開發區政策對企業高質量發展的影響研究

作者簡介："梁巧玲（1988—），女，福建福鼎人，博士，上海工程技術大學管理學院教師，研究方向：區域經濟、空間經濟、企業經濟；通信作者：何文舉（1969—），男，湖南汨羅人，博士，湖南工商大學經濟與貿易學院教授，研究方向：數字經濟、人口資源與環境。

摘"要：開發區政策作為一種典型的區位導向性政策，對企業高質量發展具有重要作用。基于中國工業企業數據，考察開發區政策對企業高質量發展的影響。結果顯示：開發區政策能夠顯著促進企業高質量發展，并且在沿海地區和內陸地區更為顯著。進一步研究表明，市場規模具有顯著的調節效應，在國內市場規模和國外市場規模越大的地區，開發區的政策對企業高質量發展的效應更強。這一研究結果指出了大市場驅動下開發區政策對于帶動企業高質量發展的重要意義，但由于空間異質性的影響，也需要持續深入推進全方位開放政策和刺激國內消費升級，擴大市場規模。

關鍵詞： 開發區政策；高質量發展；全要素生產率

中圖分類號：F124；F276；F127；F812．0""文獻標識碼："A""文章編號：1003.7217（2024）03.0146.08

一、引"言

黨的二十大報告指出，高質量發展是全面建設社會主義現代化國家的首要任務。企業作為微觀經濟活動的主體，是實現宏觀經濟高質量發展的關鍵因素。開發區政策是一種典型的區位導向性政策，對其政策的評估一直是學界多領域關注的熱點，然而“區位導向性政策是否有效，能否帶動企業高質量發展”這一問題仍存在較大爭議。一方面，開發區憑借其區位優勢、資源優勢及政策優勢，不僅在吸引外資、吸納就業、刺激市場需求、帶動區域經濟發展等方面取得了顯著成績，而且對于提升企業全要素生產率有顯著促進作用［1-3］；另一方面，由于開發區的選址不當、重復建設、產業同構和無序擴張等，其對所在城市經濟增長貢獻并不大。開發區的空間分布越來越均衡，但與此同時，城市間的經濟差距仍然在不斷拉大，主要原因在于開發區政策對經濟欠發達地區的城市經濟增長、全要素生產率提升等促進作用要明顯小于對經濟發達地區的影響［4，5］。因此，研究開發區政策對企業全要素生產率的影響，有助于回答“開發區政策是否有效”，以及是否存在“空間錯配”問題，有助于理解黨中央關于高質量發展的深刻內涵，對于加快建設現代化經濟體系，深化供給側結構性改革，增強國內大循環內生動力和可靠性有重要意義。

總結已有相關研究，大致有以下兩種觀點：第一種觀點認為，開發區政策能夠顯著促進企業全要素生產率的提升[6，7]，而這主要來自開發區的 “集聚效應”和“選擇效應”;前者是指開發區內人才和企業高度聚集，企業和員工之間相互學習，促進了知識外溢和技術進步［8，9］；后者是指開發區政策導致競爭加劇形成的競爭機制，使得能夠存活下來的企業一般具有較高的生產率[10]。第二種觀點認為，開發區政策不能顯著提升企業全要素生產率，因為開發區在設立之初一般制定了多項財政政策和稅收減免政策，為區內企業提供政策支撐和無形的政策租金［10］，但直接的財政補貼資源增加會提高企業成為“僵尸企業”的概率［11］。國家級開發區內企業具有更顯著的技術創新優勢，但這種優勢在短期內主要來源于政策性補貼，而集聚效應則是形成長期優勢的關鍵因素［12］。為此，本文參照《中國開發區審核目錄公告》（2018年版），以出口導向型開發區為例，主要選取具有明確出口導向型政策的保稅區、出口加工區、特殊海關監管區域和邊境/跨境經濟合作區作為政策評估對象展開研究，從而使研究具有較強的針對性。雖然已有研究剖析了開發區政策對企業全要素生產率的影響，但均未能較好地回答開發區政策能否有效發揮的問題。開發區是拉動地方經濟增長的引擎，能夠產生顯著的消費驅動效應［13］和生產活動溢出效應［14］。但開發區建設必須要以接近大市場為前提，如果遠離大市場，就會帶來物流、通勤和人員交流的成本增加，不僅無法顯著提升企業生產率，也不利于招商引資，還可能帶來土地資源浪費［15，16］。因此，進一步研究市場規模在開發區政策影響企業全要素生產率中的調節效應，能夠較好地回答“開發區政策是否有效”這一問題，對于理解大市場驅動下開發區政策帶動高質量發展的內涵具有重要意義。

二、理論分析

參照新經濟地理學的本地溢出效應模型（LS模型），構建企業生產率的決定方程，并借助數值模擬解析開發區政策對企業全要素生產率的影響。

1.企業生產率的決定方程。假設存在三部門（農業部門A、工業部門M和創新部門I）、三區域（國外0、非開發區2、開發區1，地區用下標i表示，即i=0，1，2），使用兩種要素（資本K和勞動力L）。創新部門在完全競爭市場結構下，可以通過創造新資本來彌補資本折舊和資本積累以促進經濟長期增長。新資本形成的成本函數為Fi=wiaIi。其中，wi表示勞動力工資；aIi表示地區i創新部門I生產1單位新資本（物質資本和專利）的勞動需求，受學習曲線的約束，即創造單位資本所需的勞動量隨著資本積累增加和生產效率提升而減少（學習效應）；aIi=1/（AiKW），Ai表示i地區企業資本形成效率（企業生產率），Ai越大，新資本形成的成本就越低；KW表示世界資本存量，世界資本存量等于兩種資本存量之和，即KW=K0+KR，本國資本KR=K1+K2；那么，區域i的資本稟賦用SKi表示，即SKi=Ki/KW。

假設企業生產率Ai取決于本地區的資本稟賦條件（或稱為本地原始資本積累情況）和技術溢出的難易程度（或接受新技術的能力），即資本積累越多，接受新技術能力越強，企業生產率越高。設定區域i企業生產率的表達式為：

其中，i≠j≠f=0，1，2；γ表示技術溢出的難易程度（或接受新技術的能力），γ越大，技術溢出越容易；假設γ是個常數，γ∈［0，1］，γ=1表示技術完全自由傳播，γ=0表示技術不能傳播。經整理可得地區資本稟賦的表達式為：

2.消費短期均衡。假設各地區代表性消費者擁有相同的效用函數，均由C.D生產函數和不變替代彈性生產函數給出。消費者通過最優跨期決策以實現效用最大化，這里假設消費者跨期替代彈性為1。所以，代表性消費者的效用函數表達式為：

其中，PM為工業品綜合價格指數。

3. 生產短期均衡。假設企業進行國內貿易和國際貿易存在運輸成本t（t ≥ 1）和通關成本τ（τ ≥ 1）兩種，均遵循冰山交易技術；運輸成本受制于區際交通運輸條件，通關成本與貿易便利化程度有關。由于出口導向型開發區一般設立在沿海、沿邊等地區，因此，假設開發區內企業參與國際貿易的交易成本僅有通關成本，而非開發區內的企業參與國際貿易的交易成本由區際的運輸成本和通關成本兩個部分構成，等于運輸成本t和通關成本τ的乘積，一般高于區內企業參與國際貿易的交易成本。

假設農業部門在完全競爭市場結構下生產和銷售，規模報酬不變，勞動為唯一投入要素，且農產品貿易不存在交易成本。為了簡化模型，假設均衡時農產品價格pA1=pA2=pA0=pA=w1=w2=w0=1。假設工業部門是在壟斷競爭市場結構下生產和銷售，規模報酬遞增，且每個工業企業只生產1種差異化工業品；工業部門的產品生產函數為y=k+wam，k和am分別表示單位產出的資本投入和勞動投入；工業部門產品定價是根據交易成本實行差異化定價原則；假設均衡時不同地區企業生產的工業品的出產價格相等，即p11=p22=p00=1，那么在其他市場售價則是根據交易成本進行差別定價，分別為p12=p21=t，p01=p10=τ，p20=p02=tτ。

假設資本可以在開發區和非開發區間自由流動，且受制于資本回報率和經濟長期增長率。企業進入開發區進行生產和貿易會伴隨著資本流動，并產生技術的溢出效應。短期均衡時，企業經營利潤等于資本收益率，那么，地區i企業的資本收益率為：

其中，世界總支出等于三個地區總支出之和，即EW=E0+E1+E2；g表示資本增長率；δ表示資本折舊率。

4.相對市場規模與企業空間分布。企業進入開發區，意味著生產活動在空間上的轉移，同時也伴隨著資本流動。資本流動性強弱取決于地區間資本回報率差異，當投資回報率相等時，資本則不再流動。假設國內工業品總數nR等于國內兩地區工業品種類數量之和，即nR=n1+n2；同理，世界工業品總量nW等于兩國工業品總量之和，即nW=n0+nR。那么，產業空間分布系數Sni就可以表示為ninW（i=0，1，2）。長期產業空間分布方程為：

長期產業空間分布方程可能存在多重均衡，即當πR=π0時，得到的內點解，以及SnR=0或Sn0=1得到的兩個解。由πR=π0、π1=π2可以求解得到國內兩地區產業空間分布與相對市場規模之間關系的表達式為：

每個企業只生產1種差異化工業品，而每單位工業品的生產需要1單位資本投入。資本存量的相對份額、新資本創造效率（企業生產率）會影響資本的空間分布。長期均衡時，每個地區的資本收益率相同，資本價值V等于資本創造成本F，它們之間的比率等于托賓q值，此時托賓q值等于1（q=V/F）。其中，資本價值vi=πiρ+δ+g，資本創造成本Fi=1AiKW。長期均衡時，資本收益率相等，即πi=bEWKW。所以，長期均衡時各地區相對市場規模為：

5.開發區政策、相對市場規模與企業生產率。由式（1）和式（9）～式（11）可以得到含有開發區政策和相對市場規模的企業生產率表達式分別為：

進一步對式（13）進行數值模擬分析，討論開發區政策對企業生產率的影響。由于區內企業一般具有較低的運輸、通關成本，因此模擬分三步進行：首先，考察通關條件的影響，用國際貿易自由度衡量（φ=τ1－σ）；其次，考察交通條件的影響，用區際貿易自由度衡量（θ=t1－σ）；最后，考察相對市場規模的調節作用。模擬結果顯示①：（1）國際貿易自由度越高，通關成本越低，企業生產率越高；（2）區際貿易自由度越高，運輸成本越低，企業生產率越高；（3）相對市場規模越大，開發區政策對企業生產率的提升越明顯，表現為相互增強的“互補效應”；（4）在交通基礎薄弱或國際貿易壁壘較高的欠發達地區（該地區相對市場規模較小，t和τ取值很高，即貿易自由度很低）設立開發區，可能導致“效率損失”，也就是說，開發區政策并不能提升企業生產率。

綜合數值模擬的結果，提出以下研究命題：

命題1"開發區政策能夠提升企業生產率，帶動企業高質量發展。

命題2"開發區政策對企業高質量發展的影響具有空間異質性。在相對市場規模較大的地區，開發區政策促進企業高質量發展；在相對市場規模較小的地區，開發區政策對企業高質量發展的作用甚微，甚至為負。

命題3"開發區政策與相對市場規模之間存在互補效應，即相對市場規模越大，開發區政策對企業高質量發展的影響更顯著。

三、研究設計與特征事實分析

（一）樣本選擇與數據來源

1.開發區層面數據。參照《中國開發區審核目錄公告》（2018年版），選取包括綜合保稅區、保稅區、出口加工區、保稅物流園區、保稅港區在內的135個海關特殊監管區域和19個邊境/跨境經濟合作區作為研究樣本，考察開發區政策對企業全要素生產率的影響。整理了開發區的名稱、郵政編碼、地區代碼、批準成立時間、面積及主導產業等信息，用于匹配中國工業企業數據。

2．企業層面數據。中國工業企業數據庫為國家統計局每年對規模以上非國有工業企業和全部國有企業進行統計整理而得的調查數據，由于存在企業數據誤報情況，使用該數據庫估算企業全要素生產率和進行相關實證研究前需進行異常值處理。首先，去除總資產、雇員人數、工業總產值、銷售額缺失的企業樣本；其次，保留實收資本和職工人數大于0的企業樣本；最后，遵循一般公認會計準則，剔除出現以下情況的樣本：總資產小于流動資產、總資產小于固定資產凈值、累計折舊小于當年折舊的企業樣本。

3．開發區企業的識別策略。首先，搜集整理開發區地區代碼，將代碼前六位與中國工業企業數據庫中企業的地區代碼進行匹配，初步得到位于開發區所在縣級行政區的企業。其次，根據郵政編碼進行匹配，由于部門開發區對應多個郵政編碼，若企業的郵政編碼與一個郵政編碼對應，則認為該企業為開發區企業。再次，根據前兩步得到的開發區企業的調查期年份，匹配開發區成立年份，將企業調查期年份大于開發區成立年份的企業識別為開發區企業。最后，生成一組開發區政策的啞變量（Policy），開發區企業標記為1，非開發區企業標記為0。經過匹配和處理，在樣本期內（2001—2013年），進入開發區經營的企業樣本有38212個，始終沒有進入開發區經營的企業樣本有207553個。

（二）計量模型設定

計量估計模型設定如下：

其中，下標i表示企業，j表示地區，k表示行業，t表示年份；TFPijkt表示企業全要素生產率，用以衡量企業高質量發展；Policyijkt表示開發區政策的啞變量，若在t年企業在開發區內經營，則取值為1，否則取值為0；Xijkt表示一系列控制變量集，包括外資參與程度（FDI）、人力資本水平（HC）、資本密集度（CI）、企業年齡（Age）、行業壟斷程度（HHI）、國有企業啞變量（SOE）、創新型企業啞變量（RD）和出口企業啞變量（EX）；此外，為了盡可能控制省份個體差異、行業個體差異以及全國宏觀經濟發展環境變化的影響，分別引入省份固定效應τj、年份固定效應∈t和行業固定效應θk；εijkt表示服從正態分布的隨機干擾項。

進一步將市場規模作為關鍵調節變量，并設定計量估計方程如下：

其中，MSijkt表示市場規模，從國內市場規模（home "market size，HMS）和國外市場規模（external market size，EMS）兩個方面展開分析，分別用企業實際總產出和企業實際出口交貨值占總產出的比值衡量。

（三）變量說明及定義

1．被解釋變量：企業高質量發展，用企業全要素生產率（TFP）衡量。企業全要素生產率指總產出中不能由要素投入解釋的那部分剩余，用以反映投入產出的總體效率。關于全要素生產率的測算方法有很多，傳統OLS方法用“索洛殘差”估計企業全要素生產率可能會產生同時性偏差和樣本選擇性偏差[17]，而FE法、OP法、LP法和GMM法均從不同角度提出了解決方案。本文以OP方法測量的TFP進行基準回歸，并以LP方法和GMM方法測量的TFP進行穩健性檢驗。

2．調節變量。市場規模是指在一定市場范圍內的市場需求或市場容量，用以反映一個地區的平均購買力。一個地區的市場需求不僅來自國內地區的市場需求（國內市場規模HMS），還來自國外地區的市場需求（國外市場規模EMS）。進一步將HMS和EMS作為調節變量進行研究，分別用企業實際總產出和企業實際出口交貨值占總產出的比重進行衡量。

3．控制變量。選取可能影響開發區政策和企業全要素生產率的控制變量，包括外資與港澳臺資本參與程度（FDI）、人力資本水平（HC）、資本密集度（CI）、企業年齡（Age）、行業壟斷程度（HHI）、國有企業啞變量（SOE）、創新型企業啞變量（RD）和出口企業啞變量（EX）。

變量的定義及說明見表1，變量的描述性統計結果見表2。

（四）特征事實分析

1．全要素生產率（TFP）的核密度分布圖。用于估算工業企業全要素生產率的樣本量均在300萬以上，并繪制相應的TFP值的核密度分布圖①以分析TFP的分布特征和動態變化?？梢钥闯觯宸N方法得到的TFP值均在偏度峰度檢驗中拒絕了正態分布假設。雖然這五種方法估計得到的TFP核密度函數圖形狀相似，但在統計量對比中仍存在一定差異：首先，OP法和GMM法估計的TFP核函數圖的偏度均大于0，呈正偏態分布，且偏度絕對值較小；而其他估計的TFP值呈負偏分布，偏度絕對值較大。其次，OLS方法和FE法估計的TFP值的峰度值較大，分布更為陡峭；而GMM法、LP法和OP法估計的TFP值的峰度值較小，分布較為平緩，其中OP法估計的TFP值分布最為平緩。因此，以OP法估計的TFP值為基礎進行基準回歸，并在穩健性檢驗中同時考慮LP法和GMM法估計的TFP值。

2. 開發區企業與非開發區企業的特征比較。開發區企業與非開發區企業的TFP_OP差異圖①顯示，開發區企業全要素生產率的均值要略大于非開發區企業，初步認為開發區企業存在明顯的生產率優勢。由于進入開發區的企業會面對來自國際市場準則的壓力，一般會承擔一些額外的沉沒成本，故這些企業自身可能具有一些規模和效率上的優勢，否則會在激烈的國際市場競爭中退出。

表3進一步比較了開發區企業和非開發區企業的特征差異?？梢?，開發區內的企業平均水平要高于非開發區的企業平均水平，比如開發區企業的平均市場規模、出口規模、外資參與程度、人力資本水平、資本密集度要明顯高于非開發區企業；但開發區內企業的平均年齡要小于非開發區企業。

四、實證結果分析

（一）樣本匹配情況：傾向得分匹配（PSM）

由于同一企業不可能同時選擇進入開發區或不進入開發區。企業是否進入開發區，是一個自我選擇的過程，正如上述分析的結果，開發區企業可能本身就具有一定的“生產率”優勢。為了避免樣本選擇偏誤，排除企業特征差異的影響，運用PSM方法為處理組找到控制組。

1. 確定開發區政策的“協變量”組。使用Logit模型確定可能影響企業是否選擇進入開發區的“協變量”組。結果顯示①，外資參與程度越高、人力資本水平越高、資本密集度越大、企業年齡越小、行業壟斷程度越低，越傾向于進入開發區；并且出口企業、國有企業、非創新型企業更傾向于進入開發區。

2.平衡性檢驗。為了確保匹配結果的可靠性，使“協變量”在匹配后的處理組和控制組之間分布較為均勻。需要先進行共同取值檢驗和匹配平衡性檢驗?；谧罱徠ヅ湓?，對處理組和控制組的企業樣本進行匹配，并將匹配后的樣本進行差異分析。結果顯示①，匹配后的協變量中行業壟斷程度的標準化偏差超過5%，其他協變量的標準化偏差均小于5%，可以認為匹配后的處理組和控制組通過了平衡性檢驗。核密度函數分布圖顯示①，匹配前處理組和控制組存在顯著差異，而匹配后則趨于一致，所有企業均在共同取值范圍內，匹配效果良好。匹配后兩組樣本變量的特征非常接近，已經很難通過協變量來區分企業是否傾向于進入開發區。匹配基本滿足了平衡性檢驗，匹配后的樣本可以近似認為是一種自然實驗。最終獲得處理組企業樣本38212家和控制組企業樣本207407家，樣本共計245619家。

（二）基準回歸分析：雙重差分（DID）

基于PSM匹配后，將得到的處理組和控制組樣本運用雙重差分進行實證研究。估計結果顯示，Hausman檢驗的統計量為174.10，顯著拒絕隨機效應模型。同時，開發區政策（Policy）的變量系數顯著為正，在1%的顯著性水平上拒絕原假設，說明開發區政策能夠顯著提升企業全要素生產率，驗證了命題1，見表4的列（1）。開發區建設通過特殊的土地、財政、經濟等優惠政策可以吸引企業入駐，在區內聚集的企業通過相互學習形成集聚效應，促進技術進步；并且區內企業具有較低的運營成本，從而使得企業有更多的資本投入到創新和改革中，用以提升企業全要素生產率。

（三）穩健性分析

為了使估計結果更為穩健，分別用LP法和GMM法估計的TFP值作為被解釋變量進行穩健性分析；LP法選擇使用中間投入品作為生產率沖擊的代理變量以解決OP法的局限性問題，GMM法是一種廣義矩估計法，引入被解釋變量的滯后值作為工具變量來解決模型的內生性問題。估計結果與基準回歸分析結果基本一致，即開發區政策顯著提升了企業全要素生產率，說明研究結果非常穩健，見表4的列（2）、列（3）。

五、拓展性討論

考慮到地區差異是中國經濟發展的現實特征，進一步探討開發區政策效果的空間異質性，回答開發區政策是否存在“空間錯配”問題；并從國內市場規模和國外市場規模兩個方面討論開發區政策的調節效應，研究開發區政策能否有效發揮的前提和基礎。

（一）異質性影響

為了驗證開發區政策效果的空間異質性，進一步將全樣本分為沿海地區、內陸地區和沿邊地區三個區域進行分樣本回歸。結果顯示，開發區政策對企業全要素生產率的效應確實存在空間異質性，見表4的列（4）～列（6）。在相對市場規模較大的沿海地區和內陸地區，開發區政策對企業全要素生產率的影響是顯著的；而在相對市場規模較小的沿邊地區，該效應并不顯著，驗證了命題2。

空間上趨向于均勻分布的開發區，似乎并沒有導致企業全要素生產率的均等提升，在經濟欠發達的沿邊地區，開發區可能已經出現了“效率損失”。主要原因在于：第一，受當地市場規模的制約，起初部分企業為了獲得“政策租”而入駐開發區，但是這種“扎堆”形式的集聚無法形成長期的鎖定效應，政策勢能會逐漸開始遞減。第二，配套產業和交通基礎設施薄弱，導致企業盈利難。沿邊地區開發區偏遠，企業有“就地取材”的優勢，但其他生產、物流、搜尋等成本過高，使得企業很難從貿易中盈利。第三，周邊國家經濟發展滯后，外部市場規模小，加上周邊貿易伙伴國的交通基礎設施水平薄弱，很難打開國際市場，導致企業出口難。第四，沿邊地區與周邊國家之間存在較大的政治、經濟、文化、語言等非制度性差異，導致企業進行貿易活動時還要承受高額的非生產性成本。

（二）調節效應分析

為了進一步研究市場規模的調節效應，將國內市場規模和國外市場規模作為調節變量展開研究。結果顯示（表5），開發區政策與國內市場規模和國外市場規模的交互項均顯著為正，說明大的國內市場規模和國外市場規模均能夠強化開發區政策對企業全要素生產率的促進效應，驗證了命題3。

考慮到市場規模的調節作用可能存在異質性，繼續進行分樣本回歸，估計結果①表明，在沿海地區，國內市場規模和國外市場規模的調節效應是顯著的，與全樣本估計結果一致，為顯著的互補效應；在內陸地區，外部市場規模的調節效應顯著為正，但國內市場規模的調節效應不顯著；而沿邊地區的市場規模調節效應則均不顯著。為了得到更為穩健的估計結果，還使用企業實際銷售總額作為國內市場規模的替代變量進行估計，估計結果基本一致①。

六、結論與政策建議

開發區作為地區經濟增長的引擎，是實現經濟高質量發展的重要渠道。以上研究顯示，開發區政策能夠顯著促進企業高質量發展；并且在沿海地區和內陸地區，該效應更為顯著。進一步研究表明，市場規模具有顯著的調節效應，在國內市場規模和國外市場規模越大的地區，開發區的政策對企業高質量發展的效應更強，呈現相互增強的互補效應，尤其是在沿海地區；在沿邊地區，市場規模的調節效應并不顯著。由于趨于均等分布的開發區政策并沒有均等提升不同地區企業全要素生產率，帶動企業高質量發展，開發區政策可能存在一定的“空間錯配”。

上述的研究結果指出了大市場驅動下開發區政策對于帶動企業高質量發展的重要意義，但由于空間異質性的影響，也需要持續深入推進全方位開放政策和刺激國內消費升級，增強國內國外雙循環的內生動力。首先，主動構建沿邊地區經濟增長級功能，刺激消費，進一步擴大對外開放程度，擴大外部市場規模，帶動地區產業高質量發展。其次，對長期閑置的開發區，政府應根據當地比較優勢，因地制宜，對其進行整合、重新布局。再次，政府應為企業提供更好的政策環境，完善交通基礎設施，降低企業通關成本和運輸成本，提升企業生產活力。最后，在招商引資方面，要更加重視非國有企業、創新型企業，這些類型的企業創新效率更高，更能夠發揮開發區的政策效果。

注釋：

① 限于篇幅，具體結果未作呈現，如有需要可聯系作者。

參考文獻：

［1］"Wang J. The economic impact of special economic zones： Evidence from Chinese municipalities［J］. Journal of development economics， 2013， 101： 133-147.

[2] 馮偉.本土市場規模與產業生產率：來自中國制造業的經驗研究[J].財貿研究，2015，26（5）：11-18.

[3] Lu Y，Zhu L， Wang J． Do place.based policies work？ Micro.level evidence from China’s economic zone program[J]. SSRN "Electronic Journal， 2015，7：32-37.

[4] Chen B， Lu M， Timmins C， et al. Spatial misallocation： Evaluating place.based policies using a natural experiment in China［R］.NBER Working Papers， 2019.

[5] 孫偉增，陳斌開.開發區政策可以促進城市平衡發展嗎？[J].經濟學（季刊），2023，23（1）：74-90.

[6] 林毅夫，向為，余淼杰. 區域型產業政策與企業生產率[J]. 經濟學（季刊）， 2018， 17（2）： 781-880.

[7] 譚靜，張建華. 開發區政策與企業生產率[J]. 經濟學動態， 2019（1）： 45-61.

[8] Gilbert B A， McDougall P P， Audretsch D B. Clusters， knowledge spillovers and new venture performance： An empirical examination[J]. Journal of Business Venturing， 2008， 23（4）： 405-422.

[9] Combes P P， Duranton G， Gobillon L. The identification of agglomeration economies［J］. Journal of Economic Geography， 2011， 11（2）： 253-266.

[10]王永進，張國峰.開發區生產率優勢的來源：集聚效應還是選擇效應？[J].經濟研究，2016，51（7）：58-71.

[11]唐錦玥，羅守貴.開發區與僵尸企業形成：促進還是抑制[J].科學學研究，2024，42（3）：605-613．

[12]劉瀟，劉廷華.開發區內企業技術創新優勢來源：補貼還是集聚？[J].現代經濟探討，2023（2）：64-76.

[13]孫偉增，吳建峰，鄭思齊.區位導向性產業政策的消費帶動效應——以開發區政策為例的實證研究[J].中國社會科學，2018（12）：48-68，200.

[14]Zheng S， Sun W， Wu J， et al. The birth of edge cities in China： Measuring the effects of industrial parks policy［J］. Journal of Urban Economics， 2017， 100： 80-103.

[15]向寬虎，陸銘. 發展速度與質量的沖突——為什么開發區政策的區域分散傾向是不可持續的？[J]. 財經研究， 2015， 41（4）： 4-17.

[16]陸銘. 中國經濟的癥結是空間錯配[J]. 深圳大學學報（人文社科版）， 2019， 36（1）： 77-85.

[17]魯曉東，連玉君.中國工業企業全要素生產率估計：1999—2007[J].經濟學（季刊）， 2012， 11（2）： 541-558.

（責任編輯：允萱）