杨波，任福耀，蔡宏波

(1.郑州航空工业管理学院 经济学院，河南 郑州450046； 2.北京师范大学 经济与工商管理学院，北京100875)

我国经济长达40多年高速增长相当程度上依赖于人口红利。伴随着人口出生率逐年下降，劳动力成本不断增加，人口红利渐渐消失，中国以往低廉劳动力的比较优势开始弱化，中国能否续写世界经济增长的奇迹？其主要任务是转变经济发展模式、优化经济结构、转换增长动力，以促使相对优势产业完成产业升级[1]。

中国国内生产总值位居世界第二，贸易总量位居世界第一，自1978年以来实施的对外开放政策对中国经济发展产生了巨大影响。因此，了解我国外贸制度创新成为分析其产业升级的最佳路径。2013年以来中国逐步在各省区市设立自由贸易试验区无疑是外贸体制改革的标志性事件。自贸区发展的内在要求包括探索供给侧结构性改革路径，以创新创业为核心，适应消费升级，进一步调整产业结构、引导产业发展。

通过文献梳理和理论推演，发现制度变革、技术创新两条路径可能会影响我国产业结构的升级。第一，自贸区是我国新时期推进扩大开放、制度变革的重大战略举措，其首要任务是寻求改革开放的新道路和新模式，推动形成开放型经济体制，为经济转型提供创新型制度供给，为全面改革开放树立制度创新示范。自贸区政策所形成的制度变革效应能够激发国内经济发展活力，为产业结构内部演化、产业结构高级化、产业结构整体升级提供了良好的发展环境，同时也定会促进地区经济结构调整与升级，对地区经济发展产生促进作用[2-3]。第二，自贸区设立提升了地区开放程度，通过外资企业技术溢出和人才流动溢出效应，带动区域内技术创新能力的提升，进而促进地区产业结构升级[4]。具体来说，自贸区内外企与本地企业共存，两者之间的显著技术差距，会促进本地低效率企业对技术的吸收与转化，对本地企业自主创新能力的提升产生积极影响。受企业自主创新能力的影响，创新能力高的企业获得更多优质资源，而创新能力低的企业逐渐被淘汰，优化地区产业结构[1]。

自2013年上海自贸区设立，到2019年第5批自贸区设立，我国目前已初步完成自贸区在沿海与内陆地区的“1+3+7+1+6”全布局。新形势下，自贸区设立的政策重心在吸引外资、加大进口、促进经济增长的同时逐渐向产业升级目标倾斜。自贸区依据地区优势制定的产业和投资政策如外资市场准入负面清单等，是否真正推动了地区产业结构转型升级？自贸区建设又是通过何种渠道推动地区产业升级？遗憾的是，目前对于该问题科学的定量研究相对较少，我们希望通过本文研究为我国的自贸区发展和产业政策的制定提供一些经验和理论借鉴。

一、文献综述

回顾已有文献，自上海自贸区成立以来，已有学者从不同角度对其进行了研究。不少文献从定性角度进行分析。这些文献主要探讨上海自贸区建立对中国要素市场的进一步开放[5]、外资准入壁垒的制度改革[6]、服务贸易的开放发展[7]，[8]47-48、降低国内交易成本和政府职能改革[9]、贸易自由化和金融自由化[10]的影响。也有学者运用反事实分析、准自然实验等方法，从定量视角研究了自贸区的设立对地区经济的影响效应。相关文献的研究主题主要涉及经济发展[11-13]、贸易发展[14]、金融发展[15-16]、技术创新[17-18]等方面。这些研究基本证实了自贸区设立对于相关经济指标的正向影响。

关于贸易开放对产业升级影响的文献较为丰富，大致可归纳为两种观点：

一种观点认为贸易开放对产业结构优化升级具有促进作用。殷德生以中国制造业为例，研究发现自由贸易产生的进口竞争效应和外资效应，加速了制造业对资本的利用，进一步促进了行业的优化升级[19]。周茂等人以中国加入WTO为例进行研究，发现贸易开放主要通过引导城市内部产业间资源流动实现资源的优化再配置，从而促进我国产业的整体升级[20]。蔡海亚等人分析指出，贸易自由化在促进产业结构优化的同时也对服务业和制造业内部的变革具有积极影响，其主要通过物资资本积累、刺激消费、提升技术等方式间接促进产业升级[1]。

另一种观点则认为贸易自由化会对产业升级产生抑制作用。Amiti等指出我国出口行业技术进步主要集中在出口加工类行业，而一般贸易类行业无明显技术进步[21]35-36。马颖等人研究发现，贸易自由化条件下，劳动密集型行业发展受到抑制，会对经济增长产生显著负向抑制作用[22]。唐东波通过测算我国出口产品的价值组成，揭示了我国出口的巨额增长带有“假象”，出口品整体的国外附加值高于国内附加值，并且多产生于出口加工贸易，贸易自由化下产业升级速度较为缓慢[23]。

相关学者已对贸易开放与产业升级的内在关系做了深入探究，但贸易开放对产业升级的影响是促进或抑制并未达成一致。涉及自贸区对地区产业升级的影响研究，梁双陆等人对南美洲、欧洲5个国家间自贸区进行实证检验，发现欧洲、中国—东盟、北美、东盟4个自贸区设立促进了区域产业升级，但南美自贸区建立对区域产业升级的作用并不明显[24]。聂飞则验证了自贸区对制造业结构升级的影响[4]。

当前学者分析了自贸区设立对地区产业升级的影响，但均未对其内在机理做进一步的定量研究[24-26]。现有文献有关自贸区对产业升级影响的结论亦未达成统一，且鲜有研究对自贸区推动产业升级的影响路径进行深入分析。

目前的研究仍有可扩展之处：一是在研究内容上，本文不同于以往研究自贸区集中于自贸区设立对地区经济增长的影响，而是对结论尚未达成统一的自贸区与地区产业升级关系进行再检验，并进一步通过中介效应模型对自贸区推动产业升级的影响路径进行定量分析，探究自贸区促进产业升级的内在机理；二是在方法选取上，本文在地区设立自贸区的自然实验框架下，选用合成控制法估计其政策效果，评估上海自贸区设立对地区产业升级的影响，为不同地区自贸区的政策设计提供参考。该方法构造的对照组和实验组的共同趋势拟合度较高，误差更少。

二、研究设计及数据处理

(一)计量模型设定与说明

合理评估设立自贸区对地区产业结构升级的影响，重点在于是否能够找到一个有效的经济政策效果评估方法。自倍差法、倾向得分匹配法等准自然实验方法运用于经济研究之后，这些方法深受国内外学者欢迎。如Yip和Eggleston采用倍差法对海南医疗改革的影响进行了评价[27]；周黎安和陈烨使用7个省份县级数据构建倍差法模型考察了农村税费改革对农民收入的影响效果[28]。同时，倍差法模型的运用须满足共同趋势假定，即实验组和对照组在政策实施前变化趋势须保持一致，但由于各个省份经济发展水平不同，即使对照组与实验组两者均未受到政策影响，两者经济运行轨迹也未必相同，这一假定较难满足，故不可避免地造成评估结果的偏差。基于以上问题，阿巴迪等人提出了合成控制法(Synthetic Control Methods，SCM)[29]。该方法的基本思路是对控制组中的各样本进行加权，拟合出一个“反事实”对照组即合成控制对象，模拟政策实施地区在不受自贸区政策影响下的“反事实”产业结构升级情况，以对比自贸区设立的政策影响效果。这类似于一个准自然实验，即对一个地区在一时间段内进行对比实验，该地区设立自贸区和不设立自贸区两个条件下产业升级的差异即为自贸区政策效果。

假设可以观测到N+1个地区，其中第1个区域在T0期开始设立自贸区，其他N个地区不受自贸区政策影响。用Y1it表示第i个地区在t时期如果设立自贸区的产业升级指数，Y0it表示第i地区在t时期不设立自贸区的潜在结果，则研究需要估计的处理效应τit=Y1it-Y0it。第i个地区在时期t经济指标产业升级观测值

Yit=DitY1it+(1-Dit)Y0it=Y0it+τitDit。

式中Dit为自贸区设立的状态变量，若地区i在t期设立自贸区，其取值为1，没有则取0。假定第1个地区在T0期设立自贸区，而其他地区没有设立自贸区，则在t>T0时，自贸区政策影响为τ1t=Y11t-Y01t。对设立自贸区的第1个地区而言，在t>T0时可以观测到潜在产业升级情况Y11t，但“反事实”结果Y01t却无法观测到。要想估计处置效应τ1t，需要先估计Y01t，故我们采用如下因子模型来估计“反事实”结果[30]：

Y0it=δt+θtZi+λtμi+εit。

式中：δt为对每个省份影响都相同的时间固定效应；Zi为一组不受政策与时间影响可测度的控制变量；θt为一个(1×K)维的行向量；λt代表(1×F)维的公共因子向量；μi表示(F×1)维无法观测的省份固定效应；εit为每个省份不可观测的瞬时冲击。

倍差法模型中可以有无法观测的混杂因素存在，但模型将这些影响因素的效应取为不随时间变化的常数，即λt为定值。可以发现，对传统的倍差法模型进一步扩展便得到了上式，允许观测不到的混杂因素的影响随时间变化，即λt为变量。

为了估计当t>T0时的Y0it，可以构造合成控制的(N×1)维的权重向量

满足wj≥0，对于任意的j都成立，且

w2+w3+…+wN+1=1。

给定权重向量W任何一个特定取值，均代表着实验组省份潜在的合成控制组合，即参照组内K个省份的特定权重。针对各个控制组省份的变量值加权可得

⋮

(二)变量选择与说明

在参考了刘秉镰等人文献的基础上，扩展了控制组省区市的范围，最终确定了控制组省区市个数与变量数量、时间范围等，选择了2010年至2016年的27个省区市为控制组省区市[12]。模型的主要变量是产业结构升级指数(I)。产业结构升级指数是关于产业结构升级的衡量指标。由于产业升级意味着整体产业由低附加值、低效率朝着高增加值、高生产率转变。为了能够更好地捕捉到第三类产业内部的演变过程，参考徐敏和姜勇的做法，将第一、二 、三产业均纳入指标测算中[32]，具体测算公式为

式中：Ii=I1，I2，I3，分别代表第一、二、三产业的产值占总产值的比重；I主要是反映三次产业之间的升级关系，值越大表明该地区产业结构层次水平越高。本文借鉴蔡海亚等人的研究添加了出口需求、人力资本、外商直接投资等指标作为控制变量[1，33]。各指标具体含义如下：人力资本指标用普通高等院校在校学生人数与地区总人口的比重来表示，主要表现该地区的人力资本水平；外商直接投资指标用各省区市外商直接投资与该地区总人口的比值表示；居民消费指标采用各省区市居民消费水平数据；出口需求指标用各地区出口总量与该地区生产总值来衡量。

(三)数据来源与描述性统计

本文数据主要来自国家统计局和各省区市统计局的年度数据，使用2010—2016年各年份的数据进行研究。我国目前已分5批在18个省区市设立自贸区。2013年9月中国(上海)自贸区挂牌成立，2015年国务院批准设立广东、福建、天津自贸区，2017年3月国务院批准在陕西、辽宁、浙江、河南、四川、重庆、湖北7省(市)建设自贸区，2018年10月中国(海南)自贸区获批成立。目前的年度数据只统计到2018年，2015年成立的3个自贸区因设立后的窗口期较短且2017年数据包含已经建立第3批自贸区的省份，可能导致结果的偏差，故去除2017年及以后数据。本文以上海自贸区为考察对象，其中2010—2013年自贸区政策实施前为事前窗口期，2014—2016年政策实施后为事后窗口期。本文选取了不包括福建、天津、广东(由于3省市在考察期内设立了自贸区)和港澳台的其他28个省区市为考察对象。此外，为了减少异方差对结果的影响，部分解释变量以对数形式代入方程。表1列出了各变量的统计特征。

表1 变量的描述性统计

三、实证结果与分析

(一)实验组与对照组：排除其他政策影响的估计

借鉴阿巴迪等人提出的合成控制法，对获得的27个相关省区市数据进行加权合成估计上海自贸区设立前后产业升级情况，分析政策的影响大小[29]。根据合成控制法的计算方法，构成合成上海的对应地区权重组合有北京和重庆两个城市，其中北京权重为0.63，重庆权重为0.37，两者权重之和为1。表2展示了2013年上海自由贸易试验区设立之前真实上海和合成上海的部分重要经济指标的对比。就产业升级指数而言，真实上海和合成上海的差异度低于1‰，说明合成上海较好地拟合了真实上海的产业升级的各个路径。在选取的影响产业升级的各个指标中，实际人力资本、外商直接投资对数、居民消费和出口需求等指标均与合成控制变量接近。因此，合成上海很好地拟合了自贸区设立前的上海。

表2 预测变量的拟合与对比

真实上海和合成上海在2010—2016年间的产业结构升级指数如图1所示，其中垂直虚线所在位置表示上海设立自贸区的起始年份(2013年)。垂直虚线左侧显示，自贸区设立年份之前，真实上海和合成上海的产业升级路径十分接近，说明合成上海较好地拟合了自贸区设立前上海的产业升级路径。而在虚线右侧，二者偏离程度逐渐拉大，合成上海的产业升级指数低于真实上海。二者的差距正是上海自贸区设立对地区产业结构升级的政策影响。由图1所示，2016年合成上海产业升级指数为2.65，实际产业升级指数为2.69，两者相差0.04。

图1 实际上海与合成上海的产业升级指数

为了更直观地观察上海自贸区设立对上海市产业升级的处理效应，计算了自贸区设立2013年前后实际上海和合成上海的样本产业结构升级指数之差。如图2显示，2010年到2013年，两者产业升级指数差值在0值附近波动，波动范围较小；2013年自贸区成立后，两者差距逐步增大。自贸区的设立放宽了对进口的限制，促进了高技术含量的中间产品和相关设备的进口，对企业的最终产品生产力和创新都具有促进作用[11]。因此，自贸区设立显著提升了上海的产业升级指数。

图2 实际上海和合成上海产业升级指数的差值

(二)稳健性检验

利用合成控制法发现合成上海产业升级指数与上海市实际产业升级指数有明显差距，但这种差距是由自贸区设立导致的，还是源于其他一些因素的影响，比如当地高新技术产业区的设立、供给侧结构性改革等，目前无法确定。下面通过两种检验方法证实上述结果的稳健性和有效性。

1.排序检验

借鉴阿巴迪等人提出的排序检验法来验证结果的准确性，确认在实证分析过程中变量的差异并非是其他因素造成的，确实是自贸区设立促进了上海地区的产业升级。这种方法可以验证是否会有其他省份出现和上海相同的情况，概率多少。检验的思路是：如果所有对照组的省份同时在2013年都设立自由贸易试验区，根据合成控制法构造相应省份的合成样本产业升级指数，估计其在2013年之后由于真实值与“反事实”值之间的差异产生的政策效果，然后比较上海真实的产业升级效果和控制组省份假设情况下的产业升级效果。如果观测到上海市的均方预测误差的平方根(Root Mean Square Prediction Error, RMSPE)高于其他地区，这就意味着自贸区设立对上海产业结构升级影响是显著的。

合成控制法要求自贸区设立省份在政策实施之前，其合成样本应与地区真实产业升级路径具有较好拟合效果，如果某一地区在政策发生之前的拟合程度不好，即RMSPE值较大时，尽管其2013年之后产业升级指数差值可能很大，仍无法代表自贸区实施的效果。所以，当一个地区在政策实施前的真实值与合成控制值拟合度不高时，就不再对这个地区进行排序检验。因此，控制组在排序检验过程中，如果出现在2013年之前合成控制对象与真实值拟合效果不好时，本文会在展示过程中将其剔除。

图3是产业升级指数作为预测变量时的差值分布(实线为实际上海，虚线为其他对照组省份)，展示了实际上海与其他对照组省份的期前RMSPE与期后RMSPE差值，这里排除了对照组中RMSPE在2013年之前超过上海1.5倍的省份，去掉的地区数量为5个。可以看到，在垂直虚线左侧上海与其他省份的产业升级指数变动的差距较小，但是在垂直虚线右侧上海与其他省份的差距开始拉大，并且表示上海产业升级指数变化的曲线分布在表示其他省份产业升级指数变化曲线的外部。这表明自贸区的设立确实促进了上海的产业升级，同时也表明只有1/23即4.348%概率出现上海与其合成控制对象产业升级指数之间的差距。因此，能够说明自贸区设立促进了上海产业升级，并通过了5%的显著性检验，即上海自贸区的设立对上海产业结构升级的经济影响在统计上是显著的。

图3 实际上海和其他省份产业升级差值分布

2.双重差分法

为进一步证实结果的可靠性，采用双重差分法评估上海自贸区设立对地区产业升级的影响效果。双重差分模型设定为

Iit=βDi×Yt+θZit+εi+εt+εit。

式中Iit为产业结构升级指数。

将参照组省份赋值Di=0，上海赋值Di=1。上海自贸区于2013年9月挂牌成立，对自贸区实施前后赋值，若年份t在2013年之前赋值Yt=0(包括2013年)，若年份t在2013年之后赋值Yt=1。其中Yt与Di交互项的系数即为自贸区的设立对产业升级的净效应。Zit为控制变量，分别包括居民消费水平、人力资本、外商直接投资和出口需求。εi为地区固定效应，εt为时间固定效应。数据选取时间为2010—2016年，样本为前述28个省区市。

表3显示了DID模型的主要估计结果，模型1是以27个省区市为对照组且未控制地区其他重要因素的影响。估计结果显示，变量Di×Yt的系数在5%的显著性水平下等于0.018。模型2中进一步控制了其他重要因素的影响之后，交互项Di×Yt系数相比模型1中结果在1%的显著性水平下增大到0.049。上述结果清楚显示，自贸区设立确实对上海产业结构优化升级有正向影响。双重差分的估计值与SCM方法的估计值符号都为正，进一步说明了合成控制法估计结果的稳健性。

表3 上海自贸区对产业升级的影响(双重差分法)

四、研究扩展

随着中国经济发展进入新常态，中国政府正在谋求二次开放，突破经济发展的瓶颈，自由贸易试验区建设应运而生。由前文实证检验结果可知，抓住二次开放的契机建设自贸区，对本地产业升级具有显著促进作用。在自贸区的建设背景下，政府通过促进经济制度变革、鼓励企业创新等方式促进产业结构升级。结合前文的理论机制分析检验上海自贸区设立对地区产业升级影响的中介机制。

由前文分析可知，自贸区挂牌成立有可能通过一系列举措扩大市场主体行为的自主性进而促进该地区产业升级，下面进一步从政府的制度变革和企业的技术创新两个角度对中介效应进行检验。按照温忠麟等人的方法[34]，模型设定如下：

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代表中介变量，基于前文理论分析，本文依次从制度变革效应、技术创新效应两个维度相应选择代理变量对中介效应进行检验；对照组省份Di取0，上海Di取1；上海自贸区设立前(含2013年)Yt取0，设立后Yt取1；Zit为控制变量，与前文一致。

国家和地区的制度变革是影响经济发展的关键性因素，但对制度变革较为准确的量化不容易实现，制度变革影响地区的市场化程度。因此，以市场化程度指标作为衡量制度变革的代理变量，参考王小鲁等人编制的中国各个省区市的市场化指数衡量地区制度变革的程度[35]211。技术创新能力大小对企业发展、地区产业转型升级具有重要的推动作用。因此，用地区人均发明专利授权量表征各省份的技术创新能力。

制度变革、技术创新对产业升级的中介机制检验结果见表4。中介效应检验结果表明，上海自贸区设立通过提升企业的技术创新能力间接促进了整个地区的产业结构优化和升级。表4可以看到，制度变革效应并未构成自贸区影响地区产业升级的中介变量，表现为模型4中自贸区设立对制度变革影响并不显著；模型1和模型2中自贸区设立的系数值并无明显差别。本文采用Sobel检验对自贸区设立能否通过制度变革促进地区产业升级，结果表明z统计值为0.898低于1.96，认定制度变革并未构成自贸区设立影响产业升级的中介变量。与前文做出的预期假设不符，但这与我国目前自贸区实际发展现状较为相似。如在关于外资准入的负面清单中，对禁止投资、股权限制以及数量类经营等措施的占比过高，对金融、医疗和交通运输等外资准入限制也过高，造成外资投入不足。自贸区的制度创新多集中于程序性相关的创新(如简化程序、网上办理、缩减费用)，对体制性(如人才引入、FT账户)创新较少，且实际实施效果并不理想。国内自贸区与新加坡、迪拜自由贸易区相比在税负、金融、市场自由化、知识产权保护等方面均有较大差距。导致自贸区通过制度变革可能短期内对地区产业升级影响并不显著。

表4结果表明，自贸区通过技术创新这个中介变量促进了地区产业结构优化升级。表现为模型8中自贸区设立的系数值为正且在10%水平下显著，说明随着地区自贸区的成立，其科技创新程度得到了显著提升。这是由于随着上海自贸区成立，制度高地形成，经济开放程度大大提高，外资企业大量涌入， 研发投入和研发能力极大提升，其产生的溢出效应和带动效应促进地区产业的转型升级。随着自贸区政策优势进一步显现，更促进生产要素在本地快速集聚，将自贸区对产业升级的积极影响进一步放大。模型7中，技术创新系数为正且在1%统计水平下显著，说明科技创新提升了企业的产品技术复杂度，从而显著优化了地区的产业水平。模型6中自贸区设立的系数小于模型5中自贸区设立的系数，表明技术创新的中介效应明显，在控制了技术创新的影响后，自贸区设立对地区产业升级的作用降低了0.062。基于科技创新的中介效应进行Sobel检验，结果表明统计量z的值为2.542，中介效应占总效应的47.779%。以上结果意味着科技创新确实对地区产业升级存在中介效应。

表4 制度变革、技术创新对产业升级的中介机制检验表

五、结论与启示

随着我国经济步入新常态，面对更加残酷的国际竞争，转变传统的经济发展方式和调整现有产业结构已成为我国改革发展的当务之急，在此背景下自贸区得以成立。上海自贸区作为我国设立的首个自由贸易区，研究其对地区产业的升级作用不但可以为地区制度变革提供相应的理论和经验支持，也可以为其他自贸区的发展提供借鉴和参考。本文以2013年上海自贸区为试点，基于2010—2016年全国28个省区市面板数据，采用合成控制法估计了自贸区设立带来的一系列政策红利，分析了其对上海产业结构升级的影响。实证结果显示：从自贸区对产业发展的影响看,上海自贸区的设立对产业结构优化升级具有一定的支持作用，同时，结果也通过了安慰剂法和双重差分法的稳健性检验。进一步利用中介效应模型研究发现，科技创新能力提升是自贸区促进地区产业升级的重要渠道。

总体而言，本文证实了自贸区的设立能够对产业优化升级产生促进作用，这在产业层面为政策制定者推进贸易自由化、建立自由贸易试验区、大力发展与国际接轨的特殊经济区域提供了理论与现实依据，可以得到以下启示：

第一，各自由贸易试验区需要把优化引资质量作为政策重心，精简“负面清单”，为外资高新技术企业提供良好的发展环境。通过建设产业园区等形式加快外资流入并引导人才、技术、知识和资本等要素向园区内转移，加强对外资高新技术企业知识产权的保护，完善技术转让和租赁等市场化交易平台，促使自由贸易试验区内的知识存量增加、创新意识提高、信息流通便利，带动区域内技术创新能力提升，进而促进地区产业结构升级。

第二，自由贸易试验区在深化发展的过程中，需进一步在外资准入、投资便利化、离岸贸易和金融、服务业和服务贸易开放、商务自然人流动、跨境电子商务及深层次制度融合等方面进行大胆的制度变革。通过税收优惠、促进转口贸易、搭建交易平台等方式增强离岸功能，提升区位竞争力，将自由贸易试验区进一步打造为高级生产要素与高增加值商品产出的平台，进而实现整个地区产业结构升级。

第三，需综合考虑各个地区产业发展基础与经济发展水平，实施因地制宜的自贸区发展策略。自贸区对产业升级的影响因地区经济结构的不同可能会产生差异。因此，要依据地区经济发展水平、产业结构的实际需要，实行差异化的自贸区升级路径。发展水平相对落后和产业基础薄弱的地区须全面提高发展水平，为产业结构升级打下坚实基础。政府部门要提高运行效率，更好发挥其在公共资源配置、法制建设、公共服务等领域的作用。对不同技术水平的地区而言，在巩固最高和最低技术地区的自贸区政策升级作用的同时，集中力量攻破占主导地位的中等技术段地区的升级瓶颈，有益于增强自贸区政策的总体升级效果。