沿边开放与区域经济增长——基于制度变迁的研究

崔日明,陈永胜

(辽宁大学 经济学院,辽宁 沈阳 110036)

一、引言

自1992年我国开始逐步实施沿边开放政策以来,党中央国务院先后出台了一系列推进沿边地区对外开放、边境经济合作区建设、投资和贸易便利化等多项制度性开放政策和措施。中央政府系统地对沿边地区对外开放与经济发展进行完善、全面和总体的顶层设计,依托“一带一路”倡议、凭借区域地缘优势、国家沿边基础设施建设与制度供给支持,沿边地区正由开放的末梢变为开放的前沿。沿边开放政策是进一步实施更大范围、更宽领域和更深层次的对外开放,是深化改革和扩大开放的重要组成部分,致力于推进经济结构转型升级、区域经济协调发展和高质量发展。我国内陆沿边界线全长2.28万公里,其中有辽宁、吉林、黑龙江、内蒙古等9个省区(自治区)属于沿地区,这些沿边地区拥有充分的地缘优势,沿边开放政策实施推进了沿边地区对国内外两种资源和两个市场的利用与整合[1],沿边地区作为面向接壤国家的中心与枢纽地带,是我国与周边国家展开边境贸易与投资、跨区域经济合作、深化全面开放和构建开放型经济新体制的重要平台。

沿边开放地区通过建设国家级边境经济合作区、跨境经济合作区和开发开放试验区等边境功能区与一系列边境贸易、投资优惠政策,对沿边地区持续输入制度供给,以制度变迁改善市场、法律和营商环境,以政府支持、监督和管理企业,为经济合作区和沿边开放地区的经济运行提供服务。制度变迁在宏观上影响市场化进程与经济增长,在微观上能够通过税收、产业、金融等政策影响企业投资行为。根据新古典经济学理论,资本是影响经济增长的重要因素之一。如果沿边开放地区经济实现持续增长,那么,一个重要原因是沿边地区的制度变迁不仅通过边贸政策、口岸政策、跨境物流政策和国际经济合作政策使沿边地区成为政策倾斜地,吸引大量内外资企业进行贸易与投资,而且也为企业建立合理有效、公平竞争的制度规则,降低企业成本与不确定风险,提升了资源配置效率,进而推动经济增长。已有许多文献关注沿边开放政策实施阶段与特征[2-3],并对政策效果进行评价与思考[4],部分文献对影响沿边开放的因素进行实证研究[5],但少有文献对沿边开放的制度变迁对区域经济增长的影响进行考察,因此,这是本文主要关注的问题。

本文在分析沿边开放的制度变迁与经济增长的内在机制的基础上,对其进行科学、严格的实证检验,并提出相应的对策。本文其余部分安排如下:第二节文献综述与机制分析,梳理已有关于制度变迁与经济增长的研究和沿边开放制度变迁促进经济增长的内在机制;第三节是研究设计,包括计量模型设定、变量构建与选取以及数据来源;第四节是实证结果及分析;第五节是影响机制检验;第六节是本文结论及相关的政策启示。

二、文献综述与机制分析

(一)文献综述

目前国内外关于制度变迁与经济增长的文献主要分为两类:第一类是从理论分析角度讨论制度变迁对经济增长的影响[6-8]。他们认为一国或一地区的制度质量是影响其经济增长的关键因素,而技术进步、生产效率提升、就业规模和资本存量增加只是经济增长与发展的具体表现。制度质量是影响劳动、资本、土地和信息等要素空间流动的重要原因[8]。劳动、资本等要素需要以优良的制度环境为先提条件才能对经济增长产生正向促进作用,如果仅依靠人口数量和资本存量的增加难以维持经济持续稳定增长[9]。良好的制度环境有利于激励劳动、资本在生产过程中有效的运行,优化资源配置效率,为劳动力和企业运行提供保障。也有研究发现,对于不同发展水平的国家,制度质量对经济增长的影响作用不同[10]。关于我国制度变迁对其经济增长的影响,众多学者均研究认为,改革开放后的制度变迁是推动我国经济飞速增长的关键因素[11-13],渐近式改革使得我国制度不断在体制内产生创新,不断打破传统约束、释放生产力,以尽可能小的制度变迁成本推进经济增长。

第二类文献是从实证的角度研究制度变迁对经济增长的影响,包括制度变迁的量化和计量检验。多数实证研究均发现,制度变迁有利于经济增长。例如,Rodrik在综合考察地理因素、市场一体化、制度质量与经济增长的内在关系时发现,在控制了制度质量之后,地理因素、市场一体化对经济增长的作用都变得很小[14]。李富强等将制度变量引入经济增长模型中,研究发现,资本和产权制度是推进我国经济增长的主要动力,并且制度除了对经济增长能够产生直接作用之外,还能通过优化资源配置间接推动经济增长[15]。李强和徐康宁研究发现,无论是强制性制度变迁还是诱致性制度变迁均能够促进我国经济增长[13]。因此,继续深化改革、扩大对外开放、增强制度创新力度,是保障经济高质量发展的关键所在。也有研究发现,制度变迁与经济增长存在非线性关系,制度变迁对经济增长的作用受到地区经济发展水平的影响[16]。根据以上文献分析可以发现,制度对经济增长的作用是不容忽视的。

(二)机制分析

已有大量研究表明,制度变迁与经济增长存在内在联系[17-19],并且有学者认为在制度变迁过程中,间歇式的制度创新是造成我国经济增长的重要原因[20]。自改革开放初期至习近平总书记提出“一带一路”倡议,我国相继出台了《关于加快和深化对外贸易体制改革若干问题的规定》(1988年)、《关于进一步发展边境贸易的补充规定的通知》(1998年)、《推动共建丝绸之路经济带和21世纪海上丝绸之路的愿景与行动》(2015)等多条关于沿边开放发展的制度规定,中央政府对沿边地区开放力度不断加强,沿边开放也为构建制度型开放经济新体制、中国全面开放新格局和经济高质量发展发挥着不可忽视的作用[21]。沿边开放的制度变迁推动区域经济增长的内在机制主要体现在:

1.制度变迁吸引外商直接投资增加 沿边开放政策实施以来,首先,沿边地区建设了多个沿边开放平台,并且实施了一系列制度性政策,例如,国家级边境经济合作区、开发开放试验区、边境地区产业园区等,其中国家级边境经济合作区出台了多项贷款、税收等优惠政策,以此增加外资外贸吸引力,并且部分边境地区还可申请设立跨境合作区,区内贸易与投资具有保税、退税等政策支持。沿边开放平台建设和一系列优惠政策极大程度减少了外资企业的交易成本和寻租成本。其次,边境口岸建设快速提升沿边地区基础设施水平。目前我国沿边开放地区已设立73个一类边境口岸,覆盖8个沿边省份。这些沿边开放口岸从国家战略高度对沿边地区基础设施进行顶层设计,不仅提升了公路等级,铁路、海路、电力电信、信息网络和管道运输等方面均加大建设力度,致力于打造设施联通、资金融通的高效运输与金融网络体系。交通便利、信息发达、融资便利和辐射范围广的口岸建设为外资企业进行跨境贸易和投资提供了便利,减少了企业的运输成本和投融资成本。最后,产权、交易和法律制度规定降低贸易投资不确定性。政府针对沿边开放初期的混乱和走私等严重现象出台了一系列贸易、投资等规则条例,保障了企业产权、交易和投资的权益,公开、透明、规范的交易规则降低了外资企业投资的不确定风险,进而吸引外商直接投资增加。

2.制度变迁吸引固定资产投资增加 首先,沿边开放政策属于国家宏观战略,政府每年都会安排专项资金对沿边口岸、合作功能区等沿边开放平台和城市进行建设,并且逐步增加投资额度[4],以投资加大对沿边开放地区发展的支持。其次,沿边地区的多项税收和优惠补贴政策不仅吸引外资企业进行投资,区位导向性政策同时也吸引了大量内资企业驻入,例如,政府为进一步减轻沿边地区企业负担,吸引内资企业进入,明确指出取消涉及边境投资和贸易企业的行政事业等一系列不合法和不合理收费。并且口岸城市建设使得中心城市产生经济集聚和规模经济,由此形成向心力吸引大量资本流入。最后,随着沿边地区开放程度不断提高,开放开始倒逼改革,沿边开放的制度变迁加快推进市场化进程,提升市场机制运行效率,优化资源合理配置,进而促进固定资产投资增加,推进沿边开放地区经济增长。鉴于以上分析,本文认为,沿边开放的制度变迁能够通过促进外商直接投资和固定资产投资增加,进而推动区域经济增长。

三、研究设计

(一)模型设定

本文主要关注沿边开放地区的制度变迁对其经济增长的影响效应,本文参考余菊和邓昂[22]的研究,构建城市、年份双向固定效应模型为基准模型对沿边地区制度变迁影响区域经济增长的总体效应进行评估,具体模型设定如下:

gdprit=α0+α1systemit+∑λjXjit+vi+ut+εit

(1)

式(1)中,被解释变量gdpr表示城市经济增长率,核心解释变量system表示城市制度质量水平,Xj表示一系列控制变量组,vi为个体固定效应,ut为年份固定效应,εit为随机扰动项。a1是本文重点关注的核心估计系数,如果a1显著为正,表明沿边开放地区制度变迁显著促进其经济增长,反之,存在抑制作用。

(二)变量构建与选取

1.被解释变量gdpr

学者们衡量经济增长的指标一般有gdp增长率[23],实际gdp对数值[24],人均gdp对数值[25]等。本文借鉴Prabirjit Sarkar[23]方法,采用城市GDP实际增长率来衡量经济增长。

2.制度变迁

关于制度变迁的衡量指标,国内学者给予了许多方法。部分学者[20，26-27]从非国有化率、市场化程度、政府干预程度和对外开放程度四个维度考察制度变迁,将市场化程度视为制度变迁的制度变量之一。另一部分学者认为经济体制改革即市场化取向改革,并且运用樊纲等人构造的市场化指数衡量制度变迁[22，28-29]。樊纲等[30-31]和王小鲁等[32-33]从政府与市场、非国有经济、产品市场、要素市场、市场中介与法律制度等五个维度构建市场化指标体系,综合度量了我国各个省级行政区域的市场化水平,但由于该指标仅测量省级层面单位,为了更有效检验本文沿边开放城市制度变迁的异质性,本文运用金玉国等[26]的方法度量制度变迁指标。

参考金玉国[26]、刘玉珂和邝湘敏[34]的方法,引入5个制度变量,即非国有化率、市场化水平、收入分配、政府干预程度和对外开放程度,然后通过较为客观的主成分分析方法构建制度变迁综合指标体系,并测算得各指标权重(下页表1),根据表1对制度变迁进行量化测度,并据此得到各制度变量加权处理公式:

system=0.2567×NNR+0.4537×MD+

0.6417×ID×0.5577×GL+0.0739×OL

(2)

表1 制度指标体系

3.控制变量

本文结合已有研究,选取如下变量作为控制变量:(1)产业结构(second),采用第二产业增加值占城市GDP比重衡量;(2)城镇化(urb),采用城镇人口占城市总人口比重衡量;(3)政府财政支出(fin),采用政府财政支出占城市GDP的比重衡量;(4)金融发展(fina),采用年末金融机构存款与贷款总余额占城市GDP比重衡量;(5)经济集聚(agg),采用城市市辖区GDP占全市GDP比重衡量;(6)创新水平(patent),采用城市每万人专利授权量衡量;(7)消费水平(lnpcon),采用城镇人均消费对数值衡量;(8)净出口(export),采用城市出口额与进口额比值衡量。

(三)数据来源

本文以2003—2018年辽宁、吉林、黑龙江、广西、云南、甘肃、新疆和内蒙古共8个沿边省份的73个地级城市为研究样本(1)中国沿边地区包括辽宁、吉林、黑龙江、广西、云南、甘肃、新疆、内蒙古和西藏共9个省份,但由于西藏数据缺失严重,因此本文实证研究仅涉及其他8个省份的城市。,实证过程中涉及城市专利授权量数据来源于中国研究数据服务平台(CNRDS)数据库。城市GDP增长率、第二产业增加值等其他城市特征变量数据均来源于历年《中国城市统计年鉴》《中国区域统计年鉴》和各省市统计年鉴。缺失值使用插值法进行补齐。

四、实证结果及分析

(一)基准回归结果

根据基准模型式(1)得到表2回归结果,列(1)报告了控制system、城市和年份固定效应的估计结果,列(2)报告了在其基础上加入所有控制变量后的估计结果。根据列(2),变量system的系数为3.4%,且在5%的统计水平上显著,说明沿边地区制度质量水平每提升1个单位,能够促进经济增长率增加约3.4个百分点,这表明沿边开放的制度变迁有利于促进区域经济增长。

(二)分位数回归检验

制度变迁推动区域经济增长,需要以经济、市场和社会基础为条件,考虑到在不同的经济增长率条件下,沿边开放地区的制度变迁对其经济增长效应可能存在差异性。因此,本文借鉴Koenker[35]提出的面板分位数模型估计方法对式(1)进行重新回归分析,本文分位数模型估计是将经济增长率在不同分位数下,对制度变迁和控制变量进行回归,以此得到制度变迁对经济增长率条件分布的影响。相比于基准回归模型,分位数模型具有以下两处优点:① 当制度变迁对于不同分位数的经济增长率产生影响不同时,即存在左偏或者右偏时,分位数模型能够更全面地观察沿边开放地区制度变迁对于经济增长率的变化范围和条件分布形状的影响,从而得到全面描述分布的分析;② 分位数回归是将残差绝对值加权平均最小化,其估计方法与普通最小二乘相比,不容易受到极端值干扰,估计结果更具有可靠性[36]。因此,面板分位数回归模型在考察不同经济增长率条件下,沿边开放地区制度变迁对区域经济增长影响效应差异性的同时,也对基准回归模型进行稳健性检验。

表2 基准回归结果

下页表3报告了面板分位数模型估计结果,本文参考已有研究,选取了10%、25%、50%、75%和90%的分位点。从显著性来看,在不同经济增长率分位数水平上,变量system估计系数均显著为正,这说明沿边地区开放的制度变迁的确有助于区域经济增长,基准模型估计结果具有稳健性。从系数大小变化趋势来看,在不同经济增长率分位数水平上,变量system估计系数随着分位点增加呈现先变小、再变大的U型特征,并且沿边开放地区制度质量水平每增加1个单位,城市实际经济增长率提升范围约为1.8～4.3个百分点之间。这说明在所控制的不同分位数水平下,对于经济增长率极低和极高的沿边开放地区而言,制度变迁对区域经济增长促进作用更强。可能原因是,沿边开放地区制度变迁影响区域经济增长的效果由许多因素共同决定,例如地区资源禀赋、市场化环境、基础设施建设、人力资本积累和外资外贸依赖度等因素,制度变迁对其经济增长的作用绩效正是由这些众多因素综合影响的结果。具体来说,对于经济增长率极低的沿边地区,由于当地资源禀赋、基础设施等初始条件十分薄弱,经济增长动力极其不足,沿边开放政策实施不仅伴随着制度质量提升,而且为当地引进资本和贸易,带动市场经济发展和资源配置效率提升,促进了区域物质和人力资本积累,为经济增长注入新动力,从而推动经济迅速增长;对于经济增长率极高的沿边地区,可能部分地区的制度质量较低,但其经济增长趋势较好,又可能其制度质量水平已经较高,并且地区资源禀赋、市场化环境、基础设施建设等初始条件比较发达,地区具有较大的经济发展潜力,沿边开放政策实施进一步提升制度质量水平,促进投资和贸易便利化,不仅有利于国外先进技术流入,而且能够推动产业和企业集聚,产生经济集聚和规模效应,从而有助于破除经济增长的瓶颈问题,产生经济加速增长效应;对于经济增长率中等水平的沿边地区,由于其具有一定的经济、贸易和资本规模与发展势头,但其高端产业基础薄弱、技术创新能力不足、缺乏产业发展带和产业竞争优势,沿边开放政策实施使得大量外资外贸和国外先进技术流入,对当地企业和劳动力产生一定冲击,从而挤出和削弱了制度变迁产生的经济增长效果。程云川和陈利君[37]也认为我国部分沿边省区的产业基础、交通和口岸设施较为落后,对外投资能力不足。曲凤杰[38]认为,我国欠发达沿边地区的跨境和区域合作还处于起步阶段,沿边地区的外资外贸体系仍不完善。

表3 分位数回归结果

(三)门槛效应回归

考虑到制度变迁与经济增长可能存在非线性关系[16],并且为了深度剖析沿边地区制度变迁对其经济增长影响的阶段性特征,本文参考Hansen[39]的研究,构建面板门槛效应模型对不同制度质量水平下,沿边开放的制度变迁影响区域经济增长的效果差异进行检验。在构建具体的门槛模型之前,需要对门槛效应存在性以及门槛估计值的一致性进行检验,具体如下。

1.门槛效应检验

表4报告了自举法(Bootstrap)抽样1000次模拟似然比统计量的估计结果,可以看出,门槛变量(system)的单门槛检验F值为41.75,在5%的统计水平上显著,而双门槛检验的F值为8.58,在10%的统计水平上都不显著,这说明沿边开放的制度变迁对区域经济增长的影响适用于单门槛效应,不适用双门槛效应。根据表4估计结果,本文对变量system的门槛估计值和实际值的一致性进行检验,绘制得似然比函数图(见下页图1)。根据图1可得制度变迁(system)的门槛值对应的LR估计值都明显小于临界值,所以上述单门槛模型真实可靠。

表4 门槛效应检验

图1 单门槛下门槛值的似然比(LR)趋势图

2.门槛效应模型构建

根据门槛效应检验结果,本文构建单门槛模型如下:

gdprit=β0+β1systemit·I(system≤γ1)+

β2systemit·I(systemit>γ1)

+∑λjXjit+vi+ut+εit

(3)

式(3)中,γ表示单门槛值,由门槛效应检验得γ为0.859 8。I(·)表示指标函数,如果括号中的式子成立,则I取1,反之,I取0。其余变量与式(1)一致。表5报告了单门槛模型估计结果,可以看出,当system≤0.859 8时,变量system估计系数为5.5%,且在1%的统计水平上显著;当system>0.859 8时,变量system估计系数为2.7%,且在10%的统计水平上显著。这说明：第一,在不同制度质量水平下,沿边开放地区制度变迁均有助于区域经济增长,这再次验证了基准回归结论;第二,在不同制度质量水平下,沿边地区制度变迁对经济增长的促进作用不同,随着制度质量水平提升,沿边开放地区制度变迁对区域经济增长的作用效果呈现出边际递减的非线性特征。可能原因是,在制度质量水平较低的沿边地区,沿边开放政策快速提升制度质量和市场化环境,通过开放倒逼政府改革,完善政府与市场关系,并且积极引进国外资源和技术,用以弥补部分地区资源短缺和生产效率不足,进行优势互补,推进产业结构和经济增长方式转型升级,进而快速推动经济增长。而对于制度质量水平较高的沿边地区,可能由于其经济增速已然较高,外资和贸易水平较发达,经济增长动力较多元化,沿边开放的制度变迁促进经济增长的作用小于制度质量水平较低的地区。Acemoglu研究也发现,在不同环境和约束条件下,制度变迁对经济增长的影响效应并不总保持不变[40]。

表5 门槛效应估计结果

(四)异质性检验

已有研究表明,城镇化能够对滇桂省区的沿边开放绩效产生影响[5]。宋跃刚和杜江研究发现,制度环境能够通过“扩散机制”和“市场竞争机制”对区域创新水平产生直接或间接影响[41]。因此,本文为进一步加深对沿边开放制度变迁与区域经济增长内在关系的认识,将沿边开放地区分别按照城镇化率和创新水平的中位数进行分组,分别分为低城镇化地区、高城镇化地区和低创新水平地区、高创新水平地区,以此考察沿边开放地区制度变迁对区域经济增长的城镇化与创新水平异质性。表6报告了异质性检验结果:

表6 异质性检验

对于城镇化异质性来说,在低城镇化和高城镇化的沿边地区,制度变迁均显著促进区域经济增长,并且高城镇化地区的边际效用更大,这可能是因为城镇化率越高,为城市开放和发展提供了充足的劳动力,有利于制度变迁充分发挥推进作用。对于创新水平异质性来说,在高创新水平地区,沿边开放的制度变迁显著促进区域经济增长,而对于低创新水平地区不显著,这说明沿边开放的制度变迁发挥经济效应需要一定的创新能力为基础,沿边开放政策实施必然引起外资外贸和国外技术流入,对区域内企业、劳动力和技术创新能力产生冲击,一定的创新要素积累和创新能力基础才能够承受外部冲击影响,甚至产生技术溢出和逆流效应,进而有利于经济增长。这一结果给予启示,有效贯彻落实创新发展战略是实现制度发挥作用和经济高质量发展的重要保障。

(五)稳健性检验

表7报告了稳健性检验结果,具体如下:(1)变换被解释变量,采用沿边开放城市GDP指数对数值衡量经济增长;(2) 修正被解释变量gdpr的离群值,将gdpr最大和最小1%的样本进行缩尾;(3)修正核心解释变量system的离群值,将system最大和最小1%的样本进行缩尾;(4)增加省份固定效应,即控制城市、年份和省份固定效应。总体来看,变量system估计系数均在5%的统计水平上显著为正,说明基准模型回归结果具有稳健性。

表7 稳健性检验

五、影响机制检验

前文通过基准模型、分位数回归、门槛效应回归以及一系列稳健性检验证实了沿边开放的制度变迁能够显著促进区域经济增长,那么这种促进作用是怎样实现的?这需要深度挖掘沿边开放制度变迁的内在作用机制。本文第二部分理论分析已经得出沿边开放的制度变迁能够通过促进外商直接投资和固定资产投资增加,进而推动区域经济增长。对此,本文结合式(1),拟采用中介效应模型进行机制检验,具体模型构建如下:

Iagentit=δ0+δ1systemit+

∑λjXjit+vi+ut+εit

(4)

gdprit=θ0+θ1systemit+

θ2Iagentit+∑λjXjit+vi+ut+εit

(5)

式(4)、(5)中,gdpr为因变量、system为自变量、Iagent为中介变量,中介效应模型表示system除了能够对gdpr产生直接影响,还能通过Iagent对gdpr产生间接影响,即Iagent能够起到中间传导作用。理论分析已经得出中介变量为外商直接投资(fdi)、固定资产投资(inv),本文参考已有研究,选取城市当年实际利用外资总额占GDP比重衡量外商直接投资,全社会固定资产投资总额占GDP比重衡量固定资产投资,其余变量与式(1)一致。

本文借鉴温忠麟等[42]构造的中介效应检验程序对投资的中介传导机制进行检验。如果δ1和θ2均显著,则中介效应存在,并且若θ1也显著,则为部分中介效应,若θ1不显著,则为完全中介效应。如下页表8报告了中介效应检验结果,具体来看,列(1)、(2)报告了以外商直接投资(fdi)为中介变量的检验结果,对于fdi,变量system系数为0.019,且在1%的统计水平上显著,说明沿边开放的制度变迁显著促进区域外商直接投资增加,对于gdpr,变量system、fdi的系数至少在10%的统计水平上显著为正,这表明外商直接投资在沿边开放制度变迁对区域经济增长的影响中起到部分中介作用。列(3)、(4)报告了以固定资产投资(inv)为中介变量的检验结果,对于inv,变量system系数为0.455,且在1%的统计水平上显著,说明沿边开放的制度变迁显著促进区域固定资产投资增加,对于gdpr,变量inv系数在1%的统计水平上显著为正,而变量system系数不显著,说明固定资产投资在沿边开放制度变迁对区域经济增长的影响中起到完全中介效应。针对中国制度变迁与经济增长的其他经验研究也提供了相似的证据,车士义和郭琳研究发现,在制度变迁背景下,固定资产投资推进我国经济增长的作用最大。以上结果意味着沿边开放的制度变迁通过提供公平、高效、透明的市场竞争机制和优良的投融资环境,提升资源配置效率,从而吸引内外资企业进行投资,弥补沿边地区资本存量不足问题,进而有利于区域经济增长。

表8 中介效应检验

六、结论与政策建议

(一)结论

本文基于我国8个沿边省份2003—2018年73个地级城市面板数据,运用双向固定模型、分位数回归、门槛效应模型和中介效应模型就沿边开放地区的制度变迁对区域经济增长的影响进行科学严谨的研究,主要结论有:(1)沿边开放的制度变迁有利于促进区域经济增长,并且在一系列稳健性检验后,该结论仍然成立;(2)分位数回归发现,在不同经济增长率分位数水平上,沿边地区的制度变迁均能促进经济增长,并且促进作用随着分位数增加呈现先变小、再变大的U型特征;(3)门槛效应发现,随着制度质量水平提升,沿边开放地区制度变迁对区域经济增长的作用效果呈现出边际递减的特征;(4)异质性发现,城镇化方面,相比低城镇化的沿边开放地区,高城镇化地区的制度变迁促进经济增长的作用更大。创新水平方面,在高创新水平地区,沿边开放的制度变迁显著促进区域经济增长,而低创新水平地区不显著;(5)中介效应发现,沿边开放地区的制度变迁主要通过外商直接投资和固定资产投资增加,进而促进区域经济增长,其中固定资产投资起到完全中介作用。

(二)政策建议

第一，完善沿边开放制度,加快开放经济合作步伐。首先,积极落实相关沿边开放政策文件中的财政、税收、投资等多项政策优惠制度,快速推进沿边开放地区国际投资与贸易发展;其次,进一步颁发与出台沿边开放相关财税的配套政策与详细实施条例,深化政府体制机制和行政审批制度改革,以此完善沿边开放制度体系,增强政策执行与实施的可操作性;最后,进一步创设国际金融与物流，通过便利化、市场一体化等制度体系,以贸易、金融和市场一体化为目标,加大制度创新力度,推进边境国际货币与人民币结算、退税、投融资等国际金融体系形成,便利双边贸易与投资发展。

第二，强化沿边开放地区基础设施建设,发挥沿边开放平台引领作用。首先,重点推进边境经济合作区、跨境经济合作区、边民互市贸易区等功能区和商贸中心建设,加强和完善口岸城市、加工产业基地、出口基地的基础配套设施,提升沿边地区软硬件水平。其次,完善沿边地区与周围国家的交通网络设施,推进国内外国际公路、铁路、航运和桥梁通道建设,便利境内外交通,形成沿边地区境内外道路互联互通局面。最后,积极引导东、中部地区劳动密集型产业向沿边地区投资,一方面增加沿边地区资本积累,另一方面形成区域产业转移与链接,提升资源配置效率和加工贸易生产水平。

第三，构建沿边开放型经济合作机制,推进跨区贸易与投资便利化。首先,出台合理、规范、高效的面向南亚东南亚地区的跨境经济合作机制,以尽可能减少边境贸易投资的交易成本和促进贸易投资便利化为目的,积极完善国际区域经济合作体系。其次,各沿边地区根据其自身特色发挥地缘优势,积极融入国际生产分工与合作,努力创建平等、共赢的对话机制,相互沟通和努力整合国内外两个市场和两种资源,形成资源和市场优势互补。最后,建立和完善双边贸易利益协调机制,最大程度防范风险,完善矛盾和分歧处理办法与方案,营造和平、安全、平等、互信和共赢的边境合作环境。