自贸区建设促进了制造业结构升级吗？

聂 飞

(华中农业大学 经济管理学院，湖北 武汉 430070)

一、引言

金融危机之后，中国传统加工制造业面临着国际市场份额削减和国内要素成本上升的双重冲击，制造业转型升级迫在眉睫。为了破除长期以来制造业分工模式固化和低端锁定的困局，中国开始加速推进了以结构优化为宗旨的供给侧改革，推动其由制造业大国向制造业强国转变。还应看到，中国产业结构调整从来都不可能孤立于世界经济，虽然近年来英国脱欧、美国总统特朗普的保守贸易政策等事件时有发生，宣告着世界经济正遭受逆全球化浪潮，但是中国作为国际贸易与国际投资的积极参与者，也是国际经贸合作的坚决捍卫者，持续推进更高层次的对外开放，提出以开放促改革的政策主张，自由贸易试验区建设(以下简称“自贸区”)便是其中一项重要举措。事实上，中国自贸区战略实施的初衷便是为地区产业高质量发展营造有利的外部环境，并将制造业结构升级、贸易投资便利化视为自贸区建设的重要发展目标。作为当代中国包容式增长的缩影，自贸区建设究竟会如何作用于制造业结构升级呢？遗憾的是，目前关于该问题的研究还比较匮乏，不足以提供相应的经验支撑，本文试图立足于中国自贸区建设的主要特征，从贸易便利化、投资便利化两个方面予以解释，具有理论和现实意义。

自由贸易园区是自贸区建设的早期形态，其经济效应已经引起了学界广泛关注。从理论层面看，Hamada(1974)等学者最早运用古典经济学和新古典经济学贸易模型分析了自由贸易园区可能带来的经济效应和福利效应，发现有选择地放松管制能够使一部分利益集团获益，但也会因贸易扭曲而产生负外部性[1]。Hamilton和 Svenson(1982)在模型中加入了关税壁垒因素并考虑自由贸易园区的形式，研究发现外资流入会降低一国社会福利[2]。Young和Miyagiwa(1987)在模型中考虑了中间商品的作用，研究发现中间商品进口减税能够增加自由贸易园区的总产值并减少失业[3]。对此效应，国外相关实证研究均予以证实[4][5]。早期国内学者主要关注传统保税区及出口加工区的贸易效应[6]。随着中国政策重心不断向自贸区倾斜，自贸区建设的经济效应俨然成为学界重点关注的问题。围绕该问题，已经有部分国内学者运用反事实方法对自贸区建设的贸易、投资、财税、经济增长等经济效应进行了评估[7][8][9][10]。

自贸区建设会对制造业结构升级产生怎样的影响呢？现有研究似乎没能给出充足的解释。加入产品生命周期的贸易与经济增长模型曾提到，自贸区能够带来国际技术扩散，从而促进制造业结构升级[11]。如果追溯到新古典贸易理论框架下的H-O理论，自贸区建设显然可以实现各国资源和市场互补，基于比较优势的国际贸易和跨国投资能够促进地区产业发展。因此，自贸区建设的潜在好处有两点：一是能够为地区提供廉价和高质量的中间商品[12]；二是在吸引外资企业入驻与促进合理的专业化分工基础上，能够促进地区形成规模经济和优化资源配置[13]。中间商品质量提升将对当地制造业发展产生技术溢出效应，合理的专业化分工也有利于高端制造行业集聚，两者对制造业结构升级均有积极作用。因此，基于贸易便利化与投资便利化这两条主线，自贸区建设与地区制造业结构升级之间的联系便可见一斑。

虽然现有文献论证了自贸区建设的各类经济效应，但关于自贸区建设的制造业结构升级效应研究仍然较为薄弱，尤其是科学的定量研究相对匮乏。同时，自贸区建设对制造业结构升级的影响机制仍是有待开启的“黑箱”。根据已有文献，自贸区建设作为初始政策冲击，分别作用于贸易便利化与投资便利化，可能会对制造业结构升级起到间接作用，这是理解自贸区建设与制造业结构升级关联的关键环节。因此，本文将在分析自贸区建设通过贸易便利化与投资便利化促进制造业结构升级的影响机制基础上，选择2013年上海自贸区和2015年天津、福建和广东自贸区挂牌事件作为准自然实验，结合2003～2017年24个省份(直辖市)的面板数据，构建双重差分(DID)模型予以检验。本文可能的创新点是：理清了自贸区建设与制造业结构升级之间的关系，并能够从宏观层面给予两者联系的经验证据。

二、理论分析与研究假设

自贸区作为特殊政策优惠区域，是中国制度创新的产物，原则上在没有海关干预情况下允许货物进口、制造、再出口，低关税甚至零关税是自由贸易区的最主要特点。自贸区还通过完善的法律制度和高效便捷的监管制度提高通关效率。以上海自贸区为例，仅2013年10月至2015年6月间，上海自贸区就出台了与货物贸易相关的各项政策措施超过20项，政策出台主体涵盖了工商、交通运输、质检、税务、海关等与货物贸易密切相关的各个部门，这些政策措施简化了进出口企业的办事流程。在关税减让与通关效率提升的共同作用下，国外进口商品的竞争优势将会显现，尤其是高质量中间商品价格下降，价格优势出现意味着进口中间商品市场份额扩大，高质量中间商品进口规模增加将通过垂直技术溢出和水平技术溢出作用于地区制造业结构升级。一方面，高质量中间商品进口规模增加在垂直产业关联作用下将会为下游制造业厂商提供更好的投入品，意味着下游制造厂商可以使用更加多样化的中间商品，即物化在进口中间产品中的国外R&D资本对地区下游制造业产生了技术溢出[14]。由于高质量中间商品技术含量比较高，进口增加可以带来国际技术转移，促进企业研发成本下降和研发效率提升，从而引致更多的先进技术、专利等研发成果，这将会为地区高端制造业拓宽本地市场和国际市场创造有利条件，从而加快高端制造业成长，推动制造业结构升级。另一方面，高质量中间商品进口增加还会加剧地区上游中间商品制造业市场竞争，形成对上游本土中间商品制造业市场份额的“侵蚀”作用[15]。市场竞争加剧将倒逼上游本土制造商加强对进口高质量中间商品的模仿，以及扩大研发支出来获得类似的生产工艺。因此，地区上游中间商品制造业的技术水平与质量控制标准无疑将获得有效提升，从而实现上游中间商品制造业产业链升级。综上，提出以下研究假设：

H1：自贸区通过贸易便利化产生的中间商品进口质量效应对制造业结构升级产生正向影响。

自贸区建设致力于吸引外资企业进驻，通过负面清单制度放宽外资准入标准，取消了以往对FDI控股比例和行业准入的诸多限制。现阶段中国已有自贸区均实施了旨在吸引FDI的“负面清单”制度。这一制度大幅度削减了外资准入限制和特别管理措施，部分高端制造业开始允许外资企业进入，这对于更高生产率的外资企业进入无疑是政策“利好”。随着“负面清单”制度的逐渐完善，自贸区正逐渐成为高端制造业外资企业集聚地。例如，广东自贸区落户的世界500强企业投资项目更加趋于高端化，形成新一代信息技术、新能源、装备制造等先进制造业领域外资企业集群；福建自贸区则加强对外资投向的政策引导，吸引了电子信息、石油化工、机械装备等制造业外资企业进入。根据新经济地理理论(NEG)，高端制造业外资企业集聚将会强化地区高端制造业专业化分工优势，通过聚规模经济效应推动地区制造业结构升级。一方面，高端制造业外资企业集聚与专业化分工会带来高素质劳动力、资本等生产要素集聚，生产要素集聚又具有马歇尔外部性[16]，表现为生产要素集聚会降低自贸区高端制造业发展的劳动力搜寻成本与融资成本，这将促进高端制造业企业进行生产技术与新产品研发，推动地区高端制造业加速发展成为支柱产业，从而形成传统制造业比较优势向高端制造业比较优势转化的动态演进。另一方面，高端制造业外资企业集聚与专业化分工会带来地区技术扩散，表现为高端产业内生产率较高的外资企业对本土企业的技术溢出，先进技术往往能够通过劳动力流动与模仿学习等渠道实现企业间溢出[17]，这种良性协同发展过程将不断夯实地区高端制造业竞争优势，从而推动高端制造业快速发展，快速推进对传统制造业的替代，促进制造业结构升级。综上，提出以下研究假设：

H2：自贸区通过投资便利化产生的外资专业化分工效应对制造业结构升级产生正向影响。

三、实证模型与变量说明

(一)实证模型设定

为了验证自贸区建设对地区制造业结构升级的影响，本文将省域个体作为研究对象，基于2013年挂牌的上海自贸区和2015年挂牌的天津、福建和广东自贸区的典型准自然实验，构造DID基准模型如下：

Iit=β0+β1Zoneit+ΘXit+ai+zt+εit

(1)

式(1)中，i表示地区，t表示时间。I是结果变量，表示地区制造业结构升级情况，下文中分别使用制造业结构合理化指标和制造业结构高度化指标来衡量。Zone是表征自贸区建设的政策虚拟变量，当自贸区正式挂牌之后，该变量取值为1；否则，该变量取值为0。X是表征其他控制变量的集合，主要包括地区人力资本、人口密度、金融深化、消费支出、工业企业投资、政府支出、贸易依存度等因素。前三类因素构成了影响地区制造业结构升级的供给侧因素，后四类因素则构成了影响地区制造业结构升级的需求侧因素[18]。对于供给侧因素，制造业结构升级的关键在于技术进步，技术进步又高度依赖于人力资本的积累，故人力资本构成了地区制造业结构升级的智力基础；制造业结构升级还取决于劳动力禀赋，由于人口集中的地区往往具有较廉价的劳动力，故人口密度构成了地区制造业结构升级的劳动力基础；制造业结构升级还有赖于资本的可获得性，而融资渠道受到金融市场发育程度和透明度的影响，故金融深化构成了地区制造业结构升级的资本基础。对于需求侧因素，消费支出决定了制造业结构升级的市场潜力，消费者的购买力增强，将给予制造业结构升级以更大的动力；工业企业投资扩张也会带来其上游产业中间商品市场需求的增加，这种引致需求也会影响制造业结构；政府支出能够反映政府对制造业发展的支持力度，政府通常会通过政策导向对目标产业予以调节并引导市场需求，这使得政府行为对制造业结构升级也至关重要；贸易依存度作为外部市场需求的表征，则往往会通过进出口贸易规模变化影响制造业结构。ai和zt分别表示不随时间变化的地区固定效应和不随个体变化的时间固定效应；εit是白噪音。式(1)实际上是多期事件DID模型，系数β1衡量自贸区建设对制造业结构升级的总效应。

(二)变量选取及数据来源说明

1.被解释变量的定义

不失一般性，本文参考干春晖等(2011)的研究[19]，选择制造业结构合理化(SR)和制造业结构高度化(SH)作为制造业结构升级的代理指标，这两个指标兼具计算简易和测度精准的优势，被后续研究所广泛运用。

一方面，制造业结构合理化指数的构造需要遵循有限的资源在制造业内不同行业间优化配置的原则，反映生产要素投入结构和产出结构的耦合程度，能够测度各制造行业投入-产出的总体均衡分布情况。部分学者基于制造业结构偏离度的思想对制造业结构合理化指数进行了测度，但是该技术方法忽略了制造业内各行业的相对重要性，而泰尔指数可较好地规避制造业结构偏离度的缺陷，并保留其理论基础和经济含义，是衡量制造业合理化的理想指标。具体看，可将泰尔指数(Theil Index)的倒数作为度量制造业结构合理化的指标，表示如下：

(2)

式(2)中，下标k表示制造行业，n表示制造行业的个数，SR为制造业结构合理化指数；Ykt和Yt分别表示第t期第k个制造行业总产值和所有制造行业总产值，Ykt/Yt表示第t期第k个制造行业总产值占所有制造行业总产值的比重，即制造业结构状况；Lkt和Lt分别表示第t期第k个制造行业的劳动力投入和所有制造行业总劳动力投入，Ykt/Lkt表示第t期第k个制造行业的劳动生产率。上述数据均通过历年《中国工业经济统计年鉴》与各省份(直辖市)地方统计年鉴整理得到②。SR取值越大，说明经济偏离均衡状态越小，制造业结构合理化程度越高；反之，则制造业结构合理化程度越低。

另一方面，制造业结构高度化指数的构造需要遵循制造业内不同行业比例关系改变和劳动生产率提高的原则，反映低附加值的传统制造业向高附加值的现代制造业转变过程。该指数能够反映制造业的结构优化程度，即高附加值制造行业构成比例。刘伟等(2008)认为可将各制造行业产出占比与劳动生产率的乘积作为制造业结构高度化的度量指标，得到了学界的广泛认可[20]。据此，可将其计算公式表示如下：

(3)

2.解释变量的定义

为了获得表征自贸区建设的政策虚拟变量Zone，本文将2013年和2015年已经挂牌的前两批自贸区省份(直辖市)作为处理组，包括上海、天津、福建、广东，将其他未进行自贸区建设的20个省(直辖市)作为控制组。需要说明的是，本文样本中不含2017年挂牌的辽宁、浙江、河南、湖北、重庆、四川、陕西等第三批自贸区省份(直辖市)，主要考虑到这些自贸区挂牌时间较晚，政策持续时间较短，样本期间政策虚拟变量只有一年为1，其他年份均为0，往往无法较好地甄别其政策效应。同时，如果引入第三批自贸区，还会增加样本选择性偏差的风险，对DID基准模型的整体估计效果也会产生影响，故不予考虑。因此，本文的研究样本为2003～2017年中国大陆24个省份(直辖市)的平衡面板数据①。控制变量方面，人力资本使用地区居民的平均受教育年限表示，记为Hum；人口密度使用地区每平方公里的人口数量表示，记为Pop；金融深化使用地区金融机构年平均贷款余额占GDP的比重表示，记为Fin；消费支出使用地区城镇居民人均消费支出水平表示，记为Cust；工业企业投资使用固定资产投资价格指数平减为2003年不变价衡量的地区制造业实际资本存量表示，记为Inv；政府支出使用地区公共财政预算总支出占GDP的比重表示，记为Gov；贸易依存度使用按境内目的地和货源地划分的净出口总额占GDP的比重表示，记为Trade。上述数据均通过历年《中国统计年鉴》整理得到。变量的描述性统计结果见表1。

表1 主要变量的描述性统计

注：括号内为变量的代理指标单位。

四、实证结果分析

(一)平行趋势检验

DID模型成立的前提是处理组和控制组必须满足平行趋势假设，即在事件未发生之前，两组样本的被解释变量均值没有差异；在事件发生之后，两组样本的被解释变量均值发生显著差异。对于多个时间节点事件，需要用到Sun和Yan(2019)的研究方法[21]。具体过程是：第一，将2013年和2015年两批自贸区挂牌作为冲击事件时点，分别定义处理组虚拟变量First和Second；第二，设定样本期间年份的虚拟变量Year，如2013年定义为Year2013，由于本文样本年份有15年，故共有15个年份虚拟变量；第三，根据每个自贸区挂牌事件，除了设定事件发生当期年份虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项之外，还要设定其他非事件发生当期年份虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项，从而构成自贸区自然实验发生的“反事实”。然后，我们将设定好的所有交互项作为解释变量分别对被解释变量—制造业结构合理化指数(SR)和制造业结构高度化指数(SH)予以回归，只有事件发生当期及其后续年份虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项系数高度显著时，方可证明政策效应是存在的。基于模型的严谨性考虑，我们还加入了其他控制变量和双向固定效应。表2展示了两次事件之前5期与事件之后所有时期两类被解释变量的平行趋势检验结果。观察可见，对于2013年第一批自贸区和2015年第二批自贸区挂牌事件，事件发生之前处理组与控制组的制造业结构合理化指标差异并不明显，事件发生之后的交互项系数至少在10%的水平上显著，说明事件发生与否对于制造业结构合理化至关重要，即平行趋势假设成立。当被解释变量为产业结构高度化时，2013年第一批自贸区挂牌事件发生前后的交互项系数均不显著，2015年第二批自贸区挂牌事件发生前后的交互项系数在10%的水平上均显著为负，均不满足平行趋势假设，故不予考虑。

(二)初始检验

我们在表3中给出了被解释变量是制造业结构合理化的初始检验结果。其中，第1～2列和第3～4列分别对应于不含控制变量和含控制变量时的检验结果。由于Hausman检验均高度接受随机效应(RE)模型的原假设，故本文以RE模型为参照进行分析。核心解释变量Zone的估计系数显著为正，表现为自贸区挂牌之后，制造业结构合理化指数将提高1.3374～2.3531。自贸区建设有效推动了制造业内各行业均衡发展，制造业结构不再呈现传统的低附加值高度集中的情况，而是趋于均衡发展，这在一定程度上促进了制造业结构合理化。第4列的控制变量Hum、Cust和Inv的估计系数至少在5%的水平上显著为正，而控制变量Pop的估计系数显著为负。这表明，人力资本增强构成了影响制造业结构合理化的主要供给侧因素，而居民消费支出和工业企业投资增长则是促进制造业结构合理化的主要需求侧因素，这意味着人力资本积累将会加快技术进步进而带来各制造行业的生产效率提升，而居民消费支出增长将扩大各制造行业的市场需求潜力，工业企业投资增长则将带动上游产业的中间商品需求，以上因素对制造业结构合理化均具有重要的推动作用。然而，高人口密度的地区拥有更加低廉的劳动力，更容易引起劳动密集型制造业的低端锁定，从而不利于制造业结构合理化。

表2 平行趋势检验结果

注：括号内为t统计值，*、**、***分别表示在1%、5%、10%的水平上显著，下表同。限于篇幅，2003～2008年的平衡性检验结果未列出，如有需求，可向作者索取。

表3 初始检验结果

注：中括号内为p值。Hausman检验的原假设是个体效应与解释变量不相关，即模型为随机效应模型。限于篇幅，常数项估计结果未列出。下表同。

(三)滞后效应检验

自贸区战略是中国自上而下设计的全方位对外开放蓝图，其战略目标具有前瞻性，目标达成必然是一个循序渐进的过程，对产业升级的影响可能存在滞后性。事实上，自贸区挂牌以来的工作不仅体现于自贸园区内的基础设施建设和相关的配套设施供给，还有赖于管理模式的创新和破除旧有行政体制的桎梏，软硬件的匹配与磨合需要花费相应的时间。鉴于此，我们考虑到2013年上海自贸区挂牌事件和2015年天津、福建和广东自贸区挂牌事件的异质性，分别对其产业结构升级的滞后效应予以检验。截至2017年，上海自贸区挂牌时间已历经4年，而天津、福建和广东自贸区挂牌时间则历经2年，故分别引入政策虚拟变量的4期滞后项和2期滞后项；同时，我们还对两批自贸区挂牌当年的政策效应予以检验，然后将其作为基础观察后续效应变化，结果如表4所示。上海自贸区挂牌事件发生后，当期政策虚拟变量的估计系数在1%的水平上显著为正，且这种正向效应在接下来的2期内依然存在，直到滞后3期以后，这种正向效应开始变得不显著。这说明上海自贸区建设对制造业结构合理化的影响具有瞬间效应，持续期为3年。然而，天津、福建和广东自贸区挂牌事件发生后，挂牌持续3期的政策虚拟变量的估计系数均不显著。说明这三个自贸区建设尚未对制造业结构合理化有着明显作用。原因在于，上海自贸区作为中国对外开放的前沿阵地，主要基于已有的外高桥保税区、外高桥保税物流园区、洋山保税港区和浦东机场综合保税区等4个海关特殊监管区域建立而成，高端产业基础较好，自贸区建设对制造业结构合理化的影响能在短期内实现。不过在经过3期滞后以后，上海自贸区建设对制造业结构合理化的“政策红利”在达到帕累托最优之后政策效应不再明显。然而，天津、福建和广东自贸区建设内容虽各有侧重，但主要还是根据上海自贸区建设积累的经验设立的，鉴于不同地区制造业结构迥异，这些自贸区建设经验与地区制造业结构升级的契合过程需要时间，需要不断地调整，从而使自贸区对制造业结构合理化的政策效应无法在短期内实现。

表4 滞后效应检验

(四)内生性检验

由于基准模型无法涵盖所有影响地区制造业结构升级的相关因素，故自贸区建设与制造业结构升级之间很可能存在双向因果关系；虽然我们使用DID方法对基准模型进行了估计，但是在无法完全剔除样本自选择问题干扰的情况下，还是可能造成模型的内生性偏差。我们采取以下四种方法对内生性问题进行处理：一是考虑制造业结构升级的时期滞后效应，将静态形式的基准模型转化为动态形式的基准模型，在解释变量中加入制造业结构合理化的一期滞后项SR(-1)，使用广义矩估计(GMM)方法检验；二是将核心解释变量的一期滞后项Zone(-1)作为自身工具变量，再使用两阶段最小二乘法(2SLS)进行检验；三是使用倾向得分匹配(PSM)法对原始样本进行处理，剔除样本自选择问题的干扰并获得相似的处理组与控制组，再对基准模型进行估计；四是在解释变量中加入双向固定效应的交互项以控制个体随时间趋势变化的因素对制造业结构升级的影响。结果如表5所示。

第1～2列分别对应于动态面板模型条件下的差分GMM和系统GMM的估计结果。滞后项SR(-1)的估计系数均显著为正，说明地区制造业结构升级具有时间累积效应，过去一期制造业结构升级会对当期制造业结构升级产生正向影响。核心解释变量Zone的估计系数均显著为正，说明自贸区建设对制造业结构升级的正向作用仍然成立。同时，两类GMM估计结果中的AR(2)检验均通过了残差项不存在二阶自相关的原假设；两类GMM估计结果中的Sargan检验也均接受了模型不存在工具变量过度识别的原假设，说明动态模型较好地克服了内生性问题，其回归结果与上文一致。第3列是工具变量模型下的2SLS回归结果。第一阶段回归结果显示，一期滞后项Zone(-1)的估计系数显著为正，说明核心解释变量与其一期滞后项存在高度的自相关性。Cragg-Donald Wald F检验拒绝了弱工具变量的原假设，Anderson LM检验拒绝了工具变量识别不足的原假设，Sargan检验则接受了不存在工具变量过度识别的原假设，均证实了工具变量Zone(-1)的合理性。在第二阶段回归结果中，核心解释变量Zone的估计系数显著为正，说明自贸区建设推动了制造业结构升级，符合本文预期。第4列是对样本进行PSM处理之后的回归结果。PSM方法显著消除了处理组与控制组的样本自选择问题，重新对DID模型进行估计发现，核心解释变量Zone的估计系数高度显著，说明自贸区建设有利于制造业结构升级，与上文差别不大。第5列则是加入双向固定效应交互项的回归结果。在控制了各地区随时间变化的个体因素之后，虽然模型损失了自由度，但是核心解释变量Zone的估计系数依然保持为正，说明本文研究结论并不受模型遗漏变量的影响，是比较稳健的。

表5 内生性检验结果

注：限于篇幅，2SLS的第一阶段回归结果未列出，如有需求，可向作者索取。对于GMM估计结果，AR(1)和AR(2)检验的原假设分别是残差项存在一阶自相关性和二阶自相关性；Sargan检验的原假设是不存在工具变量过度识别。对于2SLS估计结果，Cragg-Donald Wald F检验的原假设是工具变量为弱工具变量；Anderson LM检验的原假设是工具变量识别不足；Sargan检验的原假设是不存在工具变量过度识别。

五、自贸区建设推动制造业结构升级的机制

(一)进口质量效应检验

自贸区建设主要通过贸易便利化增加高质量中间商品的进口规模，中间商品进口质量的提升将会通过水平和垂直技术溢出效应促进制造业结构升级。为了检验进口质量效应的存在性，我们在实证模型(1)中添加中间商品技术溢出变量S及其与自贸区政策虚拟变量的交互项Zone×S作为核心解释变量，模型设定如下：

Iit=γ0+γ1Zoneit+γ2Sit+γ3Zoneit×Sit+ΘXit+ai+zt+εit

(4)

式(4)中，中间商品技术溢出S的测度是有待解决的关键问题。借鉴魏浩等(2016)构建的新国际贸易商品结构分析框架[22]，根据技术复杂度可将进口中间商品分为资源类初级产品、其他类初级产品、农业资源型制成品、其他资源型制成品、金属类制成品、低技术工业制成品、中技术工业制成品和高技术工业制成品等8类，我们将世界投入产出表(World Input-Output Database，WIOD)中相应的中间投入行业与其进行匹配，获得中国制造行业生产过程中进口的各类中间商品④。在此基础上，构建进口中间商品对省份(直辖市)的技术溢出公式如下：

(5)

回归结果如表6所示。其中，模型1对应于总体中间商品进口技术溢出变量的检验结果，模型2～9依次对应于前面8类中间商品进口技术溢出变量的检验结果。观察发现，模型1～9中的核心解释变量Zone的估计系数至少在10%的水平上显著为正，说明自贸区建设对制造业结构合理化的促进作用稳定存在。同时，模型1～9中的中间商品技术溢出变量的估计系数在1%的水平上均显著为正，说明无论从总体层面还是个体层面，中间商品进口技术溢出效应都能有效推动制造业结构合理化。另外，模型1～9中的中间商品进口技术溢出变量与自贸区的交互项系数在10%的水平上均显著为正，说明自贸区通过贸易便利化产生的中间商品技术溢出对制造业结构合理化存在明显促进作用，对于8类中间商品，该作用都是成立的。事实上，自贸区贸易便利化既能够降低地区制造业生产需要的资源类初级产品、其他类初级产品、农业资源型制成品、其他资源型制成品、金属类制成品、低技术工业制成品等传统低附加值中间商品的进口价格，还有利于促进中高技术工业制成品进口规模的增加。这将促进制造业企业研发投入成本下降和研发效率提升，并通过垂直产业关联实现先进技术扩散进而推动各制造行业联动发展；更多低价格和高附加值中间商品进入也会加剧地区本土中间商品制造商的生存压力，促进它们增加研发投入和采用更加先进的技术，这种水平技术溢出也会激励上游中间产品制造业快速发展，最终促进制造业结构合理化，证实了本文的理论假设1。

表6 进口质量效应检验结果

(二)专业化分工效应检验

放松外资企业来华投资的行业管制是自贸区投资便利化的重要举措，这将会带来地区高技术制造业外资集聚，实现生产要素集聚和先进技术扩散进而形成专业化分工优势，从而促进制造业结构升级。为了检验专业化分工效应的存在性，我们在实证模型式(1)中添加专业化分工变量Agg及其与自贸区的交互项Zone×Agg作为解释变量，拓展为以下模型：

Iit=φ0+φ1Zoneit+φ2Aggit+φ3Zoneit×Aggit+ΘXit+ai+zt+εit

(6)

式(6)中，对于专业化分工变量Agg的衡量，本文在整理历年《中国统计年鉴》和地方统计年鉴得到相关外资数据基础上，采用以下四类指标进行测度：一是地区高技术产业实际利用外资额占比；二是地区高技术产业外资区位熵；三是高技术产业外资赫芬达尔—赫希曼指数；四是高技术产业外资基尼系数，分别以Aggrate、Aggloc、Agghhi、Agggini表示，具体定义如下：

(7)

(8)

(9)

(10)

回归结果如表7所示。模型1～4依次对应于前面四类专业化分工测度指标的模型检验结果。观察可知，核心解释变量Zone的估计系数至少在5%的水平上均显著为正，自贸区建设对制造业结构升级的促进作用仍未改变。四类专业化分工代理指标Aggrate、Aggloc、Agghhi、Agggini的估计系数至少在5%的水平上均显著为正，说明地区高技术产业外资集聚将强化地区高技术产业的专业化分工地位，进而推动制造业结构升级。同时，模型1～4中的交互项系数至少在10%的水平上均显著为正，说明自贸区建设能够通过投资便利化的专业化分工效应促进制造业结构升级，这与本文的预期是一致的，即理论假设2成立。该结论说明自贸区建设对高技术产业利用外资是重要的“政策红利”，自贸区建设在吸引高技术产业外资集聚的同时，还会带来生产要素集聚和先进技术扩散，要素集聚会降低制造业研发成本，而先进技术扩散可以促进企业间的技术溢出，这将强化高技术产业的竞争力，推动地区制造业结构合理化。

表7 专业化分工效应检验结果

六、结论与政策启示

本文基于2003～2017年中国24个省份(直辖市)的制造行业数据，从贸易便利化和投资便利化两个视角考察自贸区建设对制造业结构升级的影响机制并提出理论假设，选择2013年上海自贸区和2015年天津、福建、广东自贸区的挂牌事件作为准自然实验，并尝试运用DID方法予以检验，试图为佐证自贸区建设的制造业结构升级效应提供必要的经验证据。相关结论概括如下：自贸区建设总体上能够有效优化制造业结构合理化程度，促进制造业结构升级，我们通过内生性检验证实了该结论的有效性；上海自贸区建设对制造业结构升级的政策效果具有3期持续期并在此后不再明显，天津、福建和广东自贸区对制造业结构升级的影响政策效果因滞后效应暂时未能显现。进一步对自贸区建设对制造业结构升级的影响机制分析发现，自贸区通过贸易便利化产生的中间商品进口质量效应能带来垂直和水平技术溢出，进而推动制造业结构升级；自贸区还通过投资便利化产生的专业化分工效应促进高技术产业外资集聚，带来生产要素集聚与先进技术扩散，进而增强高技术产业的专业化分工地位，进而推动制造业结构升级。

本文研究结论具有丰富的政策意义：自贸区作为当前中国建设更高水平开放型经济的试验“窗口”，也是实现以开放促进地区制造业结构升级的“抓手”，对于中国提升其在全球价值链的分工地位和由制造业大国向制造业强国转变意义重大。上海自贸区作为中国对外开放的先行区，在促进制造业结构升级方面已取得了比较好的效果。还应看到，囿于制造业结构合理化的优化空间有限，近年来上海自贸区制造业结构升级进程减缓。下一阶段上海自贸区应将制造业结构升级的重点放在制造业结构高度化上，支持高附加值的高技术产业发展，加快淘汰或向外转移部分失去比较优势的传统制造业的步伐，实现制造业发展过程“大而全”转向“小而精”。然而，对于天津、福建和广东自贸区，其对制造业结构合理化的政策效应尚未实现，应结合自身制造业发展实际，加快自贸区政策与制造业均衡发展的契合程度，为接下来进一步实现制造业结构高度化奠定基础。还应看到，自贸区贸易便利化和投资便利化是推动制造业结构升级的关键所在。这就需要各自贸区继续创新进口商品管理模式，给予以中高技术工业制成品为首的高附加值中间商品更多的进口关税减免，根据地区制造业发展实际适当放宽进口管制，为地区制造业发展提供更多低廉高质的多样化中间商品。同时，各自贸区还要将优化引资质量作为政策重心，合理规划“负面清单”，营造良好的市场环境以吸引高技术产业外资企业，通过兴建高技术产业园区等形式促进外资集聚并引导生产要素向园区转移，增强对外资企业研发成果的保护，完善技术转让和租赁等市场化交易平台。

注释：

①基于数据的可获得性和统计口径一致性等原因，中国台湾、中国香港和中国澳门未加入样本。

②由于2011年之后的工业总产值数据缺失，根据一般会计准则，我们使用历年各制造行业的工业销售产值与存货之和近似表示。

④将台湾地区作为中国投入产出一部分，最终国家数量为41个。另外，我们只考虑中国制造业投入-产出情况(对应于投入产出表中的行业代码C10-C33)，具体数据备索。

⑤R&D资本存量的永续盘存法计算公式是：Kjt=(1-δ)Kjt-1+Ijt。其中，Kjt和Ijt分别对应于第t期国家j的R&D资本存量与按2003年不变价表示的R&D支出额；δ为折旧率，取固定值5%。