重的地級市剔除。根據(jù)自貿(mào)區(qū)所屬省份的地理位置特征，將上海、福州、廈門、天津、廣州、珠海、深圳、沈陽、舟山、大連、營口劃分為沿海型自貿(mào)區(qū)，將西安、鄭州、開封、洛陽、武漢、宜昌、襄陽、成都、瀘州、重慶劃分為內陸型自貿(mào)區(qū)。相關數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》和歷年各省份統(tǒng)計年鑒。

四、實證結果分析

（一）傾向得分匹配處理與平行趨勢檢驗

為挑選出自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略實施城市合適的參照對象，本文基于logit回歸模型，采用核匹配的方法對樣本進行傾向得分匹配，為21個自貿(mào)區(qū)找到38個對照組城市。表2 顯示了政策實施前后傾向得分匹配效果及平衡性檢驗結果，可以看出，每個匹配變量在匹配之后的P值均大于0.1，匹配后實驗組和對照組在匹配變量上無顯著差異。此外，用于匹配變量的標準偏誤的絕對值在匹配后基本都小于10%，表明在完成匹配后實驗組和對照組均值不再存在顯著差異，滿足傾向得分匹配的平衡性假設，通過平衡性檢驗。以下實證研究均以匹配后的樣本進行估計和分析。

表2 傾向得分匹配平衡性檢驗結果

雙重差分模型成立的前提是實驗組與對照組滿足平行趨勢假設，即在沒有成為自貿(mào)區(qū)的情況下，實驗組與對照組產(chǎn)業(yè)結構升級水平的均值沒有差異或者演變趨勢保持一致。為檢驗平行趨勢假設，本文將政策實施前的時間虛擬變量與自貿(mào)區(qū)政策虛擬變量進行交乘，并進行共同趨勢檢驗回歸分析，結果如表3所示。

由表3可知，交乘項系數(shù)在2006～2012年均沒有通過顯著性水平檢驗，可見自貿(mào)區(qū)設立之前實驗組城市和對照組城市的產(chǎn)業(yè)結構高級化水平和合理化水平不存在明顯差異，平行趨勢假設得到支持，研究選擇的對照組具有對照價值。

表3 平行趨勢檢驗結果

（二）基準模型估計結果

根據(jù)基準模型（1）對經(jīng)過傾向得分匹配后的樣本進行DID估計，考慮結果穩(wěn)健性，我們同時給出了不含控制變量和包含控制變量的估計結果。表4列（1）和列（3）是未加控制變量的估計結果，列（2）和列（4）為加控制變量的估計結果。

表4 自貿(mào)區(qū)設立的實施效果

整體上看，不管是否加入控制變量，在TS和TL為被解釋變量時，自貿(mào)區(qū)政策變量（FTZ×Time）的回歸系數(shù)均顯著為正，可見自貿(mào)區(qū)設立對推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化進程有明顯的促進作用，帶來產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。加入控制變量前后，自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構高級化（TS）的凈效應分別為0.4016和0.3507，對產(chǎn)業(yè)結構合理化（TL）的凈效應分別為0.2665和0.1768?？梢?，自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進效應大于產(chǎn)業(yè)結構合理化，自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化的政策效應更強。原因可能是：一方面，自貿(mào)區(qū)設立以來，通過推行貿(mào)易便利化和投資便利化措施，服務業(yè)開放程度擴大，吸引了國內高新技術企業(yè)和外資企業(yè)入駐，極大地推動了當?shù)胤諛I(yè)和高技術制造業(yè)的發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結構高級化水平不斷提升，自貿(mào)區(qū)政策在帶動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構逐漸過渡到以第三產(chǎn)業(yè)、高端制造業(yè)占優(yōu)勢地位的過程中發(fā)揮了積極作用；另一方面，自貿(mào)區(qū)建立初期未綜合考慮各區(qū)自身資源優(yōu)勢及地方產(chǎn)業(yè)發(fā)展目標，導致產(chǎn)業(yè)間關聯(lián)程度不高，產(chǎn)業(yè)資源配置不合理，加上各區(qū)條塊分割的外部市場環(huán)境，減少了企業(yè)間的合作機會，產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)水平和資源的配置效率無法得到進一步提升，因此弱化了自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構合理化的帶動作用。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.反事實檢驗

除自貿(mào)區(qū)外，其他產(chǎn)業(yè)政策或經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略也可能造成地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級存在差異。為排除這類因素的影響，檢驗基準模型回歸結果的穩(wěn)健性，本文將自貿(mào)區(qū)設立時間提前或滯后1～3年進行反事實檢驗，將提前或滯后的自貿(mào)區(qū)設立虛擬變量加入模型，若此時交乘項系數(shù)顯著為正，說明產(chǎn)業(yè)結構升級可能由其他政策引起而不是自貿(mào)區(qū)設立所致，基準模型得出的結論不可信；反之則說明產(chǎn)業(yè)結構升級是由于自貿(mào)區(qū)設立，基準模型結論可信。表5列（1）和列（2）的回歸結果顯示：不管是對產(chǎn)業(yè)結構高級化指標還是產(chǎn)業(yè)結構合理化指標，自貿(mào)區(qū)設立提前或滯后1～3年的凈效應在10%的水平上均不顯著，說明未設立自貿(mào)區(qū)時虛擬變量（FTZ×Time）未給產(chǎn)業(yè)結構升級帶來影響，不存在系統(tǒng)誤差，基準模型得出的估計結論可信。

2.變換匹配方法

在進行雙重差分前，本文采用核匹配法給實驗組匹配相近的對照組，為檢驗結果的穩(wěn)健性，本文變換匹配方法，在原始數(shù)據(jù)的基礎上采用一對一近鄰傾向得分匹配法給實驗組匹配相近的對照組，待匹配好對照組后再做雙重差分。表5列（3）和列（4）的系數(shù)都在5%的顯著性水平下顯著為正，檢驗結果與前文估計結論一致，說明采用的匹配方法穩(wěn)健，實證結果較為可信。

表5 自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構升級的穩(wěn)健性檢驗

（四）進一步分析：異質性分析

不同城市不同批次自貿(mào)區(qū)的初始稟賦不同，各自貿(mào)區(qū)的定位也有差異，政策效應也可能截然不同。接下來將分別從不同區(qū)域、不同批次考察自貿(mào)區(qū)建設對產(chǎn)業(yè)結構效應的異質性影響。

1.區(qū)域異質性

本文將自貿(mào)區(qū)按所屬省份的地理位置特征劃分為沿海型和內陸型，分別估計不同區(qū)域自貿(mào)區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構效應。從表6回歸結果可以看出，以產(chǎn)業(yè)結構高級化（TS）為被解釋變量時，內陸型自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進效應明顯高于沿海型自貿(mào)區(qū)。原因可能是：內陸型自貿(mào)區(qū)所在地區(qū)的高科技制造業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對滯后，以高技術制造業(yè)和服務業(yè)為主的自貿(mào)區(qū)設立對帶動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化的作用更加明顯，而沿海地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對比較完善，所占份額也比較高，自貿(mào)區(qū)設立對提升當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構高級化的作用反而較弱。以產(chǎn)業(yè)結構合理化（TL）為被解釋變量時，沿海型自貿(mào)區(qū)有顯著影響，內陸型自貿(mào)區(qū)的影響并不顯著。這說明，由于地域、自然資源和公共設施欠佳，內陸型自貿(mào)區(qū)更難吸引與之發(fā)展配套的產(chǎn)業(yè)工人和高端人才，資源配置效率和產(chǎn)業(yè)間的關聯(lián)度不高，自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構合理化的政策效應受到限制。

表6 自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級效應的區(qū)域異質性檢驗結果

2.批次異質性

表7報告了第一批至第三批設立的自貿(mào)區(qū)對屬地產(chǎn)業(yè)結構升級效應的回歸結果。橫向對比來看，不同批次自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化（TS）的回歸系數(shù)高于產(chǎn)業(yè)結構合理化（TL）的回歸系數(shù)。整體來看，自貿(mào)區(qū)設立對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用更大，這一實證結果與上文的回歸結果相吻合。縱向對比來看，第三批自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構高級化的正向促進作用高于第一批和第二批；第一批自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構合理化的提升作用最強，第二批次之，第三批作用不顯著。這是因為：第一批和第二批自貿(mào)區(qū)多為沿海地區(qū)，服務業(yè)和高端制造業(yè)的發(fā)展相對比較完善，所占份額也比較高，自貿(mào)區(qū)設立對提升當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構高級化的作用反而較弱。第三批自貿(mào)區(qū)以內陸型為主，產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對滯后，自貿(mào)區(qū)設立對帶動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化的作用更加明顯，這與前面的區(qū)域實證結論相符合。從產(chǎn)業(yè)結構合理化角度來看，上海自貿(mào)區(qū)基于洋山保稅港區(qū)、浦東機場綜合保稅區(qū)、外高橋保稅區(qū)和外高橋保稅物流園區(qū)等已有的海關特殊監(jiān)管區(qū)域建立而成，高端產(chǎn)業(yè)基礎較好，產(chǎn)業(yè)之間關聯(lián)性強，資源配置效率高，自貿(mào)區(qū)建設對產(chǎn)業(yè)結構合理化的影響在短期內能得以實現(xiàn)。第二批和第三批自貿(mào)區(qū)的建設內容雖然各有側重，但主要還是根據(jù)上海自貿(mào)區(qū)建設積累的經(jīng)驗設立，鑒于不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構迥異，實現(xiàn)生產(chǎn)要素優(yōu)化配置與地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級相契合需要時間不斷調整，使得自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構合理化的政策效應無法在短期內實現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構合理化的提升效果不理想。

表7 自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級效應的批次異質性檢驗結果

五、自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級效應作用機制實證結果及分析

（一）模型設定

從上文的分析可知，自貿(mào)區(qū)的建立有利于我國地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，根據(jù)作用機制部分可知，自貿(mào)區(qū)通過貿(mào)易便利化、投資便利化、區(qū)域技術創(chuàng)新水平等途徑影響產(chǎn)業(yè)結構升級。為了識別這些機制是否存在，本部分將采用中介效應模型檢驗中介效應是否顯著。中介效應模型設定如下：

式（7）中，Yit為產(chǎn)業(yè)結構升級變量，包含產(chǎn)業(yè)結構高級化（TS）和產(chǎn)業(yè)結構合理化（TL）；Wit為中介變量，包含貿(mào)易便利化水平、投資便利化水平、地區(qū)技術創(chuàng)新水平；Xit為控制變量。中介效應檢驗過程如下：檢驗系數(shù)α1的顯著性，如果系數(shù)α1顯著，則檢驗系數(shù)b1、r是否顯著。若兩者同時顯著，說明存在中介效應，檢驗系數(shù)c1的顯著性。如果c1顯著，則存在部分中介效應；如果c1不顯著，則存在完全中介效應。若系數(shù)b1、r有一個不顯著，則構建統(tǒng)計量Z做sobel檢驗以確認中介效應是否存在，其中依次為系數(shù)的標準差）；如果Z值通過檢驗，表明中介效應存在，反之不存在。

（二）中介變量說明

本文在殷寶慶等（2016）、石偉文（2018）、聶飛（2020）等研究的基礎上，基于城市層面數(shù)據(jù)的可獲得性，從海關效率、運輸便捷度、外貿(mào)依存度及電子商務發(fā)展水平4個方面構建貿(mào)易便利化水平指數(shù)（TF），具體指標測算如下：（1）海關效率：采用口岸進出口商品總值與地區(qū)進出口商品總值之比、口岸進出境人數(shù)與地區(qū)總人數(shù)之比兩個二級指標測量。（2）運輸便捷度：以每百平方公里擁有的公路里程數(shù)、每百平方公里擁有的鐵路里程數(shù)、每百平方公里擁有的內河航道里程數(shù)3個二級指標衡量。（3）外貿(mào)依存度：用進出口貿(mào)易額與GDP的比重來衡量。（4）電子商務發(fā)展水平：采用每萬人擁有網(wǎng)站點數(shù)（個/萬人）和互聯(lián)網(wǎng)普及率（%）兩個二級指標測度。本文運用SPSS軟件中的因子分析模型得到貿(mào)易便利化指數(shù)水平值。

在貿(mào)易便利化的基礎上，結合自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略核心，從營商環(huán)境、市場準入、運輸便捷度和人力資本環(huán)境等4個方面構建投資便利化水平指數(shù)（IF），具體指標測算 如下：（1）營商環(huán)境，用融資便利度（貸款額/存款額）、政府行政效率（GDP/公務員（萬元/人））、對外開放度（進出口總額占GDP比重）等3個二級指標衡量；（2）市場準入，采用固定資產(chǎn)投資額中外資占總投資額比重、城鎮(zhèn)非國企就業(yè)人數(shù)占城鎮(zhèn)總就業(yè)人數(shù)比重兩個二級指標衡量；（3）人力資本環(huán)境，用每萬人中普通高等學校在校生數(shù)和科技人員數(shù)兩個二級指標衡量。運輸便捷度見貿(mào)易便利化指數(shù)說明。

地區(qū)技術創(chuàng)新水平（NI）用當?shù)氐膶＠跈鄶?shù)量對數(shù)值表示。由于某些地區(qū)在某些年的專利授權數(shù)量為0，出于計算需要，地區(qū)技術創(chuàng)新水平具體設定為當?shù)貙＠跈鄶?shù)量加1再取對數(shù)衡量。

（三）中介效應回歸結果

基于上述模型可能存在內生性問題，對回歸結果造成影響。本文一方面進行地區(qū)、時間雙固定回歸，以緩解自貿(mào)區(qū)建設帶來的宏觀經(jīng)濟系統(tǒng)性變化；另一方面選取被解釋變量滯后一期作為工具變量對中介效應模型進行兩階段最小二乘法回歸。表8給出了中介效應檢驗結果，由基準模型系數(shù)α1可知，在考慮模型內生性后，自貿(mào)區(qū)設立變量仍可顯著促進產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化，進一步驗證了上文的實證結論。

當中介變量為貿(mào)易便利化水平（TF）時，回歸系數(shù)b1顯著為正，可見自貿(mào)區(qū)成立顯著提升了地區(qū)貿(mào)易便利化水平，對應的中介模型式（7）中自貿(mào)區(qū)變量估計系數(shù)c1值分別為0.2422和0.1298，小于基準模型系數(shù)α1值0.3482和0.1691，意味著自貿(mào)區(qū)在提升產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化水平的進程中，貿(mào)易便利化起到顯著的中介作用，中介效應比例分別為32.19%和23.51%。這說明自貿(mào)區(qū)的確能通過提升貿(mào)易便利水平實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化發(fā)展。在關稅減讓與通關效率提升的共同作用下，自貿(mào)區(qū)貿(mào)易便利化水平不斷提升，帶動了貿(mào)易發(fā)展。截至2018年底，我國11個自貿(mào)區(qū)（不包括海南自貿(mào)區(qū)）以不到全國2/10000的面積，創(chuàng)造了12%的進出口。貿(mào)易便利化擴大了市場規(guī)模，帶來專業(yè)化分工和競爭效應。專業(yè)化分工促進企業(yè)從價值鏈低端向高端攀升，優(yōu)化企業(yè)生產(chǎn)結構，促進相關產(chǎn)業(yè)升級；競爭效應則刺激本土企業(yè)加大技術創(chuàng)新，市場的優(yōu)勝劣汰機制實現(xiàn)資源優(yōu)化配置，促進產(chǎn)業(yè)結構合理化。

投資便利化（IF）的中介效應檢驗結果見表8行（3）和行（4）?；貧w結果顯示，自貿(mào)區(qū)建設對城市投資便利化水平的估計系數(shù)b1在1%的水平上顯著為正，說明自貿(mào)區(qū)成立確實提高了地區(qū)的投資便利化水平，對應的中介效應模型式（7）回歸中自貿(mào)區(qū)變量的回歸系數(shù)c1值分別為0.1876和0.0812，依次小于基準模型中的回歸系數(shù)0.3482和0.1691，系數(shù)下降了1/2左右，中介效應分別為40.86%和36.71%，說明投資便利化在自貿(mào)區(qū)設立推動產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化水平的進程中存在中介效應，并且該作用渠道力度十分顯著。投資便利化作為自貿(mào)區(qū)制度框架的核心內容，目前我國的負面清單已更新至第6版，從最早的190項特別管理措施條目削減到最新版的37項，負面清單制度逐步完善，自貿(mào)區(qū)投資便利化水平逐步提高，大量先進領域外資企業(yè)入駐，自貿(mào)區(qū)成為高端產(chǎn)業(yè)的聚集地。例如，廣東自貿(mào)區(qū)形成新能源裝備制造、新一代信息技術等先進產(chǎn)業(yè)外資集群；福建自貿(mào)區(qū)則通過政策引導外資投向，吸引了機械裝備、電子信息等高端制造業(yè)外資企業(yè)進入。投資便利化吸引高端產(chǎn)業(yè)集聚帶來資本和技術流入，助推了國內資本和技術密集型產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，現(xiàn)代服務業(yè)得以發(fā)展壯大，帶來資源優(yōu)化配置，推動產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

表8 自貿(mào)區(qū)設立產(chǎn)業(yè)結構升級效應的影響機制檢驗結果

技術創(chuàng)新（IN）中介效應檢驗結果見表8行（5）和行（6）。由回歸結果可知，自貿(mào)區(qū)變量對地區(qū)技術創(chuàng)新水平的影響系數(shù)b1顯著為正，自貿(mào)區(qū)創(chuàng)新效應十分顯著，對應的中介效應模型式（7）中自貿(mào)區(qū)變量的估計系數(shù)c1也小于原模型中的系數(shù)α1值，說明地區(qū)創(chuàng)新水平在自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化的影響中存在中介效應。自貿(mào)區(qū)的建立使企業(yè)面臨更大的競爭壓力，在一定程度上有助于企業(yè)內部進行技術創(chuàng)新，加上對進口中間品及外資技術溢出的消化吸收和區(qū)內創(chuàng)新政策的支持，促使企業(yè)加大技術創(chuàng)新活動，引領產(chǎn)業(yè)價值鏈優(yōu)化升級。但值得深思的是，中介效應僅為4.05%和15.06%，表明自貿(mào)區(qū)借助地區(qū)技術創(chuàng)新水平提升推動產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化的作用程度較為有限，原因在于：現(xiàn)階段絕大多數(shù)企業(yè)自身研發(fā)能力還不高，研發(fā)投入不足，研發(fā)人才儲備有限，難以消化吸收引進的技術，新技術在生產(chǎn)中得不到充分應用，致使技術創(chuàng)新在自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級效應中的中介作用無法得到有效發(fā)揮。

綜上所述，自貿(mào)區(qū)建設主要通過擴大貿(mào)易便利化、投資便利化推動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，借助提升地區(qū)技術創(chuàng)新水平推動產(chǎn)業(yè)結構升級的作用較為有限。

六、結論和政策建議

上文的研究結果表明：（1）自貿(mào)區(qū)設立能夠顯著推動產(chǎn)業(yè)結構高級化和合理化，促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，自貿(mào)區(qū)對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用更強。（2）內陸型自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進效應高于沿海型自貿(mào)區(qū)，但對產(chǎn)業(yè)結構合理化無顯著影響，沿海型自貿(mào)區(qū)顯著提升了產(chǎn)業(yè)結構合理化水平。分批次來看，第一批自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構合理化的促進作用最強，第三批自貿(mào)區(qū)對產(chǎn)業(yè)結構高級化的促進作用最大。（3）通過中介效應模型發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)主要通過貿(mào)易便利化和投資便利化帶動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級，借助提升地區(qū)技術創(chuàng)新水平推動產(chǎn)業(yè)結構升級的作用較為有限。

在上述研究的基礎上，本文的政策啟示有：

（1）提升貿(mào)易便利化程度。為更好地發(fā)揮自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級效應，各地區(qū)政府要提高貿(mào)易便利化程度，對技術含量高、附加值高的商品減免關稅，大力推行“單一窗口”等貿(mào)易便利化通關制度。不同地區(qū)海關加強合作，使海關監(jiān)管程序更加透明公平，縮短商品通關時間，提高通關效率，降低國際貿(mào)易成本，帶來更大規(guī)模的市場和更專業(yè)的分工，促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級。

（2）完善投資便利化措施。政府應進一步精簡服務業(yè)和高技術產(chǎn)業(yè)的投資限制，逐步消除外商投資壁壘，縮減負面清單項目，不斷完善投資便利化措施，吸引外國資本入駐區(qū)內高新技術產(chǎn)業(yè)和新興服務產(chǎn)業(yè)，帶來資金及國外先進技術，帶動地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。

（3）增強區(qū)內企業(yè)自主創(chuàng)新能力，實現(xiàn)創(chuàng)新驅動發(fā)展。為積極培育地區(qū)增長新引擎，政府應推動區(qū)內企業(yè)、機構開展多元化創(chuàng)新合作，建立共享式研發(fā)中心，促進各類市場主體融通創(chuàng)新發(fā)展。地方政府應為企業(yè)創(chuàng)新提供配套服務支撐鏈，通過加大財政投入、引導金融發(fā)展等形式加大政策支持力度，鼓勵并引導區(qū)內企業(yè)進行技術變革，加大自主創(chuàng)新投入，以創(chuàng)新推動當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。此外，地方政府可通過財政補貼、人才引進等形式為自貿(mào)區(qū)企業(yè)引進優(yōu)秀的海內外人才。

（4）各自貿(mào)區(qū)實施差異化產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策。根據(jù)自貿(mào)區(qū)建設推動產(chǎn)業(yè)結構升級的地區(qū)差異性，不同地區(qū)自貿(mào)區(qū)的產(chǎn)業(yè)功能應定位于引領地方產(chǎn)業(yè)結構升級，避免產(chǎn)業(yè)低端鎖定。沿海型自貿(mào)區(qū)應積極試點服務業(yè)全面開放，致力于引進高附加值、高技術含量的服務業(yè)外商投資，加強產(chǎn)業(yè)之間的關聯(lián)水平，合理配置資源，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級。內陸型自貿(mào)區(qū)可結合當?shù)禺a(chǎn)業(yè)特征，優(yōu)先發(fā)展新型加工制造業(yè)以及與之配套的生產(chǎn)性服務業(yè)，推動產(chǎn)業(yè)結構高級化，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級。