自由貿易試驗區建設與地區產業結構轉型升級
——基于中國286個城市面板數據的實證分析

支宇鵬 黃立群 陳 喬

一、引言

2008年經濟危機后，全球經濟增長乏力并處于深度調整期，世界經濟格局發生了深刻變化，世界經濟的區域化、集團化及國際貿易保護主義逐漸加劇，區域化的雙邊、多邊投資貿易協議走向高標準。從全球貿易進程看，改革開放后我國逐步嵌入全球價值鏈分工體系，依賴廉價生產要素和政策優惠等傳統優勢促進商品出口與外資流入，實現了經濟的高速發展。然而，開放的紅利隨著時間的延續而逐步降低，這種發展路徑使得我國在開放環境下面臨著全球價值鏈“低端鎖定”的風險，以資源密集型、勞動密集型產業為主的粗放型發展模式不符合中國經濟從高速增長向高質量發展階段轉變的需要，迫切要求進行國內產業結構轉型升級和經濟體制改革。在這種背景下，為避免在國際經貿治理格局中被邊緣化，我國積極探索自由貿易試驗區(以下簡稱自貿試驗區)建設，采取更高標準的開放舉措以適應對標國際貿易和投資新規則的壓力與挑戰，實現國內產業結構轉型升級和經濟高質量發展。

由于傳統模式轉型升級的艱巨性、地區經濟發展水平的差異性以及新階段經濟體制改革的復雜性和不確定性，這就要求我們通過先行先試的模式來探索可在全國范圍內復制和推廣的開放發展經驗。2013年9月，上海自貿試驗區設立，標志著我國新一輪以制度創新為核心的改革開放正式啟動。作為一種“制度紅利”和“政策紅利”，上海自貿試驗區的建設取得了顯著成效。隨著上海自貿試驗區的順利推進，國務院又先后批復設立了廣東、天津、福建等自貿試驗區。截止到2019年底，我國自貿試驗區先后5次擴容，數量已經達到18個(1)2013年上海自由貿易試驗區成立；2014年，國務院批復設立天津、福建和廣東自由貿易試驗區；2016年，國務院批復設立遼寧、河南、浙江、湖北、重慶、四川和陜西自由貿試驗區；2018年海南自由貿易試驗區成立；2019年，國務院批復設立山東、江蘇、廣西、河北、云南和黑龍江自由貿易試驗區。，構建了“1+3+7+1+6”的發展布局，形成了東中西協調、陸海統籌開放的新格局。自貿試驗區可謂是實現改革開放協同推進構建內外雙循環良性互動機制的有效平臺，承擔著擴大開放和推進改革的雙重使命。通過有效統籌運用國內和國際兩個市場、兩種資源，自貿試驗區建設能夠推動地區產業結構優化升級和區域經濟協調發展，這對建設我國開放型經濟新體制和實現經濟高質量發展新目標具有重要的戰略意義。

目前學術界對自貿試驗區建設進行了大量研究，取得了豐碩的成果，其中大部分學者認為自貿試驗區建設對我國區域創新能力、地方財政收入、產業轉型和經濟增長存在顯著的正向促進作用。有學者指出，自貿試驗區建設對經濟高質量增長具有顯著正向促進作用(陳林等，2019)，但這種效應存在明顯的異質性特征，沿海自貿試驗區對經濟增長的正向促進效應小于內陸自貿試驗區(張軍等，2019)，而相比金融資源配置效率較低的地區，對金融資源配置效率較高的地區的經濟高質量發展的促進效應也更強(魏蓉蓉、李天德，2020)。還有研究者發現，自貿試驗區緩解了企業內部的融資約束，進而促進了企業投資效率顯著提高(譚建華等，2019)，其與貿易開放的互補效應促進了東部勞動生產率的提升，而對中西部勞動生產率的提升作用不顯著(葉修群，2017)。自貿試驗區的溢出效應還體現在財稅領域，通過稅收政策創新提升了稅收征管水平，對地方財政稅收收入具有顯著促進效應(王智烜等，2017)，這種影響力度大于地方財政一般預算收入，但對財政支出規模存在一定的抑制效應(宋麗穎、郭敏，2019)。此外，也有學者認為自貿試驗區建設對區域創新能力(劉秉鐮、王鉞，2019)、國際資本流動(黃啟才，2018；韓瑞棟、薄凡，2019)、進出口貿易(王利輝、劉志紅，2017)、貿易便利化(謝謙，2018)、區域經濟聯系強度(王文姣等，2019)等領域也產生了顯著作用。雖然這些研究都體現了自貿試驗區的溢出效應，但不可否認的是這些效應的產生需要依托產業這一核心要素而得以實現。因此，研究自貿試驗區建設的溢出效應還應重點關注其對產業結構轉型升級的影響。已有研究表明，自貿試驗區建設對地區產業結構的影響既體現在能夠顯著促進產業結構的高級化上，也在前期對產業結構的合理化方面發揮了促進作用(李世杰、趙婷茹，2019；黎紹凱、李露一，2019)。

從現有文獻來看，學者們已對自貿試驗區對產業結構轉型升級的影響進行了研究，但對二者關系和作用機理的研究有待進一步深入。現有研究忽視了自貿試驗區建設對地區產業結構影響的異質性差異，且多是依托省級層面的面板數據來探討二者的關系，缺乏從城市級層面考察自貿試驗區的溢出效應。從自貿試驗區的分布來看，自貿試驗區各片區都是布局在城市的一片區域內，在比較短期的時間內還難以對整個省份的經濟發展產生非常大的影響，因此，在做實證分析時選擇城市面板數據更為合理。此外，眾多學者采用雙重差分和合成控制法來研究自貿試驗區的政策效應，這些方法要求控制組和實驗組的選擇是隨機的，然而現實中很難滿足(陳林、伍海軍,2015)。鑒于此，本文借鑒李嘉楠等(2016)的研究方法，采用地市級面板數據，探究自貿試驗區建設對地區產業結構升級的影響以及作用機理。

余文結構安排如下：第二部分為自貿試驗區建設與地區產業結構轉型升級的理論分析與研究假設；第三部分為模型設計、樣本選擇與變量說明；第四部分為自貿試驗區建設對地區產業結構轉型升級的影響及異質性差異的實證分析；第五部分采用傾向得分匹配和剔除偏遠省份城市等方法對研究結論進行了穩健性檢驗；第六部分從資源配置和制度供給兩個維度考察了自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的作用機理；最后一部分是結論與建議。

二、理論分析與研究假設

自貿試驗區建設的核心驅動力是制度創新和先行先試，通過制度創新和先行先試來打破阻礙經濟高質量發展的障礙，因此，自貿試驗區既有傳統自貿區的功能優勢，還有其獨特的先行先試優勢。一方面，自貿試驗區可以通過貿易便利化產生的中間產品進口質量效應帶來垂直和水平技術溢出，而投資便利化產生的分工專業化效應又能夠促進高技術產業外資聚集，實現生產要素聚集和先進技術擴散(聶飛，2019)，進而推動制造業結構升級，抑制地區制造業規模空心化和效率空心化(聶飛，2020)；另一方面，自貿試驗區也能發揮傳統自貿區打破貿易壁壘，實現生產要素、商品及服務的跨區域自由流動，降低企業生產成本和交易成本，改變區域內產業分工及區位選擇(Krugman，1979；黎紹凱等，2019)的效應。更為重要的是，自貿試驗區還可以通過先行先試政策，推行降低外資準入標準、選擇性稅收優惠等政策(王鵬、鄭靖宇，2017)來引導區內產業集聚的方向和布局，構建適合本區域發展的產業集群和跨境產業鏈，進而促進地區產業結構轉型發展。李世杰、趙婷茹(2019)的研究證實了自貿試驗區通過轉變政府職能、轉變貿易方式和開放投資領域等途徑能夠促進產業結構轉型升級。由此可見，自貿試驗區建設與地區產業結構轉型升級必然存在邏輯關系。基于此，本文提出：

假設1：自貿試驗區建設可以促進地區產業結構從低級向高級的動態轉變。

由于資源稟賦、地理條件和政策環境存在差異，東部、中部和西部經濟帶存在明顯的產業發展不平衡現象。在這種情況下，自貿試驗區建設對產業結構轉型的影響也必然存在異質性。改革開放后，東部地區城市依靠區位優勢大力發展外向型經濟，實現了資本、勞動力和生產技術的積累，憑借先行優勢逐步實現了二、三產業的動態演進。隨著“西部大開發”和“中部崛起”戰略的提出，中西部地區的經濟也得到了較為快速地發展，三大地帶的產業結構與經濟發展不平衡現象有所緩解，但東部、中部和西部地區在物質資本、人力資本和市場化程度等方面依然存在不同程度的差距。自貿試驗區建設是優化資源配置效率，進一步深化改革和擴大開放力度的重要舉措。對于東部地區城市而言，其生產要素流動性和市場化程度較高，自貿試驗區建設可以起到“錦上添花”的效果，有助于進一步提升產業價值鏈和現代服務業的發展水平，實現產業結構從低級向高級的動態轉變。中部地區省份也可以利用自身區位條件和資源稟賦，借助自貿試驗區建設著重打造優勢產業和經濟增長極，在特定區域內吸引和聚集一定水平的要素資源，進而推進產業高級化進程。然而，由于政策環境、執行力度以及時滯效應等多方面的原因，自貿試驗區建設對中部地區城市的促進效應可能會低于東部地區城市。對于西部地區而言，由于其初始條件和吸收能力較之中部地區更差，且區域內的資本和勞動力資源也相對匱乏，因此，自貿試驗區建設可能對西部地區城市產業結構轉型升級的效果更弱。基于此，本文提出：

假設2：自貿試驗區建設對地區產業結構的促進效應存在異質性，對東部城市的促進效應高于中西部地區城市。

根據新古典經濟學可知，資本、勞動力等生產要素在不同部門或者區域內的邊際報酬存在差異，一般而言，生產要素會從低附加值、低效率的部門向高附加值、高效率的部門流動。這些跨部門或者跨區域的生產要素轉移往往通過市場的自我調節來實現，但這種調節效應可能會受到市場化水平、營商環境、地域差異和政府干預等因素的影響。從國家發布的自貿試驗區建設的總體方案來看，自貿試驗區建設有利于完善市場化發展水平，改善營商環境，簡化行政審批手續，這些改革舉措都能有效促進區域要素資源往自貿試驗區流動與聚集，激發市場主體的競爭活力，進而有效促進地區產業結構從低級向高級的動態轉變。其一，對于資本而言，在市場化原則下，投資回報率和邊際生產報酬是資本跨部門或區域流動的核心。相比其他部門或者區域，自貿試驗區建設能夠使區域內的市場化水平提升，企業可以享受金融、進出口貿易、投資等領域的“制度紅利”和優惠政策，有效降低交易成本和生產成本，緩解企業的融資約束，進而提升區域內資本配置效率和對產業結構轉型升級的貢獻度。其二，對于勞動力而言，自貿試驗區開展非標準就業形式下勞動用工管理和服務試點，支持制造企業生產高峰時節與勞動者簽訂以完成一定工作任務為期限的勞動合同、短期固定期限勞動合同(2)中華人民共和國中央人民政府網站,國務院關于支持自由貿易試驗區深化改革創新若干措施的通知,http://www.gov.cn/zhengce/content/2018-11/23/content_5342665.htm[EB/OL],登錄時間：2020年7月3日。等舉措，有利于增強區域內的人才吸引力(譚建華、丁紅燕，2019)，促進勞動力資源的有效流動，提高不同層次勞動力與區域內產業結構的適配度，從而促進產業結構從低級向高級的動態轉變。基于此，本文提出：

假設3：自貿試驗區建設能夠有效調節要素資源，促進產業結構轉型升級。

從制度經濟學角度看，我國經濟快速增長的根本動力源自漸進式的制度創新(Chan et al.，2015；葉修群，2018)，而自貿試驗區建設的核心任務就是通過制度創新來尋求從量到質的轉變和突破，不再制造“政策洼地”。作為公共產品，自貿試驗區的制度優勢可以整合全球創新創業資源，實現推動資本、人才、管理、技術等高端生產要素的再聚集，提高資源配置和分工效率(裴長洪、劉斌，2019)，使得自貿試驗區的經濟效應與政治效應實現良性互動與全面輻射(楊向東，2014)，為經濟高質量發展帶來更多的“制度紅利”(殷華、高維和，2017)。制度創新與制度供給相互依存，制度創新的結果是制度供給數量和質量的提升，而優良的制度供給的增加源自符合社會發展需求的制度創新。自貿試驗區是中國制度創新的“試驗田”，通過制定規則、創新規則和修正規則，把新的理念、方法、機構、法規和政策等引入原有的制度體系、政策體系和工作體系(劉志彪，2017)，實施以制度創新為核心的職能改革，提供適應企業和市場發展需要的高質量的制度供給。對于企業而言，要素條件決定了生產成本，而良好的制度供給決定了交易成本和交易效率，可以充分發揮技術、人力、資本等經濟要素的生產潛力(胡霞，2007)，更大限度激發和釋放企業創新發展活力，提高現代服務業的發展效率，推動傳統的制造環節向生產性服務業等高端環節延伸(李世杰、趙婷茹，2019)，進而促進地區產業轉型升級。基于此，本文提出：

假設4：自貿試驗區建設通過制度供給效應促進產業結構轉型升級。

三、研究設計

本文采用2004-2018年中國286個城市數據，分析自貿試驗區的建立對產業結構轉型升級的影響及異質性差異。具體分為三部分：一是研究自貿試驗區建設對地區產業轉型升級的直接效應。采用傾向得分匹配法進行匹配，進行回歸以緩解可能存在的內生性問題。從區位角度來考察自貿試驗區建設對地區產業結構轉型升級的異質性特征；二是采用以自貿試驗區的周邊城市作為控制組、剔除偏遠省份城市等方法對估計結果進行穩健性檢驗；三是從資源配置和制度供給角度，進一步考察自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的作用機理。

(一)模型設計

根據研究目標，本文將模型設定如下：

Indus_struit=α+α1FTZt+δ∑Controlit+μi+?t+εi

(1)

其中，i表示城市，t表示時間，Indus_stru為各地區產業結構轉型升級指標，是本文的被解釋變量。FTZ表示自貿試驗區指標，是核心解釋變量；Control表示其他控制變量，根據黃茂興、李軍軍(2009)、文東偉等(2009)、石奇、孔群喜(2012)、易信、劉鳳良(2015)、趙昕、茶洪旺(2015)、周茂等(2019)、齊鷹飛、LI Yuanfei(2020)等學者的研究，證實了產業結構轉型升級會受到當地經濟發展水平、政府支出水平、金融發展水平、外商投資水平、信息化水平、人力資本水平和科研支出水平等因素的影響，因此，本文將這些影響因素納入到控制變量中；μi為城市固定效應；?t為時間固定效應；εi為誤差項。

(二)樣本選擇與變量說明

本文數據來源于《中國城市統計年鑒》、國研網統計數據庫以及各省(自治區)統計年鑒。考慮數據的可得性和連續性，研究的時間跨度為2004-2018年。

1.被解釋變量

產業結構高級化是產業結構從低水平狀態向高水平狀態發展的動態過程，根據克拉克定律，現有文獻多采用第三產業與第二產業產值之比(干春暉等，2011)、夾角余弦法(付凌輝，2010)等指標來衡量產業結構高級化。由于在經濟發展過程中，“經濟服務化”發展趨勢明顯，第三產業增長率明顯高于第二產業(吳敬璉，2008)。因此，本文采用第三產業與第二產業比值來衡量地區產業結構升級更為合理，具體公式為：

(2)

其中，Indus_stru為產業高級化，即地區產業結構轉型升級指標；Yi,2,t和Yi,3,t分別為城市i第二產業、第三產業生產總值占該地區生產總值的比重；Indus_struit值越大，表示該地區產業結構高級化水平越高。

2.解釋變量

自貿試驗區(FTZ)指標為啞變量，如果城市i在第t年獲批設立了自貿試驗區，則第t年及以后FTZ的取值為1，否則為0。如國務院2014年批復設立廣東自貿試驗區，則相應片區所在的城市在2014年及以后的FTZ取值為1,2014年以前的FTZ取值為0。盡管自貿試驗區從批復到成立往往還需要幾個月不等的時間，但是自貿試驗區獲得批復后能夠起到引導要素資源向所在城市流動的作用。因此，本文采用國務院批復時間作為相應的時間節點。

3.控制變量

為了更為準確的考察自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的影響，本文加入了相應控制變量。經濟發展水平采用人均GDP進行衡量；人力資本采用普通高等學校在校生人數進行衡量；信息化水平采用郵電業務量來衡量；金融發展水平采用金融機構存貸總額占國民生產總值比重來衡量；政府支出采用政府財政支出占國民生產總值的比重來衡量；外商投資水平采用實際利用外資占國民生產總值比重；科研支出水平采用科學技術支出占財政預算支出的比重來衡量。為消除異方差的影響，本文對控制變量進行對數化處理(見表1)。

表1 主要變量描述性統計

四、實證檢驗與分析

根據前文回歸模型設定，本節采用2004-2018年中國286個城市的面板數據，實證研究自貿試驗區建設對地區產業結構轉型升級的影響及異質性差異。首先采用混合效應模型(POLS)、固定效應模型(FE)和隨機效應模型(RE)進行基準回歸分析；然后采用傾向得分匹配來解決選擇性偏差，緩解可能存在的內生性問題；最后進行分樣本異質性研究，考察自貿試驗區建設對不同地帶(東部、中部和西部)產業結構轉型升級的影響，對比分析不同類型(一類、二類和三類)城市自貿試驗區建設對地區產業結構轉型的影響差異。

表2 基準回歸結果

(一)基本結果與分析

表2報告了混合效應模型(POLS)、固定效應模型(FE)和隨機效應模型(RE)的基本回歸估計結果。根據豪斯曼檢驗的結果表明，應選擇固定效應回歸模型。本文選擇固定效應模型(FE)重點報告自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的影響。從表2第(3)-(4)列可以看到，在控制其他變量的情況下，自貿試驗區變量通過了5%顯著性檢驗，系數為0.09，這表明與尚未設立自貿試驗區的城市相比，自貿試驗區的建設對所在城市產業結構轉型升級的促進效應明顯。具體而言，自貿試驗區建設優化了地區產業結構，促進了地區產業結構從低級向高級的動態發展，該結果驗證了假設1，說明自貿試驗區建設所采取的擴大開放和深化改革的重要舉措，便利化的制度安排以及完善的配套設施提高了對區域外企業的吸引力，導致資本、技術和人力資源等生產要素進一步向自貿試驗區快速聚集(王旭陽，2020)，實現生產要素資源的跨地區轉移和優化配置，進而達到優化產業結構轉型升級的目的。在控制變量方面，人均GDP對數值的系數在5%水平上顯著為負，可能的原因是我國大部分地區制造業仍保持一定優勢，或者制造業服務化水平不高(黎紹凱、朱衛平等，2020)，從而使得人均GDP與產業結構存在負相關現象。金融發展水平與產業結構正相關，且在1%水平上顯著，這說明金融發展水平越高，企業的融資成本和交易成本越低，可以有效促進生產要素的最優配置(顏冬、陳能軍，2016)，進而促進產業結構轉型升級。外商投資水平、人力資本和科研支出水平對產業結構的影響不顯著，可能的原因是不同地區間的差異較大，這些因素對地區產業結構的影響也存在差異性。

(二)基于傾向得分匹配的估計

上述模型分析中加入人均GDP、金融發展水平和信息化水平等控制變量，但仍可能存在內生性問題，其原因在于設立自貿試驗區的城市與未設立自貿試驗區的城市的初始條件不同。由于設立自貿試驗區的城市其經濟發展水平、產業結構和政策環境等方面可能更好，從而有可能產生“自選擇效應”。在這種情況下，如果直接將設立自貿試驗區和未設立自貿試驗區的城市樣本全部進行回歸，可能存在“樣本選擇性偏差”，使得研究結論有失偏頗。為緩解可能存在的“自選擇效應”，本文采用傾向得分匹配法為設立自貿試驗區的城市找到可以比較的控制組城市，再運用匹配后的樣本進行回歸分析。

在樣本匹配前，處理組(3)本文的處理組為設立自貿試驗區的城市，涉及上海、福州、廈門、廣州、深圳、珠海、海口、三亞、開封、洛陽、鄭州、武漢、襄陽、宜昌、大連、沈陽、營口、西安、咸陽、成都、瀘州、天津、舟山、重慶等24個城市。和控制組的控制變量的P值均在1%水平上顯著，說明處理組和控制組存在明顯差異。在匹配后，處理組和控制組的控制變量不存在顯著差異，表明傾向得分匹配修正了傾向得分值的分布偏差。因此，本文匹配后的數據有效且可信。

表3 傾向得分匹配平衡性檢驗

為了更清晰的說明自貿試驗區設立對產業結構轉型升級的影響，本文利用匹配前和匹配后的數據分別進行回歸分析，從側面也可以反映回歸結果的穩健性。結果如表4所示，第(7)-(8)列為數據匹配前未加入控制變量和加入控制變量的回歸結果，第(9)-(10)列為數據匹配后未加入控制變量和加入控制變量的回歸結果。相比匹配前的回歸結果，匹配后自貿試驗區變量的系數略有升高，且在5%水平上顯著為正，這表明自貿試驗區建設對產業結構具有顯著的優化作用。同時，匹配前后控制變量的顯著性基本保持一致，進一步驗證了基準回歸模型的結果穩健可靠。

表4 自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的影響

(三)分樣本異質性分析

由于不同經濟地帶和城市發展差異較大，可能導致自貿試驗區對不同城市產業結構轉型升級的效應也存在差異，因此有必要從區域角度來考察自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的差異化影響。本文將樣本劃分為東、中、西部地區和一類、二類、三類城市(4)本文借鑒曹策、王真(2020)的做法，采用2018年《第一財經周刊》中的中國城市等級分類，將一線城市與新一線城市合并為一類城市，包括上海、北京、深圳、廣州、成都、杭州、重慶、武漢、蘇州、西安、天津、南京、鄭州、長沙、沈陽、青島、寧波、東莞、無錫等19個城市；二類城市包括昆明、大連、廈門、合肥、佛山、福州、哈爾濱、濟南、溫州、長春、石家莊、常州、泉州、南寧、貴陽、南昌、南通、金華、徐州、太原、嘉興、煙臺、惠州、保定、臺州、中山、紹興、烏魯木齊、濰坊、蘭州等30個城市；其他地級市歸類為三類城市。子樣本進行異質性分析，結果如表5所示，第(11)-(13)列為東、中、西部地區的分樣本回歸結果，在不同經濟地帶中，自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的影響存在明顯差異性。從自貿試驗區變量系數大小來看，自貿試驗區建設對東部地區城市的產業結構轉型升級的影響系數為0.158，對中部地區城市的影響系數為0.076，這表明自貿試驗區建設對東部地區城市的產業結構轉型升級的促進效應明顯高于中部地區，這符合現實預期。從自貿試驗區變量系數符號來看，在東部和中部地區城市樣本中自貿試驗區變量均顯著為正，而在西部地區城市樣本中自貿試驗區變量無顯著性影響，說明自貿試驗區建設可以有效促進東部和中部地區城市產業結構轉型升級，對西部地區城市產業結構轉型升級尚未有明顯效果。相比中、西部地區而言，東部地區是中國改革開放的前沿地帶，其生產要素流動性更好、政策環境更佳，這為東部地區城市產業結構轉型升級提供了良好的保障，而自貿試驗區建設進一步優化了資源配置效率和市場化水平，從而使得自貿試驗區建設對東部地區城市的產業結構轉型升級效果更明顯，這個結果驗證了假設2。

由模型第(14)-(16)列可知，自貿試驗區建設對一類、二類和三類城市的影響也存在異質性，其中對一類城市產業結構轉型升級存在促進作用，對二類和三類城市產業結構轉型升級的作用不顯著。可能的原因是一類城市在區域內的比較優勢較為明顯，已經憑借先行優勢促進了生產性服務業等現代服務業的發展，實現了二、三產業的動態演進(羅能生、蕭楠芳，2020)，而自貿試驗區的建設，更加強化了對其產業結構轉型升級的作用。然而，二類和三類城市以第一產業或第二產業為主導產業，對資本、勞動力等生產要素的聚集能力和技術創新吸收能力相對較弱，也會受到周邊一類城市的“虹吸效應”影響，在一定程度上抑制了自貿試驗區對地區產業結構轉型升級的促進效應，導致自貿試驗區建設對非一類城市產業結構轉型升級尚未起到顯著促進作用。

表5 分樣本異質性分析

五、穩健性檢驗

通過前文的分析，本文發現自貿試驗區建設對地區產業結構轉型升級存在明顯的促進作用。我們進一步采用傾向得分匹配和剔除偏遠省份城市等方法對以上模型結果進行穩健性檢驗。

(一)以自貿試驗區的周邊城市作為控制組

考慮到地理位置相鄰的城市之間的經濟地理環境一致性較強，這些城市之間的可比性也更強，因此，本文把設立自貿試驗區的城市作為處理組，把設立自貿試驗區的周邊城市作為控制組。此外，由于眾多省份會采取“強省會”戰略，相比省會周邊城市，省會城市在人力資本、技術創新、信息傳遞等方面更具比較優勢。因此，本文也將設立自貿試驗區的周邊省會城市加入控制組，然后進行傾向得分匹配，并利用匹配后的數據進行回歸分析。

從表6中可以看到，匹配后處理組和控制組的控制變量不存在顯著差異，表明傾向得分匹配修正了傾向得分值的分布偏差，進一步說明本文匹配后的數據有效且可信。本文利用匹配后的數據進行分析，結果如表7第(18)-(19)列所示，主要解釋變量依然和前文的估計結果保持一致，即自貿試驗區建設可以有效促進產業結構轉型升級。

表6 傾向得分匹配平衡性檢驗

(二)剔除偏遠省份城市

由于部分省份城市較為偏遠且在樣本期內沒有設立自貿試驗區，如果將偏遠省份的城市納入控制組，可能會擴大控制組城市樣本間的異質性(黎紹凱、朱衛平等，2020)。因此，本文進一步剔除了偏遠省份城市樣本(5)將歸屬青海省、西藏自治區、新疆自治區的城市予以剔除。，并采用傾向得分匹配法進行回歸檢驗。結果如表7第(20)-(21)列的估計結果所示，在剔除偏遠地區的影響后，本文主要解釋變量的估計結果與前文仍保持一致，即自貿試驗區建設可以顯著促進地區產業結構轉型升級。因此，本文的研究結論是穩健可靠的。

表7 穩健性檢驗

六、作用機理檢驗

本文從多維度考察了自貿試驗區建設對地區產業結構轉型升級的影響，結果表明自貿試驗區的設立顯著促進了地區產業結構轉型升級，但這種作用存在明顯的區域異質性。然而，我們不禁會思考，自貿試驗區建設影響地區產業結構轉型升級的作用機理是什么？其一，從宏觀層面來看，自貿試驗區的建設不以稅收“政策洼地”為優勢，而是突出政府職能轉變與體制創新，形成一個與國際高標準開放體制接軌的管理體制(張幼文，2014)，以更好地釋放自貿試驗區的改革紅利和開放紅利(毛艷華，2018)，為企業提供更為健全的制度保障。因此，本文認為自貿試驗區建設主要通過制度創新供給來促進地區產業結構轉型升級，即“自貿試驗區建設→制度供給→產業結構轉型升級”的作用路徑。其二，從微觀層面來講，產業結構轉型升級是從低技術水平、低效率部門、低附加值狀態向高新技術水平、高效率部門、高附加值狀態的轉變(朱衛平、陳林，2011)，在這一過程中，要素資源的積累效應從低級狀態向高級狀態動態轉變(黎紹凱、朱衛平等，2020；趙慶，2018)。顯然，我們可以認為自貿試驗區建設能夠有效調節區域內的資本和勞動力等生產要素，實現資源要素優化配置，提升區域內資本配置效率和對產業結構轉型升級的貢獻度。基于上述原因，本文從資源配置和制度供給兩個維度考察自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的作用機理。

圖1 自貿試驗區建設對產業結構升級的作用機理

(一)自貿試驗區建設的資源配置效應

自貿試驗區建設促進了要素資源在區域內的快速聚集，而勞動力和資本是地區產業結構轉型升級的源動力。因此，本文進一步檢驗自貿試驗區建設是否能夠通過調節資源要素的路徑依賴來促進產業結構轉型升級。根據研究目標，本文構建了自貿試驗區建設的資源配置效應模型。具體如下：

Indus_struit=β+β1FTZt+β2FTZ×LnInvest+β3LnInvest+ρ∑Controlit+μi+?t+εit

(3)

Indus_struit=γ+γ1FTZt+γ2FTZ×Lnemploy+γ3Lnemploy+θ∑Controlit+μi+?t+εit

(4)

表8報告了調節效應的檢驗結果。第(22)-(23)列為自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的直接效應，第(24)-(25)列為交互效應的回歸檢驗結果，自貿試驗區與資本變量的交互項在1%水平上顯著為正，這表明自貿試驗區建設可以加快資本要素聚集和流通，提升區域內資本配置效率，實現要素資源在地區間的合理配置，進而促進了地區產業結構從低級狀態向高級狀態的轉變。自貿試驗區與勞動力變量的交互項系數為正，但在統計學上不顯著，這表明自貿試驗區建設尚未實現對勞動力要素的有效調節，而現階段勞動力要素也無法增強自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的效能。這個結果驗證了假設3的部分假設，即自貿試驗區建設對資本要素的調節效應，但尚未顯現出對勞動力要素的資源配置作用。出現這個結果可能有兩方面的原因：一是區域內勞動力要素在短期內變動幅度較小，更多傾向于在特定區域內流動，設立自貿試驗區的城市還沒有形成較大的勞動力聚集優勢；二是自貿試驗區內人才政策、法規以及跨區域流動的諸多因素使得產業結構和人才結構匹配度不高，進而制約了產業轉型升級。隨著自貿試驗區建設的比較優勢逐步凸顯，其多層次勞動力的吸引力和吸納能力有望逐步體現，進而有效促進產業結構轉型升級。

(二)自貿試驗區建設的制度供給效應

城市制度供給的方向是降低制度成本，而制度成本低的城市將獲得“超額利潤”，吸引物質資本、人力資本、勞動力和技術等生產要素資源聚集和再生產(馬忠新、陶一桃，2018)。通過前文的實證分析可知，作為制度供給的新高地，自貿試驗區可以促進地區產業結構升級，那么自貿試驗區是否通過制度供給效應促進地區產業結構轉型升級，以及不同地區之間的制度供給效應是否存在差異性，這些結論尚不得而知。因此，本文借鑒溫忠麟、葉寶娟(2014)的方法，采用依次檢驗法構建中介效應模型如下：

表8 自貿試驗區建設的資源配置效應

Instit=λ+λ1FTZt+η∑Controlit+μi+?t+εit

(5)

Indus_struit=α+α1FTZt+δ∑Controlit+μi+?t+εit

(6)

Indus_struit=φ+φ1FTZt+φ2Inst+ξ∑Controlit+μi+?t+εit

(7)

其中，Inst表示制度供給水平。為識別不同城市制度供給水平，本文借鑒馬忠新、陶一桃(2018)的做法，采用地方性法規和政府規章數量來衡量副省級以上城市的制度供給水平；由于地級市沒有制定法律法規的權限，采用各城市出臺的意見、辦法、細則、決定和規定等政策措施來衡量地級市的制度供給水平，數據來源于北大法寶數據庫；模型中其他控制變量與式(1)保持一致。

表9報告了自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的中介效應。由第(26)列結果可知，自貿試驗區變量在1%水平上顯著為正，這表明自貿試驗區建設可以有效促進城市制度供給。由第(27)-(28)列結果可知，加入中介變量制度供給后，自貿試驗區變量不再顯著，而中介變量在1%水平上顯著為正，這表明制度供給變量存在完全中介效應，即自貿試驗區建設通過制度供給效應促進地區產業結構從低級向高級的動態轉變，該結果驗證了假設4。地區產業結構轉型升級的重要抓手是服務業，而服務業具有典型的制度密集型特征，制度環境的差異可能會影響服務業企業全要素生產率的提升(許和連、成麗紅，2016)。一方面，自貿試驗區提供了適應企業和市場發展需要的高質量的制度供給，進一步改善和提升了制度環境，降低了制度性交易成本，促進了生產性服務業的資本積累效率和全要素生產率的提升(邵駿、張捷，2013)，繼而實現經濟快速發展與產業結構轉型升級；另一方面，自貿試驗區建設擴大了服務業開放程度，促進了跨國企業參與服務業的數量和規模，進而促進了第三產業的發展，推進了地區產業結構高級化(李世杰、趙婷茹，2019)。從分地區檢驗結果上看，東部地區和中部地區存在明顯的差異性。從第(26)、(29)和(32)列可以看到，東部地區系數顯著為正，且高于全樣本水平，但中部地區系數在統計學意義上不顯著，這表明東部地區自貿試驗區建設可以顯著增強制度供給水平，且高于全樣本水平，而中部地區自貿試驗區尚未有效提升制度供給水平。通過第(29)-(31)列結果可以看到，制度供給變量存在完全中介效應，這表明自貿試驗區建設通過制度供給效應促進了東部產業結構轉型升級。從第(32)-(34)列可以看出，自貿試驗區可以促進中部地區產業結構升級，但制度供給變量僅存在部分中介效應。可能原因是中部地區自貿試驗區建設取得了一些發展成就，但總體上仍處于起步和摸索階段，在準入后行政管理、負面清單管理、投融資便利化等政策方面創新不足。

表9 自貿試驗區建設的制度供給效應

七、結論與建議

本文基于2004-2018年中國286個城市面板數據，采用固定效應模型、PSM傾向得分匹配等方法，研究了自貿區建設對地區產業結構轉型升級的影響和作用機理，得到如下結論：第一，自貿試驗區可以有效促進地區產業結構轉型升級，但存在明顯的區域異質性特征。對東部城市產業結構轉型升級的促進效應明顯高于中部地區，對西部地區產業結構轉型升級的效果不明顯。原因是東部地區是中國改革開放的前沿地帶，區域內生產要素流動性更好、政策環境更佳，而自貿試驗區建設進一步優化了資源配置效率和市場化水平，從而使自貿試驗區建設對東部地區城市的產業結構轉型升級效果更明顯；第二，為檢驗結果的可靠性，本文進一步采用PSM傾向得分匹配、剔除偏遠省份城市等方法，對以上估計結果進行穩健性分析，檢驗結果表明了模型回歸結果的有效性和可靠性；第三，本文從資源配置和制度供給兩個維度考察了自貿試驗區建設對產業結構轉型升級的作用機理。結果表明，自貿試驗區建設有效調節了資本要素的作用路徑，但尚未實現對勞動力要素的有效調節。通過增加高質量的制度供給，自貿試驗區可以擴大服務業開放程度，發揮各種經濟要素的生產潛力，促進生產性服務業的資本積累效率和全要素生產率的提升，繼而實現經濟快速發展與產業結構轉型升級。

結合上述研究結論，我們提出如下建議：第一，自貿試驗區建設促進了地區產業結構轉型升級，應進一步向自貿試驗區下放省級管理權限，取消可撤銷的審批流程和事項，提升現有自貿試驗區的改革效率，推進和完善自貿試驗區市場化、法治化、國際化建設，實現不同地區產業結構從低級向高級的動態轉變。在吸收現有自貿試驗區建設經驗的基礎上，優化我國自貿試驗區建設的空間布局和覆蓋范圍，進一步增強自貿試驗區建設對地區產業結構轉型升級的溢出效應。第二，自貿試驗區建設促進了區域要素資源的流動與聚集，但由于東部地區和一類城市存在較為明顯的比較優勢，其“虹吸效應”可能導致要素資源從邊緣區向核心區聚集，進一步拉大自貿試驗區與周邊地區的經濟發展差距，使得邊緣地區持久陷入“低端鎖定”狀態，極大的弱化自貿試驗區建設對邊緣地區的溢出效應。因此，政府應加強對中、西部地區和非一類城市自貿試驗區的政策傾斜，采取適度、有限、合理的政府干預措施，實施差異化的政策對要素資源進行合理地引導，以實現要素資源的優化配置；第三，自貿試驗區建設通過制度供給效應促進地區產業結構從低級向高級的動態轉變，然而由于地區制度供給水平不同，自貿試驗區對產業結構轉型升級的效果存在差異。因此，在自貿試驗區建設過程中，各地區應結合地區發展實際，提高自貿試驗區制度創新效率，其中東部地區應深化“放管服”改革，完善金融、貿易、投資、稅務等領域的制度供給，優化市場發展環境，進一步激發市場主體發展活力，而中部地區應依據經濟發展水平、產業結構和經濟要素等自身特點，充分借鑒上海、天津等自由貿易試驗區的改革試點經驗，突破相關政策瓶頸和體制障礙，增強區域制度創新供給，促進先進制造業和現代服務業協同發展，進一步推進地區產業結構高級化。