○夏永祥 于舒盈

開(kāi)發(fā)區(qū)作為我國(guó)最為重要的對(duì)外開(kāi)放窗口，是我國(guó)實(shí)現(xiàn)貿(mào)易強(qiáng)國(guó)建設(shè)的重要區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策，在我國(guó)經(jīng)濟(jì)尤其對(duì)外貿(mào)易發(fā)展過(guò)程中扮演著舉足輕重的角色。建立開(kāi)發(fā)區(qū)是我國(guó)改革開(kāi)放和現(xiàn)代化建設(shè)的一大創(chuàng)舉。1984年，我國(guó)正式開(kāi)放大連、秦皇島、天津、煙臺(tái)、青島等14個(gè)沿海港口城市，并在這些城市設(shè)立首批國(guó)家級(jí)經(jīng)濟(jì)技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)。開(kāi)發(fā)區(qū)成立之初，國(guó)務(wù)院為其確定了“以發(fā)展工業(yè)為主、以利用外資為主、以出口創(chuàng)匯為主，致力于發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)”的發(fā)展方針。經(jīng)過(guò)三十多年的發(fā)展，作為改革開(kāi)放的“排頭兵”和“窗口”，各類開(kāi)發(fā)區(qū)已經(jīng)初步形成了參與國(guó)際分工的開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)體系，成為我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的重要基地。根據(jù)2018年最新公布的《中國(guó)開(kāi)發(fā)區(qū)審核公告目錄》，我國(guó)經(jīng)國(guó)務(wù)院批準(zhǔn)設(shè)立的國(guó)家級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)552家，各省人民政府批準(zhǔn)設(shè)立的開(kāi)發(fā)區(qū)1 991家，開(kāi)發(fā)區(qū)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的重要作用可見(jiàn)一斑。

那么，作為我國(guó)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展的重要窗口，開(kāi)發(fā)區(qū)政策是否有效促進(jìn)了企業(yè)的出口？開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的影響機(jī)制，是通過(guò)降低成本所帶來(lái)的價(jià)格效應(yīng)亦或是提高生產(chǎn)管理技術(shù)所帶來(lái)的技術(shù)效應(yīng)？對(duì)于這些問(wèn)題的研究，具有相當(dāng)?shù)睦碚撆c現(xiàn)實(shí)意義。

一 研究綜述

開(kāi)發(fā)區(qū)政策，本身具有極強(qiáng)的政策導(dǎo)向性，對(duì)促進(jìn)企業(yè)出口貿(mào)易的發(fā)展具有重要作用。一部分學(xué)者認(rèn)為，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口有積極影響作用。吳敏等認(rèn)為開(kāi)發(fā)區(qū)顯著促進(jìn)了區(qū)內(nèi)企業(yè)的出口貿(mào)易，其中對(duì)出口廣度的影響更加明顯(1)吳敏、黃玖立：《“一攬子”政策優(yōu)惠與地區(qū)出口——開(kāi)發(fā)區(qū)與區(qū)外地區(qū)的比較》，《南方經(jīng)濟(jì)》2012年第7期，第87—102頁(yè)。。卞澤陽(yáng)等探討了國(guó)家級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)的設(shè)立對(duì)城市企業(yè)出口參與的影響，發(fā)現(xiàn)國(guó)家級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)的設(shè)立能夠提高城市出口企業(yè)的參與度(2)卞澤陽(yáng)、強(qiáng)永昌、李志遠(yuǎn)：《開(kāi)發(fā)區(qū)政策有利于促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)出口參與嗎——基于雙重差分方法的驗(yàn)證》，《國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題》2019年第11期，第116—132頁(yè)。。劉經(jīng)東認(rèn)為開(kāi)發(fā)區(qū)的政策激勵(lì)效應(yīng)、集聚配套效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)有效促進(jìn)了企業(yè)出口增加值水平的提升，推動(dòng)了企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，但在東中西地區(qū)存在明顯的區(qū)域差異(3)劉經(jīng)東：《開(kāi)發(fā)區(qū)建設(shè)與企業(yè)出口行為——兼議中國(guó)開(kāi)發(fā)區(qū)建設(shè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)》，《世界經(jīng)濟(jì)與政治論壇》2018年第2期，第45—67頁(yè)。。胡浩然發(fā)現(xiàn)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策可以促進(jìn)地區(qū)企業(yè)出口，但在地區(qū)間以及各企業(yè)類型之間表現(xiàn)并不相同(4)胡浩然：《產(chǎn)業(yè)政策如何影響出口企業(yè)績(jī)效——基于出口加工區(qū)企業(yè)樣本的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)》，《國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題》2018年第12期，第27—38頁(yè)。。

另有一些研究認(rèn)為，隨著各級(jí)各類開(kāi)發(fā)區(qū)在全國(guó)遍地開(kāi)花，特殊的優(yōu)惠政策逐漸褪去，地區(qū)間制度環(huán)境逐漸趨同，開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)區(qū)內(nèi)企業(yè)出口的政策優(yōu)勢(shì)并沒(méi)有那么明顯。沈鴻等研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)開(kāi)發(fā)區(qū)的設(shè)立可以顯著提升企業(yè)的出口規(guī)模，但未能提高企業(yè)的出口參與度，并且只有當(dāng)?shù)貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展達(dá)到一定水平時(shí)，開(kāi)發(fā)區(qū)的產(chǎn)業(yè)政策才能擴(kuò)大企業(yè)出口的規(guī)模(5)沈鴻、顧乃華、陳麗嫻：《開(kāi)發(fā)區(qū)設(shè)立、產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)出口——基于二元邊際與地區(qū)差異視角的實(shí)證研究》，《財(cái)貿(mào)研究》第2017年第12期，第1—14頁(yè)。。包群等認(rèn)為開(kāi)發(fā)區(qū)建設(shè)非但沒(méi)有如預(yù)期般帶動(dòng)周邊地區(qū)企業(yè)成長(zhǎng)，還會(huì)在一定程度上對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率、存活期限、出口表現(xiàn)、銷售收入等多種績(jī)效產(chǎn)生擠出效應(yīng)，開(kāi)發(fā)區(qū)之間的過(guò)度競(jìng)爭(zhēng)行為反而導(dǎo)致對(duì)周邊地區(qū)企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生抑制作用(6)包群、唐詩(shī)：《開(kāi)發(fā)區(qū)建設(shè)與周邊地區(qū)的企業(yè)成長(zhǎng):窗口輻射還是擠出效應(yīng)》，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》2016年第5期，第26—33、99頁(yè)。。唐詩(shī)等發(fā)現(xiàn)，高新區(qū)顯著提高了出口技術(shù)復(fù)雜度較高產(chǎn)品的出口概率，但卻抑制了其出口規(guī)模(7)唐詩(shī)、包群：《高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)提升了出口技術(shù)復(fù)雜度嗎?》，《首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)學(xué)報(bào)》2017年第6期，第45—54頁(yè)。。胡浩然發(fā)現(xiàn)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策可以通過(guò)集聚效應(yīng)提高企業(yè)出口水平，但開(kāi)發(fā)區(qū)土地政策帶來(lái)的擠出效應(yīng)，降低了企業(yè)出口水平(8)胡浩然：《土地政策如何影響企業(yè)的出口水平?基于開(kāi)發(fā)區(qū)案例的經(jīng)驗(yàn)研究》，《世界經(jīng)濟(jì)研究》2019年第7期，第118—133、136頁(yè)。。

綜上可知，從現(xiàn)有研究來(lái)看，對(duì)于開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易作用的效果，學(xué)者們?nèi)匀淮嬖跔?zhēng)議，并且較少涉及對(duì)影響機(jī)制以及異質(zhì)性方面的研究。1999年西部大開(kāi)發(fā)戰(zhàn)略啟動(dòng)之后，開(kāi)發(fā)區(qū)的設(shè)立開(kāi)始由沿海地區(qū)向內(nèi)陸地區(qū)快速發(fā)展，2006年達(dá)到新設(shè)開(kāi)發(fā)區(qū)的高峰期，當(dāng)年新設(shè)省級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)達(dá)663個(gè)，此后，在國(guó)務(wù)院對(duì)開(kāi)發(fā)區(qū)的清理整頓工作下，新設(shè)開(kāi)發(fā)區(qū)的數(shù)量大大減少，因此，2000—2007年為我國(guó)新設(shè)開(kāi)發(fā)區(qū)的快速爆發(fā)期，為我們檢驗(yàn)開(kāi)發(fā)區(qū)政策效應(yīng)提供了較好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)環(huán)境。本文以2000—2007年我國(guó)出口企業(yè)為研究對(duì)象，利用海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)與工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)匹配后所獲得的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)，構(gòu)造多期雙重差分模型，研究開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的影響及其影響機(jī)制，并進(jìn)一步做了異質(zhì)性分析，以期能為我國(guó)開(kāi)發(fā)區(qū)的建設(shè)升級(jí)提供些許啟示與借鑒，也為我國(guó)出口企業(yè)的發(fā)展轉(zhuǎn)型提供些許思路。

二 理論機(jī)制分析

開(kāi)發(fā)區(qū)的設(shè)立具有極強(qiáng)的政策導(dǎo)向性，試驗(yàn)性地實(shí)施各類開(kāi)放投資和貿(mào)易的政策，同時(shí)給予企業(yè)在財(cái)政稅收和要素利用上的價(jià)格優(yōu)惠，對(duì)促進(jìn)企業(yè)的出口貿(mào)易發(fā)展具有重要作用，總的來(lái)看，作用的機(jī)制路徑可分為價(jià)格效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)兩種。

(一)價(jià)格效應(yīng)

開(kāi)發(fā)區(qū)享有特殊的優(yōu)惠政策與政府的重點(diǎn)支持，為企業(yè)帶來(lái)成本上的優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而降低企業(yè)出口產(chǎn)品價(jià)格，形成價(jià)格效應(yīng)。

在稅收方面，開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)往往會(huì)獲得企業(yè)所得稅的減免；在土地政策方面，根據(jù)用途以及區(qū)位的不同，開(kāi)發(fā)區(qū)的土地可以在基準(zhǔn)地價(jià)的基礎(chǔ)上享受不同比例的優(yōu)惠；在體制方面，通常擁有較為靈活簡(jiǎn)化的管理體制及寬松的市場(chǎng)環(huán)境，可以自行審批、變更外商投資項(xiàng)目，對(duì)于外資的吸引力度極大；此外，在貿(mào)易方面，開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)能夠享受出口退稅、出口加工特惠等等。這些政策帶來(lái)的種種優(yōu)惠，能夠降低企業(yè)生產(chǎn)成本，加之開(kāi)發(fā)區(qū)為區(qū)內(nèi)企業(yè)提供的地理位置臨近這一天然的區(qū)位優(yōu)勢(shì)，區(qū)內(nèi)所有企業(yè)可以共享信息資源、基礎(chǔ)設(shè)施、人力資源，從而降低企業(yè)的生產(chǎn)成本與交易成本。

(二)技術(shù)效應(yīng)

開(kāi)發(fā)區(qū)一旦設(shè)立，會(huì)快速地成為區(qū)域內(nèi)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)高度集中的“增長(zhǎng)極”，帶來(lái)產(chǎn)業(yè)的集聚，通過(guò)學(xué)習(xí)效應(yīng)、共享效應(yīng)、專業(yè)化效應(yīng)與競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)，提高區(qū)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平從而促進(jìn)其出口貿(mào)易發(fā)展，形成技術(shù)效應(yīng)。

開(kāi)發(fā)區(qū)的設(shè)立，能夠迅速擴(kuò)大地區(qū)產(chǎn)業(yè)規(guī)模，吸引企業(yè)在開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)集聚，共享信息資源、基礎(chǔ)設(shè)施、人力資源，促進(jìn)經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)和信息等知識(shí)的傳播和創(chuàng)新，降低企業(yè)的研發(fā)成本，激勵(lì)企業(yè)的創(chuàng)新與技術(shù)進(jìn)步，大量外資的引進(jìn)也可以為區(qū)內(nèi)企業(yè)帶來(lái)先進(jìn)的生產(chǎn)技術(shù)與管理技術(shù)。隨著開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)內(nèi)分工越來(lái)越細(xì)，企業(yè)的專業(yè)化生產(chǎn)能力不斷提高，資源配置更加高效，區(qū)域內(nèi)企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)加劇，促使各企業(yè)努力控制生產(chǎn)成本，提高生產(chǎn)技術(shù)。

綜上所述，我們可以提出如下假設(shè)：開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)的出口具有顯著的正向影響作用，這種影響主要通過(guò)價(jià)格效應(yīng)或技術(shù)效應(yīng)來(lái)實(shí)現(xiàn)。

三 研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)自2000—2007年中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)與中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)，中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)提供了企業(yè)的每一條出口交易記錄，包含了企業(yè)微觀層面的各項(xiàng)進(jìn)出口指標(biāo)，中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)則包含了企業(yè)主要特征指標(biāo)以及企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)。本文在剔除了數(shù)據(jù)庫(kù)中主要變量信息缺失及信息矛盾的樣本之后，借鑒田巍和余淼杰的方法將兩套數(shù)據(jù)進(jìn)行了匹配合并(9)田巍、余淼杰：《企業(yè)出口強(qiáng)度與進(jìn)口中間品貿(mào)易自由化:來(lái)自中國(guó)企業(yè)的實(shí)證研究》，《管理世界》第2013年第1期，第28—44頁(yè)。。匹配過(guò)程分為兩步，第一步，按照年份與企業(yè)名稱這兩個(gè)指標(biāo)進(jìn)行匹配(即同一年中，如若兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)中兩家企業(yè)的名稱完全相同，我們可以將其視為同一企業(yè))，第二步，將第一步中未能成功匹配的數(shù)據(jù)按照年份、地區(qū)代碼以及電話號(hào)碼后7位進(jìn)行第二次匹配(即同一年中，如若兩個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的兩家企業(yè)位于同一個(gè)地區(qū)并且電話號(hào)碼相同，那么我們可以認(rèn)為這兩個(gè)企業(yè)是同一企業(yè))。將兩次匹配到的數(shù)據(jù)加總，得到本文所需的最終數(shù)據(jù)。

本研究相關(guān)企業(yè)是否為開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)，我們根據(jù)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)中的企業(yè)代碼這一指標(biāo)進(jìn)行識(shí)別。企業(yè)代碼共10位數(shù)，其中第5位數(shù)字代表了企業(yè)所在區(qū)域類型(1是經(jīng)濟(jì)特區(qū)，2是經(jīng)濟(jì)技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)，3是高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)，4是保稅區(qū)，5是出口加工區(qū)，6是保稅港區(qū)，7是保稅物流園區(qū)，9是其他地區(qū))。我們將企業(yè)代碼第5位數(shù)字為2、3、4、5、6、7的企業(yè)識(shí)別為開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)，其余地區(qū)為非開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)。

(二)模型設(shè)計(jì)

考察開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的影響，也就是需要考察2000—2007年中，如若一個(gè)企業(yè)由非開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)成為開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)該企業(yè)的出口產(chǎn)生了怎樣的影響？為此，我們需要對(duì)比該企業(yè)成為開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)與未能成為開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)兩種情況下的出口狀況。然而現(xiàn)實(shí)中，一個(gè)企業(yè)只能處于一種情況，要么成為了開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)，要么未能成為開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)，我們無(wú)法進(jìn)行直接的對(duì)比。雙重差分法作為目前評(píng)估政策實(shí)施效果最常用的方法，可以通過(guò)對(duì)比處理組與對(duì)照組，來(lái)觀測(cè)政策的實(shí)施效應(yīng)?？紤]到開(kāi)發(fā)區(qū)的設(shè)立并不完全是隨機(jī)的，各企業(yè)之間也存在著異質(zhì)性，這都會(huì)影響最終檢驗(yàn)結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此，我們首先采用傾向得分匹配法(PSM)來(lái)消除樣本偏差問(wèn)題，再用雙重差分法來(lái)檢驗(yàn)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)企業(yè)出口的政策效果。

1.PSM傾向得分匹配

我們將全部樣本分為兩組，將開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)作為處理組，非開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)作為對(duì)照組，政策發(fā)生的時(shí)點(diǎn)為2001年至2007年，因此，我們對(duì)2000—2006年這兩組樣本進(jìn)行分年傾向得分匹配，目的在于為每一個(gè)處理組個(gè)體找到在前一年特征與之相似的對(duì)照組個(gè)體，以便我們之后通過(guò)雙重差分法來(lái)對(duì)比兩組個(gè)體在政策發(fā)生后出口貿(mào)易變化趨勢(shì)的差異即政策的處理效應(yīng)。根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，我們選取了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率lntfp、企業(yè)規(guī)模(企業(yè)就業(yè)人數(shù))lnsize、平均工資lnpjgz、企業(yè)年齡lnage、資產(chǎn)收益率zcsyl、杠桿率ggl、企業(yè)融資約束qyrzys、國(guó)有企業(yè)虛擬變量SOE以及全市職工平均工資lnwage作為匹配變量，除資產(chǎn)收益率、杠桿率、企業(yè)融資約束、國(guó)有企業(yè)虛擬變量外，其余變量均為對(duì)數(shù)形式，采用k近鄰匹配(k=4)的方法，對(duì)2000—2006年的樣本進(jìn)行了逐年匹配，表1為2000—2006年逐年傾向得分匹配的平衡性檢驗(yàn)，包含了每一年匹配前后標(biāo)準(zhǔn)化偏差(%bias)與t檢驗(yàn)(p>t)的結(jié)果。從匹配結(jié)果來(lái)看，匹配后全部年份所有變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值均小于10%，90%以上的變量標(biāo)準(zhǔn)化偏差絕對(duì)值小于5%，t檢驗(yàn)顯示90%以上的變量匹配后不再有顯著差異，總體匹配結(jié)果較好。

表1 2000—2006年逐年傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)

2.對(duì)照組與處理組平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

進(jìn)行雙重差分估計(jì)的重要假設(shè)前提是對(duì)照組與處理組的所有樣本在政策發(fā)生前具有平行趨勢(shì)，各方面特征盡可能相似(10)吳貴華、張曉娟、李勇泉：《高鐵對(duì)城市旅游經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)制——基于PSM-DID方法的實(shí)證》，《華僑大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)》2020年第5期，第53—64頁(yè)。，本文的政策發(fā)生時(shí)點(diǎn)有7個(gè)，分別為2001—2007年，根據(jù)分年傾向得分匹配的結(jié)果，本文對(duì)比了對(duì)照組與處理組企業(yè)在政策發(fā)生前后的平均出口貿(mào)易額(見(jiàn)圖1)，圖1中的虛線代表政策發(fā)生的時(shí)間，從圖中可以看出2001年至2007年每一年政策發(fā)生之前，對(duì)照組與處理組樣本企業(yè)平均出口貿(mào)易額的發(fā)展趨勢(shì)基本保持一致，在政策發(fā)生后處理組普遍表現(xiàn)出了更加快速、明顯的增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，因此，符合平行趨勢(shì)的假設(shè)。

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

3.構(gòu)建模型

傾向得分匹配后，我們可以構(gòu)建雙重差分模型，定義虛擬變量kfq={0,1}為處理變量，如若企業(yè)為處理組，即為開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)，則kfq=1，若企業(yè)為對(duì)照組，即始終為非開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)時(shí)，kfq=0；定義虛擬變量time={0,1}為處理期變量，政策處理之前time=0，政策處理后time=1。不同于一般的兩期雙重差分模型式(1)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策發(fā)生在不同的年份，因此我們構(gòu)建如下多期雙重差分模型式(2)：

lnvalueit=β0+β1kfqit+β2timeit+β3kfqit×timeit+β4Zit+υit+γit+σit+εit

(1)

lnvalueit=β0+β1kfqit×timeit+β2Zit+υit+γit+σit+εit

(2)

其中，lnvalueit表示企業(yè)出口貿(mào)易額，Zit為其他控制變量，υit為時(shí)間固定效應(yīng)，γit為地區(qū)固定效應(yīng)，σit為行業(yè)固定效應(yīng)，處理變量與處理期變量的交互項(xiàng)kfqit×timeit則可以刻畫(huà)出開(kāi)發(fā)區(qū)為企業(yè)出口帶來(lái)的政策處理效應(yīng)。

關(guān)于機(jī)制檢驗(yàn)，價(jià)格效應(yīng)方面我們采用價(jià)格平減處理后的企業(yè)出口價(jià)格作為衡量指標(biāo)，技術(shù)效應(yīng)方面選擇了企業(yè)出口質(zhì)量與企業(yè)出口多樣化水平進(jìn)行衡量。本文借鑒Baron and Kenny的方法進(jìn)行機(jī)制驗(yàn)證(11)Baron R M, Kenny D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality,1986,51(6),pp.1 173-1 182.。過(guò)程共分為三步：第一步，將交互項(xiàng)與企業(yè)出口貿(mào)易額進(jìn)行回歸，如果系數(shù)顯著，表示開(kāi)發(fā)區(qū)政策影響了企業(yè)出口；第二步，將交互項(xiàng)與價(jià)格效應(yīng)(或技術(shù)效應(yīng))進(jìn)行回歸，如果系數(shù)顯著為負(fù)(若為技術(shù)效應(yīng)，則系數(shù)顯著為正)，表示開(kāi)發(fā)區(qū)政策產(chǎn)生了價(jià)格效應(yīng)(或技術(shù)效應(yīng))；第三步，將交互項(xiàng)與價(jià)格效應(yīng)(或技術(shù)效應(yīng))一起對(duì)企業(yè)出口進(jìn)行回歸，如果交互項(xiàng)變?yōu)椴伙@著或仍舊顯著但系數(shù)絕對(duì)值變小，則表明開(kāi)發(fā)區(qū)政策是通過(guò)價(jià)格效應(yīng)(或技術(shù)效應(yīng))對(duì)企業(yè)的出口產(chǎn)生影響。

由此，本文構(gòu)建如下機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

第一步，根據(jù)式(2)檢驗(yàn)開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的影響。

第二步，檢驗(yàn)開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)價(jià)格效應(yīng)的影響：

lnvalperunitit=β0+β1kfqit×timeit+β2Zit+υit+γit+σit+εit

(3)

檢驗(yàn)開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)技術(shù)效應(yīng)的影響：

lnqualityit=β0+β1kfqit×timeit+β2Zit+υit+γit+σit+εit

(4)

lnnumberit=β0+β1kfqit×timeit+β2Zit+υit+γit+σit+εit

(5)

第三步，檢驗(yàn)開(kāi)發(fā)區(qū)政策是否通過(guò)價(jià)格效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)生影響：

lnvalueit=β0+β1lnvalperunitit+β2kfqit×timeit+β3Zit+υit+γit+σit+εit

(6)

檢驗(yàn)開(kāi)發(fā)區(qū)政策是否通過(guò)技術(shù)效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)生影響：

lnvalueit=β0+β1lnqualityit+β2kfqit×timeit+β3Zit+υit+γit+σit+εit

(7)

lnvalueit=β0+β1lnnumberit+β2kfqit×timeit+β3Zit+υit+γit+σit+εit

(8)

其中，lnvalperunitit表示企業(yè)出口價(jià)格，lnqualityit表示企業(yè)出口質(zhì)量，lnnumberit表示企業(yè)出口多樣化水平，其余變量定義與式(2)一樣。

(三)變量選擇與度量

1.被解釋變量

企業(yè)出口貿(mào)易額lnvalue，為企業(yè)出口貿(mào)易總額(對(duì)數(shù)形式)。

企業(yè)出口價(jià)格lnvalperunit為企業(yè)所出口的各產(chǎn)品價(jià)格的加權(quán)值(對(duì)數(shù)形式)，我們對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品價(jià)格首先進(jìn)行了價(jià)格平減處理，然后將海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)中各HS產(chǎn)品的出口價(jià)格按照式(9)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，再通過(guò)式(10)加總得出各企業(yè)的出口價(jià)格。

(9)

(10)

企業(yè)出口質(zhì)量lnquality為企業(yè)所出口的各產(chǎn)品質(zhì)量的加權(quán)值(對(duì)數(shù)形式)，由于出口產(chǎn)品質(zhì)量無(wú)法直接觀測(cè)計(jì)算，我們參考Khandelwal等與樊海潮等的研究，通過(guò)式(11)的回歸方程，對(duì)中國(guó)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫(kù)中的每一個(gè)HS產(chǎn)品進(jìn)行回歸，回歸所得殘差項(xiàng)可以推出產(chǎn)品的質(zhì)量(12)Khandelwal A K,Schott P K,Wei S J. Trade Liberalization and Embedded Institutional Reform: Evidence from Chinese Exporters. The American Economic Review,2013, (6)，pp.2 169-2 195.(13)樊海潮、李亞波、張麗娜：《進(jìn)口產(chǎn)品種類、質(zhì)量與企業(yè)出口產(chǎn)品價(jià)格》，《世界經(jīng)濟(jì)》2020年第5期，第97—121頁(yè)。。

lnqrmt+σlnprmt=φω+φmt+εrmt

(11)

(12)

(13)

企業(yè)出口多樣化水平lnnumberit，為企業(yè)出口產(chǎn)品的種類數(shù)量。

2.控制變量

本文在企業(yè)層面選取控制變量。企業(yè)全要素生產(chǎn)率lntfp，目前的估算方法主要有OP法、LP法、系統(tǒng)GMM法等，考慮到系統(tǒng)GMM方法不僅可以解決“同步偏誤”和“選擇偏誤”問(wèn)題，還可以避免生產(chǎn)率估計(jì)過(guò)程中的序列相關(guān)問(wèn)題，因此本文采用系統(tǒng)GMM的方法對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行估算。企業(yè)年齡lnage，為觀測(cè)年份與企業(yè)成立年份差值的對(duì)數(shù)形式。企業(yè)規(guī)模lnsize，參考李賁等使用企業(yè)就業(yè)人數(shù)作為度量指標(biāo)(14)李賁、吳利華：《開(kāi)發(fā)區(qū)設(shè)立與企業(yè)成長(zhǎng)：異質(zhì)性與機(jī)制研究》，《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2018年第4期，第79—97 頁(yè)。。外資企業(yè)虛擬變量foreign，度量企業(yè)是否為外資企業(yè)，是則取值為1，否則取值為0(15)李賁、吳利華：《開(kāi)發(fā)區(qū)設(shè)立與企業(yè)成長(zhǎng)：異質(zhì)性與機(jī)制研究》，第79—97頁(yè)。。資產(chǎn)收益率zcsyl為企業(yè)利潤(rùn)總額與資產(chǎn)總計(jì)的比值。除資產(chǎn)收益率zcsyl與外資企業(yè)虛擬變量foreign外，其余控制變量為消除系統(tǒng)性誤差均采用對(duì)數(shù)形式。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)

各變量的基本統(tǒng)計(jì)量如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

四 實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸

表3為開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口影響的全樣本回歸結(jié)果，模型(1)控制了年份固定效應(yīng)與地區(qū)固定效應(yīng)，模型(2)控制了年份固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)，模型(3)控制了地區(qū)固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)，模型(4)則同時(shí)控制了年份固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)。從回歸結(jié)果來(lái)看，在模型(1)—(4)中，核心解釋變量kfqit×timeit的回歸系數(shù)始終為正，并且全部在1%的水平下通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著促進(jìn)了企業(yè)出口的提升。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)機(jī)制檢驗(yàn)

1.價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)

表4報(bào)告了開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，模型(1)為價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)第一步式(2)，回歸結(jié)果表明開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著促進(jìn)了企業(yè)出口，模型(2)為價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)第二步式(3)，回歸結(jié)果顯示交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著提升了企業(yè)的出口價(jià)格，未形成價(jià)格效應(yīng)，因此，雖然模型(3)即價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)第三步式(6)的系數(shù)降低了，但根據(jù)前兩步的檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以得出，開(kāi)發(fā)區(qū)政策并未給企業(yè)帶來(lái)價(jià)格效應(yīng)。究其原因，產(chǎn)品價(jià)格不止是由成本這一單一因素決定，還會(huì)受到產(chǎn)品品質(zhì)、品牌效應(yīng)等因素的影響，企業(yè)的出口價(jià)格一方面會(huì)隨著生產(chǎn)、交易以及貿(mào)易成本的減少而降低，另一方面也會(huì)隨著產(chǎn)品品質(zhì)的優(yōu)化、品牌效應(yīng)的加強(qiáng)而增長(zhǎng)，因此盡管進(jìn)入開(kāi)發(fā)區(qū)可以降低企業(yè)成本，但企業(yè)進(jìn)入開(kāi)發(fā)區(qū)之后，其產(chǎn)品的質(zhì)量、附加值以及品牌效應(yīng)等都可能有所提升，出口產(chǎn)品的定價(jià)也會(huì)相對(duì)更高，導(dǎo)致最終未表現(xiàn)出價(jià)格效應(yīng)。

表4 價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

2.技術(shù)效應(yīng)檢驗(yàn)

表5報(bào)告了開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的技術(shù)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。模型(1)—(3)是以企業(yè)出口質(zhì)量作為衡量指標(biāo)的技術(shù)效應(yīng)檢驗(yàn)，第一步式(2),模型(1)的回歸結(jié)果表明開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著促進(jìn)了企業(yè)出口；第二步式(4)，模型(2)的回歸結(jié)果顯示交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表明開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著提升了企業(yè)的出口質(zhì)量；第三步式(7)，模型(3)的回歸結(jié)果中交互項(xiàng)的系數(shù)雖然依舊顯著，但相比于第一步模型(1)降低了0.08。模型(1)、(4)、(5)是以企業(yè)出口多樣化水平作為衡量指標(biāo)的技術(shù)效應(yīng)檢驗(yàn)，模型(1)、(2)的回歸結(jié)果表明開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著促進(jìn)了企業(yè)出口，并且顯著提升了企業(yè)出口的多樣化水平，模型(3)的回歸結(jié)果中交互項(xiàng)的系數(shù)仍舊顯著，但相比于模型(1)降低了0.061。由此可以說(shuō)明，無(wú)論從企業(yè)出口質(zhì)量的角度或是企業(yè)出口多樣化水平的角度來(lái)看，開(kāi)發(fā)區(qū)政策都通過(guò)技術(shù)效應(yīng)對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)生了顯著的正向影響。綜合價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，開(kāi)發(fā)區(qū)政策整體上是通過(guò)技術(shù)效應(yīng)而非價(jià)格效應(yīng)來(lái)推動(dòng)企業(yè)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)，這就意味著，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)于企業(yè)出口貿(mào)易的提升，并不是通過(guò)低價(jià)競(jìng)爭(zhēng)實(shí)現(xiàn)的，而是通過(guò)提高企業(yè)的產(chǎn)品技術(shù)水平來(lái)提升企業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)力，進(jìn)而擴(kuò)大出口。

(三)異質(zhì)性分析

由于我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展極不均衡，地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊、差距較大，為考察在各個(gè)不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的影響是否存在差異，我們按照東部、中部和西部地區(qū)將總樣本分為三組，分別按式(2)進(jìn)行回歸估計(jì)，回歸結(jié)果如表6所示。根據(jù)回歸結(jié)果，我們可以發(fā)現(xiàn)總體來(lái)看，無(wú)論在東部地區(qū)、中部地區(qū)還是西部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)于企業(yè)的出口都起到了顯著的正向影響作用，從回歸系數(shù)值的大小來(lái)看，中部地區(qū)最高，西部地區(qū)高于東部地區(qū)，說(shuō)明開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)企業(yè)出口的政策影響，在中部地區(qū)是最大的，西部地區(qū)其次，在東部地區(qū)的影響相對(duì)較小。東部地區(qū)整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平最高，工業(yè)基礎(chǔ)最好，但隨著勞動(dòng)力成本的上升、資源超負(fù)荷承載，出口貿(mào)易的發(fā)展也相對(duì)比較飽和，能夠提升的空間有限；中部地區(qū)雖然在區(qū)位條件以及要素稟賦方面相比于東部地區(qū)稍顯薄弱，但總體基礎(chǔ)良好，開(kāi)發(fā)區(qū)設(shè)立后，在政策的傾斜與扶持下，能夠快速有效地整合各生產(chǎn)要素，對(duì)于企業(yè)出口貿(mào)易的發(fā)展能夠起到顯著的促進(jìn)作用；西部地區(qū)在基礎(chǔ)設(shè)施、交通設(shè)施、人力資本等方面相比于中部地區(qū)都更劣勢(shì)，因此，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)西部地區(qū)企業(yè)出口貿(mào)易的促進(jìn)作用也會(huì)小于中部地區(qū)。

表6 開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口影響的地區(qū)異質(zhì)性回歸結(jié)果

進(jìn)一步地，本文對(duì)價(jià)格效應(yīng)與技術(shù)效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性進(jìn)行了探討，表7為價(jià)格效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果，表8與表9分別為企業(yè)出口質(zhì)量與企業(yè)出口多樣化水平視角下技術(shù)效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果。

表7 價(jià)格效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

對(duì)于價(jià)格效應(yīng)的地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)，本文在東部、中部、西部三組樣本中，分別按照式(2)、式(3)、式(6)進(jìn)行三步檢驗(yàn)。表7中的模型(1)—(3)、模型(4)—(6)、模型(7)—(9)分別為東部、中部、西部地區(qū)的價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。

從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，在東部地區(qū)與中部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著促進(jìn)了企業(yè)的出口，但開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著提升了企業(yè)的出口價(jià)格，并未給企業(yè)帶來(lái)價(jià)格效應(yīng)。在西部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的影響系數(shù)顯著為正，對(duì)企業(yè)出口價(jià)格的影響系數(shù)顯著為負(fù)，當(dāng)代表開(kāi)發(fā)區(qū)政策的交互項(xiàng)與企業(yè)出口價(jià)格一同放入模型對(duì)企業(yè)出口進(jìn)行回歸后，模型(9)中的交互項(xiàng)系數(shù)雖顯著但數(shù)值相比模型(7)降低，表明在西部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策通過(guò)價(jià)格效應(yīng)對(duì)企業(yè)的出口產(chǎn)生了正向影響。

類似地，本文分別按照式(2)、式(4)、式(7)以及式(2)、式(5)、式(8)，對(duì)東部、中部、西部三組樣本，進(jìn)行企業(yè)出口質(zhì)量與企業(yè)出口多樣化水平視角的技術(shù)效應(yīng)三步檢驗(yàn)。

表8 出口質(zhì)量視角下技術(shù)效應(yīng)地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

表9 出口多樣化水平視角下技術(shù)效應(yīng)地區(qū)異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

表8中的模型(1)—(3)、模型(4)—(6)、模型(7)—(9)分別為東部、中部、西部地區(qū)企業(yè)出口質(zhì)量視角的技術(shù)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。表9中的模型(1)—(3)、模型(4)—(6)、模型(7)—(9)分別為東部、中部、西部地區(qū)企業(yè)出口多樣化水平視角的技術(shù)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。

從檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，與價(jià)格效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果剛好相反，在東部地區(qū)與中部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著提升了企業(yè)的出口質(zhì)量與出口多樣化水平，給企業(yè)帶來(lái)了技術(shù)效應(yīng)，以此推動(dòng)了企業(yè)的出口貿(mào)易增長(zhǎng)。表8與表9中的模型(8)表明，在西部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)的技術(shù)效應(yīng)都不顯著。由此可見(jiàn)，在東部地區(qū)與中部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策主要是通過(guò)技術(shù)效應(yīng)來(lái)提升企業(yè)的出口，而在西部地區(qū)，則是通過(guò)價(jià)格效應(yīng)來(lái)促進(jìn)企業(yè)出口。

五 結(jié)論與啟示

本文以2000—2007年我國(guó)出口企業(yè)為研究對(duì)象，用傾向得分匹配法和雙重差分法，探討了開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口的影響，檢驗(yàn)了該影響的作用機(jī)制為價(jià)格效應(yīng)還是技術(shù)效應(yīng)，并進(jìn)一步做了地區(qū)異質(zhì)性分析。研究發(fā)現(xiàn)，1.開(kāi)發(fā)區(qū)政策顯著促進(jìn)了我國(guó)企業(yè)的出口貿(mào)易，并且總體上是通過(guò)技術(shù)效應(yīng)而非價(jià)格效應(yīng)實(shí)現(xiàn)。因此，從短期來(lái)看，開(kāi)發(fā)區(qū)設(shè)立后提供的一系列優(yōu)惠政策與制度紅利能夠?qū)ζ髽I(yè)出口的快速發(fā)展提供強(qiáng)大的動(dòng)力；然而放眼長(zhǎng)期，企業(yè)的出口能否維持住穩(wěn)定快速的增長(zhǎng)往往取決于企業(yè)是否通過(guò)開(kāi)發(fā)區(qū)政策紅利實(shí)現(xiàn)了生產(chǎn)技術(shù)的提升。2.在我國(guó)的東部、中部和西部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)我國(guó)企業(yè)出口的影響存在差異。對(duì)于中部地區(qū)企業(yè)出口貿(mào)易的影響是最大的，西部地區(qū)其次，對(duì)東部地區(qū)企業(yè)出口貿(mào)易的提升最小，這與我國(guó)實(shí)現(xiàn)區(qū)域間平衡發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)相一致。3.在東部和中部地區(qū)，開(kāi)發(fā)區(qū)政策對(duì)企業(yè)出口貿(mào)易的提升主要來(lái)自于技術(shù)效應(yīng)也就是企業(yè)出口產(chǎn)品技術(shù)水平的提高，西部地區(qū)則完全不同，開(kāi)發(fā)區(qū)政策通過(guò)價(jià)格效應(yīng)也就是降低企業(yè)出口產(chǎn)品的價(jià)格來(lái)實(shí)現(xiàn)企業(yè)出口貿(mào)易的增長(zhǎng)。由于西部地區(qū)區(qū)位條件最為劣勢(shì)，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)最為薄弱，因此，開(kāi)發(fā)區(qū)建設(shè)時(shí)在土地政策、金融政策以及政府補(bǔ)貼等方面也給予了更加優(yōu)惠的待遇，但恰恰是因?yàn)楦裢獾膬?yōu)惠政策，反而降低了西部開(kāi)發(fā)區(qū)企業(yè)提高生產(chǎn)效率和改良生產(chǎn)技術(shù)的可能，因?yàn)檫^(guò)早地給予西部地區(qū)過(guò)多的土地資源、金融優(yōu)惠等政策，企業(yè)土地和資本要素的成本大大地降低了，從控制生產(chǎn)成本的角度考慮，企業(yè)會(huì)傾向于更多地使用這些低成本的要素，導(dǎo)致資源利用率以及邊際生產(chǎn)率的下降。并且，產(chǎn)業(yè)集聚帶來(lái)的共享效應(yīng)、學(xué)習(xí)效應(yīng)和資源的高效匹配，往往隨著城市規(guī)模的增大而增加，也就是說(shuō)在規(guī)模更大的城市中，產(chǎn)業(yè)集聚帶來(lái)的優(yōu)勢(shì)也更加顯著(16)向?qū)捇?、陸銘：《發(fā)展速度與質(zhì)量的沖突——為什么開(kāi)發(fā)區(qū)政策的區(qū)域分散傾向是不可持續(xù)的?》，《財(cái)經(jīng)研究》2015年第4期，第4—17頁(yè)。。相比于東部和中部地區(qū)，西部地區(qū)的城市規(guī)?？傮w上更小，這就導(dǎo)致了開(kāi)發(fā)區(qū)產(chǎn)業(yè)集聚的各種優(yōu)勢(shì)與效應(yīng)在西部地區(qū)并沒(méi)有取得顯著的成效，沒(méi)有對(duì)企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的提升產(chǎn)生明顯的作用，最終只是通過(guò)價(jià)格效應(yīng)提升企業(yè)的出口貿(mào)易。

據(jù)此，我們可以得出如下啟示：我國(guó)開(kāi)發(fā)區(qū)政策總體上有效促進(jìn)了企業(yè)出口貿(mào)易發(fā)展，但由于存在明顯的區(qū)域異質(zhì)性，因此在實(shí)施開(kāi)發(fā)區(qū)政策時(shí)需要結(jié)合當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)狀況與資源稟賦特點(diǎn)，更加科學(xué)合理地調(diào)整具體的政策內(nèi)容與目標(biāo)，有針對(duì)性地進(jìn)行開(kāi)發(fā)區(qū)建設(shè)。中部地區(qū)與西部地區(qū)，雖然產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)與各類生產(chǎn)要素供給相比于東部地區(qū)薄弱，然而土地、勞動(dòng)力成本較低，企業(yè)的生產(chǎn)提升空間更大，應(yīng)當(dāng)不斷完善基礎(chǔ)設(shè)施、提升政府行政效率、加強(qiáng)人才吸引力度，以便最大化地發(fā)揮開(kāi)發(fā)區(qū)政策效應(yīng)。由于單純依靠政策優(yōu)惠所帶來(lái)的出口優(yōu)勢(shì)并不能夠長(zhǎng)久維持，鑒于西部地區(qū)的開(kāi)發(fā)區(qū)只是依靠?jī)r(jià)格效應(yīng)來(lái)提升企業(yè)出口，在西部地區(qū)開(kāi)發(fā)區(qū)建設(shè)中，招商引資需要重點(diǎn)關(guān)注產(chǎn)業(yè)發(fā)展的可持續(xù)性與技術(shù)溢出，促進(jìn)開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)產(chǎn)業(yè)集聚的形成，提高企業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)水平，以國(guó)際化標(biāo)準(zhǔn)作為要求，不斷提升產(chǎn)品與服務(wù)質(zhì)量，利用技術(shù)創(chuàng)新以及智能化轉(zhuǎn)變來(lái)提高生產(chǎn)效率、改善生產(chǎn)工藝、優(yōu)化產(chǎn)品品質(zhì)，從價(jià)值鏈的中低端向中高端邁進(jìn)，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，增強(qiáng)企業(yè)的國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力，從而形成良性的長(zhǎng)效發(fā)展機(jī)制。