許統(tǒng)生, 羅 雪

(江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 國(guó)際經(jīng)貿(mào)學(xué)院， 江西 南昌 330013)

2017年《國(guó)務(wù)院辦公廳關(guān)于促進(jìn)開發(fā)區(qū)改革和創(chuàng)新發(fā)展的若干意見》中明確要求，要發(fā)揮開發(fā)區(qū)引領(lǐng)和帶動(dòng)作用。2019年的《政府工作報(bào)告》進(jìn)一步指出，支持國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)相關(guān)改革試點(diǎn)，增強(qiáng)對(duì)其他區(qū)域的輻射帶動(dòng)作用，打造改革開放新高地。同時(shí)，2003年和2018年《中國(guó)開發(fā)區(qū)審核公告目錄》和《中國(guó)開發(fā)區(qū)年鑒》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明：國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)數(shù)量由2002年的54個(gè)增至2017年的219個(gè)；進(jìn)口貿(mào)易額從2002年的2 751億元增至2017年的24 355億元，增長(zhǎng)了7.85倍，在全國(guó)進(jìn)口總額中的比重由11.26%增至19.5%?？梢?，國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)不僅在數(shù)量上增加了，而且在我國(guó)進(jìn)口貿(mào)易中的地位也在不斷增強(qiáng)，成為我國(guó)擴(kuò)大對(duì)外開放和進(jìn)口貿(mào)易的重要平臺(tái)。

關(guān)于國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)對(duì)其他區(qū)域經(jīng)濟(jì)的輻射帶動(dòng)作用，劉重力等[1]研究了國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)外溢對(duì)區(qū)外母城經(jīng)濟(jì)的影響，包群等[2]研究了國(guó)家級(jí)和省級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)外溢對(duì)開發(fā)區(qū)所在省份其他城市和其他省份周邊城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，但是目前沒有國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的外溢對(duì)全國(guó)所有無(wú)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的地級(jí)市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的研究。此外，既然國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口占全國(guó)總進(jìn)口額的比重越來(lái)越大，對(duì)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的研究就有一定的必要性，但目前也沒有從進(jìn)口角度來(lái)研究國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)外溢的文獻(xiàn)。因此，本文所研究的問(wèn)題是：國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外地級(jí)城市(下文簡(jiǎn)稱區(qū)外城市)，即無(wú)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的地級(jí)市，是否真正起到了帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，以及這些作用是通過(guò)哪些機(jī)制產(chǎn)生的。研究這些問(wèn)題，在實(shí)踐上有助于完善開發(fā)區(qū)發(fā)展政策，發(fā)揮開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用，促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展；在理論上可以拓展對(duì)區(qū)域間外溢理論運(yùn)用于中國(guó)進(jìn)口的理解。

一、文獻(xiàn)回顧

國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)一般從如下兩個(gè)方面研究區(qū)域間外溢問(wèn)題：一是一般區(qū)域間外溢，二是與開發(fā)區(qū)相關(guān)的區(qū)域間外溢。

1.一般區(qū)域間外溢研究

Ouyang & Fu[3]、Chen[4]引入?yún)^(qū)域間的距離因素，構(gòu)建了測(cè)量區(qū)域間FDI(對(duì)外直接投資)外溢的指標(biāo)，研究了沿海城市FDI外溢對(duì)內(nèi)陸城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。該指標(biāo)考慮了空間距離因素，與空間計(jì)量的距離矩陣相似，值得本文借鑒。潘文卿[5]利用1997年和2007年中國(guó)八大區(qū)域間的投入產(chǎn)出表，分析了沿海發(fā)達(dá)地區(qū)溢出對(duì)其他地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。但受數(shù)據(jù)所限，投入產(chǎn)出表目前僅適用于沿海、內(nèi)陸的大范圍區(qū)域，不適用于地級(jí)市樣本研究。朱虹等[6]運(yùn)用空間計(jì)量方法比較了北京和上海兩大中心城市對(duì)周邊區(qū)域發(fā)展的影響模式，其中所用到的距離矩陣則考慮到了中心城市與周邊地區(qū)的距離因素。在研究區(qū)域間外溢對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的結(jié)果上，往往既有正面的擴(kuò)散效應(yīng)，也有負(fù)面的極化效應(yīng)。朱虹等[6]發(fā)現(xiàn)，北京對(duì)周邊區(qū)域發(fā)展的影響以空吸(或極化)效應(yīng)為主，而上海對(duì)周邊區(qū)域發(fā)展的影響則以反哺(或擴(kuò)散)效應(yīng)為主。蔡之兵、滿艦遠(yuǎn)[7]認(rèn)為，大城市是帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“火車頭”，并基于“首位度”和“市場(chǎng)潛能結(jié)構(gòu)”兩個(gè)指標(biāo)，運(yùn)用空間計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)了京滬兩市對(duì)周邊區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)能力，得到了與朱虹等[6]相似的結(jié)論。

2.與開發(fā)區(qū)相關(guān)的區(qū)域間外溢研究

在開發(fā)區(qū)外溢作用的客體上，現(xiàn)有研究存在著差異。況偉大[8]利用52個(gè)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的數(shù)據(jù)展開了研究，發(fā)現(xiàn)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)能夠促進(jìn)園區(qū)所在區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但是并未對(duì)園區(qū)內(nèi)外的經(jīng)濟(jì)分開研究。劉重力等[1]利用2002—2006 年的城市數(shù)據(jù)及開發(fā)區(qū)數(shù)據(jù)，研究了國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)溢出對(duì)區(qū)外母城經(jīng)濟(jì)的影響，相對(duì)況偉大[8]的研究，其結(jié)論更能體現(xiàn)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的外溢作用。包群等[2]基于中國(guó)城市面板數(shù)據(jù)，研究了開發(fā)區(qū)溢出效應(yīng)對(duì)本省其他城市和周邊城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。其研究對(duì)象范圍比劉重力等[1]的有所擴(kuò)大，然而仍然未考慮到對(duì)更遠(yuǎn)距離的其他城市的外溢效應(yīng)。Alder et al.[9]使用地級(jí)市數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，特殊經(jīng)濟(jì)區(qū)外溢對(duì)其周邊城市和遠(yuǎn)距離城市有正向影響，但是沒有研究這種影響產(chǎn)生的機(jī)制。

在開發(fā)區(qū)外溢對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的結(jié)果方面，與一般區(qū)域間外溢的研究相似，既有正向的帶動(dòng)作用，也有負(fù)向的阻礙作用。包群等[2]認(rèn)為，開發(fā)區(qū)溢出效應(yīng)能夠顯著促進(jìn)本省其他城市和周邊城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但是，包群、唐詩(shī)[10]用中國(guó)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證研究卻發(fā)現(xiàn)，開發(fā)區(qū)溢出效應(yīng)對(duì)周邊地區(qū)和同省份其他城市的企業(yè)在生產(chǎn)率、出口、收入等方面都產(chǎn)生了阻礙作用。該研究同樣并未考慮與開發(fā)區(qū)距離較遠(yuǎn)的城市。許統(tǒng)生、羅雪[11]研究了國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)FDI外溢對(duì)無(wú)開發(fā)區(qū)城市經(jīng)濟(jì)的影響，發(fā)現(xiàn)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)FDI外溢阻礙了無(wú)開發(fā)區(qū)城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但并未對(duì)后續(xù)成立的國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)進(jìn)行動(dòng)態(tài)考察。

可見，研究區(qū)域間外溢和開發(fā)區(qū)外溢的文獻(xiàn)十分豐富，其理論、方法對(duì)本研究具有十分重要的借鑒作用，但仍有三個(gè)方面的問(wèn)題需要進(jìn)一步探討：一是研究區(qū)域的范圍劃分方面。上述研究分別探討了沿海區(qū)域外溢對(duì)內(nèi)陸地區(qū)影響，或八大經(jīng)濟(jì)區(qū)之間的外溢效應(yīng)，或國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)溢出對(duì)所在區(qū)域的影響，未見國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)影響的研究。我國(guó)有288個(gè)地級(jí)市，且國(guó)家非常重視國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的建設(shè)，僅僅停留在以上區(qū)域來(lái)探討區(qū)域外溢效應(yīng)，無(wú)法探究國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢對(duì)遠(yuǎn)距離城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。二是研究方法方面。區(qū)域間的投入產(chǎn)出法是研究區(qū)域間溢出效應(yīng)的一個(gè)很好的方法，但該方法涉及區(qū)域間的資金流和貿(mào)易流，不適合研究國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)與無(wú)開發(fā)區(qū)地級(jí)城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。因?yàn)榻?jīng)濟(jì)聯(lián)系較為微觀，二者之間很難建立投入產(chǎn)出表，即便是省際投入產(chǎn)出表目前也沒有被開發(fā)出來(lái)，故目前此方法不能被用來(lái)研究國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)與區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)的關(guān)系。對(duì)于本文而言，空間計(jì)量分析是一種可選方法，其主要特征是考慮了距離因素。三是對(duì)區(qū)域間外溢效應(yīng)的機(jī)制或原因研究方面。已有文獻(xiàn)只是做了理論定性分析，沒有進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

在對(duì)已有文獻(xiàn)梳理和分析的基礎(chǔ)之上，本文從擬全國(guó)地市級(jí)樣本層面出發(fā)，基于內(nèi)生增長(zhǎng)理論，構(gòu)建區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量模型，研究國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)(下文簡(jiǎn)稱開發(fā)區(qū))進(jìn)口外溢對(duì)全國(guó)所有區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并且從城市的初始工業(yè)化水平、人力資本水平和基礎(chǔ)設(shè)施水平三個(gè)方面來(lái)考察產(chǎn)生這種影響的原因。因此，本文的邊際貢獻(xiàn)是：(1)從更小的區(qū)域?qū)用嫜芯恳粋€(gè)區(qū)域進(jìn)口外溢對(duì)另一個(gè)區(qū)域的影響；(2)從動(dòng)態(tài)視角分階段研究開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；(3)實(shí)證研究這些影響產(chǎn)生的機(jī)制。

二、模型構(gòu)建、變量及數(shù)據(jù)說(shuō)明

(一)模型構(gòu)建

以內(nèi)生增長(zhǎng)理論為基礎(chǔ)，借鑒Ouyang & Fu[3]、Chen[4]構(gòu)建區(qū)域增長(zhǎng)模型的做法，本文用以下C- D生產(chǎn)函數(shù)表示區(qū)外城市的生產(chǎn)函數(shù)：

Y=AKSKLSLFSF

(1)

其中，SK表示區(qū)外城市內(nèi)資回報(bào)率，SL表示區(qū)外城市勞動(dòng)回報(bào)率，SF表示區(qū)外城市外資回報(bào)率。在規(guī)模報(bào)酬不變條件下，SK+SL+SF=1。Y表示區(qū)外城市的實(shí)際GDP，K表示區(qū)外城市的內(nèi)資存量，L表示區(qū)外城市的勞動(dòng)力存量，F(xiàn)表示區(qū)外城市的外資存量；A是區(qū)外城市的全要素生產(chǎn)率，代表區(qū)外城市的技術(shù)水平。

將式(1)兩邊除以L并取自然對(duì)數(shù)再微分即可得到區(qū)外城市人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率的表達(dá)式：

g=dY/Y-dL/L=+SK-(1-SL)+SF

(2)

其中，g表示區(qū)外城市的人均GDP增長(zhǎng)率，表示區(qū)外城市的技術(shù)增長(zhǎng)率，表示區(qū)外城市的內(nèi)資增長(zhǎng)率，表示區(qū)外城市的勞動(dòng)力增長(zhǎng)率，表示區(qū)外城市的外資增長(zhǎng)率。

參考Ouyang & Fu[3]的做法，假設(shè)區(qū)外城市所接受的開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的技術(shù)增長(zhǎng)率有線性影響，因此可以將區(qū)外城市i在t年的開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢加入式(2)，得到本文所需的計(jì)量模型：

(3)

其中，β1是核心解釋變量Me的系數(shù)，表示開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。β1為正，表示開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢會(huì)帶動(dòng)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；β1為負(fù)，則表示開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢會(huì)阻礙區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Z為系列控制變量，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

(二)變量及說(shuō)明

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(g)，用區(qū)外城市的人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率來(lái)度量。實(shí)際GDP=基期名義GDP×GDP指數(shù)/100，則g=(本期實(shí)際人均GDP-上期實(shí)際人均GDP)/上期實(shí)際人均GDP。

2.解釋變量

3.控制變量

另外，在進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)時(shí)還需要用到如下變量：區(qū)外城市人力資本水平(HK)，用區(qū)外城市的在校大學(xué)生人數(shù)與人口總?cè)藬?shù)的比值來(lái)度量；區(qū)外城市的基礎(chǔ)設(shè)施水平(C)，用區(qū)外城市在樣本期間內(nèi)初期的貨運(yùn)量來(lái)度量；區(qū)外城市工業(yè)化水平(I)，用區(qū)外城市在樣本期間內(nèi)初期的工業(yè)產(chǎn)值與GDP的比值來(lái)度量。

4.數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文旨在分析開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，因此采用的是開發(fā)區(qū)數(shù)據(jù)和地級(jí)市數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于2003—2018年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)開發(fā)區(qū)年鑒》?？紤]到開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生作用需要一定的時(shí)間以及實(shí)證分析所需的樣本量，本文將樣本進(jìn)行分階段處理：首先，在第三、第四部分選擇2002年54個(gè)開發(fā)區(qū)來(lái)作為研究對(duì)象，研究這些開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢對(duì)2002年還沒有開發(fā)區(qū)的260個(gè)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響；其次，在第五部分分階段增加開發(fā)區(qū)樣本數(shù)進(jìn)行分析，以探討開發(fā)區(qū)外溢效應(yīng)的動(dòng)態(tài)變化?；跀?shù)據(jù)的可得性，建立樣本區(qū)外城市的時(shí)間階段為2002—2017年。

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。從表 1 可以看出，2002—2017年，260個(gè)區(qū)外城市所接受的來(lái)自開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢的均值為6.341 8，最小值為0.072 3，最大值則達(dá)到了16.400 3，表明不同的區(qū)外城市所接受的開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢差異很大。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

根據(jù)式(3)，本文實(shí)證分析了開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，估計(jì)結(jié)果見表2。其中，列(1)、列(2)分別為采用OLS方法、FE方法的估計(jì)結(jié)果?？梢钥闯?，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢系數(shù)的均在1%的水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢阻礙了區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。產(chǎn)生這一結(jié)果的機(jī)制將在第四部分專門分析與檢驗(yàn)。

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

參照余林徽等[13]、呂越等[14]等相關(guān)文獻(xiàn)的慣例，內(nèi)生變量的滯后一期是相對(duì)有效的工具變量(Ⅳ)，本文使用開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的滯后一期作為工具變量對(duì)模型重新估計(jì)，結(jié)果如表2①所示。表2的列(3)采用的是加入Ⅳ并用兩階段最小二乘方法(2SLS)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。可見，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的系數(shù)依然為負(fù)，并且顯著性水平為1%。從列(3)的系數(shù)值來(lái)看，核心解釋變量開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的系數(shù)是-0.013，說(shuō)明開發(fā)區(qū)進(jìn)口貿(mào)易外溢每增加1億美元，區(qū)外城市的GDP增長(zhǎng)率將降低0.013個(gè)百分點(diǎn)。用這個(gè)系數(shù)值還可以計(jì)算出區(qū)外城市的人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率關(guān)于開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的彈性為-0.76，表示開發(fā)區(qū)進(jìn)口貿(mào)易外溢每增加1%，區(qū)外城市的人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率則會(huì)降低0.76%。

表2 開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的回歸結(jié)果

開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的系數(shù)數(shù)值在各個(gè)估計(jì)結(jié)果中均顯著為負(fù)，可見開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市產(chǎn)生的極化效應(yīng)大過(guò)擴(kuò)散效應(yīng)，即開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的增加會(huì)阻礙區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這個(gè)結(jié)論與劉重力等[1]、包群和唐詩(shī)[10]的觀點(diǎn)類似，但與二者在研究對(duì)象上有區(qū)別。劉重力等[1]的結(jié)論是開發(fā)區(qū)外溢對(duì)母城以內(nèi)、開發(fā)區(qū)以外地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有阻礙作用，而包群、唐詩(shī)[10]發(fā)現(xiàn)的是開發(fā)區(qū)外溢對(duì)周邊地區(qū)和同省份其他城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有阻礙作用，但是本文的研究結(jié)論是開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有阻礙效應(yīng)。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文從兩個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)：運(yùn)用不同方法對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢和區(qū)外城市內(nèi)資回報(bào)率再測(cè)算。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1：開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢再測(cè)算

其次，用永續(xù)盤存法計(jì)算區(qū)外城市內(nèi)資回報(bào)率變量，并重新代入式(3)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表4所示。三種方法的估計(jì)結(jié)果中，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的系數(shù)依然均為負(fù)，并且顯著性水平為1%。從列(3)Ⅳ估計(jì)系數(shù)的具體數(shù)值來(lái)看，核心解釋變量開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的系數(shù)是-0.024，說(shuō)明開發(fā)

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：區(qū)外城市內(nèi)資回報(bào)率再測(cè)算

(五)不同區(qū)域樣本的檢驗(yàn)

不同地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及開發(fā)區(qū)分布數(shù)量上具有差異性，因此本文將全國(guó)地級(jí)市總樣本分為東中西部地區(qū)②三個(gè)子樣本來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析，以考察不同地區(qū)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。分區(qū)域樣本的實(shí)證結(jié)果如表5所示。

表5 不同區(qū)域開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的回歸結(jié)果

比較東中西部地區(qū)的估計(jì)結(jié)果可以看出，三個(gè)區(qū)域的開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的系數(shù)均在1%的水平下顯著為負(fù)，說(shuō)明開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢在這三個(gè)區(qū)域?qū)Ω髯詤^(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)均有顯著的阻礙作用。從估計(jì)結(jié)果的系數(shù)值來(lái)看，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的阻礙作用從東部、中部到西部地區(qū)依次增加。

四、機(jī)制檢驗(yàn)

上述的基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，2002年的54個(gè)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有顯著的阻礙作用，那么形成這個(gè)結(jié)果的機(jī)制是什么呢？根據(jù)相關(guān)理論文獻(xiàn)，本文設(shè)想有三方面的原因?qū)е麻_發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢阻礙區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：第一，區(qū)外城市工業(yè)化程度應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)極化效應(yīng)與擴(kuò)散效應(yīng)的不匹配；第二，區(qū)外城市人力資本應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)的吸收能力不匹配；第三，區(qū)外城市基礎(chǔ)設(shè)施應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的極化效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)的不匹配。為驗(yàn)證上述機(jī)制，借鑒呂越等[14-15]關(guān)于機(jī)制檢驗(yàn)的做法，本文在基準(zhǔn)回歸模型中引入一系列變量與開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的交互項(xiàng)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。

(一)區(qū)外城市工業(yè)化水平應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出效應(yīng)的不匹配

區(qū)外城市提高工業(yè)水平可縮短其與開發(fā)區(qū)的進(jìn)口技術(shù)差距，而根據(jù)小島清的有序技術(shù)轉(zhuǎn)讓理論，技術(shù)差距的縮小可以促進(jìn)被轉(zhuǎn)讓先進(jìn)技術(shù)的適應(yīng)性。如果區(qū)外城市與開發(fā)區(qū)的技術(shù)距離較近，那么開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的擴(kuò)散效應(yīng)(新技術(shù))就較易被區(qū)外城市吸收，極化效應(yīng)就較弱。但是，如果區(qū)外城市工業(yè)化不夠發(fā)達(dá)，區(qū)外城市與開發(fā)區(qū)的技術(shù)距離較遠(yuǎn)，區(qū)外城市就比較難吸收開發(fā)區(qū)進(jìn)口貿(mào)易外溢的擴(kuò)散效應(yīng)，就容易形成強(qiáng)化開發(fā)區(qū)極化效應(yīng)、弱化擴(kuò)散效應(yīng)的局面。借鑒Ouyang & Fu[3]的做法，本文用區(qū)外城市在樣本期間內(nèi)的初期工業(yè)產(chǎn)值與GDP的比值來(lái)度量區(qū)外城市的工業(yè)化水平I，用Me×I來(lái)表示開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢與區(qū)外城市的工業(yè)化水平的交互項(xiàng)。需要注意的是，區(qū)外城市工業(yè)發(fā)展受其經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和其他不可觀測(cè)因素的影響，所以工業(yè)發(fā)展是內(nèi)生的，而初期工業(yè)產(chǎn)值占比份額是外生的，將其作為區(qū)外城市的工業(yè)化水平的代理變量，可以避免工業(yè)化水平引起的內(nèi)生性問(wèn)題。

表6③顯示了加入交互項(xiàng)一次項(xiàng)和二次項(xiàng)之后的回歸結(jié)果。從表6可以看出： 第一，三種方法估計(jì)的初始工業(yè)化水平的系數(shù)均為正，且根據(jù)列(1)來(lái)看，系數(shù)均在5%的水平下顯著。從具體回歸系數(shù)值來(lái)看，初始工業(yè)化水平的回歸系數(shù)為0.444，意味著當(dāng)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢一定時(shí)，區(qū)外城市工業(yè)化水平每上升1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差，人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率將上升0.052個(gè)單位。第二，從交互項(xiàng)來(lái)看，三種方法估計(jì)的一次項(xiàng)系數(shù)均為負(fù)，且均在5%或1%的水平下顯著。從具體回歸系數(shù)值來(lái)看，列(1)交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.106，意味著當(dāng)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢一定時(shí)，區(qū)外城市工業(yè)化水平每上升1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差，人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率將下降0.012個(gè)單位。第三，交互項(xiàng)的二次項(xiàng)系數(shù)

表6 機(jī)制檢驗(yàn)1：區(qū)外城市工業(yè)化水平應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出效應(yīng)的匹配性

為正，并且2SLS估計(jì)的系數(shù)在1%的水平下顯著，說(shuō)明人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率與初始工業(yè)化水平的關(guān)系為U型，初始工業(yè)化水平存在最低門檻值④。只有當(dāng)初始工業(yè)化水平超過(guò)門檻值時(shí)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響才能由負(fù)變正。從具體回歸結(jié)果來(lái)看，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際效應(yīng)為0.321-1.629I+1.878I2。這意味著開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系還取決于變量初始工業(yè)化水平。由于二次項(xiàng)系數(shù)為正，只有當(dāng)初始工業(yè)化水平大于門檻值0.43時(shí)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響才能由負(fù)變正，并且初始工業(yè)化水平越高，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響越強(qiáng)。由此可見，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢會(huì)阻礙區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的機(jī)制之一是，區(qū)外城市的初始工業(yè)化水平?jīng)]達(dá)到門檻值，與開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出效應(yīng)不匹配，從而導(dǎo)致開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢會(huì)阻礙區(qū)外城的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。也就是說(shuō)，小島清的有序技術(shù)轉(zhuǎn)讓理論可以解釋區(qū)外城市的初始工業(yè)化水平門檻值之后的進(jìn)口外溢與區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系，但不能解釋區(qū)外城市的初始工業(yè)化水平未達(dá)到門檻值之前兩者的關(guān)系。

區(qū)外城市初始工業(yè)化水平與開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢效應(yīng)的匹配性表現(xiàn)在如下兩個(gè)方面：第一，如果區(qū)外城市的初始工業(yè)化水平達(dá)到一定的門檻值，那么開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢就會(huì)對(duì)區(qū)外城市產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)。例如，當(dāng)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口產(chǎn)品為高質(zhì)量中間品及最終品，且這些產(chǎn)品流向區(qū)外城市時(shí)，區(qū)外城市就可以通過(guò)對(duì)這些產(chǎn)品進(jìn)行模仿和“逆工程”(reverse engineering)，來(lái)獲得國(guó)外在產(chǎn)品設(shè)計(jì)和生產(chǎn)流程方面的新知識(shí)，形成開發(fā)區(qū)進(jìn)口的知識(shí)擴(kuò)散效應(yīng)[12,16]，帶動(dòng)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。反之，如果區(qū)外城市的初始工業(yè)化水平?jīng)]有達(dá)到一定的門檻值，區(qū)外城市沒有能力對(duì)這些流入的產(chǎn)品進(jìn)行消化、吸收、模仿、創(chuàng)新，就反而會(huì)導(dǎo)致區(qū)外城市中的同類產(chǎn)品被擠出市場(chǎng)，進(jìn)而阻礙區(qū)外經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第二，在較低的初始工業(yè)化水平下，開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢會(huì)對(duì)區(qū)外城市產(chǎn)生資金擠出的極化效應(yīng)。開發(fā)區(qū)的區(qū)內(nèi)企業(yè)可以通過(guò)進(jìn)口提高企業(yè)生產(chǎn)率，進(jìn)而提高區(qū)內(nèi)企業(yè)的投資回報(bào)率，但是區(qū)外企業(yè)因難以吸收新技術(shù)而無(wú)法提高企業(yè)生產(chǎn)率，將進(jìn)一步導(dǎo)致區(qū)外城市的資金外流和區(qū)域信貸投資偏離區(qū)外城市。另外，相比而言，開發(fā)區(qū)進(jìn)口的相關(guān)活動(dòng)在通關(guān)效率、貿(mào)易成本、土地使用、水電氣價(jià)格、稅負(fù)、融資、行政審批等方面享有許多政策性優(yōu)惠，而區(qū)外城市因低工業(yè)化水平環(huán)境下的相關(guān)政策不完善，致使開發(fā)區(qū)把資金從區(qū)外城市吸引到開發(fā)區(qū)從事進(jìn)口相關(guān)活動(dòng)，形成對(duì)區(qū)外城市資金的擠出效應(yīng)，阻礙區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。反之，則會(huì)形成開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出對(duì)區(qū)外城市的擴(kuò)散效應(yīng)。

(二)區(qū)外城市人力資本水平應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出效應(yīng)的不匹配

人力資本豐裕度可以強(qiáng)化進(jìn)口引致的技術(shù)溢出效應(yīng)，擁有更多人力資本的地區(qū)獲得的技術(shù)溢出紅利更多[17-18]。如果區(qū)外城市的人力資本比較豐裕，高層次人才較多，那么區(qū)外城市對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口所獲得的新技術(shù)的學(xué)習(xí)能力就會(huì)比較強(qiáng)，反之則很難吸收開發(fā)區(qū)進(jìn)口貿(mào)易外溢的技術(shù)擴(kuò)散效應(yīng)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的極化效應(yīng)就會(huì)較大。本文用區(qū)外城市的在校大學(xué)生人數(shù)與人口總?cè)藬?shù)的比值來(lái)度量區(qū)外城市人力資本水平HK，用Me×HK表示開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢與區(qū)外城市人力資本水平的交互項(xiàng)。需要指出的是，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在短期內(nèi)對(duì)在校大學(xué)生人數(shù)的影響不大，故以區(qū)外城市在校大學(xué)生人數(shù)衡量人力資本水平，不需要考慮內(nèi)生性問(wèn)題。

表7顯示了加入交互項(xiàng)一次項(xiàng)和二次項(xiàng)之后的回歸結(jié)果。從表7可以看出： 第一，三種估計(jì)方法下的區(qū)外城市人力資本水平系數(shù)均顯著為正。從列(1)具體來(lái)看，人力資本水平的回歸系數(shù)為14.036，意味著區(qū)外城市人力資本水平每上升1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差，人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率將上升0.161個(gè)單位。第二，從交互項(xiàng)結(jié)果來(lái)看，三種估計(jì)方法下的交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著為負(fù)。從列(1)具體來(lái)看，交互項(xiàng)系數(shù)為-1.318，意味著當(dāng)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢一定時(shí)，區(qū)外城市的人力資本水平每上升1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差，人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率將下降0.015個(gè)單位。第三，交互項(xiàng)的二次項(xiàng)系數(shù)均為正，并且2SLS估計(jì)的系數(shù)在1%的水平下顯著，說(shuō)明人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率與人力資本水平的關(guān)系為U型，人力資本水平存在最低門檻值。只有當(dāng)人力資本水平超過(guò)門檻值時(shí)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響才能由負(fù)變正。從具體回歸結(jié)果來(lái)看，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際效應(yīng)為0.023-4.278HK+41.746HK2。這意味著開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢與區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系還取決于人力資本水平。由于二次項(xiàng)系數(shù)為正，只有當(dāng)人力資本水平大于門檻值0.051時(shí)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響才能由負(fù)變正，并且人力資本水平越高，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向影響越強(qiáng)。由此可見，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢會(huì)阻礙區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因之一是區(qū)外城市的人力資本水平?jīng)]達(dá)到門檻值。只有在區(qū)外城市人力資本超過(guò)門檻值時(shí)，才可能得出與Abdoulaye[17]、陳啟斐和劉志彪[18]類似的結(jié)論。

表7 機(jī)制檢驗(yàn)2：區(qū)外城市人力資本應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出效應(yīng)的匹配性

區(qū)外城市人力資本水平與開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢效應(yīng)的匹配性表現(xiàn)在如下兩個(gè)方面：第一，當(dāng)區(qū)外城市人力資本水平達(dá)到一定的門檻值時(shí)，區(qū)外城市決策者與各種人才接觸的機(jī)會(huì)比較多，更容易認(rèn)識(shí)到人才特別是高層次人才的重要性，從而會(huì)在制定政策時(shí)在住房、財(cái)政獎(jiǎng)勵(lì)和津貼、社保等方面對(duì)相關(guān)優(yōu)秀人才傾斜，這樣才能夠留住人才、合理使用人才、人盡其才，有效從其他區(qū)域吸引人才，產(chǎn)生人才回流的擴(kuò)散效應(yīng)，快速提高人力資本水平，有效吸收開發(fā)區(qū)進(jìn)口對(duì)區(qū)外城市的技術(shù)外溢，促進(jìn)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。反之，當(dāng)區(qū)外城市人力資本水平低于門檻值時(shí)，則會(huì)阻礙區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。 第二，當(dāng)區(qū)外城市人力資本水平達(dá)到一定的門檻值時(shí)，區(qū)外城市政府有較多機(jī)會(huì)接受新觀念，改善商務(wù)環(huán)境，增加新的投資項(xiàng)目，鼓勵(lì)開發(fā)區(qū)從事進(jìn)口的人才回鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)。與此同時(shí)，開發(fā)區(qū)會(huì)吸納來(lái)自區(qū)外城市的勞動(dòng)力從事開發(fā)區(qū)進(jìn)口的相關(guān)工作。這些勞動(dòng)力通過(guò)“進(jìn)口中學(xué)”(learning by importing)獲得新知識(shí)、新技能、新管理，雖然還可以獲得比在其家鄉(xiāng)更高的工資，但也必須承擔(dān)遠(yuǎn)離家人親情的代價(jià)，具有潛在的回到區(qū)外城市家鄉(xiāng)就業(yè)、創(chuàng)業(yè)的內(nèi)生動(dòng)力。因此，如果區(qū)外城市營(yíng)商環(huán)境不斷改善，就會(huì)產(chǎn)生區(qū)外城市人力資本的擴(kuò)散效應(yīng)，而且在開發(fā)區(qū)從事進(jìn)口工作所掌握的新知識(shí)、新技能、新管理也會(huì)一并流入?yún)^(qū)外城市[4，19]，增加區(qū)外城市人力資本，促進(jìn)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。反之，則會(huì)形成人力資本的極化效應(yīng)，阻礙區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(三)區(qū)外城市基礎(chǔ)設(shè)施應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出效應(yīng)的不匹配

一個(gè)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(鐵路、公路、水路等)的發(fā)展能夠優(yōu)化交通網(wǎng)絡(luò)，壓縮時(shí)空距離，改善該地區(qū)的投資環(huán)境，有效吸引人才、資本、技術(shù)等要素向該區(qū)域集聚，并使該區(qū)域生產(chǎn)的產(chǎn)品較快售出[20]。但也可能會(huì)出現(xiàn)相反的情況，即該區(qū)域的人才、資本、技術(shù)等要素快速流出，區(qū)域外產(chǎn)品快速進(jìn)入，與該區(qū)域產(chǎn)品展開競(jìng)爭(zhēng)[21]。本文用區(qū)外城市的初始貨運(yùn)量來(lái)度量區(qū)外城市的基礎(chǔ)設(shè)施水平C，用Me×C來(lái)表示開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢與區(qū)外城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的交互項(xiàng)。

表8顯示了加入交互項(xiàng)一次項(xiàng)和二次項(xiàng)之后的回歸結(jié)果。從表8可以看出： 第一，三種估計(jì)方法下的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平變量的系數(shù)均為正。從列(1)具體來(lái)看，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的回歸系數(shù)為0.094，意味著當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平每上升1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差，人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率將上升0.027個(gè)單位。第二，三種估計(jì)方法下的交互項(xiàng)系數(shù)均在1%或5%的水平下顯著為負(fù)。從列(1)具體來(lái)看，交互項(xiàng)系數(shù)為-0.016，意味著當(dāng)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢一定時(shí)，區(qū)外城市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平每上升1個(gè)單位標(biāo)準(zhǔn)差，人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率將下降0.005個(gè)單位。第三，交互項(xiàng)的二次項(xiàng)系數(shù)為正，并且2SLS估計(jì)的系數(shù)在1%的水平下顯著，說(shuō)明人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率與基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平的關(guān)系為U型，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平存在最低門檻值。只有當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平超過(guò)門檻值時(shí)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)才能由負(fù)變正。從具體回歸結(jié)果來(lái)看，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際效應(yīng)為0.022-0.124C+0.085C2。這意味著開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢與區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系還取決于變量基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。由于二次項(xiàng)系數(shù)為正，只有當(dāng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平大于門檻值0.73時(shí)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響才能由負(fù)變正，并且基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平越高，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正向影響越強(qiáng)。因此，開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢會(huì)阻礙區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因之一是區(qū)外城市的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平?jīng)]達(dá)到門檻值，與開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出效應(yīng)不匹配。

表8 機(jī)制檢驗(yàn)3：基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)應(yīng)對(duì)開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出效應(yīng)的匹配性

區(qū)外城市基礎(chǔ)設(shè)施與開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢效應(yīng)的匹配性表現(xiàn)為：(1)當(dāng)區(qū)外城市基礎(chǔ)設(shè)施水平達(dá)到一定的門檻值時(shí)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口中間品能夠促進(jìn)區(qū)內(nèi)企業(yè)提高生產(chǎn)率，增加開發(fā)區(qū)企業(yè)收入和購(gòu)買力，對(duì)區(qū)外城市生產(chǎn)的產(chǎn)品產(chǎn)生需求[22]。(2)開發(fā)區(qū)進(jìn)口產(chǎn)品與區(qū)外城市產(chǎn)品間存在產(chǎn)業(yè)前向與后向的聯(lián)系，能夠創(chuàng)造或增加對(duì)區(qū)外城市的產(chǎn)品需求，擴(kuò)大區(qū)外城市的產(chǎn)品市場(chǎng)規(guī)模，促進(jìn)區(qū)外城市規(guī)模經(jīng)濟(jì)的實(shí)現(xiàn)[23-24]。(3)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口能夠促進(jìn)區(qū)內(nèi)產(chǎn)品質(zhì)量提高，對(duì)區(qū)外城市的企業(yè)形成更大的競(jìng)爭(zhēng)壓力，倒逼其不斷創(chuàng)新，進(jìn)而推動(dòng)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[25]。反之，當(dāng)區(qū)外城市基礎(chǔ)設(shè)施水平?jīng)]有達(dá)到一定的門檻值時(shí)，區(qū)外城市產(chǎn)品及要素不能與開發(fā)區(qū)經(jīng)濟(jì)進(jìn)口活動(dòng)進(jìn)行有效匹配，產(chǎn)品出不去，生產(chǎn)要素進(jìn)不來(lái)，勞動(dòng)力外流，從而阻礙區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

與一般區(qū)域相比，開發(fā)區(qū)的典型特征是具有“集聚性”。Baldwin & Okubo[26]的“新—新經(jīng)濟(jì)地理”(New-New Economic Geography)理論認(rèn)為，集聚區(qū)的企業(yè)因?yàn)榈乩砦恢眉锌梢詫?shí)現(xiàn)基礎(chǔ)設(shè)施共享和技術(shù)知識(shí)共享，通過(guò)互相學(xué)習(xí)產(chǎn)生技術(shù)知識(shí)的外溢和“集聚中學(xué)習(xí)”(learning by agglomeration)效應(yīng)。開發(fā)區(qū)集聚條件下，進(jìn)口企業(yè)的擴(kuò)散效應(yīng)可能會(huì)因此“雙重環(huán)境”而得到強(qiáng)化[27]。而區(qū)外城市的基礎(chǔ)設(shè)施水平超過(guò)臨界值時(shí)，其接受開發(fā)區(qū)進(jìn)口溢出的擴(kuò)散效應(yīng)會(huì)得到強(qiáng)化。

五、擴(kuò)展性分析：增加開發(fā)區(qū)數(shù)量

截至2017年年底，我國(guó)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)共有219個(gè)，而前文的樣本為1984—2002年的54個(gè)，不到開發(fā)區(qū)總數(shù)的占1/4，其代表性不夠全面，由此得出的結(jié)論可能不夠全面，需要增加開發(fā)區(qū)數(shù)量作進(jìn)一步分析。

2002—2008年開發(fā)區(qū)數(shù)量未變，2009年增加了2個(gè)，增至56個(gè)；2010年增加了62個(gè)，增至118個(gè)；2011年增加了14個(gè)，增至132個(gè)；2012年增加了37個(gè)，增至169個(gè)。依據(jù)開發(fā)區(qū)增長(zhǎng)數(shù)量較大的年份來(lái)確定不同的階段，本文逐步增加開發(fā)區(qū)的數(shù)量，進(jìn)一步區(qū)分了三個(gè)階段進(jìn)行分析。第一個(gè)階段研究的是2010年118個(gè)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢；第二階段研究的是2011的132個(gè)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢；第三個(gè)階段研究的是2012年169個(gè)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢，此時(shí)169個(gè)開發(fā)區(qū)已占到開發(fā)區(qū)總數(shù)的77%⑤，具有較好的代表性。本文對(duì)三個(gè)階段開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響分別進(jìn)行了檢驗(yàn)，其中第三階段的回歸結(jié)果如表9所示⑥。

表9 169個(gè)國(guó)家級(jí)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)的回歸結(jié)果

從各回歸結(jié)果中Ⅳ的估計(jì)系數(shù)來(lái)看，三個(gè)階段核心解釋變量開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢(Me)的系數(shù)分別是0.046、0.037和0.031，且均顯著為正。也就是說(shuō)，與2002年的54個(gè)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)樣本的估計(jì)結(jié)果相比，隨著2010年、2011年、2012年開發(fā)區(qū)樣本數(shù)量的增加，國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用由阻礙變成了帶動(dòng)。從這個(gè)意義上說(shuō)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢具有促進(jìn)區(qū)域平衡發(fā)展的作用。

六、結(jié)論與政策建議

本文基于內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，構(gòu)建了包含開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢的區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的計(jì)量模型。首先，以1984—2002年54個(gè)國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開發(fā)區(qū)為樣本進(jìn)行了實(shí)證分析，實(shí)證結(jié)果表明：54個(gè)開發(fā)區(qū)的進(jìn)口外溢在樣本期間內(nèi)顯著阻礙了區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。分區(qū)域來(lái)看，這個(gè)結(jié)論在東中西部地區(qū)依然成立，且東部地區(qū)的區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到的阻礙影響最弱，中部地區(qū)次之，西部地區(qū)最強(qiáng)。而區(qū)外城市的初始工業(yè)化程度、人力資本水平、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平?jīng)]有達(dá)到相應(yīng)的門檻值，導(dǎo)致這些因素與開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢效應(yīng)不匹配，是形成開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢阻礙區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要機(jī)制；反之，當(dāng)這些因素超過(guò)各自的門檻值時(shí)，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢將會(huì)促進(jìn)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。其次，為保證研究開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)影響的科學(xué)性，把握其動(dòng)態(tài)變化態(tài)勢(shì)，本文依據(jù)開發(fā)區(qū)數(shù)量進(jìn)一步區(qū)分了其他三個(gè)階段并分別進(jìn)行了研究。研究發(fā)現(xiàn)，2010年、2011年和2012年，隨著國(guó)家級(jí)開發(fā)區(qū)的數(shù)量逐漸增加，開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響不僅在方向上而且在程度上發(fā)生了變化，即由顯著的負(fù)向阻礙作用轉(zhuǎn)變?yōu)轱@著的正向帶動(dòng)作用。

根據(jù)上述結(jié)論，著眼于發(fā)揮開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的帶動(dòng)作用，本文提出以下政策建議：第一，增加開發(fā)區(qū)數(shù)量，增強(qiáng)其對(duì)其他區(qū)域經(jīng)濟(jì)的輻射帶動(dòng)作用。第二，提高區(qū)外城市的人力資源水平、工業(yè)化水平以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平，充分發(fā)揮開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。第三，在進(jìn)口產(chǎn)品方面，開發(fā)區(qū)應(yīng)努力使之與區(qū)外城市的產(chǎn)業(yè)布局相匹配，加強(qiáng)與區(qū)外城市的企業(yè)建立產(chǎn)品間的前向聯(lián)系和后向聯(lián)系，增加對(duì)區(qū)外城市產(chǎn)品的需求。從不同區(qū)域來(lái)看，西部地區(qū)開發(fā)區(qū)進(jìn)口和區(qū)外城市比中東部地區(qū)更應(yīng)該重視上述建議。

注 釋：

①因版面所限，表2及其后所有2SLS回歸的第一階段結(jié)果均未列示，留存?zhèn)渌鳌?/p>

②參照《中國(guó)開發(fā)區(qū)年鑒》的劃分方法，東部地區(qū)有天津、北京、遼寧、河北、江蘇、上海、福建、浙江、廣東、山東和海南等11個(gè)省份；中部地區(qū)有吉林、山西、安徽、黑龍江、河南、江西、湖南、湖北等8個(gè)省份；西部地區(qū)有貴州、四川、西藏、云南、甘肅、陜西、寧夏、青海、重慶、新疆、廣西、內(nèi)蒙古等12個(gè)省份。

③因版面所限，表6及其后的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果均未列示OLS和FE的估計(jì)結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

④門檻值，即研究開發(fā)區(qū)進(jìn)口外溢對(duì)區(qū)外城市的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響由負(fù)變正所需的條件門檻值。例如：呂越等(2018)就計(jì)算了企業(yè)能夠?qū)ν鈦?lái)技術(shù)進(jìn)行消化吸收所需人力資本的門檻值為0.450，即人力資本水平大于0.450時(shí)，GVC嵌入度對(duì)企業(yè)自主研發(fā)意愿的影響由負(fù)變?yōu)檎?/p>

⑤如果再繼續(xù)劃分，則計(jì)量所需要的時(shí)間段太短，不宜做回歸。

⑥因版面所限，其他兩個(gè)階段的回歸結(jié)果未列示，留存?zhèn)渌鳌Ｗ髡哙]箱：xu3816331@126.com。