国家级经济技术开发区进口外溢与区外城市的经济增长

许统生, 罗 雪

(江西财经大学 国际经贸学院， 江西 南昌 330013)

2017年《国务院办公厅关于促进开发区改革和创新发展的若干意见》中明确要求，要发挥开发区引领和带动作用。2019年的《政府工作报告》进一步指出，支持国家级经济技术开发区相关改革试点，增强对其他区域的辐射带动作用，打造改革开放新高地。同时，2003年和2018年《中国开发区审核公告目录》和《中国开发区年鉴》的统计数据表明：国家级经济技术开发区数量由2002年的54个增至2017年的219个；进口贸易额从2002年的2 751亿元增至2017年的24 355亿元，增长了7.85倍，在全国进口总额中的比重由11.26%增至19.5%。可见，国家级经济技术开发区不仅在数量上增加了，而且在我国进口贸易中的地位也在不断增强，成为我国扩大对外开放和进口贸易的重要平台。

关于国家级经济技术开发区对其他区域经济的辐射带动作用，刘重力等[1]研究了国家级经济技术开发区外溢对区外母城经济的影响，包群等[2]研究了国家级和省级经济技术开发区外溢对开发区所在省份其他城市和其他省份周边城市经济增长的影响，但是目前没有国家级经济技术开发区的外溢对全国所有无国家级经济技术开发区的地级市经济增长影响的研究。此外，既然国家级经济技术开发区的进口占全国总进口额的比重越来越大，对国家级经济技术开发区进口外溢的研究就有一定的必要性，但目前也没有从进口角度来研究国家级经济技术开发区外溢的文献。因此，本文所研究的问题是：国家级经济技术开发区的进口外溢对区外地级城市(下文简称区外城市)，即无国家级经济技术开发区的地级市，是否真正起到了带动经济增长的作用，以及这些作用是通过哪些机制产生的。研究这些问题，在实践上有助于完善开发区发展政策，发挥开发区进口溢出对区外城市经济的带动作用，促进区域协调发展；在理论上可以拓展对区域间外溢理论运用于中国进口的理解。

一、文献回顾

国内外文献一般从如下两个方面研究区域间外溢问题：一是一般区域间外溢，二是与开发区相关的区域间外溢。

1.一般区域间外溢研究

Ouyang & Fu[3]、Chen[4]引入区域间的距离因素，构建了测量区域间FDI(对外直接投资)外溢的指标，研究了沿海城市FDI外溢对内陆城市经济增长的影响。该指标考虑了空间距离因素，与空间计量的距离矩阵相似，值得本文借鉴。潘文卿[5]利用1997年和2007年中国八大区域间的投入产出表，分析了沿海发达地区溢出对其他地区经济增长的贡献。但受数据所限，投入产出表目前仅适用于沿海、内陆的大范围区域，不适用于地级市样本研究。朱虹等[6]运用空间计量方法比较了北京和上海两大中心城市对周边区域发展的影响模式，其中所用到的距离矩阵则考虑到了中心城市与周边地区的距离因素。在研究区域间外溢对经济增长影响的结果上，往往既有正面的扩散效应，也有负面的极化效应。朱虹等[6]发现，北京对周边区域发展的影响以空吸(或极化)效应为主，而上海对周边区域发展的影响则以反哺(或扩散)效应为主。蔡之兵、满舰远[7]认为，大城市是带动区域经济增长的“火车头”，并基于“首位度”和“市场潜能结构”两个指标，运用空间计量模型实证检验了京沪两市对周边区域经济增长的带动能力，得到了与朱虹等[6]相似的结论。

2.与开发区相关的区域间外溢研究

在开发区外溢作用的客体上，现有研究存在着差异。况伟大[8]利用52个国家级经济技术开发区的数据展开了研究，发现国家级经济技术开发区能够促进园区所在区域的经济增长，但是并未对园区内外的经济分开研究。刘重力等[1]利用2002—2006 年的城市数据及开发区数据，研究了国家级经济技术开发区溢出对区外母城经济的影响，相对况伟大[8]的研究，其结论更能体现国家级经济技术开发区的外溢作用。包群等[2]基于中国城市面板数据，研究了开发区溢出效应对本省其他城市和周边城市经济增长的影响。其研究对象范围比刘重力等[1]的有所扩大，然而仍然未考虑到对更远距离的其他城市的外溢效应。Alder et al.[9]使用地级市数据的研究发现，特殊经济区外溢对其周边城市和远距离城市有正向影响，但是没有研究这种影响产生的机制。

在开发区外溢对经济增长影响的结果方面，与一般区域间外溢的研究相似，既有正向的带动作用，也有负向的阻碍作用。包群等[2]认为，开发区溢出效应能够显著促进本省其他城市和周边城市的经济增长。但是，包群、唐诗[10]用中国微观企业数据进行的实证研究却发现，开发区溢出效应对周边地区和同省份其他城市的企业在生产率、出口、收入等方面都产生了阻碍作用。该研究同样并未考虑与开发区距离较远的城市。许统生、罗雪[11]研究了国家级经济技术开发区FDI外溢对无开发区城市经济的影响，发现国家级经济技术开发区FDI外溢阻碍了无开发区城市经济增长，但并未对后续成立的国家级经济技术开发区进行动态考察。

可见，研究区域间外溢和开发区外溢的文献十分丰富，其理论、方法对本研究具有十分重要的借鉴作用，但仍有三个方面的问题需要进一步探讨：一是研究区域的范围划分方面。上述研究分别探讨了沿海区域外溢对内陆地区影响，或八大经济区之间的外溢效应，或国家级经济技术开发区溢出对所在区域的影响，未见国家级经济技术开发区进口外溢对区外城市经济影响的研究。我国有288个地级市，且国家非常重视国家级经济技术开发区的建设，仅仅停留在以上区域来探讨区域外溢效应，无法探究国家级经济技术开发区的进口外溢对远距离城市经济增长的影响。二是研究方法方面。区域间的投入产出法是研究区域间溢出效应的一个很好的方法，但该方法涉及区域间的资金流和贸易流，不适合研究国家级经济技术开发区与无开发区地级城市的经济联系。因为经济联系较为微观，二者之间很难建立投入产出表，即便是省际投入产出表目前也没有被开发出来，故目前此方法不能被用来研究国家级经济技术开发区与区外城市经济的关系。对于本文而言，空间计量分析是一种可选方法，其主要特征是考虑了距离因素。三是对区域间外溢效应的机制或原因研究方面。已有文献只是做了理论定性分析，没有进行实证检验。

在对已有文献梳理和分析的基础之上，本文从拟全国地市级样本层面出发，基于内生增长理论，构建区外城市经济增长的计量模型，研究国家级经济技术开发区(下文简称开发区)进口外溢对全国所有区外城市经济增长的影响，并且从城市的初始工业化水平、人力资本水平和基础设施水平三个方面来考察产生这种影响的原因。因此，本文的边际贡献是：(1)从更小的区域层面研究一个区域进口外溢对另一个区域的影响；(2)从动态视角分阶段研究开发区进口溢出对区外城市经济增长的影响；(3)实证研究这些影响产生的机制。

二、模型构建、变量及数据说明

(一)模型构建

以内生增长理论为基础，借鉴Ouyang & Fu[3]、Chen[4]构建区域增长模型的做法，本文用以下C- D生产函数表示区外城市的生产函数：

Y=AKSKLSLFSF

(1)

其中，SK表示区外城市内资回报率，SL表示区外城市劳动回报率，SF表示区外城市外资回报率。在规模报酬不变条件下，SK+SL+SF=1。Y表示区外城市的实际GDP，K表示区外城市的内资存量，L表示区外城市的劳动力存量，F表示区外城市的外资存量；A是区外城市的全要素生产率，代表区外城市的技术水平。

将式(1)两边除以L并取自然对数再微分即可得到区外城市人均实际GDP增长率的表达式：

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

(2)

其中，g表示区外城市的人均GDP增长率，表示区外城市的技术增长率，表示区外城市的内资增长率，表示区外城市的劳动力增长率，表示区外城市的外资增长率。

参考Ouyang & Fu[3]的做法，假设区外城市所接受的开发区进口外溢对区外城市的技术增长率有线性影响，因此可以将区外城市i在t年的开发区进口外溢加入式(2)，得到本文所需的计量模型：

(3)

其中，β1是核心解释变量Me的系数，表示开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响。β1为正，表示开发区进口外溢会带动区外城市的经济增长；β1为负，则表示开发区进口外溢会阻碍区外城市的经济增长。Z为系列控制变量，ε为随机干扰项。

(二)变量及说明

1.被解释变量

本文的被解释变量为区外城市的经济增长(g)，用区外城市的人均实际GDP增长率来度量。实际GDP=基期名义GDP×GDP指数/100，则g=(本期实际人均GDP-上期实际人均GDP)/上期实际人均GDP。

2.解释变量

3.控制变量

另外，在进行机制检验时还需要用到如下变量：区外城市人力资本水平(HK)，用区外城市的在校大学生人数与人口总人数的比值来度量；区外城市的基础设施水平(C)，用区外城市在样本期间内初期的货运量来度量；区外城市工业化水平(I)，用区外城市在样本期间内初期的工业产值与GDP的比值来度量。

4.数据说明

本文旨在分析开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响，因此采用的是开发区数据和地级市数据，数据主要来源于2003—2018年的《中国城市统计年鉴》和《中国开发区年鉴》。考虑到开发区进口外溢对区外城市经济增长产生作用需要一定的时间以及实证分析所需的样本量，本文将样本进行分阶段处理：首先，在第三、第四部分选择2002年54个开发区来作为研究对象，研究这些开发区的进口外溢对2002年还没有开发区的260个区外城市经济增长的影响；其次，在第五部分分阶段增加开发区样本数进行分析，以探讨开发区外溢效应的动态变化。基于数据的可得性，建立样本区外城市的时间阶段为2002—2017年。

三、实证结果分析

(一)变量的描述性统计

本文主要变量的描述性统计结果见表1。从表 1 可以看出，2002—2017年，260个区外城市所接受的来自开发区的进口外溢的均值为6.341 8，最小值为0.072 3，最大值则达到了16.400 3，表明不同的区外城市所接受的开发区进口外溢差异很大。

表1 主要变量的描述性统计

(二)基准回归结果分析

根据式(3)，本文实证分析了开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响，估计结果见表2。其中，列(1)、列(2)分别为采用OLS方法、FE方法的估计结果。可以看出，开发区进口外溢系数的均在1%的水平下显著为负，说明开发区进口外溢阻碍了区外城市经济增长。产生这一结果的机制将在第四部分专门分析与检验。

(三)内生性检验

参照余林徽等[13]、吕越等[14]等相关文献的惯例，内生变量的滞后一期是相对有效的工具变量(Ⅳ)，本文使用开发区进口外溢的滞后一期作为工具变量对模型重新估计，结果如表2①所示。表2的列(3)采用的是加入Ⅳ并用两阶段最小二乘方法(2SLS)进行估计的结果。可见，开发区进口外溢的系数依然为负，并且显著性水平为1%。从列(3)的系数值来看，核心解释变量开发区进口外溢的系数是-0.013，说明开发区进口贸易外溢每增加1亿美元，区外城市的GDP增长率将降低0.013个百分点。用这个系数值还可以计算出区外城市的人均实际GDP增长率关于开发区进口外溢的弹性为-0.76，表示开发区进口贸易外溢每增加1%，区外城市的人均实际GDP增长率则会降低0.76%。

表2 开发区进口外溢对区外城市经济增长影响的回归结果

开发区进口外溢的系数数值在各个估计结果中均显著为负，可见开发区进口外溢对区外城市产生的极化效应大过扩散效应，即开发区进口外溢的增加会阻碍区外城市的经济增长。这个结论与刘重力等[1]、包群和唐诗[10]的观点类似，但与二者在研究对象上有区别。刘重力等[1]的结论是开发区外溢对母城以内、开发区以外地区的经济增长具有阻碍作用，而包群、唐诗[10]发现的是开发区外溢对周边地区和同省份其他城市经济发展具有阻碍作用，但是本文的研究结论是开发区进口外溢对区外城市经济增长具有阻碍效应。

(四)稳健性检验

本文从两个方面进行稳健性检验：运用不同方法对开发区进口外溢和区外城市内资回报率再测算。

表3 稳健性检验1：开发区进口外溢再测算

其次，用永续盘存法计算区外城市内资回报率变量，并重新代入式(3)进行回归分析，结果如表4所示。三种方法的估计结果中，开发区进口外溢的系数依然均为负，并且显著性水平为1%。从列(3)Ⅳ估计系数的具体数值来看，核心解释变量开发区进口外溢的系数是-0.024，说明开发

表4 稳健性检验2：区外城市内资回报率再测算

(五)不同区域样本的检验

不同地区在经济发展以及开发区分布数量上具有差异性，因此本文将全国地级市总样本分为东中西部地区②三个子样本来进行实证分析，以考察不同地区开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响。分区域样本的实证结果如表5所示。

表5 不同区域开发区进口外溢对区外城市经济增长影响的回归结果

比较东中西部地区的估计结果可以看出，三个区域的开发区进口外溢的系数均在1%的水平下显著为负，说明开发区进口外溢在这三个区域对各自区外城市的经济增长均有显著的阻碍作用。从估计结果的系数值来看，开发区进口外溢对区外城市经济增长的阻碍作用从东部、中部到西部地区依次增加。

四、机制检验

上述的基准回归结果表明，2002年的54个国家级经济技术开发区进口外溢对区外城市的经济增长有显著的阻碍作用，那么形成这个结果的机制是什么呢？根据相关理论文献，本文设想有三方面的原因导致开发区进口外溢阻碍区外城市的经济增长：第一，区外城市工业化程度应对开发区极化效应与扩散效应的不匹配；第二，区外城市人力资本应对开发区进口外溢的技术扩散效应的吸收能力不匹配；第三，区外城市基础设施应对开发区进口外溢的极化效应和扩散效应的不匹配。为验证上述机制，借鉴吕越等[14-15]关于机制检验的做法，本文在基准回归模型中引入一系列变量与开发区进口外溢的交互项进行计量检验。

(一)区外城市工业化水平应对开发区进口溢出效应的不匹配

区外城市提高工业水平可缩短其与开发区的进口技术差距，而根据小岛清的有序技术转让理论，技术差距的缩小可以促进被转让先进技术的适应性。如果区外城市与开发区的技术距离较近，那么开发区进口外溢的扩散效应(新技术)就较易被区外城市吸收，极化效应就较弱。但是，如果区外城市工业化不够发达，区外城市与开发区的技术距离较远，区外城市就比较难吸收开发区进口贸易外溢的扩散效应，就容易形成强化开发区极化效应、弱化扩散效应的局面。借鉴Ouyang & Fu[3]的做法，本文用区外城市在样本期间内的初期工业产值与GDP的比值来度量区外城市的工业化水平I，用Me×I来表示开发区进口外溢与区外城市的工业化水平的交互项。需要注意的是，区外城市工业发展受其经济增长和其他不可观测因素的影响，所以工业发展是内生的，而初期工业产值占比份额是外生的，将其作为区外城市的工业化水平的代理变量，可以避免工业化水平引起的内生性问题。

表6③显示了加入交互项一次项和二次项之后的回归结果。从表6可以看出： 第一，三种方法估计的初始工业化水平的系数均为正，且根据列(1)来看，系数均在5%的水平下显著。从具体回归系数值来看，初始工业化水平的回归系数为0.444，意味着当开发区进口外溢一定时，区外城市工业化水平每上升1个单位标准差，人均实际GDP增长率将上升0.052个单位。第二，从交互项来看，三种方法估计的一次项系数均为负，且均在5%或1%的水平下显著。从具体回归系数值来看，列(1)交互项的系数为-0.106，意味着当开发区进口外溢一定时，区外城市工业化水平每上升1个单位标准差，人均实际GDP增长率将下降0.012个单位。第三，交互项的二次项系数

表6 机制检验1：区外城市工业化水平应对开发区进口溢出效应的匹配性

为正，并且2SLS估计的系数在1%的水平下显著，说明人均实际GDP增长率与初始工业化水平的关系为U型，初始工业化水平存在最低门槛值④。只有当初始工业化水平超过门槛值时，开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响才能由负变正。从具体回归结果来看，开发区进口外溢对区外城市的经济增长的边际效应为0.321-1.629I+1.878I2。这意味着开发区进口外溢对区外城市的经济增长的关系还取决于变量初始工业化水平。由于二次项系数为正，只有当初始工业化水平大于门槛值0.43时，开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响才能由负变正，并且初始工业化水平越高，开发区进口外溢对区外城市经济增长的正向影响越强。由此可见，开发区进口外溢会阻碍区外城市经济增长的机制之一是，区外城市的初始工业化水平没达到门槛值，与开发区进口溢出效应不匹配，从而导致开发区进口外溢会阻碍区外城的经济增长。也就是说，小岛清的有序技术转让理论可以解释区外城市的初始工业化水平门槛值之后的进口外溢与区外城市经济增长的关系，但不能解释区外城市的初始工业化水平未达到门槛值之前两者的关系。

区外城市初始工业化水平与开发区进口外溢效应的匹配性表现在如下两个方面：第一，如果区外城市的初始工业化水平达到一定的门槛值，那么开发区的进口外溢就会对区外城市产生扩散效应。例如，当开发区的进口产品为高质量中间品及最终品，且这些产品流向区外城市时，区外城市就可以通过对这些产品进行模仿和“逆工程”(reverse engineering)，来获得国外在产品设计和生产流程方面的新知识，形成开发区进口的知识扩散效应[12,16]，带动区外城市的经济发展。反之，如果区外城市的初始工业化水平没有达到一定的门槛值，区外城市没有能力对这些流入的产品进行消化、吸收、模仿、创新，就反而会导致区外城市中的同类产品被挤出市场，进而阻碍区外经济增长。第二，在较低的初始工业化水平下，开发区的进口外溢会对区外城市产生资金挤出的极化效应。开发区的区内企业可以通过进口提高企业生产率，进而提高区内企业的投资回报率，但是区外企业因难以吸收新技术而无法提高企业生产率，将进一步导致区外城市的资金外流和区域信贷投资偏离区外城市。另外，相比而言，开发区进口的相关活动在通关效率、贸易成本、土地使用、水电气价格、税负、融资、行政审批等方面享有许多政策性优惠，而区外城市因低工业化水平环境下的相关政策不完善，致使开发区把资金从区外城市吸引到开发区从事进口相关活动，形成对区外城市资金的挤出效应，阻碍区外城市经济增长。反之，则会形成开发区进口溢出对区外城市的扩散效应。

(二)区外城市人力资本水平应对开发区进口溢出效应的不匹配

人力资本丰裕度可以强化进口引致的技术溢出效应，拥有更多人力资本的地区获得的技术溢出红利更多[17-18]。如果区外城市的人力资本比较丰裕，高层次人才较多，那么区外城市对开发区进口所获得的新技术的学习能力就会比较强，反之则很难吸收开发区进口贸易外溢的技术扩散效应，开发区进口外溢对区外城市的极化效应就会较大。本文用区外城市的在校大学生人数与人口总人数的比值来度量区外城市人力资本水平HK，用Me×HK表示开发区进口外溢与区外城市人力资本水平的交互项。需要指出的是，经济增长在短期内对在校大学生人数的影响不大，故以区外城市在校大学生人数衡量人力资本水平，不需要考虑内生性问题。

表7显示了加入交互项一次项和二次项之后的回归结果。从表7可以看出： 第一，三种估计方法下的区外城市人力资本水平系数均显著为正。从列(1)具体来看，人力资本水平的回归系数为14.036，意味着区外城市人力资本水平每上升1个单位标准差，人均实际GDP增长率将上升0.161个单位。第二，从交互项结果来看，三种估计方法下的交互项的系数均显著为负。从列(1)具体来看，交互项系数为-1.318，意味着当开发区进口外溢一定时，区外城市的人力资本水平每上升1个单位标准差，人均实际GDP增长率将下降0.015个单位。第三，交互项的二次项系数均为正，并且2SLS估计的系数在1%的水平下显著，说明人均实际GDP增长率与人力资本水平的关系为U型，人力资本水平存在最低门槛值。只有当人力资本水平超过门槛值时，开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响才能由负变正。从具体回归结果来看，开发区进口外溢对区外城市的经济增长的边际效应为0.023-4.278HK+41.746HK2。这意味着开发区进口外溢与区外城市经济增长的关系还取决于人力资本水平。由于二次项系数为正，只有当人力资本水平大于门槛值0.051时，开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响才能由负变正，并且人力资本水平越高，开发区进口外溢对区外城市经济增长的正向影响越强。由此可见，开发区进口外溢会阻碍区外城市经济增长的原因之一是区外城市的人力资本水平没达到门槛值。只有在区外城市人力资本超过门槛值时，才可能得出与Abdoulaye[17]、陈启斐和刘志彪[18]类似的结论。

表7 机制检验2：区外城市人力资本应对开发区进口溢出效应的匹配性

区外城市人力资本水平与开发区进口外溢效应的匹配性表现在如下两个方面：第一，当区外城市人力资本水平达到一定的门槛值时，区外城市决策者与各种人才接触的机会比较多，更容易认识到人才特别是高层次人才的重要性，从而会在制定政策时在住房、财政奖励和津贴、社保等方面对相关优秀人才倾斜，这样才能够留住人才、合理使用人才、人尽其才，有效从其他区域吸引人才，产生人才回流的扩散效应，快速提高人力资本水平，有效吸收开发区进口对区外城市的技术外溢，促进区外城市经济增长。反之，当区外城市人力资本水平低于门槛值时，则会阻碍区外城市经济增长。 第二，当区外城市人力资本水平达到一定的门槛值时，区外城市政府有较多机会接受新观念，改善商务环境，增加新的投资项目，鼓励开发区从事进口的人才回乡创业。与此同时，开发区会吸纳来自区外城市的劳动力从事开发区进口的相关工作。这些劳动力通过“进口中学”(learning by importing)获得新知识、新技能、新管理，虽然还可以获得比在其家乡更高的工资，但也必须承担远离家人亲情的代价，具有潜在的回到区外城市家乡就业、创业的内生动力。因此，如果区外城市营商环境不断改善，就会产生区外城市人力资本的扩散效应，而且在开发区从事进口工作所掌握的新知识、新技能、新管理也会一并流入区外城市[4，19]，增加区外城市人力资本，促进区外城市经济增长。反之，则会形成人力资本的极化效应，阻碍区外城市经济增长。

(三)区外城市基础设施应对开发区进口溢出效应的不匹配

一个地区基础设施建设(铁路、公路、水路等)的发展能够优化交通网络，压缩时空距离，改善该地区的投资环境，有效吸引人才、资本、技术等要素向该区域集聚，并使该区域生产的产品较快售出[20]。但也可能会出现相反的情况，即该区域的人才、资本、技术等要素快速流出，区域外产品快速进入，与该区域产品展开竞争[21]。本文用区外城市的初始货运量来度量区外城市的基础设施水平C，用Me×C来表示开发区进口外溢与区外城市基础设施建设水平的交互项。

表8显示了加入交互项一次项和二次项之后的回归结果。从表8可以看出： 第一，三种估计方法下的基础设施建设水平变量的系数均为正。从列(1)具体来看，基础设施建设水平的回归系数为0.094，意味着当基础设施建设水平每上升1个单位标准差，人均实际GDP增长率将上升0.027个单位。第二，三种估计方法下的交互项系数均在1%或5%的水平下显著为负。从列(1)具体来看，交互项系数为-0.016，意味着当开发区进口外溢一定时，区外城市的基础设施建设水平每上升1个单位标准差，人均实际GDP增长率将下降0.005个单位。第三，交互项的二次项系数为正，并且2SLS估计的系数在1%的水平下显著，说明人均实际GDP增长率与基础设施建设水平的关系为U型，基础设施建设水平存在最低门槛值。只有当基础设施建设水平超过门槛值时，开发区进口外溢对区外城市的经济增长才能由负变正。从具体回归结果来看，开发区进口外溢对区外城市经济增长的边际效应为0.022-0.124C+0.085C2。这意味着开发区进口外溢与区外城市经济增长的关系还取决于变量基础设施建设水平。由于二次项系数为正，只有当基础设施建设水平大于门槛值0.73时，开发区进口外溢对区外城市的经济增长的影响才能由负变正，并且基础设施建设水平越高，开发区进口外溢对区外城市的经济增长正向影响越强。因此，开发区的进口外溢会阻碍区外城市经济增长的原因之一是区外城市的基础设施建设水平没达到门槛值，与开发区进口溢出效应不匹配。

表8 机制检验3：基础设施建设应对开发区进口溢出效应的匹配性

区外城市基础设施与开发区进口外溢效应的匹配性表现为：(1)当区外城市基础设施水平达到一定的门槛值时，开发区进口中间品能够促进区内企业提高生产率，增加开发区企业收入和购买力，对区外城市生产的产品产生需求[22]。(2)开发区进口产品与区外城市产品间存在产业前向与后向的联系，能够创造或增加对区外城市的产品需求，扩大区外城市的产品市场规模，促进区外城市规模经济的实现[23-24]。(3)开发区的进口能够促进区内产品质量提高，对区外城市的企业形成更大的竞争压力，倒逼其不断创新，进而推动区外城市的经济增长[25]。反之，当区外城市基础设施水平没有达到一定的门槛值时，区外城市产品及要素不能与开发区经济进口活动进行有效匹配，产品出不去，生产要素进不来，劳动力外流，从而阻碍区外城市的经济增长。

与一般区域相比，开发区的典型特征是具有“集聚性”。Baldwin & Okubo[26]的“新—新经济地理”(New-New Economic Geography)理论认为，集聚区的企业因为地理位置集中可以实现基础设施共享和技术知识共享，通过互相学习产生技术知识的外溢和“集聚中学习”(learning by agglomeration)效应。开发区集聚条件下，进口企业的扩散效应可能会因此“双重环境”而得到强化[27]。而区外城市的基础设施水平超过临界值时，其接受开发区进口溢出的扩散效应会得到强化。

五、扩展性分析：增加开发区数量

截至2017年年底，我国国家级经济技术开发区共有219个，而前文的样本为1984—2002年的54个，不到开发区总数的占1/4，其代表性不够全面，由此得出的结论可能不够全面，需要增加开发区数量作进一步分析。

2002—2008年开发区数量未变，2009年增加了2个，增至56个；2010年增加了62个，增至118个；2011年增加了14个，增至132个；2012年增加了37个，增至169个。依据开发区增长数量较大的年份来确定不同的阶段，本文逐步增加开发区的数量，进一步区分了三个阶段进行分析。第一个阶段研究的是2010年118个开发区的进口外溢；第二阶段研究的是2011的132个开发区的进口外溢；第三个阶段研究的是2012年169个开发区的进口外溢，此时169个开发区已占到开发区总数的77%⑤，具有较好的代表性。本文对三个阶段开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响分别进行了检验，其中第三阶段的回归结果如表9所示⑥。

表9 169个国家级开发区进口外溢对区外城市经济增长效应的回归结果

从各回归结果中Ⅳ的估计系数来看，三个阶段核心解释变量开发区进口外溢(Me)的系数分别是0.046、0.037和0.031，且均显著为正。也就是说，与2002年的54个国家级经济技术开发区样本的估计结果相比，随着2010年、2011年、2012年开发区样本数量的增加，国家级经济技术开发区进口外溢对区外城市的经济增长的作用由阻碍变成了带动。从这个意义上说，开发区进口外溢具有促进区域平衡发展的作用。

六、结论与政策建议

本文基于内生经济增长理论，构建了包含开发区进口外溢的区外城市经济增长的计量模型。首先，以1984—2002年54个国家级经济技术开发区为样本进行了实证分析，实证结果表明：54个开发区的进口外溢在样本期间内显著阻碍了区外城市的经济增长。分区域来看，这个结论在东中西部地区依然成立，且东部地区的区外城市经济增长受到的阻碍影响最弱，中部地区次之，西部地区最强。而区外城市的初始工业化程度、人力资本水平、基础设施建设水平没有达到相应的门槛值，导致这些因素与开发区进口外溢效应不匹配，是形成开发区进口外溢阻碍区外城市经济增长的主要机制；反之，当这些因素超过各自的门槛值时，开发区进口外溢将会促进区外城市经济增长。其次，为保证研究开发区进口外溢对区外城市经济增长影响的科学性，把握其动态变化态势，本文依据开发区数量进一步区分了其他三个阶段并分别进行了研究。研究发现，2010年、2011年和2012年，随着国家级开发区的数量逐渐增加，开发区进口外溢对区外城市经济增长的影响不仅在方向上而且在程度上发生了变化，即由显著的负向阻碍作用转变为显著的正向带动作用。

根据上述结论，着眼于发挥开发区进口外溢对区外城市经济增长的带动作用，本文提出以下政策建议：第一，增加开发区数量，增强其对其他区域经济的辐射带动作用。第二，提高区外城市的人力资源水平、工业化水平以及基础设施建设水平，充分发挥开发区进口外溢对区外城市经济增长的促进作用。第三，在进口产品方面，开发区应努力使之与区外城市的产业布局相匹配，加强与区外城市的企业建立产品间的前向联系和后向联系，增加对区外城市产品的需求。从不同区域来看，西部地区开发区进口和区外城市比中东部地区更应该重视上述建议。

注 释：

①因版面所限，表2及其后所有2SLS回归的第一阶段结果均未列示，留存备索。

②参照《中国开发区年鉴》的划分方法，东部地区有天津、北京、辽宁、河北、江苏、上海、福建、浙江、广东、山东和海南等11个省份；中部地区有吉林、山西、安徽、黑龙江、河南、江西、湖南、湖北等8个省份；西部地区有贵州、四川、西藏、云南、甘肃、陕西、宁夏、青海、重庆、新疆、广西、内蒙古等12个省份。

③因版面所限，表6及其后的机制检验结果均未列示OLS和FE的估计结果，留存备索。

④门槛值，即研究开发区进口外溢对区外城市的经济增长的影响由负变正所需的条件门槛值。例如：吕越等(2018)就计算了企业能够对外来技术进行消化吸收所需人力资本的门槛值为0.450，即人力资本水平大于0.450时，GVC嵌入度对企业自主研发意愿的影响由负变为正。

⑤如果再继续划分，则计量所需要的时间段太短，不宜做回归。

⑥因版面所限，其他两个阶段的回归结果未列示，留存备索。作者邮箱：xu3816331@126.com。