開發區設立、產業政策與企業出口
——基于二元邊際與地區差異視角的實證研究

沈 鴻 顧乃華 陳麗嫻

(暨南大學 產業經濟研究院，廣東 廣州 510632)

一、問題的提出

中國發展外向型經濟過程中，各類開發區發揮了改革陣地、開放窗口、產業載體等多重功能，是名副其實的吸收外資和擴大出口的“排頭兵”。2001—2008年中國開發區促進對外貿易的功能得到進一步的強化。根據1998—2003年《中國經濟特區開發區年鑒》和2004—2014年《中國開發區年鑒》，2001—2008年國家級開發區*根據《中國開發區審核公告目錄(2006年版)》，國務院批準的國家級開發區包括經濟技術開發區、高新技術產業開發區、保稅區、出口加工區、邊境經濟合作區等六類，其中經濟技術開發區、出口加工區和高新技術產業開發區占經濟總量的72%，本文重點研究這三類開發區，以下將這三類開發區簡稱為經開區、出口加工區和高新區。創造的出口總額占中國出口總額比重持續上升，明顯高于其生產總值和工業增加值占全國的比重*這一時期開發區各項指標占比提高與開發區數量的增長也有關系。1998年國家級經開區32家，2003年增加到54家，2003—2009年間數量未發生變化，此后迅速增加到2013年的210家。。受2008年國際金融危機的影響，此后一段時間開發區外貿出口增速放緩，但依然是吸引外資的主力?！吨袊_發區年鑒》相關數據顯示，2013年國家級經濟技術開發區工業增加值占全國總額的比重達到24.5%，出口總額占18.4%，利用外資占51.0%。

開發區作為改革開放的產物，其創立和發展都被烙上了濃重的地區特色和產業政策印記，地方政府通常會在開發區建設過程中給予土地、資金等多方面的支持(王勇 等，2013)。附著于開發區的各類優惠政策無疑會有利于吸引新企業進駐，Li et al.(2005)指出，開發區吸引的很大比例外資是被優惠政策所吸引的。為了吸引產業關聯度大、輻射帶動能力強的龍頭企業、重大項目入園，各個地方政府之間、開發區之間會就優惠政策展開激烈競爭，甚至出現惡性競爭，通過不斷提高補貼的范圍和標準方式以吸引企業和項目的進入。葛順奇等(2015)根據海關數據計算發現，2012年中國近80%加工貿易由跨國公司完成，因此，以吸引外資為主的招商引資措施會提高地區的出口規模。然而現在的問題是，開發區的產業政策對存量企業的出口行為究竟有無影響，目前鮮有文獻探討這一“存量效應”問題。

開發區的產業政策對存量企業的出口行為可能會產生兩類影響：一是擴大存量貿易企業的出口規模；二是促使部分存量內銷企業轉變為外貿企業。我們可將上述影響分別對應為Bernard et al.(2004)提出的兩類“出口增長邊際”：第一類影響稱為“出口集約邊際”；第二類影響稱為“出口擴展邊際”。盡管出口集約邊際和出口擴展邊際都意味著貿易總額的增長，但它們對貿易結構的影響是不同的。從企業層面看，若地區外貿增長主要來自少數企業時，往往容易受到外部沖擊的影響；相反，如果從事外貿的企業不斷增多，產品多樣性也會相應增加，地區對外貿易的國際競爭力就會增強，外部沖擊后的波動更小(Hummels et al.,2005)。因此，進一步分解貿易的二元邊際，有利于深入理解開發區產業政策的微觀效應，明晰其影響企業出口的性質、路徑和貿易利得。

除了關注增量效應與存量效應、出口擴張邊際與出口集約邊際的區別之外，要深入探討開發區產業政策對外向型經濟發展的影響還應區分產業政策的類型。從作用對象角度上，可將產業政策劃分為選擇性產業政策和功能性產業政策兩類(黎文靖 等，2016)。前者指通過提供優惠的財稅、金融、土地等政策方式選擇性地扶持主導產業或新興產業，縮短產業結構的演進過程，以實現經濟跨越發展目標；功能性產業政策偏重普惠，通過加強廣義基礎設施建設(包括物質性、社會性和制度性基礎設施)，維護公平競爭的市場環境，降低社會交易成本，以充分激發市場活力。選擇性產業政策往往以直接干預市場為出發點，功能性產業政策則以彌補產業發展中的“市場失靈”為出發點(王云平，2017)。前文分析的貿易效應主要是針對選擇性產業政策的，而功能性產業政策對地區經濟增長的作用是全面性的、綜合性的，貿易增長也是其潛在效應之一。黃群慧(2016)和王云平(2017)都強調，隨著經濟發展階段的推進，功能性產業政策的重要性將會相對提升。本文關注的焦點是，選擇性產業政策對企業出口產生的影響是否會受到功能性產業政策實施效果的調節。換言之，功能性產業政策實施效果是否會對選擇性產業政策的作用存在門檻效應。

為回答上述問題，本文將從兩個層面進行實證研究：一、基于Heckman兩步估計法，以檢驗開發區的設立及確立主導產業對企業出口二元邊際的影響；二、以城市經濟增長質量指數作為功能性產業政策實施效果的替代變量，以檢驗開發區產業政策的出口效應是否存在門檻。

二、文獻綜述和研究假設

開發區政策通過作用于地區資本積累，推進產業結構調整，進而促進整體經濟增長(Wei，1995；Demurger et al.,2002；Alder et al.,2016；Wang,2013；李力行 等，2015)。然而，企業微觀視角的政策研究卻得出了諸多異質性的結論，如黎文靖等(2014)發現，產業政策總體上沒有提升企業投資，但有助于民營企業突破行業壁壘獲得更多銀行融資支持。韓乾等(2014)研究發現，產業政策在短期內能給投資者帶來較高超額收益，但中長期對收益率沒有影響。因此，從企業微觀視角分析開發區政策的政策效果十分必要，這有利于解釋政策的作用機制。異質性企業的國際貿易理論指出，企業績效和出口行為之間存在著“自選擇效應”和“出口中學習”兩種可能的內在機制，開發區政策不僅可以通過改善企業績效間接促進出口行為的變化，還能通過“示范效應”、“成本效應”等(Kang,2016；Karpaty et al.,2011)直接影響企業的國際化決策。

開發區內企業的出口行為受益于產業政策是直觀的，如Schminke et al.(2013)通過研究中國經開區和高新區對企業出口的影響，發現經開區內的企業擁有較大的出口規模和較多出口目的地，高新區內企業的出口產品質量更高。不可忽視的是，與開發區企業互動的企業并非一定處在開發區內部，開發區這種特殊集聚的市場擴散效應在整個地區發揮著重要作用(鄭江淮 等，2008)，這也正是各地紛紛興建各類開發區，并大力將現有開發區爭取升級為國家級開發區的原因。陳釗等(2015)以城市全部制造企業為研究對象，發現開發區政策也會擴大區內外企業的出口規模。開發區通過集聚經濟的溢出效應提高企業績效，改變企業出口市場進入成本。這些也是開發區促進企業出口的重要來源，而具體機制可概括為：一、有利于企業共享生產出口產品的專門投入和交通運輸設施等公共服務，以降低平均成本；二、為出口企業創造專業化勞動力的蓄水池，降低單個企業的勞動力搜尋成本和培訓支出；三、通過面對面的交流和人力資本流動，促進與國際市場相關的專業化知識傳播和經營管理方法的共享。據此，提出研究假設1：

研究假設1：開發區的設立和主導產業定位能夠提高當地企業出口的集約邊際。

企業進入國際市場需要承擔巨大的貿易成本，不僅包括生產商品的邊際成本，還包括商品最終到達消費者所需支付的所有成本，即運輸成本(運費和時間成本)、政策壁壘(關稅與非關稅壁壘)、信息成本、履行合約成本、匯率成本、法律監管成本以及當地分銷成本等(Anderson et al.,2004)。相對于集約邊際的增長，以開發區為重要對象的產業政策在擴展邊際層面改變了企業進入國際市場的選擇，因而需要克服更大的阻力。同時，集聚經濟帶來的負外部性，也可能在企業進入出口市場的決策中發揮阻礙作用。這具體表現在：首先，短期內土地、勞動力要素總量相對確定的情況，開發區內企業通過政策優惠獲得了廉價的要素，而區外企業卻需要通過更為激烈的競爭以獲得生產要素，從而會減少開發國際市場的額外投入，這被稱為擁擠效應；其次，開發區鼓勵出口的政策容易導致同類產品在國際市場的過度競爭，出口市場的擁擠對新進入企業釋放出供給過多、需求不足的信號，新企業進入出口市場的動力下降，這可以稱為競爭效應(Karpaty et al.,2011)。

產業政策推動下的開發區經濟發展過程中，企業向開發區的集聚動力來源于政府的優惠政策和政府融資建設的基礎設施，而非由開發區的先天稟賦和自發形成的制度，企業進入園區最初可能出于對“政策租”的尋求(鄭江淮 等，2008)。因此，盡管開發區事實上形成了企業“扎堆”的效果，但這種產業集聚先天不具有一般產業集聚的外部經濟特征，因而未必能夠產生生產效率提高和貿易成本下降的集聚效應，其對企業出口的影響可能有別于一般意義的產業集聚。開發區若無法形成有效的集聚效應，可能難以幫助企業克服上述貿易成本所帶來的障礙，進而改變出口選擇。綜上，開發區中出口企業的“示范效應”和知識溢出可能不足以克服擁擠效應和競爭效應產生的負外部性，并不能促進出口擴展邊際的提高，甚至會對企業出口邊際產生負面影響。

研究假設2：開發區的設立和主導產業定位對當地企業的出口擴展邊際不產生正向影響。

考察各類開發區的主導產業發現，盡管各地發展程度不同，但地方政府對主導產業選擇卻存在相當的相似性。截至2007年，49家國家級經開區、58家出口加工區和53家高新區中，“電子信息”作為主導產業分別出現了34次、33次和47次，新材料和生物醫藥作為高新區主導產業分別出現了26次和40次。不僅如此，地方政府在開發區優惠政策和管理制度上也趨于相同。雖然早期的開發區承擔了政策試驗的任務，地方政府給予其更多的自由空間以促進制度創新，但是其制度結構逐漸穩定，優惠政策趨于相同(Alder et al. ,2016)。產業政策上的相似性有助于考察不同地區間政策效果的差異。

除了以扶持主導產業為主要手段的選擇性產業政策，黎文靖等(2016)指出，發達國家多采用功能性產業政策，通過營造企業發展的宏觀環境方式(如通過加強基礎設施建設、支持研發投入和人才培養等)，為企業的技術創新提供有利的物質、資源、知識、技術和智力等條件，促進企業創新和國際化經營。此類政策并不會直接作用于個別區域或個別行業，但由于地方政府能力和管理能力差異，會導致不同地區發展環境存在顯著差異，這反過來又制約著選擇性產業政策作用的發揮。Fernandes et al.(2016)指出，不同規模和收入水平地區之間出口部門的行為模式差異可能源于資源稟賦的差別和資源配置效率的差異。地區經濟發展水平決定了其承擔貿易成本的能力，地區經濟發展水平越高，越有利于降低地理位置、語言障礙、交通條件等固有限制水平，促使企業更方便、更快捷地接近和進入國際市場。除了收入水平和經濟增長速度外，地區差異可能更多體現在經濟增長質量上，這正是功能性產業政策而非選擇性產業政策所關注的重點。那么，包含增長質量的地區間發展程度差異，是否構成開發區產業政策出口效應的約束條件呢？據此，提出研究假設3：

研究假設3：地區增長質量是產業政策發揮作用的約束條件，增長質量達到一定門檻值，產業政策促進出口的作用才能發揮。

三、模型設計與變量說明

(一)計量模型設計

本文對企業出口行為的考察包括出口選擇決策和出口規模決策兩個階段，并分別對應出口增長的擴張邊際和集約邊際。如果企業兩個階段的決策是相互關聯的，出口規模決策依賴于出口選擇決策，那么只估計出口規模決策或分別估計兩種出口決策都會產生樣本選擇偏誤。而Heckman(1979)提出的“兩步估計法”(two-step estimation)是處理樣本選擇偏誤的常用方法，在研究出口行為的過程中被廣泛采用。這一研究方法基本思路是：第一步用Probit模型估計出口選擇模型，得到企業出口概率λ，以考察企業出口選擇的影響因素；第二步將λ添加到出口規模決定模型并估計，以考察企業出口規模的影響因素。第一階段方程為：

Prob(ex_dumyijkt=1)=Φ(α0+α1DZkt+α2qualitykt+α×Controls+ξ)

(1)

α×Controls= α3tfpijkt+α4scaleijkt+α5ageijkt+α6kintenseijkt+α7fconsijkt+

α8wageijkt+α9newijkt

(2)

其中：ex_dumy為企業是否出口的虛擬變量；DZ表示在t時期城市k是否設立開發區的虛擬變量；quality為t時期城市k的經濟增長質量指數，反映地區發展水平和功能性產業政策效果；tfp、scale、age、kintense、fcons、wage、new分別表示企業全要素生產率、規模、年齡、資本密集度、融資約束、工資水平、新產品產值。而第二階段方程為：

ex_intenijkt=β0+β1DZkt+β2qualitykt+β×Controls+θλijkt+υj+υk+υt+εijkt

(3)

其中：ex_inten為企業出口規模，即出口交貨值的對數；控制變量Controls與第一階段相同；λ表示逆米爾斯比率(IMR)函數，由第一階段Probit估計得到，反映了企業出口的概率；若λ顯著不等于0，表明存在樣本選擇偏差，Heckman估計是有效的；為進一步考察開發區主導產業導向對企業出口行為的影響，我們引入產業政策變量policy代替DZ進入上述方程，其含義是企業所屬三位數行業j是否符合城市k相應開發區的主導產業政策。由此，兩階段方程分別為：

Prob(ex_dumyijkt=1)=Φ(α0+α1policyjkt+α2qualitykt+α×Controls+ξ)

(4)

ex_inten=β0+β1policyjkt+β2qualitykt+β×Controls+θλijkt+υj+υk+υt+εijkt

(5)

(二)變量設定

1.解釋變量

(2)主導產業虛擬變量(policy)。各開發區在設立之初對重點吸引產業和扶持發展的行業進行了規定。為構造企業是否屬于開發區主導產業的虛擬變量，本文做作如下處理：①國民經濟行業分類在2003年發生調整，我們將2003年前后企業的行業屬性統一到《國民經濟行業分類》(GB/T4754-2002)，并歸并到三位數代碼。②將各開發區主導產業定位與國民經濟行業分類的三位數代碼進行對應。政策文件中對主導產業的描述以關鍵詞的形式出現，一個開發區對應的主導產業關鍵詞數量為2～10個不等。以北京經濟技術開發區為例，其主導產業為電子信息、生物醫藥、裝備制造、汽車等四類產業。除少數行業可與標準行業分類對應外，多數行業無法直接對應。因而，本文參考陳釗等(2015)的做法，以《戰略性新興產業分類(2012)》、《國民經濟行業分類注釋(2008)》等對相關行業細分領域及產品的描述，將主導產業關鍵詞對應的三位數產業類別進行盡可能全面的覆蓋。③本文定義變量policy_ETDA、policy_EPZ、policy_HTDZ，企業所屬行業符合當地開發區主導產業定位時賦值為1，否則為0。定義policy_DZ=1則表示企業至少符合上述產業定位其中之一。

2.控制變量

(1)地區經濟發展水平。國家級開發區的批準設立顯然不是隨機挑選的。為了避免非隨機效應造成的嚴重內生性問題，要盡可能控制地區間經濟發展水平的差異。對經濟發展水平的傳統評價大多基于GDP(人均值或增速)，然而這不足以控制影響開發區設立的多種因素，也不能全面反映企業面對的地區發展環境。參考政策文件對國家級開發區設立的審批條件限定和有關經濟增長質量的研究(鈔小靜 等，2011；郝穎 等，2014)，本文構建地級市層面的經濟增長質量指數作為評價地區發展水平的度量指標*國務院《省級開發區升級為國家級經開區的審核原則和標準》從經濟發展、科技創新、集約節約、生態環保、社會責任五個方面界定省級開發區升級為國家級開發區的條件。。經濟增長質量作為經濟發展速度的補充，是構成經濟增長進程的關鍵性內容，如機會的分配、環境的可持續性、全球性風險的管理以及治理結構(托馬斯，2011)。而本文將經濟增長質量的外延界定為與經濟增長緊密相關的經濟方面的內容，涵蓋經濟增長效率、經濟增長結構、經濟增長福利分配、經濟增長穩定性、經濟增長持續性五個維度，指標設計見表1。

表1 城市經濟增長質量指數構成

注：三次產業相對勞動生產率=第n產業產值比重/就業比重；資滲透率=吸收外商直接投資金額/地區生產總值；經濟增長穩定性的三個基礎指標為逆指標，計算時采用倒數形式使其對經濟增長質量總指數的貢獻為正，經濟波動率=當期經濟增長率/上一期經濟增長率。

通過應用主成分分析法計算各城市歷年經濟增長質量指數，具體步驟如下：基于相關系數矩陣對各分項指標下的基礎指標進行主成分分析，進而提取主成分，再以方差貢獻率為權重集權計算各分項指標數值。接下來，以同樣方法對各分項指數進行主成分分析，加權得出經濟增長質量總指數。由于基礎指標量綱不同，通過相關系數矩陣對各指標進行正態標準化處理，這可以避免結果對量綱較大指標的過度偏重。按照通常采用的累計方差貢獻率大于85%作為抽取主成分的標準。

(2)企業層面控制變量。參考貿易理論和現有研究，我們選取以下指標作為影響企業出口的控制變量：①全要素生產率(tfp)，由于傳統OLS估計方法可能造成同步偏差和選擇性偏差，本文采用Olley et al.(1996)的方法進行計算，該方法使用投資作為企業受到生產率沖擊時的調整變量。計算生產率的勞動投入、資本投入、產出分別使用從業人員年平均人數、固定資產凈值年平均余額、工業增加值表示，產出和資本投入分別用工業品出廠價格指數和固定資產投資價格指數調整為1998年的不變價指標，具體測算方法參見魯曉東等(2012)辦法；②企業規模(scale)，傳統文獻多以企業銷售額的對數作為企業規模代理變量，為避免企業規模與生產率之間相關性所導致共線性問題，本文采用企業銷售額與所處二位數行業平均銷售額的比值進行度量；③企業年齡(age)，以當年年份與成立年份的差來度量；④資本密集度(kintense)，以固定資產凈值年平均余額與從業人數比值的對數來度量；⑤融資約束(fcons)，以應收賬款與工業銷售收入之比度量；⑥平均工資(wage)，以應付工資和應付福利費之和比上從業人員數之表示；⑦新產品產值(new)，由于研發支出數據在多數年份缺失，本文以新產品產值與銷售產值之比度量企業創新強度，同時為避免變量之間的內生性問題，上述控制變量均采用滯后一期值代替；⑧所有制變量(soes和foreign)，國有企業定義為國家資本占實收資本50%及5%以上的企業，外資企業定義為外商資本(包括港澳臺)占實收資本50%及50%以上的企業。此外，本文還控制了地區、年份和行業虛擬變量。

(1) 1981年年平均流量和年最大流量分別作為邊界條件時，巴塘河河道21 480.34橫斷面淹沒水深分別為20 m和23 m，淹沒水深增幅為3 m。這兩種流量條件下，均未出現河道溢流情況。

(三)數據來源

(1)企業數據。企業微觀數據來自1998—2007年中國工業企業數據庫，而對原始數據的處理參照謝千里等(2008)、Brandt et al.(2012)、余淼杰(2011)等的做法，剔除了以下樣本觀測值：重要財務指標缺失(企業總資產、固定資產凈值、銷售額、工業總產值、從業人數、固定資產合計)；從業人員少于10人；不符合會計原則的觀測值；開工時間無效(包括年份和月份)。在此基礎上，本文根據企業法人代碼合并提取各年數據，保留10年間持續經營的企業樣本，剔除非制造業樣本，最終得到包含218370樣本觀測值的平衡面板數據集*本文旨在研究開發區產業政策對存量企業出口行為的影響，而采用平衡面板數據可排除新設企業的影響。。最終，本文得到的樣本數目與王智波等(2015)的結果十分接近。

(2)城市數據。為將企業樣本對應到280多個地級以上城市，我們以所在地區號為主要依據，以2007年的行政區劃為準，將樣本企業分別歸屬到256個地級市。計算城市經濟增長質量指數的基礎數據主要來自1999—2008年的《中國城市統計年鑒》；由于固定資產投資價格指數和居民消費價格指數兩項指標缺失，使用《中國統計年鑒》中的省級行政區數據代替。

四、實證結果與穩健性檢驗

(一)全樣本估計結果

表2報告了開發區虛擬變量為關鍵解釋變量的Heckman兩步法估計結果，結果顯示逆米爾斯比率顯著不為0，表明Heckman估計有效。表2模型1顯示，開發區虛擬變量的估計系數在1%的水平下顯著，但在出口選擇方程中為負，在出口規模方程中為正，這表明開發區設立與企業出口規模正相關，與出口傾向負相關，平均提高了27%出口規模。模型2—4顯示了三類開發區的估計結果，回歸系數的正負性與模型1一致，但模型2中經開區的系數并不顯著。由此可以得出以下結論：開發區的設立顯著提高了企業的平均出口規模，但并未提高其出口傾向，而對出口加工區和高新區的作用比經開區更為明顯。因此，開發區設立對出口的影響主要體現在出口擴張的集約邊際上，即原出口企業出口規模的提高上，而無法從擴展邊際方面發揮作用。總體上，擁有開發區的城市企業出口的傾向甚至更小，出口規模有向大型企業集中的可能。

表2 Heckman兩步法估計結果(一)*經濟增長質量與開發區虛擬變量之間可能存在共線性問題，quality與EZP的相關性較高，達到0.5244。我們在OLS回歸的基礎上計算了各變量的VIF值。盡管個別變量的VIF>1，但最大值遠小于10，其他企業層面變量之間的相關性問題并不嚴重，不必擔心存在嚴重共線性問題。

注：圓括號內數字代表估計的z統計量；*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01。下同。

地區經濟發展水平與企業出口行為的相關性得到了證實。然而，這種關系在出口選擇模型和出口規模模型中存在明顯差異。模型1—4中，城市經濟增長質量指數與企業出口顯著正相關，與企業出口規模顯著負相關。這意味著經濟發展對企業出口的影響體現在擴展邊際上，對集約邊際沒有促進作用，具體影響方式與開發區設立的影響恰好相反。Fernandes et al.(2015)利用多國企業數據得出研究結論，更發達的國家擁有更多、更大規模的出口企業，出口擴張兩個邊際上同時發生的結論在中國城市層面并不完全成立。相比經濟增長質量較低地區的企業，經濟增長質量較高地區出口企業的平均出口規模并沒有明顯優勢。可能的解釋是：經濟增長質量較高地區聚集了大量中小型出口企業，一定程度上拉低了平均出口規模，而經濟增長質量較低地區雖然企業數量相對較少，但存在的個別大型出口企業使其平均出口規模較高。

表3 報告了主導產業政策對企業出口行為影響的估計結果。模型5顯示，policy_DZ在1%的水平下顯著，但在出口選擇方程中為負，在出口規模方程中為正，與模型1中開發區變量DZ的估計結果一致。這表明企業符合開發區主導產業定位與企業出口規模正相關，與出口選擇負相關，平均可以提高28.3%出口規模。三類開發區的分類考察中，經開區和出口加工區的估計結果與模型5較為一致，即主導產業政策促進了企業出口規模的擴大，但未提高出口傾向。模型6中，高新區主導產業政策與出口選擇的關系為正，但系數很小且不顯著，與出口規模的回歸系數在5%的水平下顯著為負，說明符合高新區主導產業定位的企業既不更傾向出口，也不具有更大的出口規模?？赡艿慕忉屖牵合啾冉涢_區和出口加工區，高新區的主導產業一般以電子信息、生物醫藥、新能源、新材料等戰略性新興產業和高新技術產業為主，中國在這些領域還不具備比較優勢，出口企業較少，出口規模也較小。表2和表3的模型1—8的結果表明，開發區的設立和主導產業的產業政策在促進企業出口上發揮了正面作用，但對出口增長的作用局限在集約邊際上，并未提高出口擴張邊際，研究假設1、研究假設2得到證實。

表3 Heckman兩步法估計結果(二)

企業層面控制變量的系數估計結果在模型1—8中保持了較好的穩健性。值得注意的是，全要素生產率、資本密集度與出口規模呈現顯著正相關，與出口選擇呈現負相關，融資約束顯著限制了企業的出口選擇。研發成果、企業規模與出口選擇呈現正相關，但與出口規模呈現負相關。上述結果意味著，在本文的考察期間，中國制造業出口企業比非出口企業擁有更大的銷售規模和更高的新產品產出，但其生產率和資本密集度卻低于非出口企業。這一結果證實了李春頂(2015)等提出的中國企業“出口-生產率悖論”的存在。

(二)所有制分組估計

總體樣本回歸中，我們已經看到國有企業虛擬變量對企業出口行為有一定影響，總體樣本國有企業的出口傾向小于非國有企業。進一步地，我們考察在不同所有制的企業組內部開發區及其主導產業政策對其出口行為的影響，表4報告了分組估計的結果。我們發現，國有企業樣本中開發區虛擬變量、主導產業政策的系數估計結果與非國有企業有明顯差異。設立開發區與國有企業出口選擇呈現顯著正相關，與出口數量顯著負相關。這意味著，設立開發區的城市中的國有企業擁有更強的出口傾向，但出口規模并未大于未設有開發區城市的國有企業。設有開發區的城市，符合當地主導產業定位的國有企業在出口選擇和出口數量上并沒有優勢，回歸系數甚至為負。

表4 按所有制分組的回歸結果

(三)內生性問題的進一步討論

前文通過控制城市層面的經濟增長質量、加入省區固定效應等方法來控制國家級開發區設立的內生性問題，盡管如此仍然可能遺漏決定企業出口潛力的某些因素，這些因素可能是無法觀測和度量的。為此，我們加入企業出口行為的滯后一期變量，在控制企業的出口趨勢后進行動態面板的估計，這可以盡量避免遺漏變量的問題。表5的結果顯示，無論采用OLS估計還是控制滯后因變量內生性的GMM估計，回歸結果均與基本結論一致：開發區設立及主導產業的選擇對企業出口集約邊際(出口規模)的影響是顯著為正的，對出口擴展邊際(出口參與)的影響并不顯著。

表5 動態面板回歸

(四)穩健性檢驗

本文從以下幾方面對上述回歸結果進行穩健性檢驗:(1)政策變動的影響,樣本觀察期內，中國逐漸放開了對外貿易許可證的管制，2004年后大多數行業中的企業可以自主開展外貿出口活動(Dai et al. ,2016),而在2004年之前，伴隨著外貿經營權的放開，企業的出口活動在二元邊際上發生變化，這可能并非開發區政策的作用效果。為了排除這一影響，我們對2004年前后的樣本進行分組估計，發現開發區及主導產業政策對企業出口集約邊際的影響顯著為正，對擴展邊際的影響則不顯著，基本結論穩健。(2)樣本選擇的ML估計，“兩步估計法”的優點在于對分布的假設較弱，非正態分布假設下依然成立，但是由于第一步估計的誤差可能會被帶入第二步，估計效率不如ML估計，并且ML估計下可對樣本選擇假設進行似然比檢驗，而對模型1—8的ML估計結果表明，各變量的系數及顯著性未發生實質變化，模型的LR檢驗均在1%的置信區間拒絕原假設。(3)存在排除性約束的估計。為了更穩健地識別，Cameron et al.(2010)建議施加排除性約束，要求在選擇方程中有一個被排除在結果方程之外的外生變量，因此在ML估計的基礎上將企業層面的負債比率(debtrate，負債合計/資產合計)和稅收水平(tax，稅收總額/銷售產值)分別作為選擇方程的約束變量進行回歸分析，研究結果顯示二者與出口選擇均呈現顯著負相關，與出口規模呈正相關，其他關鍵變量和控制變量的回歸系數均保持穩健。(4)全要素生產率的OLS估計，前文采用OP法估算了企業的全要素生產率，這里采用傳統的OLS估計法再次進行測算，回歸結果同樣穩健。

五、基于經濟增長質量的門檻回歸分析

(一)門檻模型設定

前文實證分析表明，開發區及其主導產業政策顯著提高了出口的集約邊際，而以經濟增長質量指數度量的地區發展水平的提高會顯著促進了出口擴展邊際。本部分將進一步考察地區發展水平是否構成開發區及其產業政策對企業出口行為影響的門檻效應，采用Hansen(1999)提出的面板門檻回歸模型進行估計。門檻回歸方法從數據出發搜索出經濟增長質量指數的門檻值，進而研究不同經濟增長質量指數區間下產業政策與企業出口行為的關系。在分析解釋變量DZ的影響時，考慮到城市經濟增長質量指數與開發區的設立存在一定相關性，因而不加入經濟增長質量指數quality；分析開發區主導產業政策policy的影響時，將quality作為重要變量加入回歸方程。單一門檻模型設定如下：

ex_intenijkt= μi+η1qualitykt+η×Controls+θ1d*I(qualitykt≤γ)+

θ2d*I(qualitykt>γ)+εijkt

(6)

其中：quality為門檻變量；d為開發區或產業政策變量；γ為特定門檻值；I(·)為示性函數；μ反映個體效應。存在雙重門檻時，模型設定如下三重門檻以此類推：

ex_intenijkt= μi+η1qualitykt+η×Controls+θ1d*I(qualitykt≤γ1)+

θ2d*I(γ1γ2)+εijkt

(7)

(二)門檻檢驗與回歸結果分析

表6給出了模型1—8的門檻檢驗結果。以開發區虛擬變量為解釋變量時，單一門檻模型的效果顯著。門檻值在三類開發區虛擬變量下十分穩定，模型1、2、4中門檻值均為4.391，準確地落在95%的置信區間內。以主導產業虛擬變量為解釋變量時，單一門檻效果和雙重門檻效果均顯著，門檻值均在95%的置信區間內顯著。因此，對估計結果進行解釋時，在模型1—4中考察單一門檻效應，模型5—8中考察雙重門檻效應。

表6 門檻效應檢驗與門檻估計值

注:P值和臨界值均為采用“自抽樣法” (Bootstrap)反復抽樣100次得出的結果。

表7報告了門檻模型的估計結果。模型1—4中，當經濟增長質量指數小于門檻值時，開發區虛擬變量與企業出口規模的相關性并不顯著；當經濟增長質量指數高于門檻值時，設立開發區城市的企業出口規模高于無開發區城市29.1%。分開發區類型的估計中，門檻效應在經開區和高新區虛擬變量為解釋變量的樣本估計中效果十分明顯：經濟增長質量指數低于門檻值時，開發區設立與企業出口規模顯著負相關；經濟增長質量指數高于門檻值時，二者顯著正相關，經開區和高新區設立分別提高12.1%和11.1%企業出口規模。模型4中出口加工區設立與企業出口規模在經濟增長質量指數門檻值前后均為顯著正相關，但經濟增長質量指數高于門檻值4.397時，回歸系數提升了近20個百分點。出口加工區成立的目的正是給企業提供更加寬松的經營環境，鼓勵擴大外貿出口，對區內區外企業都有所惠及(陳釗 等，2015)。因此，出口加工區的估計系數正負性不受門檻值影響這一結果是符合預期的。

注：模型1—4中，γ1表示單一門檻值;模型5—8中，γ2表示雙重門檻中的第一個門檻值。

模型5—8進一步給出開發區主導產業與企業出口規模效應的門檻估計結果。雙重門檻設定下，隨著城市經濟增長質量指數在門檻值之間跨越，產業政策對企業出口規模的影響表現出由負轉正、由弱到強的趨勢?？傮w上，當經濟增長質量指數大于第二個門檻值4.639時，其對企業出口規模的影響才由負轉正，即提高16%出口規模。分開發區類型的估計結果中，二者關系方向轉正在跨越第一門檻值時即發生，并且當跨越第二個門檻值后，產業導向對企業出口規模的影響程度較大，分別提高24.6%、46.7%和52.5%企業出口規模。模型1—8表明，開發區及其主導產業政策對出口集約邊際的提升作用是有條件的，即只有在經濟發展程度達到一定水平時才會出現。

六、結論與政策啟示

學術界對產業政策效果爭論已久，本文突破從宏觀上評判產業政策得失的研究框案，而是通過聚焦企業出口行為，進而考察開發區的設立及其主導產業導向對地區企業出口選擇和出口規模的影響，探討開發區產業政策促進出口的方式。同時，本文構造城市經濟增長質量指數作為衡量地區經濟發展水平和功能性產業政策效果的依據，考察其對開發區選擇性產業政策效果的門檻效應。中國產業政策實施的廣泛性和持續性，在地區層面重要的體現便是各級各類的開發區的設立，即通過政策扶持和資源傾斜，政府將大量企業引入開發區園區，以針對性地鼓勵一批主導產業發展壯大，進而求得地方經濟發展。這種政府主導的選擇性產業政策推動的產業發展方式促進了部分行業在短時期內實現飛速增長，導致產業集聚形態迅速成型。然而，從企業出口層面考察產業政策的效果發現，開發區設立及主導產業政策對出口的促進作用僅限于集約邊際的增長，對擴展邊際并無積極作用，并且其對出口規模的促進也受到地區發展水平的限制。而經濟發展相對落后的地區，即便批準設立國家級開發區，制定與發達地區相近的主導產業政策，對當地出口的雙重邊際均無明顯促進作用。

政府主導的開發區與一般的產業集聚存在巨大的差別。 政府往往在開發區居于主導位置，“看得見的手”同時又是“扶持之手”(鄭江淮，2008)。孫楚仁等(2015)討論的行業內外部性、行業間外部性、行業分散、行業競爭四種集聚模式通過影響企業的生產成本、貿易成本和生產率進而影響出口二元邊際的機制在開發區層面可能并不顯著。單純依靠稅收補貼、土地優惠等手段無法改變企業在國內外市場的進入策略，對出口擴展邊際影響甚微。外資主導的加工貿易在開發區經濟中發揮了重要作用，但加工貿易“兩頭在外”的特征也制約了開發區內形成關聯企業空間集中的外部經濟。若要真正發揮開發區作為地區經濟發展的“增長極”和正向溢出效應，實現出口貿易競爭力的提升，那么需要從選擇性的產業政策逐漸轉向全面的功能型產業政策，以提升經濟增長質量，創造企業自發性集聚演化的條件。

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