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1、第40卷第4期2023年7月经济经纬ECOnOmiCSUrVeyVol.40No.4Jul.2023制度环境变革与企业技术进步基于中国自由贸易试验区的准自然实验董启琛L许晨曦2,许江波2（L北京物资学院会计学院,北京IOlI49;2.首都经济贸易大学会计学院,北京100O70）88888888888888888888888888888888888888888888888888摘要构建理论模型刻画了自由贸易试验区政策所带来的制度环境变革对企业技术水平的作用机理，依据20092019年上市公司数据，使用多期DID经验验证了自由贸易试验区设立对企业技术进步的影响.研究发现：自由贸易试验区设立能显著促
2、进企业技术进步，该结论在一系列稳健性检验后依然成立。异质性分析表明，政策效果在自由贸易试验区重点支持产业以及沿海地区企业的促进作用更为明显.进一步分析发现，自由贸易试验区增加了企业对先进知识的发现、获取、转化和运用能力,这加强了吸收能力对企业技术进步的促进作用；同时，自由贸易试验区政策对企业技术进步的促进作用还存在空间溢出效应，并带动周边地区企业的技术进步.上述结论说明，自由贸易试验区政策有助于企业将先进技术“引进来”，充分利用国内国外两种资源、两个市场，且能够促进企业吸收高技能人才，有效运用自由贸易试验区政策，有利于构建新发展格局。关键词：自由贸易试验区;技术进步；吸收能力；多期双重差分法；
3、空间溢出效应基金项目：国家社会科学基金项目（21B儿115）作者简介：董启琛（1993-）,男，河南新乡人，博士，讲师，主要从事宏观政策与企业行为研究；许晨曦（1990-）,男，山东临沂人，博士，副教授，主要从事资本市场与公司财务研究；许江波（1972）,男，山东荷泽人，教授，博士生导师，主要从事企业供应链研究.许晨曦为本文通信作者.中图分类号：F2731文献标识码:A文章编号：1006-1096（2023）04-0104-11收稿日期:2022-11-2188888888888888888888888888888888888888888888888888引言当前中国处于近代以来最好的发展时期
4、，世界处于百年未有之大变局。国家“十四五”规划强调,加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局。在双循环相互促进的指导方针下,如何扩大国内国际双循环交集并将双循环紧密结合，是构建新发展格局的重中之重（江小渭等,2021）.与此同时，我国的经济增速放缓，中国工业生产效率的进一步下滑成为影响宏观经济增长的主要原因（任胜钢等，2019）要推动经济发展质量变革、效率变革、动力变革，提高全要素生产率，可见，经济增长越来越需要依靠全要素生产率的提高来驱动（蔡昉,2017）。自贸区作为改革开放的试验田，凭借其以开放促改革、促发展的指导思想以及先试先行的制度特点，能够很好地发挥其作为区域型
5、政策试点的制度创新优势，通过发挥区域关怀作用带动周边经济发展（李小建,2009）.随之而来的一个问题是，以制度创新为特色的自由贸易试验区,其设立能否促进企业充分利用国内国外两个市场、两种资源,最终达到促进企业技术进步、实现高质量发展的目的？大量文献表明自贸区政策能够对经济产生正面影响，具体体现在自贸区政策能够促进经济要素重新流动（Krugman,1979）,促进出口与缓解就业压力（Clingetal,2005）,提升居民生活质量和福利，自贸区的税收优惠政策能为社会群体提供福利（JenkinSetal,2019）。我国多数学者也认为自贸区政策能产生正面影响（谭娜等，2015）,主要通过促进以对外
6、投资为主的资本流动，增加固定资产投资与进出口贸易（刘秉镰等，2018）、金融开放（许江波等,2022）、改善市场竞争环境（许晨曦等,2023）以及加快产业结构高度化（冯锐等，2020）来促进整体经济的增长。全要素生产率作为技术进步的主要衡量指标（鲁万波等，2015;任胜钢等，2019;孙建国等，2019;吴虹仪等,2021）,近年来也受到学者们的广泛关注。鲁万波等（2015）研究了对外投资对企业技术进步的影响，发现企业的对外投资能够产生研发溢出效应；任胜钢等（2019）从环境污染的角度考察了排污权交易机制对企业全要素生产率的影响，研究发现影响机制主要是技术创新效应和资源配置效应；吴虹仪等（20
7、21）从专利角度考察了专利流动速度对工业企业全要素生产率的影响，研究发现创新和竞争是影响企业全要素生产率的主要机制。纵观已有文献，对于自由贸易试验区和全要素生产率的研究虽然已有了扎实的文献基础，却鲜有文献将二者结合起来考察自贸区政策对企业技术进步的影响。从实践出发,企业的技术进步依赖于对先进技术的吸收能力，发现、获取、转化、运用等要素作为影响企业吸收能力的关键四大因素，有可能受到自由贸易试验区的影响。首先，自贸区降低了国内外企业的贸易壁垒，促进了贸易自由化程度的提高，愈加频繁的贸易往来有助于中国企业发现先进技术。其次，自贸区降低了国外企业的对外投资壁垒，拓宽了企业对外投资的渠道，企业得以通过逆
8、向技术溢出获取先进的技术经验反哺于自身的技术进步。再次，自贸区政策降低了国内企业的要素获取壁垒，为企业拓宽了融资渠道，有助于去除企业进行技术转化的资金约束，强化企业技术转换能力。最后,先进技术的运用依赖于高技能人才的吸收引进，自贸区政策的人才红利吸引高技能人才入职当地企业,扩大后的制度红利促进区内企业的劳动力结构升级,服务于先进技术的运用。因此，以充分利用国内和国外两个市场、两种资源为政策目标的自贸区政策，有可能通过增加吸收能力促进企业的技术进步。鉴于此，本文尝试将自贸区政策实施作为外生事件冲击，以中国A股上市公司作为研究对象，通过多期双重差分法考察自贸区设立对企业全要素生产率的影响。通过回归
9、分析发现，自贸区的设立能够显著提升城市范围内企业的全要素生产率，且进行了一系列稳健性检验后结论依然成立，异质性检验显示政策效果在自贸区重点支持的产业以及沿海地区更为明显。进一步研究发现自贸区设立对企业技术进步的促进作用提高了区域内企业的吸收能力，主要是自贸区对影响企业吸收能力的发现、获取、转化、运用等要素均具备提升作用；此外，自贸区政策对周边地区产生了空间溢出效应，能够带动周边企业的技术进步。本文边际贡献可能在以下几个方面：第一，与以往研究多从宏观层面对自贸区制度效果进行评估不同，本文从微观企业层面对自贸区政策的技术促进效果进行检验，既有助于厘清政策作用于微观经济个体的具体机理，也有助于拓展宏
10、观经济政策与微观企业行为的研究。第二，本文构建了一个理论模型来刻画自贸区政策通过提高企业吸收能力促进其技术进步的逻辑流程，进一步将吸收能力从发现、获取、转化和运用四种维度进行分析，这有助于明晰自贸区促进企业技术进步的作用机理,深化关于企业吸收能力的相关研究。同时，区别于以往研究单一使用研发支出作为吸收能力的代理变量，本文根据理论模型构建了企业吸收能力指数，为吸收能力的测度提供了新的度量方法。第三，本文发现自贸区政策对于企业技术进步的促进作用存在一定的空间溢出效应，从理论上说明了区域型政策可能存在空间维度的正向外部性，从实践上说明了自贸区政策的复制与推广有助于形成更大范围的制度红利。一、理论分析
11、与研究假设（一）自贸区政策与企业技术进步波特假说认为，严格而灵活的环境规制会带来生产率的提高（Linde,1995）。自由贸易试验区的设立初衷是以制度创新为指导思想进行经济高质量发展的长远布局，凭借其新一轮改革创新的“试验田特征，自贸区政策具备灵活的制度探索优势。自贸区总体规划方案中更是明确指出，要激活创新创业要素，并以优化创新创业制度环境、创新科技金融服务机制、整合全球创新创业要素”为主要任务。企业技术吸收能力的发挥依赖于外部知识水平，一国技术变化往往不是来自本国研发，而是国外技术转移扩散的结果。为此，本文借助数理模型来说明自贸区政策作用于企业技术水平的影响机理，将企业生产函数设定为：YU=
12、AJKnaLij（1）其中XJ为企业总产出,Ai,、Ki,、Lt分别表示i企业t期的技术研发水平、资本要素投入与劳动要素投入。假定规模报酬不变,将K；、Lt移项得到企业全要素生产率：YitKi/L1t=TFPit=Au（2）由（2）式可知,母国企业的全要素生产率可代表该企业的技术研发水平。研发支出具有“双重身份：其一是对自身的技术水平可起到直接的促进作用；其二是形成自身的吸收能力，促进对东道国研发溢出的吸收。因此,我们将研发支出Rit的吸收能力”考虑在内得到公式(3):Ait=(t)(3)吸收能力是指对外部环境的知识识别、吸收同化并加以利用的能力，由发现、吸收和运用等三种因素组成。后来的学者对
13、吸收能力的概念有着诸多的修正和再定义，其中影响较为深远的是Zahra等(2002),他们将吸收能力的组成部分从三因素扩展到四因素，即发现、获取、转化和运用。本文依据吸收能力的四因素框架进一步定义企业吸收能力”为：(RJ=FjjQM,JUt%Ru”(4)其中，F=为吸收能力的发现要素Q,t为吸收能力的获取要素，M,t为吸收能力的转换要素，Ut为吸收能力的运用要素，Rt为研发投入。本文认为自贸区政策的实施将从四个方面有助于企业吸收能力的促进,即:m(R.,J=F,tnzaiOitFTZa2MltFTZa3UltFTZa4RltFTZ9(Rit)(5)公式(5)表示自贸区政策范围内的企业吸收能力更强
14、，而吸收能力对企业的技术水平具备正向促进作用，这可以利用公式(3)表示为：Aitf(Rjt)()+(R,t)()-f(Rit)()=Iim0(6)企业技术水平与其吸收能力呈单调递增的函数关系，企业技术水平Ait会随着企业吸收能力(RY)的增加而增加，自贸区政策对企业技术水平的促进作用可由公式(5)与公式(6)合并得：A1111zA,t(7)基于上述推论，我们提出以下假说：假说1：与不在自贸区政策范围内的企业相比，自贸区政策实施后，有助于政策范围内企业技术水平的提高。(二)自贸区政策、吸收能力与企业技术进步企业技术吸收能力的提高依赖于外部先进知识的发现，不同经济主体所具备的差异化比较优势形成了不
15、同的技术水平，而信息不对称的存在形成了技术及知识传播的第一道壁垒。首先，已有研究证实自贸区设立后母国企业的进出口贸易范围明显扩大(刘秉镰等，2018),贸易自由化程度的提高将有助于母国企业与东道国企业进行频繁的贸易往来，这将有助于自贸区内企业较区外企业拥有更多与国内外企业进行交流、发现先进技术的机会。其次，企业技术吸收能力的提高依赖于外部先进知识的获取，一国技术变化往往不是来自本国研发，而是国外技术转移扩散的结果(Blomstrometal,1998).自贸区政策对境外投资开办企业实行的备案制”改革有助于减少行政成本，提高企业对外投资意愿，降低对外投资壁垒，有助于拓宽企业对外投资的渠道，继而使
16、企业以对外直接投资或跨国并购等方式通过逆向技术溢出获取先进的技术经验(李梅等,2012;蒋冠宏,2017),并反哺于本企业的技术进步(HerZer,2011;鲁万波等,2015)。再次，知识产品的生产具有很强的自我累积性和路径依赖特点，即新产品多是在既有产品基础上研发出来的，因此研发投入作为投资决策的一部分，除了对企业技术水平具备决定性作用外，往往还受到企业融资水平与投资效率的影响，二者共同构成了影响企业吸收能力的转换要素自贸区政策实施后,对金融领域的改革为企业拓宽了融资渠道，跨境融资便利化与外资金融机构的全面开放能够为企业提供多元的融资来源选择，去除企业进行技术转化的资金约束，为企业对技术研
17、发的资金投入与投资效率产生激励作用，强化企业的技术转换能力。最后，先进技术的运用依赖于高技能人才的吸收引进，自贸区政策的人才红利吸引高技能人才入职当地企业，特别是第三批自贸区政策将集聚和利用国际创新要素、构建人才支撑系统列为政策当中的具体措施，扩大后的制度红利有可能促进区内企业的劳动力结构升级，服务于先进技术的运用O因此，本文提出以下假说：假说2:自贸区政策的实施有助于政策范围内企业吸收能力四要素的提高，进而加强吸收能力对技术进步的促进效果。（三）技术进步的空间溢出效应自贸区政策的实施有可能对周边地区产生辐射带动作用，蒋灵多等（2021）梳理了自贸区建设方案发现,多个试验区均提及应发挥辐射带动
18、作用,如浙江、重庆、河南、湖北、辽宁等自由贸易试验区,虽然他们并未观测到自贸区对周边企业出口的溢出效应，但本文所研究的企业技术水平有可能受到溢出效应的影响。具体而言:一方面，因为吸收能力中发现与获取要素本身即体现了知识的扩散转移过程（Blomstrometalf1998）,类似于自贸区内企业从国外获取先进的知识技术，自贸区周边地区的企业也可能在与区内企业进行业务活动时接触到前沿的技术经验，这将有助于周边地区的企业进行学习模仿进而提升自身的技术水平。另一方面，吸收能力中转换与运用要素更多依赖于企业资源获取的能力，自贸区的建设能够加速资本要素与劳动要素的聚集与流动，可能凭借其外部性将优质资本与高技
19、能人才的流动扩散至周边地区，这将有助于周边地区的企业灵活地进行转型升级进而提升自身的技术水平根据自贸区政策的战略要求与技术水平的特征实施，本文推断自贸区政策对企业技术水平的提升作用可以辐射试验区周边城市，因此提出以下假设：假说3:自贸区政策的实施可以通过空间溢出效应带动周边城市企业的技术进步。二、研究设计（一）样本选择自贸试验区从2013年首次在上海设立，目前已设立六批共21个自贸区,本文将自贸区范围精确至城市范围，以精确识别自贸区政策对微观企业的影响，自贸区城市的确定依据来源于中国政府网披露的各自贸区建设方案。为剔除经济危机对宏观经济冲击以及新冠肺炎疫情的影响，本文选取2009-2019年沪
20、深两市A股上市公司作为研究样本，因此，自贸区仅限于前五批自贸区，对2020年新增自贸区将在稳健性部分加以检验。在剔除金融行业、ST企业以及数据缺失的企业后,最终得到21789个观察样本。为排除异常值干扰,对控制变量在上下1%进行缩尾处理O自贸区数据手工搜集获得，员工职位数据来源于RESSET数据库，其它数据来源于CSMAR数据库。（二）变量定义被解释变量。全要素生产率是用来衡量生产效率的指标，其来源包括效率改善、技术进步与规模效应，在规模收益不变和希克斯中性技术假设条件下，全要素生产率就等于技术进步率。本文参考鲁晓东等（2012）LP法估计的全要素生产率作为技术进步的第一种代理变量TFP,LP
21、o同时将W。Idridge（2009）修正的全要素生产率估计值作为技术进步的第二种代理变量TFP.WDRG解释变量O本文主要解释变量是自贸区设立这一准自然实验，结合自贸区分批设立的特点，将属于自贸区城市内且在自贸区设立之后的企业取值为1,否则为Oe控制变量。本文控制了可能影响到全要素生产率的其他变量，包括：企业规模（SiZe）,用企业总资产的对数表示；企业年龄（Age）,用企业成立年限的对数表示；资产负债率（LeV）,用总负债与总资产的比值表示；资产收益率（ROA）,用净利润除以平均总资产表示；现金流量（CaSh）,用企业经营活动现金流净额与营业收入之比衡量；第一大股东持股（Top）,用第一大
22、股东持股比例表示；董事会规模（Board）,用董事会人数的自然对数表示；国内生产总值（GDP）为控制内生性问题的影响，所有控制变量均滞后一期o（三）计量模型双重差分法是普遍采用的评估政策实施效果方法，该模型基于准自然实验，能够利用两次差分很好地缓解政策之外的内生性问题对估计结果的干扰。由于我国自贸区政策通过不同批次设立，因此应采用多期DID进行政策效果评估。借鉴BeCk等（2010）利用多期双重差分模型开展的研究,设计基准计量模型如下：TFPit=0+1FTZu+2Xiul+t+c+vind+lt（8）其中，i表示企业,t表示年份,c表示城市，ind表示行业，TFP.t表示企业的全要素生产率。
23、FTZij是自贸区政策变量。Xi”表示可能影响企业全要素生产率的其他变量。同时，本文为保证计量结果的准确，同时控制了个体、时间、地区以及行业固定效应。三、模型结果分析（一）描述性统计主要连续变量的描述性统计如表1所示，可以看到两种被解释变量的均值及标准差差异不大，说明用两种不同衡量方式计量的全要素生产率比较稳健。控制变量中，资产收益率（ROA）与现金流量（Cash）的均值分别为0.049和0.088,而其标准差达到了0.057和0.187,波动较大，证明样本中企业的收益能力与现金持有水平差别较大。其他控制变量不存在特别大的波动性。表1描述性统计变量观测值平均值标准差最小值P25中位数P75旗大
24、值TFP-LP2178915.232105012.87014.50615.13115.85918.111TFP_WDRG2178915.459106313.06714.72515.35716.09518.367Size2178922.040130819.54121.08921.85922,79026.061Age2178926890.4191.0992.4852.77329963.401Lev217890.4250.2130.0470.2510.4150.5870.925ROA217890.0490.057-0.1610.0180.0440.0780.2326DP2178910.3160.72
25、67.8739.86410.32010.89811.485Cash217890.0880.187-0.6600.0090.0770.1650.711Top217890.3570.1510.0880.2360.33804610.754Board217892.2560.1771.7922.0792.3032.3032.773（二）基准回归结果为了检验自贸区设立是否促进了企业技术进步，我们对模型（8）利用回归分析进行验证，结果如表2所示。其中，第（1）列与第（2）列为未加入任何控制变量情况下自贸区设立前后的回归结果，两种全要素生产率（TFP_LP和TFP-WDRG）的FTZ系数均在1*水平上显著为正
26、，初步证明了本文的主假设。第（3）列与第（4）列为加入了相关控制变量后的回归结果，FTZ的显著性水平有所下降，但仍保持在耀的水平上显著为正。以上结果说明了自贸区设立能够显著提高企业的全要素生产率水平，促进技术进步。表2基准回归结果变量(1)(2)(3)(4)TFP-LPTFP-WDRGTFP-LPTFP_WDRGFTZ0.0620.063-0.039”.0.040(3.21)(3.24)(2.61)(2.65)Size0.416,0.426,(27.46)(28.17)Age0.113,0.116(2.19)(2.26)Lev0.428,0.429,(7.78)(7.82)ROA1.5951.
27、594F(14.42)(14.42)GDP0.1530.15544(1.99)(2.02)Cash-0.0010.000(-0.02)(0.01)Top-0.102-0.099(-1.07)(-1.04)Board0.0590.059(1.26)(1.27).ns14.964o15.195*3.911*3.891P(77.18)(78.05)(4.83)(4.81)个体固定效应YESYESYESYES续表变量(1)(2)(3)(4)TFP.LPTFP-WDRGTFP-LPTFP_WDRG时间固定效应YESYESYESYES城市固定效应YESYESYESYES行业固定效应YESYESYESYES
28、Adj.R20.2760.2810.4540.462N21789217892178921789注:分别表示10%.5%、1%的显著性水平，括号内为t值。下同(三)内生性解决与稳健性检验第一，平行趋势检验。使用双重差分法进行政策评估的先验条件为平行趋势检验，本文参考BeCk等(2010)的动态效应分析来验证。具体地，我们将自贸区设立当年定为政策实施基期，将政策实施前4年系数平均值作为基数。结果显示在自贸区设立前，其置信区间均包含零值，回归结果不显著，满足平行趋势检验。第二，安慰剂检验。为了尽可能消除不可观测因素对估计结果造成的影响,本文参照任胜钢等(2019)的做法，将政策实施城市进行了1000
29、次的随机抽取,结果显示t值集中于0点附近，代表随机自贸区设立城市后其回归结果不显著，说明不存在观测偏误对本文的基准回归产生干扰，主回归的结果是稳健的。第三，倾向得分匹配。本文参考贺宏等(2022)的研究，采用1：1无放回近邻匹配处理可能存在的样本选择偏差问题。结果显示在运用PSM-DID检验后，自贸区的设立对于企业全要素生产率依旧存在显著的正向影响，进一步支撑了前文的分析结果。第四，一阶差分法。因自贸区设立城市多为经济发达地区，可能会存在一定内生性问题，本文在不考虑对照组的情况下仅对实验组政策实施前后作对比来探究政策实施效果，结果显示在尽可能减少内生性问题的情况下依然可以得出自贸区设立促进了企
30、业的技术进步，支持了本文主回归的结论。第五，变换样本区间。为剔除“四万亿计划”及2020年新增加的部分自贸区城市对结果造成的影响,本文将样本区间缩小至2011-2019年及扩大至2009-2020年(并将北京、长沙、岳阳、郴州、合肥、芜湖、蚌埠、宁波、杭州、金华、义乌列为新增自贸区城市加入样本)再次进行回归验证，主要结果未发生显著变化，证明了结果的稳健性。第六，替换被解释变量。本文参考涂正革等(2005)的研究方法，使用超对数生产函数的随机前沿模型测度企业的技术非效率程度。结果显示自贸区实施显著降低了企业的技术非效率，证明了主回归结果的稳健性。第七，变换自贸区判定范围。为避免自贸区以城市确定所
31、带来的计量误差，我们将自贸区范围扩大至省份范围，并定义企业注册地位于上海、广东、天津、福建、辽宁、浙江、河南、湖北、重庆、四川、陕西、海南、山东、江苏、广西、河北、云南、黑龙江的企业为受自贸区政策影响的企业并重新进行回归。结果显示主要结论未发生变化，证明了主回归结果的稳健性。(四)异质性检验1 .基于自贸区重点支持产业的截面回归自贸区设立的初衷之一是通过政策导向指引区域产业结构调整的方向，探索性地利用制度创新营造产业升级的外在环境，通过破除贸易壁垒实现经济要素的重新流动和集聚，拉动区域的产业分工和区位选择，进而促进产业结构优化(冯锐等，2020)o国务院关于推广中国(上海)自由贸易试验区可复制
32、改革试点经验的通知明确提及关于服务业开放领域在全国范围内的推广工作，因此以服务业为代表的第三产业是自贸区政策重点支持的产业，有可能受到更多的政策优惠。我们将企业所属行业归类于相应产业并进行分组回归，根据证监会2012年发布的行业分类标准，本文将农业、林业、畜牧业、渔业划分为第一产业，将采矿业、制造业、电力、热力、燃气、水生产和供应业、建筑业划分为第二产业，除第一、二产业的其他行业划分为第三产业。结果如表3所示.第三产业企业的FTZ系数为0.078且在1冬水平上显著为正，而其他产业的FTZ系数为正但不显著，且系数小于第三产业企业，证明以拉动产业结构调整的自贸区政策的确达到了其预期的政策效果,更有
33、助于促进第三产业企业的技术进步。2 .基于自贸区地理位置差异的截面回归自贸区作为区域型政策，可能由于试点城市的地理位置差异而具备不同的制度效果,如邓慧慧等（2020）发现自贸区设立的产业升级效应因自贸区的区位条件而存在差异。考虑到处于不同地理位置的企业可能会面临不同的经济环境与交通环境，而交通环境是否便利会影响企业对于先进技术的发现与获取，因此自贸区的地理位置差异可能会造成非对称的经济后果，沿海样本组由于交通的资源禀赋，可能受自贸区政策影响更强。为此本文将考察企业所处地理位置对政策效应的异质性影响.本文将注册地位于福建、广东、广西、海南、河北、江苏、辽宁、山东、上海、天津、浙江的企业定义为沿海
34、企业，其余为非沿海企业。回归结果见表3所示，沿海样本组企业的FTZ系数较大且显著，非沿海样本组系数为不显著的正相关关系，且系数较小，说明自贸区政策的成效会受交通条件的影响，在交通环境更为便利的情况下企业能够与外界更好地交流、沟通，通过学习效应促进自身的技术进步。表3异质性检睑的回归结果变量TFP-LP自贸区重点支持产业自贸区地理位置差异第三产业其他产业沿海非沿海FTZ0.078m0.0270.043e0.004(2.76)(1.58)(2.06)(0.19)控制变量YESYESYESYES个体/时间/城市/行业YESYESYESYESAdj.R20.3960.4370.4670.457N576
35、316026951012279组间差异检睑P值0.0000.OOO四、进一步分析（一）吸收能力的机制检验为验证假说2.首先需要对吸收能力四要素进行检验,理论分析部分提及影响企业吸收能力的四要素分别为：发现、获取、转化、运用，我们认为自贸区政策的实施会通过相应措施对其产生影响。首先，使用海外业务收入与总资产的比值作为企业吸收能力当中发现要素的代理变量，其值越大，代表企业的海外业务更加频繁，更有机会发现国外的先进技术。回归结果如表4第（1）列所示。FTZ的系数在5$水平上显著为正，代表自留区政策的实施能够显著地促进企业“走出去”，积极参与海外经营，进而有助于发挥企业的吸收能力进而促进技术进步。其次
36、，获取要素的代理变量参考AnnaVarJllIa等（2000）的研究,将企业所拥有的海外子机构数量作为代理变量，并进行对数化处理。回归结果见表4的第（2）列所示,FTZ的系数在5%水平上显著为正，代表自贸区设立后，区域范围内企业海外投资显著增加了，由此为当地企业带来了发挥学习效应所需的外国先进技术，从而促进自身的技术进步。再次，转化要素的衡量从资本流入端与流出端进行拆解，由于企业所面临的金融环境也是影响吸收能力的关键因素之一（蒋冠宏，2017）,所以对于资本流入端使用SA指数作为衡量指标。表4的第（3）列显示了自贸区设立对于融资约束的回归结果,FTZ系数在5%水平上显著为负，证明自贸区设立有助
37、于解决企业所面临的融资约束问题，为企业通过吸收能力促进技术进步解决资金制约。研发投资具有高风险和回报周期长的特征（孙晓华等，2015）,因融资约束的存在使企业存在投资不足等非效率投资现象，而自贸区政策为企业创造了资源获取的便利条件,故企业投资效率应得到改善。对于资本流出端，本文参考Richardson（2006）的做法，估计企业的投资效率并进行回归,结果如表4的第（4）列所示，FTZ的系数在10$水平上显著为负，代表自贸区设立确实解决了企业投资不足的低效率问题，有助于保障研发支出转化效率。最后，自贸区政策的“人才红利”能够吸引高技能人才入职当地企业，进而促使企业的劳动力结构升级，进一步服务于先
38、进技术的运用。所以对于吸收能力的运用要素，我们参照赵烁等（2020）的研究，定义生产工人与行政职员为低技能劳动力，研发人员、销售人员与财务人员为高技能劳动力，对高技能劳动力人数取对数作为吸收能力中运用要素的代理变量，回归结果见表4第（5）列所示。FTZ系数在1节水平上显著为110正，代表自贸区政策实施后，企业高技能劳动力数量显著增加。该结果说明自贸区政策对高端技术人才具备“虹吸效应”，能够促进技术人才的聚集，从而提高企业的技术运用能力。表4吸收能力四要索的回归结果(I)(3)(4)(5)变量发现获取转化运用OSaIesOlnsSAUnderlnnLn(High-SkiII)FTZ0.00800
39、.037,*-0.0140-0.0010.068-(1.97)(2.53)(-2.24)(-1.80)(2.98)控制变量YESYESYESYESYES个体/时间/城市/行业YESYESYESYESYESAdj.R20.04670.03210.8340.1560.356N89807696217891091620846为验证假说2所述的机制，我们通过交乘项的方式进行检验。研发投入是普遍使用的衡量吸收能力的代理变量（贾慧英等，2018；成力为等，2021）,因此本文参照以往学者的做法，将吸收能力定义为企业研发投入与总资产的比值,其他变量定义同模型（1）。机制检验的回归结果见表5所示，在加入交乘项之
40、后，两种被解释变量的RD系数均在1舟水平上显著为正，证明吸收能力的确有助于全要素生产率的提高，交乘项FTZxRD的系数在5舟的水平上显著为正，证明自贸区设立能够提高企业的吸收能力。以上结果说明自贸区设立能够通过提高企业的吸收能力进而促进企业的技术进步。进一步地，为验证公式（4）对吸收能力的定义，依据公式（3）构造吸收能力指数进行验证，对公式（3）取对数得到下列公式：1.nA1t=a1LnFlt+a2LnO1t+a3LnMlt+a4LnUjt+a5LnR,t（9）利用公式（9）,分行业年度进行OLS回归得出残差,具体地，LnA使用LP法的全要素生产率衡量,LnF使用海外业务收入的自然对数衡量，L
41、nO使用海外子机构数量的自然对数衡量，LnM使用企业无形资产净额的自然对数衡量，LnU使用企业研发人员、销售人员与财务人员总人数的对数衡量，LnR使用研发投入的自然对数衡量，为保证指数的普适性,将缺失值以0补全。所得残差即构成本文的吸收能力指数（ACJndex）,并将其进行回归。结果如表5第（3）列与第（4）列所示,FTZ与AC_Index交乘项系数均在1$水平上显著为正，代表自贸区政策的实施有助于企业吸收能力的提高，进而提升自身技术水平。进一步地，我们使用稳健性检验当中的企业技术非效率损失作为因变量进行检验，以排除因全要素生产率作为因变量构造指数时所求残差存在多重共线性的问题.相关回归结果见
42、表5第（5）列与第（6）列.交乘项系数分别在1$与5%水平上显著为负.证明本文构造的吸收能力指数的稳健性。表5机制检验的回归结果变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)TFP.LPTFP_WDRGTFPJpTFP_WRDGTecheCpayTechef_numFTZ0.0140.0140.028E0.028小-0.0090-0.008”(0.89)(0.85)(3.04)(3.09)(-2.39)(-2.21)RD4.896-4.915,(11.84)(11.89)AC_Index0.6910.687F-0.0070-0.009,4(52.05)(51.49)(-2.25)(-2.75)FTZ
43、xRD1.23401.288”(2.11)(2.20)FTZACJndeX0.044.0.043-0.012-0.010”(3.19)(3.12)(-2.73)(-2.34)控制变量YESYESYESYESYESYES个体/时间/城市/行业YESYESYESYESYESYESAdj.R20.4020.4110.7810.7820.04910.0401N175811758121787217871259412013（二）技术进步的空间溢出效应上文提及，自贸区政策有可能在区域层面产生正的外部性作用，进而对周边地区产生影响。虽然已有文献在研究出口问题时未发现对周边地区的带动作用（蒋灵多等，2021）,
44、但结合本文所研究的技术进步的特点来看，位于自贸区城市周边地区的企业具备地缘优越性，有可能受到自贸区正向空间溢出效应的影响。首先，自贸区内企业与周边地区的企业业务往来更加频繁，周边企业可能通过业务合作等方式与自贸区企业进行学习交流，这将有利于周边地区企业对国外先进技术进行再次学习效仿：其次，自贸区企业也与周边地区企业存在竞争关系，自贸区企业各方面综合能力的加强将倒逼周边地区企业进行技术创新，提高管理能力以应对更加激烈的市场竞争；再次，自贸区政策所带来的充沛的资金资源不会以区域为边界泾渭分明，可能在外资、外商以及国内经营者、投资者进行实地考察时，发现周边地区的优质项目，进而也为周边城市带来融资优势
45、；最后,自由贸易试验区的设立在高端技术人才等人力资本积累等方面的吸引作用，也可能伴随着人才流动辐射至周边地区，这将带动周边城市企业的人力资本结构升级，并随着高技能人才的引进进一步促进企业的技术进步。为验证假说3.证明自贸区对企业的技术进步存在空间溢出效应.我们将全样本中从未设立自贸区的省份予以剔除,并将剩余样本对自贸区城市进行回归,若显著性水平较主回归系数减小.则证明自贸区政策的技术进步促进效果存在空间溢出效应。回归结果如表6第（1）列与第（2）列所示,FTZ系数均在5%水平上显著为正，较主回归1%显著性水平较低，初步证明自贸区政策对企业技术进步的促进效果存在空间溢出效应。进一步地，我们将全样本中设立了自贸区的城市予以剔除，并以省份范围确定的自贸区对因变量进行回归，若剔除了自贸区城市后的自贸区省份对因变量促进作用依然显著,则证明存在空间溢出效应。相关回归结果见表6所示，第（3）列与第（4）列ProFTZ的回归系数均在10%水平上显著，证明自贸区政策对企业技术进步的促进作用存在空间的溢出效应。表6空间溢出效应回归变量剔除未设立自贸区的省份助J除设立自贸区的城市(1)TFP-LPTFP_WDRG(3)TFP-LP(4)TFPjWRGF
