聶 飛

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

一、引言

金融危機之后，中國傳統(tǒng)加工制造業(yè)面臨著國際市場份額削減和國內(nèi)要素成本上升的雙重沖擊，制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級迫在眉睫。為了破除長期以來制造業(yè)分工模式固化和低端鎖定的困局，中國開始加速推進了以結(jié)構(gòu)優(yōu)化為宗旨的供給側(cè)改革，推動其由制造業(yè)大國向制造業(yè)強國轉(zhuǎn)變。還應(yīng)看到，中國產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整從來都不可能孤立于世界經(jīng)濟，雖然近年來英國脫歐、美國總統(tǒng)特朗普的保守貿(mào)易政策等事件時有發(fā)生，宣告著世界經(jīng)濟正遭受逆全球化浪潮，但是中國作為國際貿(mào)易與國際投資的積極參與者，也是國際經(jīng)貿(mào)合作的堅決捍衛(wèi)者，持續(xù)推進更高層次的對外開放，提出以開放促改革的政策主張，自由貿(mào)易試驗區(qū)建設(shè)(以下簡稱“自貿(mào)區(qū)”)便是其中一項重要舉措。事實上，中國自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略實施的初衷便是為地區(qū)產(chǎn)業(yè)高質(zhì)量發(fā)展?fàn)I造有利的外部環(huán)境，并將制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級、貿(mào)易投資便利化視為自貿(mào)區(qū)建設(shè)的重要發(fā)展目標(biāo)。作為當(dāng)代中國包容式增長的縮影，自貿(mào)區(qū)建設(shè)究竟會如何作用于制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級呢？遺憾的是，目前關(guān)于該問題的研究還比較匱乏，不足以提供相應(yīng)的經(jīng)驗支撐，本文試圖立足于中國自貿(mào)區(qū)建設(shè)的主要特征，從貿(mào)易便利化、投資便利化兩個方面予以解釋，具有理論和現(xiàn)實意義。

自由貿(mào)易園區(qū)是自貿(mào)區(qū)建設(shè)的早期形態(tài)，其經(jīng)濟效應(yīng)已經(jīng)引起了學(xué)界廣泛關(guān)注。從理論層面看，Hamada(1974)等學(xué)者最早運用古典經(jīng)濟學(xué)和新古典經(jīng)濟學(xué)貿(mào)易模型分析了自由貿(mào)易園區(qū)可能帶來的經(jīng)濟效應(yīng)和福利效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)有選擇地放松管制能夠使一部分利益集團獲益，但也會因貿(mào)易扭曲而產(chǎn)生負(fù)外部性[1]。Hamilton和 Svenson(1982)在模型中加入了關(guān)稅壁壘因素并考慮自由貿(mào)易園區(qū)的形式，研究發(fā)現(xiàn)外資流入會降低一國社會福利[2]。Young和Miyagiwa(1987)在模型中考慮了中間商品的作用，研究發(fā)現(xiàn)中間商品進口減稅能夠增加自由貿(mào)易園區(qū)的總產(chǎn)值并減少失業(yè)[3]。對此效應(yīng)，國外相關(guān)實證研究均予以證實[4][5]。早期國內(nèi)學(xué)者主要關(guān)注傳統(tǒng)保稅區(qū)及出口加工區(qū)的貿(mào)易效應(yīng)[6]。隨著中國政策重心不斷向自貿(mào)區(qū)傾斜，自貿(mào)區(qū)建設(shè)的經(jīng)濟效應(yīng)儼然成為學(xué)界重點關(guān)注的問題。圍繞該問題，已經(jīng)有部分國內(nèi)學(xué)者運用反事實方法對自貿(mào)區(qū)建設(shè)的貿(mào)易、投資、財稅、經(jīng)濟增長等經(jīng)濟效應(yīng)進行了評估[7][8][9][10]。

自貿(mào)區(qū)建設(shè)會對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生怎樣的影響呢？現(xiàn)有研究似乎沒能給出充足的解釋。加入產(chǎn)品生命周期的貿(mào)易與經(jīng)濟增長模型曾提到，自貿(mào)區(qū)能夠帶來國際技術(shù)擴散，從而促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級[11]。如果追溯到新古典貿(mào)易理論框架下的H-O理論，自貿(mào)區(qū)建設(shè)顯然可以實現(xiàn)各國資源和市場互補，基于比較優(yōu)勢的國際貿(mào)易和跨國投資能夠促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因此，自貿(mào)區(qū)建設(shè)的潛在好處有兩點：一是能夠為地區(qū)提供廉價和高質(zhì)量的中間商品[12]；二是在吸引外資企業(yè)入駐與促進合理的專業(yè)化分工基礎(chǔ)上，能夠促進地區(qū)形成規(guī)模經(jīng)濟和優(yōu)化資源配置[13]。中間商品質(zhì)量提升將對當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)發(fā)展產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，合理的專業(yè)化分工也有利于高端制造行業(yè)集聚，兩者對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級均有積極作用。因此，基于貿(mào)易便利化與投資便利化這兩條主線，自貿(mào)區(qū)建設(shè)與地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的聯(lián)系便可見一斑。

雖然現(xiàn)有文獻論證了自貿(mào)區(qū)建設(shè)的各類經(jīng)濟效應(yīng)，但關(guān)于自貿(mào)區(qū)建設(shè)的制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)研究仍然較為薄弱，尤其是科學(xué)的定量研究相對匱乏。同時，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響機制仍是有待開啟的“黑箱”。根據(jù)已有文獻，自貿(mào)區(qū)建設(shè)作為初始政策沖擊，分別作用于貿(mào)易便利化與投資便利化，可能會對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級起到間接作用，這是理解自貿(mào)區(qū)建設(shè)與制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級關(guān)聯(lián)的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。因此，本文將在分析自貿(mào)區(qū)建設(shè)通過貿(mào)易便利化與投資便利化促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響機制基礎(chǔ)上，選擇2013年上海自貿(mào)區(qū)和2015年天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)掛牌事件作為準(zhǔn)自然實驗，結(jié)合2003～2017年24個省份(直轄市)的面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建雙重差分(DID)模型予以檢驗。本文可能的創(chuàng)新點是：理清了自貿(mào)區(qū)建設(shè)與制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間的關(guān)系，并能夠從宏觀層面給予兩者聯(lián)系的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

自貿(mào)區(qū)作為特殊政策優(yōu)惠區(qū)域，是中國制度創(chuàng)新的產(chǎn)物，原則上在沒有海關(guān)干預(yù)情況下允許貨物進口、制造、再出口，低關(guān)稅甚至零關(guān)稅是自由貿(mào)易區(qū)的最主要特點。自貿(mào)區(qū)還通過完善的法律制度和高效便捷的監(jiān)管制度提高通關(guān)效率。以上海自貿(mào)區(qū)為例，僅2013年10月至2015年6月間，上海自貿(mào)區(qū)就出臺了與貨物貿(mào)易相關(guān)的各項政策措施超過20項，政策出臺主體涵蓋了工商、交通運輸、質(zhì)檢、稅務(wù)、海關(guān)等與貨物貿(mào)易密切相關(guān)的各個部門，這些政策措施簡化了進出口企業(yè)的辦事流程。在關(guān)稅減讓與通關(guān)效率提升的共同作用下，國外進口商品的競爭優(yōu)勢將會顯現(xiàn)，尤其是高質(zhì)量中間商品價格下降，價格優(yōu)勢出現(xiàn)意味著進口中間商品市場份額擴大，高質(zhì)量中間商品進口規(guī)模增加將通過垂直技術(shù)溢出和水平技術(shù)溢出作用于地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級。一方面，高質(zhì)量中間商品進口規(guī)模增加在垂直產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)作用下將會為下游制造業(yè)廠商提供更好的投入品，意味著下游制造廠商可以使用更加多樣化的中間商品，即物化在進口中間產(chǎn)品中的國外R&D資本對地區(qū)下游制造業(yè)產(chǎn)生了技術(shù)溢出[14]。由于高質(zhì)量中間商品技術(shù)含量比較高，進口增加可以帶來國際技術(shù)轉(zhuǎn)移，促進企業(yè)研發(fā)成本下降和研發(fā)效率提升，從而引致更多的先進技術(shù)、專利等研發(fā)成果，這將會為地區(qū)高端制造業(yè)拓寬本地市場和國際市場創(chuàng)造有利條件，從而加快高端制造業(yè)成長，推動制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級。另一方面，高質(zhì)量中間商品進口增加還會加劇地區(qū)上游中間商品制造業(yè)市場競爭，形成對上游本土中間商品制造業(yè)市場份額的“侵蝕”作用[15]。市場競爭加劇將倒逼上游本土制造商加強對進口高質(zhì)量中間商品的模仿，以及擴大研發(fā)支出來獲得類似的生產(chǎn)工藝。因此，地區(qū)上游中間商品制造業(yè)的技術(shù)水平與質(zhì)量控制標(biāo)準(zhǔn)無疑將獲得有效提升，從而實現(xiàn)上游中間商品制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈升級。綜上，提出以下研究假設(shè)：

H1：自貿(mào)區(qū)通過貿(mào)易便利化產(chǎn)生的中間商品進口質(zhì)量效應(yīng)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生正向影響。

自貿(mào)區(qū)建設(shè)致力于吸引外資企業(yè)進駐，通過負(fù)面清單制度放寬外資準(zhǔn)入標(biāo)準(zhǔn)，取消了以往對FDI控股比例和行業(yè)準(zhǔn)入的諸多限制。現(xiàn)階段中國已有自貿(mào)區(qū)均實施了旨在吸引FDI的“負(fù)面清單”制度。這一制度大幅度削減了外資準(zhǔn)入限制和特別管理措施，部分高端制造業(yè)開始允許外資企業(yè)進入，這對于更高生產(chǎn)率的外資企業(yè)進入無疑是政策“利好”。隨著“負(fù)面清單”制度的逐漸完善，自貿(mào)區(qū)正逐漸成為高端制造業(yè)外資企業(yè)集聚地。例如，廣東自貿(mào)區(qū)落戶的世界500強企業(yè)投資項目更加趨于高端化，形成新一代信息技術(shù)、新能源、裝備制造等先進制造業(yè)領(lǐng)域外資企業(yè)集群；福建自貿(mào)區(qū)則加強對外資投向的政策引導(dǎo)，吸引了電子信息、石油化工、機械裝備等制造業(yè)外資企業(yè)進入。根據(jù)新經(jīng)濟地理理論(NEG)，高端制造業(yè)外資企業(yè)集聚將會強化地區(qū)高端制造業(yè)專業(yè)化分工優(yōu)勢，通過聚規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)推動地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級。一方面，高端制造業(yè)外資企業(yè)集聚與專業(yè)化分工會帶來高素質(zhì)勞動力、資本等生產(chǎn)要素集聚，生產(chǎn)要素集聚又具有馬歇爾外部性[16]，表現(xiàn)為生產(chǎn)要素集聚會降低自貿(mào)區(qū)高端制造業(yè)發(fā)展的勞動力搜尋成本與融資成本，這將促進高端制造業(yè)企業(yè)進行生產(chǎn)技術(shù)與新產(chǎn)品研發(fā)，推動地區(qū)高端制造業(yè)加速發(fā)展成為支柱產(chǎn)業(yè)，從而形成傳統(tǒng)制造業(yè)比較優(yōu)勢向高端制造業(yè)比較優(yōu)勢轉(zhuǎn)化的動態(tài)演進。另一方面，高端制造業(yè)外資企業(yè)集聚與專業(yè)化分工會帶來地區(qū)技術(shù)擴散，表現(xiàn)為高端產(chǎn)業(yè)內(nèi)生產(chǎn)率較高的外資企業(yè)對本土企業(yè)的技術(shù)溢出，先進技術(shù)往往能夠通過勞動力流動與模仿學(xué)習(xí)等渠道實現(xiàn)企業(yè)間溢出[17]，這種良性協(xié)同發(fā)展過程將不斷夯實地區(qū)高端制造業(yè)競爭優(yōu)勢，從而推動高端制造業(yè)快速發(fā)展，快速推進對傳統(tǒng)制造業(yè)的替代，促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級。綜上，提出以下研究假設(shè)：

H2：自貿(mào)區(qū)通過投資便利化產(chǎn)生的外資專業(yè)化分工效應(yīng)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生正向影響。

三、實證模型與變量說明

(一)實證模型設(shè)定

為了驗證自貿(mào)區(qū)建設(shè)對地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，本文將省域個體作為研究對象，基于2013年掛牌的上海自貿(mào)區(qū)和2015年掛牌的天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)的典型準(zhǔn)自然實驗，構(gòu)造DID基準(zhǔn)模型如下：

Iit=β0+β1Zoneit+ΘXit+ai+zt+εit

(1)

式(1)中，i表示地區(qū)，t表示時間。I是結(jié)果變量，表示地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級情況，下文中分別使用制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)和制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指標(biāo)來衡量。Zone是表征自貿(mào)區(qū)建設(shè)的政策虛擬變量，當(dāng)自貿(mào)區(qū)正式掛牌之后，該變量取值為1；否則，該變量取值為0。X是表征其他控制變量的集合，主要包括地區(qū)人力資本、人口密度、金融深化、消費支出、工業(yè)企業(yè)投資、政府支出、貿(mào)易依存度等因素。前三類因素構(gòu)成了影響地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的供給側(cè)因素，后四類因素則構(gòu)成了影響地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的需求側(cè)因素[18]。對于供給側(cè)因素，制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵在于技術(shù)進步，技術(shù)進步又高度依賴于人力資本的積累，故人力資本構(gòu)成了地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的智力基礎(chǔ)；制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級還取決于勞動力稟賦，由于人口集中的地區(qū)往往具有較廉價的勞動力，故人口密度構(gòu)成了地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的勞動力基礎(chǔ)；制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級還有賴于資本的可獲得性，而融資渠道受到金融市場發(fā)育程度和透明度的影響，故金融深化構(gòu)成了地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的資本基礎(chǔ)。對于需求側(cè)因素，消費支出決定了制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的市場潛力，消費者的購買力增強，將給予制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級以更大的動力；工業(yè)企業(yè)投資擴張也會帶來其上游產(chǎn)業(yè)中間商品市場需求的增加，這種引致需求也會影響制造業(yè)結(jié)構(gòu)；政府支出能夠反映政府對制造業(yè)發(fā)展的支持力度，政府通常會通過政策導(dǎo)向?qū)δ繕?biāo)產(chǎn)業(yè)予以調(diào)節(jié)并引導(dǎo)市場需求，這使得政府行為對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級也至關(guān)重要；貿(mào)易依存度作為外部市場需求的表征，則往往會通過進出口貿(mào)易規(guī)模變化影響制造業(yè)結(jié)構(gòu)。ai和zt分別表示不隨時間變化的地區(qū)固定效應(yīng)和不隨個體變化的時間固定效應(yīng)；εit是白噪音。式(1)實際上是多期事件DID模型，系數(shù)β1衡量自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的總效應(yīng)。

(二)變量選取及數(shù)據(jù)來源說明

1.被解釋變量的定義

不失一般性，本文參考干春暉等(2011)的研究[19]，選擇制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化(SR)和制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化(SH)作為制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的代理指標(biāo)，這兩個指標(biāo)兼具計算簡易和測度精準(zhǔn)的優(yōu)勢，被后續(xù)研究所廣泛運用。

一方面，制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)的構(gòu)造需要遵循有限的資源在制造業(yè)內(nèi)不同行業(yè)間優(yōu)化配置的原則，反映生產(chǎn)要素投入結(jié)構(gòu)和產(chǎn)出結(jié)構(gòu)的耦合程度，能夠測度各制造行業(yè)投入-產(chǎn)出的總體均衡分布情況。部分學(xué)者基于制造業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度的思想對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)進行了測度，但是該技術(shù)方法忽略了制造業(yè)內(nèi)各行業(yè)的相對重要性，而泰爾指數(shù)可較好地規(guī)避制造業(yè)結(jié)構(gòu)偏離度的缺陷，并保留其理論基礎(chǔ)和經(jīng)濟含義，是衡量制造業(yè)合理化的理想指標(biāo)。具體看，可將泰爾指數(shù)(Theil Index)的倒數(shù)作為度量制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的指標(biāo)，表示如下：

(2)

式(2)中，下標(biāo)k表示制造行業(yè)，n表示制造行業(yè)的個數(shù)，SR為制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)；Ykt和Yt分別表示第t期第k個制造行業(yè)總產(chǎn)值和所有制造行業(yè)總產(chǎn)值，Ykt/Yt表示第t期第k個制造行業(yè)總產(chǎn)值占所有制造行業(yè)總產(chǎn)值的比重，即制造業(yè)結(jié)構(gòu)狀況；Lkt和Lt分別表示第t期第k個制造行業(yè)的勞動力投入和所有制造行業(yè)總勞動力投入，Ykt/Lkt表示第t期第k個制造行業(yè)的勞動生產(chǎn)率。上述數(shù)據(jù)均通過歷年《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》與各省份(直轄市)地方統(tǒng)計年鑒整理得到②。SR取值越大，說明經(jīng)濟偏離均衡狀態(tài)越小，制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度越高；反之，則制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度越低。

另一方面，制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)的構(gòu)造需要遵循制造業(yè)內(nèi)不同行業(yè)比例關(guān)系改變和勞動生產(chǎn)率提高的原則，反映低附加值的傳統(tǒng)制造業(yè)向高附加值的現(xiàn)代制造業(yè)轉(zhuǎn)變過程。該指數(shù)能夠反映制造業(yè)的結(jié)構(gòu)優(yōu)化程度，即高附加值制造行業(yè)構(gòu)成比例。劉偉等(2008)認(rèn)為可將各制造行業(yè)產(chǎn)出占比與勞動生產(chǎn)率的乘積作為制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化的度量指標(biāo)，得到了學(xué)界的廣泛認(rèn)可[20]。據(jù)此，可將其計算公式表示如下：

(3)

2.解釋變量的定義

為了獲得表征自貿(mào)區(qū)建設(shè)的政策虛擬變量Zone，本文將2013年和2015年已經(jīng)掛牌的前兩批自貿(mào)區(qū)省份(直轄市)作為處理組，包括上海、天津、福建、廣東，將其他未進行自貿(mào)區(qū)建設(shè)的20個省(直轄市)作為控制組。需要說明的是，本文樣本中不含2017年掛牌的遼寧、浙江、河南、湖北、重慶、四川、陜西等第三批自貿(mào)區(qū)省份(直轄市)，主要考慮到這些自貿(mào)區(qū)掛牌時間較晚，政策持續(xù)時間較短，樣本期間政策虛擬變量只有一年為1，其他年份均為0，往往無法較好地甄別其政策效應(yīng)。同時，如果引入第三批自貿(mào)區(qū)，還會增加樣本選擇性偏差的風(fēng)險，對DID基準(zhǔn)模型的整體估計效果也會產(chǎn)生影響，故不予考慮。因此，本文的研究樣本為2003～2017年中國大陸24個省份(直轄市)的平衡面板數(shù)據(jù)①?？刂谱兞糠矫?，人力資本使用地區(qū)居民的平均受教育年限表示，記為Hum；人口密度使用地區(qū)每平方公里的人口數(shù)量表示，記為Pop；金融深化使用地區(qū)金融機構(gòu)年平均貸款余額占GDP的比重表示，記為Fin；消費支出使用地區(qū)城鎮(zhèn)居民人均消費支出水平表示，記為Cust；工業(yè)企業(yè)投資使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)平減為2003年不變價衡量的地區(qū)制造業(yè)實際資本存量表示，記為Inv；政府支出使用地區(qū)公共財政預(yù)算總支出占GDP的比重表示，記為Gov；貿(mào)易依存度使用按境內(nèi)目的地和貨源地劃分的凈出口總額占GDP的比重表示，記為Trade。上述數(shù)據(jù)均通過歷年《中國統(tǒng)計年鑒》整理得到。變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

注：括號內(nèi)為變量的代理指標(biāo)單位。

四、實證結(jié)果分析

(一)平行趨勢檢驗

DID模型成立的前提是處理組和控制組必須滿足平行趨勢假設(shè)，即在事件未發(fā)生之前，兩組樣本的被解釋變量均值沒有差異；在事件發(fā)生之后，兩組樣本的被解釋變量均值發(fā)生顯著差異。對于多個時間節(jié)點事件，需要用到Sun和Yan(2019)的研究方法[21]。具體過程是：第一，將2013年和2015年兩批自貿(mào)區(qū)掛牌作為沖擊事件時點，分別定義處理組虛擬變量First和Second；第二，設(shè)定樣本期間年份的虛擬變量Year，如2013年定義為Year2013，由于本文樣本年份有15年，故共有15個年份虛擬變量；第三，根據(jù)每個自貿(mào)區(qū)掛牌事件，除了設(shè)定事件發(fā)生當(dāng)期年份虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項之外，還要設(shè)定其他非事件發(fā)生當(dāng)期年份虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項，從而構(gòu)成自貿(mào)區(qū)自然實驗發(fā)生的“反事實”。然后，我們將設(shè)定好的所有交互項作為解釋變量分別對被解釋變量—制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)(SR)和制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化指數(shù)(SH)予以回歸，只有事件發(fā)生當(dāng)期及其后續(xù)年份虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項系數(shù)高度顯著時，方可證明政策效應(yīng)是存在的?；谀Ｐ偷膰?yán)謹(jǐn)性考慮，我們還加入了其他控制變量和雙向固定效應(yīng)。表2展示了兩次事件之前5期與事件之后所有時期兩類被解釋變量的平行趨勢檢驗結(jié)果。觀察可見，對于2013年第一批自貿(mào)區(qū)和2015年第二批自貿(mào)區(qū)掛牌事件，事件發(fā)生之前處理組與控制組的制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指標(biāo)差異并不明顯，事件發(fā)生之后的交互項系數(shù)至少在10%的水平上顯著，說明事件發(fā)生與否對于制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化至關(guān)重要，即平行趨勢假設(shè)成立。當(dāng)被解釋變量為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高度化時，2013年第一批自貿(mào)區(qū)掛牌事件發(fā)生前后的交互項系數(shù)均不顯著，2015年第二批自貿(mào)區(qū)掛牌事件發(fā)生前后的交互項系數(shù)在10%的水平上均顯著為負(fù)，均不滿足平行趨勢假設(shè)，故不予考慮。

(二)初始檢驗

我們在表3中給出了被解釋變量是制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的初始檢驗結(jié)果。其中，第1～2列和第3～4列分別對應(yīng)于不含控制變量和含控制變量時的檢驗結(jié)果。由于Hausman檢驗均高度接受隨機效應(yīng)(RE)模型的原假設(shè)，故本文以RE模型為參照進行分析。核心解釋變量Zone的估計系數(shù)顯著為正，表現(xiàn)為自貿(mào)區(qū)掛牌之后，制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化指數(shù)將提高1.3374～2.3531。自貿(mào)區(qū)建設(shè)有效推動了制造業(yè)內(nèi)各行業(yè)均衡發(fā)展，制造業(yè)結(jié)構(gòu)不再呈現(xiàn)傳統(tǒng)的低附加值高度集中的情況，而是趨于均衡發(fā)展，這在一定程度上促進了制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。第4列的控制變量Hum、Cust和Inv的估計系數(shù)至少在5%的水平上顯著為正，而控制變量Pop的估計系數(shù)顯著為負(fù)。這表明，人力資本增強構(gòu)成了影響制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的主要供給側(cè)因素，而居民消費支出和工業(yè)企業(yè)投資增長則是促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的主要需求側(cè)因素，這意味著人力資本積累將會加快技術(shù)進步進而帶來各制造行業(yè)的生產(chǎn)效率提升，而居民消費支出增長將擴大各制造行業(yè)的市場需求潛力，工業(yè)企業(yè)投資增長則將帶動上游產(chǎn)業(yè)的中間商品需求，以上因素對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化均具有重要的推動作用。然而，高人口密度的地區(qū)擁有更加低廉的勞動力，更容易引起勞動密集型制造業(yè)的低端鎖定，從而不利于制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。

表2 平行趨勢檢驗結(jié)果

注：括號內(nèi)為t統(tǒng)計值，*、**、***分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著，下表同。限于篇幅，2003～2008年的平衡性檢驗結(jié)果未列出，如有需求，可向作者索取。

表3 初始檢驗結(jié)果

注：中括號內(nèi)為p值。Hausman檢驗的原假設(shè)是個體效應(yīng)與解釋變量不相關(guān)，即模型為隨機效應(yīng)模型。限于篇幅，常數(shù)項估計結(jié)果未列出。下表同。

(三)滯后效應(yīng)檢驗

自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略是中國自上而下設(shè)計的全方位對外開放藍圖，其戰(zhàn)略目標(biāo)具有前瞻性，目標(biāo)達成必然是一個循序漸進的過程，對產(chǎn)業(yè)升級的影響可能存在滯后性。事實上，自貿(mào)區(qū)掛牌以來的工作不僅體現(xiàn)于自貿(mào)園區(qū)內(nèi)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和相關(guān)的配套設(shè)施供給，還有賴于管理模式的創(chuàng)新和破除舊有行政體制的桎梏，軟硬件的匹配與磨合需要花費相應(yīng)的時間。鑒于此，我們考慮到2013年上海自貿(mào)區(qū)掛牌事件和2015年天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)掛牌事件的異質(zhì)性，分別對其產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的滯后效應(yīng)予以檢驗。截至2017年，上海自貿(mào)區(qū)掛牌時間已歷經(jīng)4年，而天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)掛牌時間則歷經(jīng)2年，故分別引入政策虛擬變量的4期滯后項和2期滯后項；同時，我們還對兩批自貿(mào)區(qū)掛牌當(dāng)年的政策效應(yīng)予以檢驗，然后將其作為基礎(chǔ)觀察后續(xù)效應(yīng)變化，結(jié)果如表4所示。上海自貿(mào)區(qū)掛牌事件發(fā)生后，當(dāng)期政策虛擬變量的估計系數(shù)在1%的水平上顯著為正，且這種正向效應(yīng)在接下來的2期內(nèi)依然存在，直到滯后3期以后，這種正向效應(yīng)開始變得不顯著。這說明上海自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響具有瞬間效應(yīng)，持續(xù)期為3年。然而，天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)掛牌事件發(fā)生后，掛牌持續(xù)3期的政策虛擬變量的估計系數(shù)均不顯著。說明這三個自貿(mào)區(qū)建設(shè)尚未對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化有著明顯作用。原因在于，上海自貿(mào)區(qū)作為中國對外開放的前沿陣地，主要基于已有的外高橋保稅區(qū)、外高橋保稅物流園區(qū)、洋山保稅港區(qū)和浦東機場綜合保稅區(qū)等4個海關(guān)特殊監(jiān)管區(qū)域建立而成，高端產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)較好，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的影響能在短期內(nèi)實現(xiàn)。不過在經(jīng)過3期滯后以后，上海自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的“政策紅利”在達到帕累托最優(yōu)之后政策效應(yīng)不再明顯。然而，天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)建設(shè)內(nèi)容雖各有側(cè)重，但主要還是根據(jù)上海自貿(mào)區(qū)建設(shè)積累的經(jīng)驗設(shè)立的，鑒于不同地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)迥異，這些自貿(mào)區(qū)建設(shè)經(jīng)驗與地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的契合過程需要時間，需要不斷地調(diào)整，從而使自貿(mào)區(qū)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的政策效應(yīng)無法在短期內(nèi)實現(xiàn)。

表4 滯后效應(yīng)檢驗

(四)內(nèi)生性檢驗

由于基準(zhǔn)模型無法涵蓋所有影響地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的相關(guān)因素，故自貿(mào)區(qū)建設(shè)與制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級之間很可能存在雙向因果關(guān)系；雖然我們使用DID方法對基準(zhǔn)模型進行了估計，但是在無法完全剔除樣本自選擇問題干擾的情況下，還是可能造成模型的內(nèi)生性偏差。我們采取以下四種方法對內(nèi)生性問題進行處理：一是考慮制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的時期滯后效應(yīng)，將靜態(tài)形式的基準(zhǔn)模型轉(zhuǎn)化為動態(tài)形式的基準(zhǔn)模型，在解釋變量中加入制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的一期滯后項SR(-1)，使用廣義矩估計(GMM)方法檢驗；二是將核心解釋變量的一期滯后項Zone(-1)作為自身工具變量，再使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行檢驗；三是使用傾向得分匹配(PSM)法對原始樣本進行處理，剔除樣本自選擇問題的干擾并獲得相似的處理組與控制組，再對基準(zhǔn)模型進行估計；四是在解釋變量中加入雙向固定效應(yīng)的交互項以控制個體隨時間趨勢變化的因素對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響。結(jié)果如表5所示。

第1～2列分別對應(yīng)于動態(tài)面板模型條件下的差分GMM和系統(tǒng)GMM的估計結(jié)果。滯后項SR(-1)的估計系數(shù)均顯著為正，說明地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級具有時間累積效應(yīng)，過去一期制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級會對當(dāng)期制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級產(chǎn)生正向影響。核心解釋變量Zone的估計系數(shù)均顯著為正，說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的正向作用仍然成立。同時，兩類GMM估計結(jié)果中的AR(2)檢驗均通過了殘差項不存在二階自相關(guān)的原假設(shè)；兩類GMM估計結(jié)果中的Sargan檢驗也均接受了模型不存在工具變量過度識別的原假設(shè)，說明動態(tài)模型較好地克服了內(nèi)生性問題，其回歸結(jié)果與上文一致。第3列是工具變量模型下的2SLS回歸結(jié)果。第一階段回歸結(jié)果顯示，一期滯后項Zone(-1)的估計系數(shù)顯著為正，說明核心解釋變量與其一期滯后項存在高度的自相關(guān)性。Cragg-Donald Wald F檢驗拒絕了弱工具變量的原假設(shè)，Anderson LM檢驗拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)，Sargan檢驗則接受了不存在工具變量過度識別的原假設(shè)，均證實了工具變量Zone(-1)的合理性。在第二階段回歸結(jié)果中，核心解釋變量Zone的估計系數(shù)顯著為正，說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)推動了制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級，符合本文預(yù)期。第4列是對樣本進行PSM處理之后的回歸結(jié)果。PSM方法顯著消除了處理組與控制組的樣本自選擇問題，重新對DID模型進行估計發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量Zone的估計系數(shù)高度顯著，說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)有利于制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級，與上文差別不大。第5列則是加入雙向固定效應(yīng)交互項的回歸結(jié)果。在控制了各地區(qū)隨時間變化的個體因素之后，雖然模型損失了自由度，但是核心解釋變量Zone的估計系數(shù)依然保持為正，說明本文研究結(jié)論并不受模型遺漏變量的影響，是比較穩(wěn)健的。

表5 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

注：限于篇幅，2SLS的第一階段回歸結(jié)果未列出，如有需求，可向作者索取。對于GMM估計結(jié)果，AR(1)和AR(2)檢驗的原假設(shè)分別是殘差項存在一階自相關(guān)性和二階自相關(guān)性；Sargan檢驗的原假設(shè)是不存在工具變量過度識別。對于2SLS估計結(jié)果，Cragg-Donald Wald F檢驗的原假設(shè)是工具變量為弱工具變量；Anderson LM檢驗的原假設(shè)是工具變量識別不足；Sargan檢驗的原假設(shè)是不存在工具變量過度識別。

五、自貿(mào)區(qū)建設(shè)推動制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的機制

(一)進口質(zhì)量效應(yīng)檢驗

自貿(mào)區(qū)建設(shè)主要通過貿(mào)易便利化增加高質(zhì)量中間商品的進口規(guī)模，中間商品進口質(zhì)量的提升將會通過水平和垂直技術(shù)溢出效應(yīng)促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級。為了檢驗進口質(zhì)量效應(yīng)的存在性，我們在實證模型(1)中添加中間商品技術(shù)溢出變量S及其與自貿(mào)區(qū)政策虛擬變量的交互項Zone×S作為核心解釋變量，模型設(shè)定如下：

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

(4)

式(4)中，中間商品技術(shù)溢出S的測度是有待解決的關(guān)鍵問題。借鑒魏浩等(2016)構(gòu)建的新國際貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)分析框架[22]，根據(jù)技術(shù)復(fù)雜度可將進口中間商品分為資源類初級產(chǎn)品、其他類初級產(chǎn)品、農(nóng)業(yè)資源型制成品、其他資源型制成品、金屬類制成品、低技術(shù)工業(yè)制成品、中技術(shù)工業(yè)制成品和高技術(shù)工業(yè)制成品等8類，我們將世界投入產(chǎn)出表(World Input-Output Database，WIOD)中相應(yīng)的中間投入行業(yè)與其進行匹配，獲得中國制造行業(yè)生產(chǎn)過程中進口的各類中間商品④。在此基礎(chǔ)上，構(gòu)建進口中間商品對省份(直轄市)的技術(shù)溢出公式如下：

(5)

回歸結(jié)果如表6所示。其中，模型1對應(yīng)于總體中間商品進口技術(shù)溢出變量的檢驗結(jié)果，模型2～9依次對應(yīng)于前面8類中間商品進口技術(shù)溢出變量的檢驗結(jié)果。觀察發(fā)現(xiàn)，模型1～9中的核心解釋變量Zone的估計系數(shù)至少在10%的水平上顯著為正，說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的促進作用穩(wěn)定存在。同時，模型1～9中的中間商品技術(shù)溢出變量的估計系數(shù)在1%的水平上均顯著為正，說明無論從總體層面還是個體層面，中間商品進口技術(shù)溢出效應(yīng)都能有效推動制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。另外，模型1～9中的中間商品進口技術(shù)溢出變量與自貿(mào)區(qū)的交互項系數(shù)在10%的水平上均顯著為正，說明自貿(mào)區(qū)通過貿(mào)易便利化產(chǎn)生的中間商品技術(shù)溢出對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化存在明顯促進作用，對于8類中間商品，該作用都是成立的。事實上，自貿(mào)區(qū)貿(mào)易便利化既能夠降低地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)需要的資源類初級產(chǎn)品、其他類初級產(chǎn)品、農(nóng)業(yè)資源型制成品、其他資源型制成品、金屬類制成品、低技術(shù)工業(yè)制成品等傳統(tǒng)低附加值中間商品的進口價格，還有利于促進中高技術(shù)工業(yè)制成品進口規(guī)模的增加。這將促進制造業(yè)企業(yè)研發(fā)投入成本下降和研發(fā)效率提升，并通過垂直產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)實現(xiàn)先進技術(shù)擴散進而推動各制造行業(yè)聯(lián)動發(fā)展；更多低價格和高附加值中間商品進入也會加劇地區(qū)本土中間商品制造商的生存壓力，促進它們增加研發(fā)投入和采用更加先進的技術(shù)，這種水平技術(shù)溢出也會激勵上游中間產(chǎn)品制造業(yè)快速發(fā)展，最終促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，證實了本文的理論假設(shè)1。

表6 進口質(zhì)量效應(yīng)檢驗結(jié)果

(二)專業(yè)化分工效應(yīng)檢驗

放松外資企業(yè)來華投資的行業(yè)管制是自貿(mào)區(qū)投資便利化的重要舉措，這將會帶來地區(qū)高技術(shù)制造業(yè)外資集聚，實現(xiàn)生產(chǎn)要素集聚和先進技術(shù)擴散進而形成專業(yè)化分工優(yōu)勢，從而促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級。為了檢驗專業(yè)化分工效應(yīng)的存在性，我們在實證模型式(1)中添加專業(yè)化分工變量Agg及其與自貿(mào)區(qū)的交互項Zone×Agg作為解釋變量，拓展為以下模型：

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

(6)

式(6)中，對于專業(yè)化分工變量Agg的衡量，本文在整理歷年《中國統(tǒng)計年鑒》和地方統(tǒng)計年鑒得到相關(guān)外資數(shù)據(jù)基礎(chǔ)上，采用以下四類指標(biāo)進行測度：一是地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)實際利用外資額占比；二是地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外資區(qū)位熵；三是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外資赫芬達爾—赫希曼指數(shù)；四是高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外資基尼系數(shù)，分別以Aggrate、Aggloc、Agghhi、Agggini表示，具體定義如下：

(7)

(8)

(9)

(10)

回歸結(jié)果如表7所示。模型1～4依次對應(yīng)于前面四類專業(yè)化分工測度指標(biāo)的模型檢驗結(jié)果。觀察可知，核心解釋變量Zone的估計系數(shù)至少在5%的水平上均顯著為正，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的促進作用仍未改變。四類專業(yè)化分工代理指標(biāo)Aggrate、Aggloc、Agghhi、Agggini的估計系數(shù)至少在5%的水平上均顯著為正，說明地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外資集聚將強化地區(qū)高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化分工地位，進而推動制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級。同時，模型1～4中的交互項系數(shù)至少在10%的水平上均顯著為正，說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)能夠通過投資便利化的專業(yè)化分工效應(yīng)促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級，這與本文的預(yù)期是一致的，即理論假設(shè)2成立。該結(jié)論說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)利用外資是重要的“政策紅利”，自貿(mào)區(qū)建設(shè)在吸引高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外資集聚的同時，還會帶來生產(chǎn)要素集聚和先進技術(shù)擴散，要素集聚會降低制造業(yè)研發(fā)成本，而先進技術(shù)擴散可以促進企業(yè)間的技術(shù)溢出，這將強化高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的競爭力，推動地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化。

表7 專業(yè)化分工效應(yīng)檢驗結(jié)果

六、結(jié)論與政策啟示

本文基于2003～2017年中國24個省份(直轄市)的制造行業(yè)數(shù)據(jù)，從貿(mào)易便利化和投資便利化兩個視角考察自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響機制并提出理論假設(shè)，選擇2013年上海自貿(mào)區(qū)和2015年天津、福建、廣東自貿(mào)區(qū)的掛牌事件作為準(zhǔn)自然實驗，并嘗試運用DID方法予以檢驗，試圖為佐證自貿(mào)區(qū)建設(shè)的制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)提供必要的經(jīng)驗證據(jù)。相關(guān)結(jié)論概括如下：自貿(mào)區(qū)建設(shè)總體上能夠有效優(yōu)化制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度，促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級，我們通過內(nèi)生性檢驗證實了該結(jié)論的有效性；上海自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的政策效果具有3期持續(xù)期并在此后不再明顯，天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響政策效果因滯后效應(yīng)暫時未能顯現(xiàn)。進一步對自貿(mào)區(qū)建設(shè)對制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響機制分析發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)通過貿(mào)易便利化產(chǎn)生的中間商品進口質(zhì)量效應(yīng)能帶來垂直和水平技術(shù)溢出，進而推動制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級；自貿(mào)區(qū)還通過投資便利化產(chǎn)生的專業(yè)化分工效應(yīng)促進高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外資集聚，帶來生產(chǎn)要素集聚與先進技術(shù)擴散，進而增強高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的專業(yè)化分工地位，進而推動制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

本文研究結(jié)論具有豐富的政策意義：自貿(mào)區(qū)作為當(dāng)前中國建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟的試驗“窗口”，也是實現(xiàn)以開放促進地區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的“抓手”，對于中國提升其在全球價值鏈的分工地位和由制造業(yè)大國向制造業(yè)強國轉(zhuǎn)變意義重大。上海自貿(mào)區(qū)作為中國對外開放的先行區(qū)，在促進制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級方面已取得了比較好的效果。還應(yīng)看到，囿于制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的優(yōu)化空間有限，近年來上海自貿(mào)區(qū)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級進程減緩。下一階段上海自貿(mào)區(qū)應(yīng)將制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的重點放在制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化上，支持高附加值的高技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，加快淘汰或向外轉(zhuǎn)移部分失去比較優(yōu)勢的傳統(tǒng)制造業(yè)的步伐，實現(xiàn)制造業(yè)發(fā)展過程“大而全”轉(zhuǎn)向“小而精”。然而，對于天津、福建和廣東自貿(mào)區(qū)，其對制造業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的政策效應(yīng)尚未實現(xiàn)，應(yīng)結(jié)合自身制造業(yè)發(fā)展實際，加快自貿(mào)區(qū)政策與制造業(yè)均衡發(fā)展的契合程度，為接下來進一步實現(xiàn)制造業(yè)結(jié)構(gòu)高度化奠定基礎(chǔ)。還應(yīng)看到，自貿(mào)區(qū)貿(mào)易便利化和投資便利化是推動制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級的關(guān)鍵所在。這就需要各自貿(mào)區(qū)繼續(xù)創(chuàng)新進口商品管理模式，給予以中高技術(shù)工業(yè)制成品為首的高附加值中間商品更多的進口關(guān)稅減免，根據(jù)地區(qū)制造業(yè)發(fā)展實際適當(dāng)放寬進口管制，為地區(qū)制造業(yè)發(fā)展提供更多低廉高質(zhì)的多樣化中間商品。同時，各自貿(mào)區(qū)還要將優(yōu)化引資質(zhì)量作為政策重心，合理規(guī)劃“負(fù)面清單”，營造良好的市場環(huán)境以吸引高技術(shù)產(chǎn)業(yè)外資企業(yè)，通過興建高技術(shù)產(chǎn)業(yè)園區(qū)等形式促進外資集聚并引導(dǎo)生產(chǎn)要素向園區(qū)轉(zhuǎn)移，增強對外資企業(yè)研發(fā)成果的保護，完善技術(shù)轉(zhuǎn)讓和租賃等市場化交易平臺。

注釋：

①基于數(shù)據(jù)的可獲得性和統(tǒng)計口徑一致性等原因，中國臺灣、中國香港和中國澳門未加入樣本。

②由于2011年之后的工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)缺失，根據(jù)一般會計準(zhǔn)則，我們使用歷年各制造行業(yè)的工業(yè)銷售產(chǎn)值與存貨之和近似表示。

④將臺灣地區(qū)作為中國投入產(chǎn)出一部分，最終國家數(shù)量為41個。另外，我們只考慮中國制造業(yè)投入-產(chǎn)出情況(對應(yīng)于投入產(chǎn)出表中的行業(yè)代碼C10-C33)，具體數(shù)據(jù)備索。

⑤R&D資本存量的永續(xù)盤存法計算公式是：Kjt=(1-δ)Kjt-1+Ijt。其中，Kjt和Ijt分別對應(yīng)于第t期國家j的R&D資本存量與按2003年不變價表示的R&D支出額；δ為折舊率，取固定值5%。