高新技術產業開發區提升了出口技術復雜度嗎？

唐 詩，包 群

(南開大學 經濟學院，天津 300071)

高新技術產業開發區提升了出口技術復雜度嗎？

唐 詩，包 群

(南開大學 經濟學院，天津 300071)

以出口技術復雜度為衡量標準，基于2000—2007年持續經營工業企業數據，細致考察高新區對出口結構的促進效應。Heckman二階段模型結果表明，高新區顯著提高出口技術復雜度較高產品的出口概率，卻抑制其出口規模，因此高新區對區內企業出口結構的改善作用有限。此外，高新區改善出口結構的作用與一般性開發區無顯著差異，但對相鄰城市有明顯的外溢作用。

高新技術產業開發區；出口結構；出口技術復雜度

一、問題提出

雖然改革開放以來中國出口貿易規模迅速擴張，然而出口附加值偏低與技術含量不足的問題仍較為突出。因此，積極改善出口結構、提升出口商品的技術含量已經成為近年來出口政策調整的重心所在，其中成立高新技術產業開發區已成為重要的政策手段之一。截至2007年，全國高新技術產業開發區僅有54家，建立時間主要集中于1991—1992年，而且每個地級市內最多只有一個國家級高新技術產業區。然而，主流貿易理論較多關注要素稟賦、規模經濟、企業生產率等因素對出口模式與比較優勢的影響，如企業生產率[1-2]、外商投資[3-4]和企業融資約束[5-6]等方面，但中國出口貿易增長歷程表明，以開發區為代表的區域發展政策同樣也起著重要作用。

成立開發區對區域經濟增長的作用也得到了廣泛關注。魏(Wei，1995)首次研究經濟開發區對于區域經濟發展績效的影響[7]。一些學者發現開發區通過吸引外資企業建立集聚經濟體和提高技術來提高企業的生產力[8-9]。王(Wang，2013)運用321個市級數據分析開發區對集聚經濟、企業和工人行為的影響，其中高新技術產業開發區是以發展高新技術為目的而建立的開發區，高新技術產業的發展能夠推動改革并保證經濟的可持續增長[10]。胡(Hu，2007)用1992—2000年的數據發現不同高新技術產業開發區的勞動生產率趨同，但只對本區域的經濟增長有效，不存在外部性[11]。張和圓部(Zhang & Sonobe，2011)發現高新技術產業開發區內高新企業和外商投資存在集聚現象[12]。施明克和范·畢思布洛克(Schminke & van Biesebroeck，2013)將微觀企業引入，發現開發區對出口市場的表現有積極效應，其中高新技術產業開發區通過提高出口價格和出口到更高收入的國家來提高出口質量[13]。

然而，已有關于開發區的研究文獻還存在一些不足。首先，大多數文獻較為關注開發區的增長數量效應，對開發區結構改善作用的研究則相對不足。中國經濟在經歷了過去30多年的持續快速增長之后，結構問題已經日益凸顯，尤其表現在研發創新緩慢、技術含量低下以及產品附加值不高等問題[14-15]，極大限制了今后的可持續發展。因此，本文擬重點以高新技術產業開發區為研究對象，細致考察高新技術產業開發區的成立是否有助于改善出口結構與提升技術含量，同時也比較高新技術產業開發區與一般性開發區的作用差異，來甄別其結構改善效應。其次，已有文獻大多從宏觀或區域層面來考察開發區的績效，忽略了開發區對區內企業的微觀影響。由于僅從宏觀層面來比較開發區的作用，則難以有效區分開發區對其區內不同企業的差異性作用，導致研究結論過于粗略。因此，本文擬匹配高新技術產業開發區數據與微觀企業調研數據，從而有效區分開發區成立對不同企業的異質性影響，尤其是強調企業所有制、所在地理區位、所在行業特征等重要因素。

二、模型構建、指標說明和數據描述

本文采用2000—2007年持續經營的五萬多家企業數據，詳細考察高新技術產業開發區的結構改善效應。首先，遵循豪斯曼等(Huasman et al.，2007)[16]的方法，計算不同出口商品的出口技術復雜度。這一方法背后的隱含邏輯是，如果一類商品越是向技術水平先進的發達國家出口，則此類商品蘊含的技術含量也相應越高，即生產該商品的技術越為復雜。其次，針對大多數企業出口值為零的樣本選擇性偏誤(sample selection)，本文運用Heckman二階段模型進行估計，以克服樣本選擇可能導致的估計偏誤。

(一)Heckman二階段模型

由于企業存在自我選擇機制，可能會有一部分企業不存在出口，但僅對實際發生出口的企業進行回歸又會引起選擇性偏誤，且樣本量減少，因此本文采用赫克曼(Heckman，1979)[17]提出的選擇模型對樣本選擇誤差進行修正。且采用Heckman二階段模型分別考察出口企業的集約邊際和擴展邊際，可以更細致地考察高新技術產業開發區對出口結構的作用方式：

EXPDUMijt=δEXPDUMijt-1+α1HTDUMijt+α2PRODYit×HTDUMijt+φZijt+εijt

(1)

(2)

其中，式(1)是企業出口決策方程，EXPDUMijt={0，1}，當企業i在j城市t時間存在出口時取1，否則取0。式(2)是企業出口規模方程，lnEXPORTijt表示企業i在j城市t時間的出口規模，用企業出口交貨值取對數來定義。其中HTDUMijt表示企業i在j城市t時間是否存在高新技術產業開發區：存在為1，不存在為0。PRODYit表示企業i所生產產品的出口技術復雜度，是產業層面的變量。核心變量：PRODYit×HTDUMijt是兩個變量的交互項，是為了衡量高新技術產業開發區的存在對于不同出口技術復雜度的產品的出口規模是否有影響。Zijt、Xijt表示其他影響出口決策和出口規模的控制變量，εijt、νijt表示隨機誤差項，其中εijt和νijt的相關系數不等于零時說明出口決策方程和出口規模方程是相關的，存在自選擇效應，需要用Heckman方程進行一致的估計。即首先用式(1)得出出口的逆米爾斯比率，并在式(2)中作為變量單獨引入以控制選擇偏誤。而在用Heckman模型進行估計時，為防止反向因果關系存在通常需要在企業出口決策方程中加入額外的控制變量即識別變量，滿足相關性、排他性和外生性原則，本文采用企業滯后一期的出口虛擬變量來作為識別變量[18]。

(二)變量選取

為了控制其他影響企業出口的因素，本文根據國內外關于微觀企業出口的文獻[19-20]，加入如下變量：(1)企業生存年限(AGE)，生存年限不同的企業由于商業信譽、管理經營手段等不同，對出口規模產生的影響也會不同，因此采用企業樣本區間結束年份和成立年份之差衡量生存年限。(2)全要素生產率(lnTFP)，本文借鑒萊文森和彼得林(Levinsohn & Petrin，2003)[21]的方法對企業全要素生產率值進行估計，以中間投入為企業投入的工具變量，采用半參數法進行生產函數的估計，企業的全要素生產率值就是產出變量和要素投入變量加權和的差值，其中權重為生產函數中各要素投入的估計系數。(3)企業規模(SIZE)，本文采用企業年平均從業人員的對數來衡量。(4)資本密集度(lnKL)，本文采用固定資產凈值年平均余額與全部從業人員年平均人數之比的對數值來衡量。(5)工資水平(lnWAGE)，本文采用應付工資總額的對數值來衡量。(6)企業的融資能力(FINANCE)，大量研究都表明融資能力對企業出口決策的重要影響[22]，因此采用企業的利息支出和產品銷售收入之比表示企業的融資能力。(7)國有資本份額(STATESHARE)，本文采用國家資本金和實收資本比值衡量國有資本份額，同時還引入年份固定效應、城市固定效應和兩分位行業固定效應。各變量的統計信息見表1。

表1 各解釋變量的統計信息

注：作者根據原始數據整理。

(三)指標說明

1.高新技術產業開發區

高新技術產業開發區是以發展高新技術為目的，基于當地技術密集、資源密集和科技經濟實力，借鑒國外的科技資源和管理方法以實現高新技術的發展。

2.出口技術復雜度

本文根據豪斯曼等(2007)[16]的方法來計算行業層面的出口技術復雜度，用PRODYi表示出口技術復雜度，PRODYi=∑j(SijPCGDPj/∑j′Sij′)，其中Sij表示j國i商品的出口額占世界市場出口i總額的比例，Sij/∑j′Sij′為權重，代表j國i產品的出口比例占世界市場產品i出口比例的比重。由于出口技術復雜度根據貿易數據測算，而開發區又和國際貿易相關，存在內生性問題，因此本文根據期初2000年100個國家的HS-3分位數據計算出各行業產品的出口技術復雜度來衡量出口貿易結構。

(四)數據

高新技術產業開發區的數據來源于《中國開發區審核公告目錄(2006版)》，高新技術產業開發區所在城市名稱由開發區名稱直接得知，然后從《中國行政區域代碼》中得到高新技術產業開發區所在城市代碼，根據城市代碼將其區域代碼和工業企業數據對接。對于相鄰城市高新技術產業開發區的數目，本文首先從中國地圖中找出高新技術產業開發區所在城市的相鄰城市，再確定相鄰城市存在高新技術產業開發區的個數，然后按照城市代碼對接。

其他數據來源于2000—2007年國家統計局統計的中國工業企業數據庫。本文刪去了“出口交貨值”、“中間投入”、“從業人員年平均數”、“產品銷售收入”和“固定資產凈值年平均余額”這幾個變量中變量取值為缺失值和負值的觀測值。最后，選取2000—2007年54 204家持續經營的企業為研究樣本，統計顯示這54 204家企業中處于高新技術產業開發區城市的有28 344家。

行業出口技術復雜度的計算所采用的跨國數據來自于世界銀行2007年開發的貿易、生產和保護數據庫(trade，production and protection，TPP)，涵蓋了100個國家28個制造業行業的生產和貿易數據。各國人均收入水平數據來自賓夕法尼亞大學佩恩表(Penn World Table 6.3，PWT 6.3)數據庫。

三、模型估計結果

(一)基本結果

表2 高新技術產業開發區Heckman模型估計結果

注：回歸系數括號內的為相伴概率，***、*和*分別表示在1%、

5%和10%顯著性水平上顯著。

Heckman模型估計結果見表2，其中被解釋變量是企業出口概率和企業出口規模。除了控制變量外，核心變量是產品出口技術復雜度的交互項(PRODY×HTDUM)，以考察高新技術產業開發區和出口結構的關系。

對于企業出口決策方程，PRODY×HTDUM的系數在1%的水平上顯著為正，說明對于高新技術產業開發區內的企業，出口技術復雜度越高，產品出口可能性越大。對于企業出口規模方程，PRODY×HTDUM的系數在1%的水平上顯著為負，說明高新技術產業開發區抑制出口復雜度較高的企業出口規模，即高新技術產業開發區的存在會對復雜度較高企業的出口規模產生負效用。總體來說，高新技術產業開發區會顯著提高高出口技術復雜度企業的出口概率，而對出口規模卻有抑制作用。因此，高新技術產業開發區并沒有有效改善中國的出口結構。

由表2可知，企業出口決策中，企業生存年限(AGE)的系數顯著為負，說明生存年限越長的企業其出口概率越小。可能是由于企業生存年限越長在位優勢越大，管理組織體系和市場份額也較穩定，因此沒有進行出口和開辟國外市場的內在動力。而全要素生產率(lnTFP)的系數顯著為正，由于貿易成本的存在，只有生產率較高的企業才能出口。企業規模越大時，其出口的可能性也越大[23]。資本密集度對于出口概率有正向作用，這說明中國的出口產品正在依靠自身產品質量和技術升級由勞動密集型向資本密集型發展。工資水平越高的企業傾向于進入出口市場。國有資本份額對于出口概率有顯著的負作用，中國國有企業存在一些管理效率低下、創新能力不強等問題，這說明提升國有企業職工效率、推進國企深化改革對于企業有重要意義[24]。企業出口規模中，企業生產率、規模、資本密集度和融資約束能力都有正效用，而企業的生存年限、工資水平和國有企業所占份額都存在負效用。工資水平越低，企業出口規模越大，說明中國依靠低價勞動力提高了出口規模。

(二)一般性開發區和高新技術產業開發區的效果比較

從1984年開始，中國就在沿海開放城市建立了第一批國家級開發區，到2007年已建立222個國家級開發區。本文將除高新技術產業開發區以外的開發區定義為一般性開發區，并引入企業是否在一般性開發區內的虛擬變量(GENDUM)、一般性開發區和出口技術復雜度的交互項(PRODY×GENDUM)。

由表3可知，出口決策方程中，PRODY×GENDUM的系數在1%的水平上顯著為正，說明一般性開發區對于高出口技術復雜度的行業出口概率有正效用，而出口規模方程中PRODY×GENDUM的系數在1%顯著為負，說明出口技術復雜度越高

表3 一般性開發區Heckman模型估計結果

注：回歸系數括號內的為相伴概率，***、**和*分別表示在1%、 5%和10%顯著性水平上顯著。CV表示企業生存年限、企業規模、資 本密集度等控制變量及行業、年份和地區固定效應。

的產品，一般性開發區的存在使其出口規模變小。綜上所述，一般性開發區對于高出口技術復雜度企業的出口概率有顯著的提高作用，對出口規模卻有抑制作用。因此，一般性開發區沒有有效地改善出口結構。將高新技術產業開發區和一般性開發區Heckman模型估計結果對比發現，交互項系數的顯著性沒有明顯差異，因此一般性開發區和高新技術產業開發區對出口結構的影響效果差異并不大。

(三)企業所有制差異

由于所有制不同，企業的技術水平、管理效率和國家政策等都會有差異，因此不同所有制的企業受到開發區的影響也有差異*本文根據企業的登記注冊類型將企業分為四種類型：(1)國有企業，包括國有企業、國有聯營企業、國有與集體聯營企業和國有獨資公司；(2)集體企業，即內資企業中除國有企業以外的其他企業；(3)港澳臺企業，包括港、澳、臺資合資、合作、獨資經營企業和股份有限公司；(4)外資企業，包括中外合資、合作經營企業、外資企業和外商投資股份有限公司。。

表4是本文對于企業按照所有制類型分樣本處理得到的結果。出口決策方程中，集體企業PRODY×HTDUM的系數在1%的水平上顯著為正，港澳臺企業交互項系數在10%的水平上顯著為正，國有企業和外資企業交互項的系數并不顯著。因此，高新技術產業開發區對集體企業中高技術復雜度行業的出口概率有顯著提高效用，這可能是由于集體企業能夠有效利用高新技術產業開發區內引進的高新技術和優惠政策，提高出口以保證企業在市場上的競爭力。出口規模方程中，國有企業、集體企業和港澳臺企業PRODY×HTDUM的系數都在1%的水平上顯著為負，而外資企業交互項前的系數并不顯著，說明高新技術產業開發區對于除外資企業外的其他所有制企業中高技術復雜度行業的出口規模有顯著抑制作用。高新技術產業開發區沒有同時改善企業中出口技術復雜度高行業的出口概率和出口規模，因此高新技術產業開發區內四種類型的企業對于出口結構改善作用都不顯著。

表4 所有制、高新技術產業開發區和出口結構

注：回歸系數括號內的為相伴概率，***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平上顯著。CV表示企業生存年限、企業規模、資本密集度等控制變量及行業、年份和地區固定效應。

(四)地理位置

由于處于不同地理位置的城市其發展程度、資源稟賦、國家政策等都不同，所以其企業數量、出口規模以及產品的出口技術復雜度都有所不同，本文將企業分為沿海企業和內陸企業兩種類型，其中處于沿海地區的高新技術產業開發區有29家，處于內陸地區的高新技術產業開發區有25家*對于北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和廣西這12個地區，Coast=1，其他城市Coast=0。。

由表5可知，出口決策方程中，沿海和內陸地區PRODY×HTDUM的系數都在1%的水平上顯著為正，由于高新技術產業開發區的存在使技術復雜度越高的產品出口概率越大，即高新技術產業開發區提高了其出口可能性。出口規模方程中，沿海地區PRODY×HTDUM的系數在5%的水平上顯著為負，內陸地區交互項的系數在1%的水平上顯著為負，說明高新技術產業開發區的存在對出口技術復雜度高的產品出口規模都有抑制效用。因此，為了縮小和沿海發達地區的貧富差距，要對內陸地區予以不同的優惠政策。

表5 地理位置、高新技術產業開發區和出口結構

注：回歸系數括號內的為相伴概率，***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平上顯著。CV表示企業生存年限、企業規模、資本密集度等控制變量及行業、年份和地區固定效應。

(五)經營年限

由于企業的經營年限有很大差異，經營年限較長的企業擁有成熟的制度管理體制和在位優勢，進行研究創新以提高自身技術和出口的內在動力較小，因此推測高新技術產業開發區對于出口結構的影響由于企業持續經營年限的不同而有所不同*本文以15年為界限，當企業經營年限大于15年時，屬于經營年限較長的企業，小于15年則屬于經營年限較短的企業。。

由表6可知出口決策方程中，經營年限較長和較短的企業PRODY×HTDUM交互項的系數在1%的水平上都顯著為正，企業受高新技術產業開發區的影響使出口技術復雜度較高的產品出口概率較大。而出口規模方程中，經營年限較長的企業交互項前的系數顯著為負，而經營年限較短的企業交互項的系數不顯著。這說明高新技術產業開發區對于經營年限較長的企業的影響較大，對出口復雜度較高的產品出口規模的抑制作用較明顯，而經營年限較短的企業能夠積極進行創新、利用高新技術，并無顯著影響。總體來說，經營年限較長和較短的企業由于高新技術產業開發區的存在對出口結構的改善并不顯著。

表6 經營年限、高新技術產業開發區和出口結構

注：回歸系數括號內的為相伴概率，***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平上顯著。CV表示企業生存年限、企業規模、資本密集度等控制變量及行業、年份和地區固定效應。

(六)高新技術產業開發區的相鄰城市輻射效應

由于開發區通過建立集群和吸引高新技術設施來提高生產力[25]。現有文獻也已證實了技術外部性的普遍存在[26-27]，且認為技術外溢的效應隨著地理距離的增加而遞減[28]。一個區域的經濟增長不僅取決于自身條件，也受到其他經濟體尤其是相鄰經濟體的影響[29]，而且中國也已經形成了空間趨同俱樂部[30]，因此企業的出口結構也可能受到相鄰城市是否存在高新技術產業開發區的影響，且為正效應。

NHTDUM表示相鄰城市是否存在高新技術產業開發區，PRODY×NHTDUM是相鄰城市是否存在高新技術產業開發區和產品出口技術復雜度的交互項。由于企業的相鄰城市內存在不同數量的高新技術產業開發區，本文將其分為兩個階段：NHTDUM1表示企業相鄰城市存在1～2個高新技術產業開發區的虛擬變量，NHTDUM2表示企業相鄰城市存在3～4個高新技術產業開發區的虛擬變量，PRODY×NHTDUM1、PRODY×NHTDUM2表示周邊高新技術產業開發區數量不同對于產品出口技術復雜度的影響。

出口決策方程中，PRODY×NHTDUM、PRODY×NHTDUM1和PRODY×NHTDUM2的系數都顯著為正，這說明相鄰城市的高新技術產業開發區提高出口復雜度高的產品出口概率變大。出口規模方程中，PRODY×NHTDUM和PRODY×NHTDUM1的系數顯著為負，但PRODY×NHTDUM2的系數顯著為正，說明相鄰城市的高新技術產業開發區對于不同出口復雜度的產品出口規模是有影響的。當相鄰城市存在的高新技術產業開發區較少時，周邊高新技術產業開發區使出口復雜度較高的企業出口規模變小。當相鄰城市存在高新技術產業開發區較多時，周邊高新技術產業開發區對于出口復雜度較高的企業出口規模起到促進作用。因此，相鄰城市的高新技術產業開發區對于本地出口結構存在外部性，且當高新技術產業開發區數量較多時，存在顯著的正外部性，能夠改善出口結構。

表7 相鄰城市、高新技術產業開發區和企業出口

表7(續)

注：回歸系數括號內的為相伴概率，***、**和*分別表示在1%、5%和10%顯著性水平上顯著。CV表示企業生存年限、企業規模、資本密集度等控制變量及行業、年份和地區固定效應。

表8 傾向評分加權法的結果

注：回歸系數括號內的為相伴概率，***、**和*分別表示在1%、 5%和10%顯著性水平上顯著。CV表示企業生存年限、企業規模、資 本密集度等控制變量及行業、年份和地區固定效應。

(七)傾向評分加權法

由于國家選擇建立高新技術產業開發區時并不是隨機選擇，而是基于當地的資源稟賦、經濟發展和人力資本情況建立的，說明樣本存在自選擇效應，因此需要對樣本進行處理。本文運用傾向評分加權法進行穩健性檢驗，首先利用多個變量信息綜合得出傾向評分，再利用傾向評分賦予個體權重以使各因素在對照組和處理組中分布較為一致，也就是通過標準化法的原理使兩組個體的變量分布趨于一致。這種方法由羅賓斯等(Robins et al.，1995)[31]首先提出。首先，本文設定處理組是指企業i在j城市t時間存在高新技術產業開發區的組別，對照組指企業i在j城市t時間不存在高新技術產業開發區的組別。傾向評分是指研究對象在一定協變量條件下可能成為處理組的概率，即采用二元選擇模型估計企業所在城市存在高新技術產業開發區的概率。在預測概率時選用以下變量：企業的全要素生產率、企業的經營年限、企業的資本密集度和企業的融資能力，被解釋變量為企業所在城市在t時間是否存在高新技術產業開發區，根據Probit模型得出預測的概率PS。然后，賦予處于高新技術產業開發區內的企業HTDUM=1的權重為1/PS，賦予HTDUM=0的權重為1/(1-PS)，對對照組和處理組的個體每個變量以W=HTDUM/PS+(1-HTDUM)/(1-PS)賦予權重進行加權回歸[32]，回歸結果見表8。

出口決策方程中，賦予權重后的交互項PRODY×HTDUM_W的系數在1%的水平上顯著為正，說明高新技術產業開發區會提高出口復雜度較高的產品出口概率。而在出口規模方程中，賦予權重的交互項PRODY×HTDUM_W的系數不顯著，即高新技術產業開發區對于不同技術復雜度的企業出口規模的影響并不顯著。總體來說，考慮了區域發展不平衡及資源稟賦等問題后，高新技術產業開發區的存在對于出口結構的改善也并不顯著。

四、結論

基于2000—2007年持續經營的企業數據，本文考察了高新技術產業開發區對區內企業出口技術復雜度的促進效應，得到了如下研究結論：

首先，高新技術產業開發區的存在會使出口技術復雜度較高的企業出口概率較大，但出口規模較小，總體上并未有效改善出口結構。其次，高新技術產業開發區和一般經濟技術開發區對于出口結構的作用沒有明顯差異。然后，高新技術產業開發區對于不同類型的企業作用效果并不相同，但不同所有制、地理位置和經營年限的企業，高新技術產業開發區對其高技術復雜度產品的出口概率和出口規模的效應都不會同時顯著為正，這說明高新技術產業開發區所在城市內不同類型的企業對于出口結構的改善作用并不顯著。最后，從相鄰地區是否存在高新技術產業開發區的角度來看，本文發現當相鄰地區存在高新技術產業開發區的數量較大時，會使高出口技術復雜度行業的出口概率和出口規模同時顯著增加，因此會改善出口結構。本文推測相鄰城市高新技術產業開發區對于本地企業的影響是由于技術外溢效應和空間趨同俱樂部的存在，這也需要今后的進一步研究。

雖然改革開放以來中國的貿易發展迅速，但保持貿易可持續發展不僅有關于企業的自身存活和發展，還會影響中國經濟的發展方式[33]。長期以來，中國依靠廉價勞動力和簡單的加工貿易增長出口額，導致出口很容易受到其他國家影響。而推動高新技術產業的發展，改善出口結構就是保持經濟持續增長的重要途徑。通過本文的研究可知，高新技術產業開發區和一般經濟技術開發區并沒有明顯差異，都沒有有效改善中國的出口結構。因此，未來仍要謹慎對待高新技術產業開發區在改善出口結構、提升技術含量的促進作用。這一結果也意味著，與經濟總量規模擴張相比，結構優化與技術提升是一個更為艱難與相對緩慢的經濟調整過程。

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DoHigh-techIndustrialDevelopmentZonesEnhanceExportSophistication?

TANG Shi，BAO Qun

(Nankai University，Tianjin 300071，China)

With export sophistication，using data of over fifty thousand manufacturing firms from 2000 to 2007，this paper examines the promoting effect of high-tech zones on the export structure.The estimations based on a Heckman two-stage model show that the high-tech zones can significantly increase the export probability of the products with higher export sophistication，but inhibit the export scale of the products with higher export sophistication,which means high-tech zones only have limited promoting effect on the firm’s export sophistication.Further studies show that there is no significant difference between high-tech zones and general zones in improving the export structure，but high-tech zones have significant spillover effect to neighboring cities’ export structure.

high-tech industrial development zones;export structure;export sophistication

10.13504/j.cnki.issn1008-2700.2017.06.006

F752.61

A

1008-2700(2017)06-0045-10

2017-03-30

國家自然科學基金項目“經濟開發區的績效評估：區域增長、輻射效應與環境影響”(71473136)；霍英東教育基金基礎性研究課題“地方保護與中國企業出口行為”(141083)

唐詩(1991—)，女，南開大學經濟學院博士研究生；包群(1978—)，男，南開大學經濟學院教授，博士生導師。

(責任編輯：蔣 琰)