自貿區(qū)設立對區(qū)域產業(yè)結構升級的影響研究

楊波，任福耀，蔡宏波

(1.鄭州航空工業(yè)管理學院 經濟學院，河南 鄭州450046； 2.北京師范大學 經濟與工商管理學院，北京100875)

我國經濟長達40多年高速增長相當程度上依賴于人口紅利。伴隨著人口出生率逐年下降，勞動力成本不斷增加，人口紅利漸漸消失，中國以往低廉勞動力的比較優(yōu)勢開始弱化，中國能否續(xù)寫世界經濟增長的奇跡？其主要任務是轉變經濟發(fā)展模式、優(yōu)化經濟結構、轉換增長動力，以促使相對優(yōu)勢產業(yè)完成產業(yè)升級[1]。

中國國內生產總值位居世界第二，貿易總量位居世界第一，自1978年以來實施的對外開放政策對中國經濟發(fā)展產生了巨大影響。因此，了解我國外貿制度創(chuàng)新成為分析其產業(yè)升級的最佳路徑。2013年以來中國逐步在各省區(qū)市設立自由貿易試驗區(qū)無疑是外貿體制改革的標志性事件。自貿區(qū)發(fā)展的內在要求包括探索供給側結構性改革路徑，以創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)為核心，適應消費升級，進一步調整產業(yè)結構、引導產業(yè)發(fā)展。

通過文獻梳理和理論推演，發(fā)現(xiàn)制度變革、技術創(chuàng)新兩條路徑可能會影響我國產業(yè)結構的升級。第一，自貿區(qū)是我國新時期推進擴大開放、制度變革的重大戰(zhàn)略舉措，其首要任務是尋求改革開放的新道路和新模式，推動形成開放型經濟體制，為經濟轉型提供創(chuàng)新型制度供給，為全面改革開放樹立制度創(chuàng)新示范。自貿區(qū)政策所形成的制度變革效應能夠激發(fā)國內經濟發(fā)展活力，為產業(yè)結構內部演化、產業(yè)結構高級化、產業(yè)結構整體升級提供了良好的發(fā)展環(huán)境，同時也定會促進地區(qū)經濟結構調整與升級，對地區(qū)經濟發(fā)展產生促進作用[2-3]。第二，自貿區(qū)設立提升了地區(qū)開放程度，通過外資企業(yè)技術溢出和人才流動溢出效應，帶動區(qū)域內技術創(chuàng)新能力的提升，進而促進地區(qū)產業(yè)結構升級[4]。具體來說，自貿區(qū)內外企與本地企業(yè)共存，兩者之間的顯著技術差距，會促進本地低效率企業(yè)對技術的吸收與轉化，對本地企業(yè)自主創(chuàng)新能力的提升產生積極影響。受企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響，創(chuàng)新能力高的企業(yè)獲得更多優(yōu)質資源，而創(chuàng)新能力低的企業(yè)逐漸被淘汰，優(yōu)化地區(qū)產業(yè)結構[1]。

自2013年上海自貿區(qū)設立，到2019年第5批自貿區(qū)設立，我國目前已初步完成自貿區(qū)在沿海與內陸地區(qū)的“1+3+7+1+6”全布局。新形勢下，自貿區(qū)設立的政策重心在吸引外資、加大進口、促進經濟增長的同時逐漸向產業(yè)升級目標傾斜。自貿區(qū)依據地區(qū)優(yōu)勢制定的產業(yè)和投資政策如外資市場準入負面清單等，是否真正推動了地區(qū)產業(yè)結構轉型升級？自貿區(qū)建設又是通過何種渠道推動地區(qū)產業(yè)升級？遺憾的是，目前對于該問題科學的定量研究相對較少，我們希望通過本文研究為我國的自貿區(qū)發(fā)展和產業(yè)政策的制定提供一些經驗和理論借鑒。

一、文獻綜述

回顧已有文獻，自上海自貿區(qū)成立以來，已有學者從不同角度對其進行了研究。不少文獻從定性角度進行分析。這些文獻主要探討上海自貿區(qū)建立對中國要素市場的進一步開放[5]、外資準入壁壘的制度改革[6]、服務貿易的開放發(fā)展[7]，[8]47-48、降低國內交易成本和政府職能改革[9]、貿易自由化和金融自由化[10]的影響。也有學者運用反事實分析、準自然實驗等方法，從定量視角研究了自貿區(qū)的設立對地區(qū)經濟的影響效應。相關文獻的研究主題主要涉及經濟發(fā)展[11-13]、貿易發(fā)展[14]、金融發(fā)展[15-16]、技術創(chuàng)新[17-18]等方面。這些研究基本證實了自貿區(qū)設立對于相關經濟指標的正向影響。

關于貿易開放對產業(yè)升級影響的文獻較為豐富，大致可歸納為兩種觀點：

一種觀點認為貿易開放對產業(yè)結構優(yōu)化升級具有促進作用。殷德生以中國制造業(yè)為例，研究發(fā)現(xiàn)自由貿易產生的進口競爭效應和外資效應，加速了制造業(yè)對資本的利用，進一步促進了行業(yè)的優(yōu)化升級[19]。周茂等人以中國加入WTO為例進行研究，發(fā)現(xiàn)貿易開放主要通過引導城市內部產業(yè)間資源流動實現(xiàn)資源的優(yōu)化再配置，從而促進我國產業(yè)的整體升級[20]。蔡海亞等人分析指出，貿易自由化在促進產業(yè)結構優(yōu)化的同時也對服務業(yè)和制造業(yè)內部的變革具有積極影響，其主要通過物資資本積累、刺激消費、提升技術等方式間接促進產業(yè)升級[1]。

另一種觀點則認為貿易自由化會對產業(yè)升級產生抑制作用。Amiti等指出我國出口行業(yè)技術進步主要集中在出口加工類行業(yè)，而一般貿易類行業(yè)無明顯技術進步[21]35-36。馬穎等人研究發(fā)現(xiàn)，貿易自由化條件下，勞動密集型行業(yè)發(fā)展受到抑制，會對經濟增長產生顯著負向抑制作用[22]。唐東波通過測算我國出口產品的價值組成，揭示了我國出口的巨額增長帶有“假象”，出口品整體的國外附加值高于國內附加值，并且多產生于出口加工貿易，貿易自由化下產業(yè)升級速度較為緩慢[23]。

相關學者已對貿易開放與產業(yè)升級的內在關系做了深入探究，但貿易開放對產業(yè)升級的影響是促進或抑制并未達成一致。涉及自貿區(qū)對地區(qū)產業(yè)升級的影響研究，梁雙陸等人對南美洲、歐洲5個國家間自貿區(qū)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)歐洲、中國—東盟、北美、東盟4個自貿區(qū)設立促進了區(qū)域產業(yè)升級，但南美自貿區(qū)建立對區(qū)域產業(yè)升級的作用并不明顯[24]。聶飛則驗證了自貿區(qū)對制造業(yè)結構升級的影響[4]。

當前學者分析了自貿區(qū)設立對地區(qū)產業(yè)升級的影響，但均未對其內在機理做進一步的定量研究[24-26]。現(xiàn)有文獻有關自貿區(qū)對產業(yè)升級影響的結論亦未達成統(tǒng)一，且鮮有研究對自貿區(qū)推動產業(yè)升級的影響路徑進行深入分析。

目前的研究仍有可擴展之處：一是在研究內容上，本文不同于以往研究自貿區(qū)集中于自貿區(qū)設立對地區(qū)經濟增長的影響，而是對結論尚未達成統(tǒng)一的自貿區(qū)與地區(qū)產業(yè)升級關系進行再檢驗，并進一步通過中介效應模型對自貿區(qū)推動產業(yè)升級的影響路徑進行定量分析，探究自貿區(qū)促進產業(yè)升級的內在機理；二是在方法選取上，本文在地區(qū)設立自貿區(qū)的自然實驗框架下，選用合成控制法估計其政策效果，評估上海自貿區(qū)設立對地區(qū)產業(yè)升級的影響，為不同地區(qū)自貿區(qū)的政策設計提供參考。該方法構造的對照組和實驗組的共同趨勢擬合度較高，誤差更少。

二、研究設計及數(shù)據處理

(一)計量模型設定與說明

合理評估設立自貿區(qū)對地區(qū)產業(yè)結構升級的影響，重點在于是否能夠找到一個有效的經濟政策效果評估方法。自倍差法、傾向得分匹配法等準自然實驗方法運用于經濟研究之后，這些方法深受國內外學者歡迎。如Yip和Eggleston采用倍差法對海南醫(yī)療改革的影響進行了評價[27]；周黎安和陳燁使用7個省份縣級數(shù)據構建倍差法模型考察了農村稅費改革對農民收入的影響效果[28]。同時，倍差法模型的運用須滿足共同趨勢假定，即實驗組和對照組在政策實施前變化趨勢須保持一致，但由于各個省份經濟發(fā)展水平不同，即使對照組與實驗組兩者均未受到政策影響，兩者經濟運行軌跡也未必相同，這一假定較難滿足，故不可避免地造成評估結果的偏差?；谝陨蠁栴}，阿巴迪等人提出了合成控制法(Synthetic Control Methods，SCM)[29]。該方法的基本思路是對控制組中的各樣本進行加權，擬合出一個“反事實”對照組即合成控制對象，模擬政策實施地區(qū)在不受自貿區(qū)政策影響下的“反事實”產業(yè)結構升級情況，以對比自貿區(qū)設立的政策影響效果。這類似于一個準自然實驗，即對一個地區(qū)在一時間段內進行對比實驗，該地區(qū)設立自貿區(qū)和不設立自貿區(qū)兩個條件下產業(yè)升級的差異即為自貿區(qū)政策效果。

假設可以觀測到N+1個地區(qū)，其中第1個區(qū)域在T0期開始設立自貿區(qū)，其他N個地區(qū)不受自貿區(qū)政策影響。用Y1it表示第i個地區(qū)在t時期如果設立自貿區(qū)的產業(yè)升級指數(shù)，Y0it表示第i地區(qū)在t時期不設立自貿區(qū)的潛在結果，則研究需要估計的處理效應τit=Y1it-Y0it。第i個地區(qū)在時期t經濟指標產業(yè)升級觀測值

Yit=DitY1it+(1-Dit)Y0it=Y0it+τitDit。

式中Dit為自貿區(qū)設立的狀態(tài)變量，若地區(qū)i在t期設立自貿區(qū)，其取值為1，沒有則取0。假定第1個地區(qū)在T0期設立自貿區(qū)，而其他地區(qū)沒有設立自貿區(qū)，則在t>T0時，自貿區(qū)政策影響為τ1t=Y11t-Y01t。對設立自貿區(qū)的第1個地區(qū)而言，在t>T0時可以觀測到潛在產業(yè)升級情況Y11t，但“反事實”結果Y01t卻無法觀測到。要想估計處置效應τ1t，需要先估計Y01t，故我們采用如下因子模型來估計“反事實”結果[30]：

Y0it=δt+θtZi+λtμi+εit。

式中：δt為對每個省份影響都相同的時間固定效應；Zi為一組不受政策與時間影響可測度的控制變量；θt為一個(1×K)維的行向量；λt代表(1×F)維的公共因子向量；μi表示(F×1)維無法觀測的省份固定效應；εit為每個省份不可觀測的瞬時沖擊。

倍差法模型中可以有無法觀測的混雜因素存在，但模型將這些影響因素的效應取為不隨時間變化的常數(shù)，即λt為定值?？梢园l(fā)現(xiàn)，對傳統(tǒng)的倍差法模型進一步擴展便得到了上式，允許觀測不到的混雜因素的影響隨時間變化，即λt為變量。

為了估計當t>T0時的Y0it，可以構造合成控制的(N×1)維的權重向量

滿足wj≥0，對于任意的j都成立，且

w2+w3+…+wN+1=1。

給定權重向量W任何一個特定取值，均代表著實驗組省份潛在的合成控制組合，即參照組內K個省份的特定權重。針對各個控制組省份的變量值加權可得

?

(二)變量選擇與說明

在參考了劉秉鐮等人文獻的基礎上，擴展了控制組省區(qū)市的范圍，最終確定了控制組省區(qū)市個數(shù)與變量數(shù)量、時間范圍等，選擇了2010年至2016年的27個省區(qū)市為控制組省區(qū)市[12]。模型的主要變量是產業(yè)結構升級指數(shù)(I)。產業(yè)結構升級指數(shù)是關于產業(yè)結構升級的衡量指標。由于產業(yè)升級意味著整體產業(yè)由低附加值、低效率朝著高增加值、高生產率轉變。為了能夠更好地捕捉到第三類產業(yè)內部的演變過程，參考徐敏和姜勇的做法，將第一、二 、三產業(yè)均納入指標測算中[32]，具體測算公式為

式中：Ii=I1，I2，I3，分別代表第一、二、三產業(yè)的產值占總產值的比重；I主要是反映三次產業(yè)之間的升級關系，值越大表明該地區(qū)產業(yè)結構層次水平越高。本文借鑒蔡海亞等人的研究添加了出口需求、人力資本、外商直接投資等指標作為控制變量[1，33]。各指標具體含義如下：人力資本指標用普通高等院校在校學生人數(shù)與地區(qū)總人口的比重來表示，主要表現(xiàn)該地區(qū)的人力資本水平；外商直接投資指標用各省區(qū)市外商直接投資與該地區(qū)總人口的比值表示；居民消費指標采用各省區(qū)市居民消費水平數(shù)據；出口需求指標用各地區(qū)出口總量與該地區(qū)生產總值來衡量。

(三)數(shù)據來源與描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據主要來自國家統(tǒng)計局和各省區(qū)市統(tǒng)計局的年度數(shù)據，使用2010—2016年各年份的數(shù)據進行研究。我國目前已分5批在18個省區(qū)市設立自貿區(qū)。2013年9月中國(上海)自貿區(qū)掛牌成立，2015年國務院批準設立廣東、福建、天津自貿區(qū)，2017年3月國務院批準在陜西、遼寧、浙江、河南、四川、重慶、湖北7省(市)建設自貿區(qū)，2018年10月中國(海南)自貿區(qū)獲批成立。目前的年度數(shù)據只統(tǒng)計到2018年，2015年成立的3個自貿區(qū)因設立后的窗口期較短且2017年數(shù)據包含已經建立第3批自貿區(qū)的省份，可能導致結果的偏差，故去除2017年及以后數(shù)據。本文以上海自貿區(qū)為考察對象，其中2010—2013年自貿區(qū)政策實施前為事前窗口期，2014—2016年政策實施后為事后窗口期。本文選取了不包括福建、天津、廣東(由于3省市在考察期內設立了自貿區(qū))和港澳臺的其他28個省區(qū)市為考察對象。此外，為了減少異方差對結果的影響，部分解釋變量以對數(shù)形式代入方程。表1列出了各變量的統(tǒng)計特征。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

三、實證結果與分析

(一)實驗組與對照組：排除其他政策影響的估計

借鑒阿巴迪等人提出的合成控制法，對獲得的27個相關省區(qū)市數(shù)據進行加權合成估計上海自貿區(qū)設立前后產業(yè)升級情況，分析政策的影響大小[29]。根據合成控制法的計算方法，構成合成上海的對應地區(qū)權重組合有北京和重慶兩個城市，其中北京權重為0.63，重慶權重為0.37，兩者權重之和為1。表2展示了2013年上海自由貿易試驗區(qū)設立之前真實上海和合成上海的部分重要經濟指標的對比。就產業(yè)升級指數(shù)而言，真實上海和合成上海的差異度低于1‰，說明合成上海較好地擬合了真實上海的產業(yè)升級的各個路徑。在選取的影響產業(yè)升級的各個指標中，實際人力資本、外商直接投資對數(shù)、居民消費和出口需求等指標均與合成控制變量接近。因此，合成上海很好地擬合了自貿區(qū)設立前的上海。

表2 預測變量的擬合與對比

真實上海和合成上海在2010—2016年間的產業(yè)結構升級指數(shù)如圖1所示，其中垂直虛線所在位置表示上海設立自貿區(qū)的起始年份(2013年)。垂直虛線左側顯示，自貿區(qū)設立年份之前，真實上海和合成上海的產業(yè)升級路徑十分接近，說明合成上海較好地擬合了自貿區(qū)設立前上海的產業(yè)升級路徑。而在虛線右側，二者偏離程度逐漸拉大，合成上海的產業(yè)升級指數(shù)低于真實上海。二者的差距正是上海自貿區(qū)設立對地區(qū)產業(yè)結構升級的政策影響。由圖1所示，2016年合成上海產業(yè)升級指數(shù)為2.65，實際產業(yè)升級指數(shù)為2.69，兩者相差0.04。

圖1 實際上海與合成上海的產業(yè)升級指數(shù)

為了更直觀地觀察上海自貿區(qū)設立對上海市產業(yè)升級的處理效應，計算了自貿區(qū)設立2013年前后實際上海和合成上海的樣本產業(yè)結構升級指數(shù)之差。如圖2顯示，2010年到2013年，兩者產業(yè)升級指數(shù)差值在0值附近波動，波動范圍較?。?013年自貿區(qū)成立后，兩者差距逐步增大。自貿區(qū)的設立放寬了對進口的限制，促進了高技術含量的中間產品和相關設備的進口，對企業(yè)的最終產品生產力和創(chuàng)新都具有促進作用[11]。因此，自貿區(qū)設立顯著提升了上海的產業(yè)升級指數(shù)。

圖2 實際上海和合成上海產業(yè)升級指數(shù)的差值

(二)穩(wěn)健性檢驗

利用合成控制法發(fā)現(xiàn)合成上海產業(yè)升級指數(shù)與上海市實際產業(yè)升級指數(shù)有明顯差距，但這種差距是由自貿區(qū)設立導致的，還是源于其他一些因素的影響，比如當?shù)馗咝录夹g產業(yè)區(qū)的設立、供給側結構性改革等，目前無法確定。下面通過兩種檢驗方法證實上述結果的穩(wěn)健性和有效性。

1.排序檢驗

借鑒阿巴迪等人提出的排序檢驗法來驗證結果的準確性，確認在實證分析過程中變量的差異并非是其他因素造成的，確實是自貿區(qū)設立促進了上海地區(qū)的產業(yè)升級。這種方法可以驗證是否會有其他省份出現(xiàn)和上海相同的情況，概率多少。檢驗的思路是：如果所有對照組的省份同時在2013年都設立自由貿易試驗區(qū)，根據合成控制法構造相應省份的合成樣本產業(yè)升級指數(shù)，估計其在2013年之后由于真實值與“反事實”值之間的差異產生的政策效果，然后比較上海真實的產業(yè)升級效果和控制組省份假設情況下的產業(yè)升級效果。如果觀測到上海市的均方預測誤差的平方根(Root Mean Square Prediction Error, RMSPE)高于其他地區(qū)，這就意味著自貿區(qū)設立對上海產業(yè)結構升級影響是顯著的。

合成控制法要求自貿區(qū)設立省份在政策實施之前，其合成樣本應與地區(qū)真實產業(yè)升級路徑具有較好擬合效果，如果某一地區(qū)在政策發(fā)生之前的擬合程度不好，即RMSPE值較大時，盡管其2013年之后產業(yè)升級指數(shù)差值可能很大，仍無法代表自貿區(qū)實施的效果。所以，當一個地區(qū)在政策實施前的真實值與合成控制值擬合度不高時，就不再對這個地區(qū)進行排序檢驗。因此，控制組在排序檢驗過程中，如果出現(xiàn)在2013年之前合成控制對象與真實值擬合效果不好時，本文會在展示過程中將其剔除。

圖3是產業(yè)升級指數(shù)作為預測變量時的差值分布(實線為實際上海，虛線為其他對照組省份)，展示了實際上海與其他對照組省份的期前RMSPE與期后RMSPE差值，這里排除了對照組中RMSPE在2013年之前超過上海1.5倍的省份，去掉的地區(qū)數(shù)量為5個?？梢钥吹?，在垂直虛線左側上海與其他省份的產業(yè)升級指數(shù)變動的差距較小，但是在垂直虛線右側上海與其他省份的差距開始拉大，并且表示上海產業(yè)升級指數(shù)變化的曲線分布在表示其他省份產業(yè)升級指數(shù)變化曲線的外部。這表明自貿區(qū)的設立確實促進了上海的產業(yè)升級，同時也表明只有1/23即4.348%概率出現(xiàn)上海與其合成控制對象產業(yè)升級指數(shù)之間的差距。因此，能夠說明自貿區(qū)設立促進了上海產業(yè)升級，并通過了5%的顯著性檢驗，即上海自貿區(qū)的設立對上海產業(yè)結構升級的經濟影響在統(tǒng)計上是顯著的。

圖3 實際上海和其他省份產業(yè)升級差值分布

2.雙重差分法

為進一步證實結果的可靠性，采用雙重差分法評估上海自貿區(qū)設立對地區(qū)產業(yè)升級的影響效果。雙重差分模型設定為

Iit=βDi×Yt+θZit+εi+εt+εit。

式中Iit為產業(yè)結構升級指數(shù)。

將參照組省份賦值Di=0，上海賦值Di=1。上海自貿區(qū)于2013年9月掛牌成立，對自貿區(qū)實施前后賦值，若年份t在2013年之前賦值Yt=0(包括2013年)，若年份t在2013年之后賦值Yt=1。其中Yt與Di交互項的系數(shù)即為自貿區(qū)的設立對產業(yè)升級的凈效應。Zit為控制變量，分別包括居民消費水平、人力資本、外商直接投資和出口需求。εi為地區(qū)固定效應，εt為時間固定效應。數(shù)據選取時間為2010—2016年，樣本為前述28個省區(qū)市。

表3顯示了DID模型的主要估計結果，模型1是以27個省區(qū)市為對照組且未控制地區(qū)其他重要因素的影響。估計結果顯示，變量Di×Yt的系數(shù)在5%的顯著性水平下等于0.018。模型2中進一步控制了其他重要因素的影響之后，交互項Di×Yt系數(shù)相比模型1中結果在1%的顯著性水平下增大到0.049。上述結果清楚顯示，自貿區(qū)設立確實對上海產業(yè)結構優(yōu)化升級有正向影響。雙重差分的估計值與SCM方法的估計值符號都為正，進一步說明了合成控制法估計結果的穩(wěn)健性。

表3 上海自貿區(qū)對產業(yè)升級的影響(雙重差分法)

四、研究擴展

隨著中國經濟發(fā)展進入新常態(tài)，中國政府正在謀求二次開放，突破經濟發(fā)展的瓶頸，自由貿易試驗區(qū)建設應運而生。由前文實證檢驗結果可知，抓住二次開放的契機建設自貿區(qū)，對本地產業(yè)升級具有顯著促進作用。在自貿區(qū)的建設背景下，政府通過促進經濟制度變革、鼓勵企業(yè)創(chuàng)新等方式促進產業(yè)結構升級。結合前文的理論機制分析檢驗上海自貿區(qū)設立對地區(qū)產業(yè)升級影響的中介機制。

由前文分析可知，自貿區(qū)掛牌成立有可能通過一系列舉措擴大市場主體行為的自主性進而促進該地區(qū)產業(yè)升級，下面進一步從政府的制度變革和企業(yè)的技術創(chuàng)新兩個角度對中介效應進行檢驗。按照溫忠麟等人的方法[34]，模型設定如下：

Iit=C+β11DiYt+β12Zit+μi+μt+μit，

W=C+β21DiYt+β22Zit+μi+μt+μit，

Iit=C+β31DiYt+β32W+β33Zit+μi+μt+μit。

式中：W代表中介變量，基于前文理論分析，本文依次從制度變革效應、技術創(chuàng)新效應兩個維度相應選擇代理變量對中介效應進行檢驗；對照組省份Di取0，上海Di取1；上海自貿區(qū)設立前(含2013年)Yt取0，設立后Yt取1；Zit為控制變量，與前文一致。

國家和地區(qū)的制度變革是影響經濟發(fā)展的關鍵性因素，但對制度變革較為準確的量化不容易實現(xiàn)，制度變革影響地區(qū)的市場化程度。因此，以市場化程度指標作為衡量制度變革的代理變量，參考王小魯?shù)热司幹频闹袊鱾€省區(qū)市的市場化指數(shù)衡量地區(qū)制度變革的程度[35]211。技術創(chuàng)新能力大小對企業(yè)發(fā)展、地區(qū)產業(yè)轉型升級具有重要的推動作用。因此，用地區(qū)人均發(fā)明專利授權量表征各省份的技術創(chuàng)新能力。

制度變革、技術創(chuàng)新對產業(yè)升級的中介機制檢驗結果見表4。中介效應檢驗結果表明，上海自貿區(qū)設立通過提升企業(yè)的技術創(chuàng)新能力間接促進了整個地區(qū)的產業(yè)結構優(yōu)化和升級。表4可以看到，制度變革效應并未構成自貿區(qū)影響地區(qū)產業(yè)升級的中介變量，表現(xiàn)為模型4中自貿區(qū)設立對制度變革影響并不顯著；模型1和模型2中自貿區(qū)設立的系數(shù)值并無明顯差別。本文采用Sobel檢驗對自貿區(qū)設立能否通過制度變革促進地區(qū)產業(yè)升級，結果表明z統(tǒng)計值為0.898低于1.96，認定制度變革并未構成自貿區(qū)設立影響產業(yè)升級的中介變量。與前文做出的預期假設不符，但這與我國目前自貿區(qū)實際發(fā)展現(xiàn)狀較為相似。如在關于外資準入的負面清單中，對禁止投資、股權限制以及數(shù)量類經營等措施的占比過高，對金融、醫(yī)療和交通運輸?shù)韧赓Y準入限制也過高，造成外資投入不足。自貿區(qū)的制度創(chuàng)新多集中于程序性相關的創(chuàng)新(如簡化程序、網上辦理、縮減費用)，對體制性(如人才引入、FT賬戶)創(chuàng)新較少，且實際實施效果并不理想。國內自貿區(qū)與新加坡、迪拜自由貿易區(qū)相比在稅負、金融、市場自由化、知識產權保護等方面均有較大差距。導致自貿區(qū)通過制度變革可能短期內對地區(qū)產業(yè)升級影響并不顯著。

表4結果表明，自貿區(qū)通過技術創(chuàng)新這個中介變量促進了地區(qū)產業(yè)結構優(yōu)化升級。表現(xiàn)為模型8中自貿區(qū)設立的系數(shù)值為正且在10%水平下顯著，說明隨著地區(qū)自貿區(qū)的成立，其科技創(chuàng)新程度得到了顯著提升。這是由于隨著上海自貿區(qū)成立，制度高地形成，經濟開放程度大大提高，外資企業(yè)大量涌入， 研發(fā)投入和研發(fā)能力極大提升，其產生的溢出效應和帶動效應促進地區(qū)產業(yè)的轉型升級。隨著自貿區(qū)政策優(yōu)勢進一步顯現(xiàn)，更促進生產要素在本地快速集聚，將自貿區(qū)對產業(yè)升級的積極影響進一步放大。模型7中，技術創(chuàng)新系數(shù)為正且在1%統(tǒng)計水平下顯著，說明科技創(chuàng)新提升了企業(yè)的產品技術復雜度，從而顯著優(yōu)化了地區(qū)的產業(yè)水平。模型6中自貿區(qū)設立的系數(shù)小于模型5中自貿區(qū)設立的系數(shù)，表明技術創(chuàng)新的中介效應明顯，在控制了技術創(chuàng)新的影響后，自貿區(qū)設立對地區(qū)產業(yè)升級的作用降低了0.062。基于科技創(chuàng)新的中介效應進行Sobel檢驗，結果表明統(tǒng)計量z的值為2.542，中介效應占總效應的47.779%。以上結果意味著科技創(chuàng)新確實對地區(qū)產業(yè)升級存在中介效應。

表4 制度變革、技術創(chuàng)新對產業(yè)升級的中介機制檢驗表

五、結論與啟示

隨著我國經濟步入新常態(tài)，面對更加殘酷的國際競爭，轉變傳統(tǒng)的經濟發(fā)展方式和調整現(xiàn)有產業(yè)結構已成為我國改革發(fā)展的當務之急，在此背景下自貿區(qū)得以成立。上海自貿區(qū)作為我國設立的首個自由貿易區(qū)，研究其對地區(qū)產業(yè)的升級作用不但可以為地區(qū)制度變革提供相應的理論和經驗支持，也可以為其他自貿區(qū)的發(fā)展提供借鑒和參考。本文以2013年上海自貿區(qū)為試點，基于2010—2016年全國28個省區(qū)市面板數(shù)據，采用合成控制法估計了自貿區(qū)設立帶來的一系列政策紅利，分析了其對上海產業(yè)結構升級的影響。實證結果顯示：從自貿區(qū)對產業(yè)發(fā)展的影響看,上海自貿區(qū)的設立對產業(yè)結構優(yōu)化升級具有一定的支持作用，同時，結果也通過了安慰劑法和雙重差分法的穩(wěn)健性檢驗。進一步利用中介效應模型研究發(fā)現(xiàn)，科技創(chuàng)新能力提升是自貿區(qū)促進地區(qū)產業(yè)升級的重要渠道。

總體而言，本文證實了自貿區(qū)的設立能夠對產業(yè)優(yōu)化升級產生促進作用，這在產業(yè)層面為政策制定者推進貿易自由化、建立自由貿易試驗區(qū)、大力發(fā)展與國際接軌的特殊經濟區(qū)域提供了理論與現(xiàn)實依據，可以得到以下啟示：

第一，各自由貿易試驗區(qū)需要把優(yōu)化引資質量作為政策重心，精簡“負面清單”，為外資高新技術企業(yè)提供良好的發(fā)展環(huán)境。通過建設產業(yè)園區(qū)等形式加快外資流入并引導人才、技術、知識和資本等要素向園區(qū)內轉移，加強對外資高新技術企業(yè)知識產權的保護，完善技術轉讓和租賃等市場化交易平臺，促使自由貿易試驗區(qū)內的知識存量增加、創(chuàng)新意識提高、信息流通便利，帶動區(qū)域內技術創(chuàng)新能力提升，進而促進地區(qū)產業(yè)結構升級。

第二，自由貿易試驗區(qū)在深化發(fā)展的過程中，需進一步在外資準入、投資便利化、離岸貿易和金融、服務業(yè)和服務貿易開放、商務自然人流動、跨境電子商務及深層次制度融合等方面進行大膽的制度變革。通過稅收優(yōu)惠、促進轉口貿易、搭建交易平臺等方式增強離岸功能，提升區(qū)位競爭力，將自由貿易試驗區(qū)進一步打造為高級生產要素與高增加值商品產出的平臺，進而實現(xiàn)整個地區(qū)產業(yè)結構升級。

第三，需綜合考慮各個地區(qū)產業(yè)發(fā)展基礎與經濟發(fā)展水平，實施因地制宜的自貿區(qū)發(fā)展策略。自貿區(qū)對產業(yè)升級的影響因地區(qū)經濟結構的不同可能會產生差異。因此，要依據地區(qū)經濟發(fā)展水平、產業(yè)結構的實際需要，實行差異化的自貿區(qū)升級路徑。發(fā)展水平相對落后和產業(yè)基礎薄弱的地區(qū)須全面提高發(fā)展水平，為產業(yè)結構升級打下堅實基礎。政府部門要提高運行效率，更好發(fā)揮其在公共資源配置、法制建設、公共服務等領域的作用。對不同技術水平的地區(qū)而言，在鞏固最高和最低技術地區(qū)的自貿區(qū)政策升級作用的同時，集中力量攻破占主導地位的中等技術段地區(qū)的升級瓶頸，有益于增強自貿區(qū)政策的總體升級效果。