開發(fā)區(qū)設(shè)立、產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)出口
——基于二元邊際與地區(qū)差異視角的實證研究

沈 鴻 顧乃華 陳麗嫻

(暨南大學(xué) 產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟研究院，廣東 廣州 510632)

一、問題的提出

中國發(fā)展外向型經(jīng)濟過程中，各類開發(fā)區(qū)發(fā)揮了改革陣地、開放窗口、產(chǎn)業(yè)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(fā)區(qū)促進對外貿(mào)易的功能得到進一步的強化。根據(jù)1998—2003年《中國經(jīng)濟特區(qū)開發(fā)區(qū)年鑒》和2004—2014年《中國開發(fā)區(qū)年鑒》，2001—2008年國家級開發(fā)區(qū)*根據(jù)《中國開發(fā)區(qū)審核公告目錄(2006年版)》，國務(wù)院批準的國家級開發(fā)區(qū)包括經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)、保稅區(qū)、出口加工區(qū)、邊境經(jīng)濟合作區(qū)等六類，其中經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)、出口加工區(qū)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開發(fā)區(qū)占經(jīng)濟總量的72%，本文重點研究這三類開發(fā)區(qū)，以下將這三類開發(fā)區(qū)簡稱為經(jīng)開區(qū)、出口加工區(qū)和高新區(qū)。創(chuàng)造的出口總額占中國出口總額比重持續(xù)上升，明顯高于其生產(chǎn)總值和工業(yè)增加值占全國的比重*這一時期開發(fā)區(qū)各項指標占比提高與開發(fā)區(qū)數(shù)量的增長也有關(guān)系。1998年國家級經(jīng)開區(qū)32家，2003年增加到54家，2003—2009年間數(shù)量未發(fā)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(fā)區(qū)外貿(mào)出口增速放緩，但依然是吸引外資的主力?！吨袊_發(fā)區(qū)年鑒》相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，2013年國家級經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)工業(yè)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(fā)區(qū)作為改革開放的產(chǎn)物，其創(chuàng)立和發(fā)展都被烙上了濃重的地區(qū)特色和產(chǎn)業(yè)政策印記，地方政府通常會在開發(fā)區(qū)建設(shè)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(fā)區(qū)的各類優(yōu)惠政策無疑會有利于吸引新企業(yè)進駐，Li et al.(2005)指出，開發(fā)區(qū)吸引的很大比例外資是被優(yōu)惠政策所吸引的。為了吸引產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度大、輻射帶動能力強的龍頭企業(yè)、重大項目入園，各個地方政府之間、開發(fā)區(qū)之間會就優(yōu)惠政策展開激烈競爭，甚至出現(xiàn)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(yè)和項目的進入。葛順奇等(2015)根據(jù)海關(guān)數(shù)據(jù)計算發(fā)現(xiàn)，2012年中國近80%加工貿(mào)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(qū)的出口規(guī)模。然而現(xiàn)在的問題是，開發(fā)區(qū)的產(chǎn)業(yè)政策對存量企業(yè)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(yīng)”問題。

開發(fā)區(qū)的產(chǎn)業(yè)政策對存量企業(yè)的出口行為可能會產(chǎn)生兩類影響：一是擴大存量貿(mào)易企業(yè)的出口規(guī)模；二是促使部分存量內(nèi)銷企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)橥赓Q(mào)企業(yè)。我們可將上述影響分別對應(yīng)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(mào)易總額的增長，但它們對貿(mào)易結(jié)構(gòu)的影響是不同的。從企業(yè)層面看，若地區(qū)外貿(mào)增長主要來自少數(shù)企業(yè)時，往往容易受到外部沖擊的影響；相反，如果從事外貿(mào)的企業(yè)不斷增多，產(chǎn)品多樣性也會相應(yīng)增加，地區(qū)對外貿(mào)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(mào)易的二元邊際，有利于深入理解開發(fā)區(qū)產(chǎn)業(yè)政策的微觀效應(yīng)，明晰其影響企業(yè)出口的性質(zhì)、路徑和貿(mào)易利得。

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

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(fā)區(qū)的設(shè)立及確立主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)對企業(yè)出口二元邊際的影響；二、以城市經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)作為功能性產(chǎn)業(yè)政策實施效果的替代變量，以檢驗開發(fā)區(qū)產(chǎn)業(yè)政策的出口效應(yīng)是否存在門檻。

二、文獻綜述和研究假設(shè)

開發(fā)區(qū)政策通過作用于地區(qū)資本積累，推進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，進而促進整體經(jīng)濟增長(Wei，1995；Demurger et al.,2002；Alder et al.,2016；Wang,2013；李力行 等，2015)。然而，企業(yè)微觀視角的政策研究卻得出了諸多異質(zhì)性的結(jié)論，如黎文靖等(2014)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策總體上沒有提升企業(yè)投資，但有助于民營企業(yè)突破行業(yè)壁壘獲得更多銀行融資支持。韓乾等(2014)研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)政策在短期內(nèi)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(yè)微觀視角分析開發(fā)區(qū)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(zhì)性企業(yè)的國際貿(mào)易理論指出，企業(yè)績效和出口行為之間存在著“自選擇效應(yīng)”和“出口中學(xué)習(xí)”兩種可能的內(nèi)在機制，開發(fā)區(qū)政策不僅可以通過改善企業(yè)績效間接促進出口行為的變化，還能通過“示范效應(yīng)”、“成本效應(yīng)”等(Kang,2016；Karpaty et al.,2011)直接影響企業(yè)的國際化決策。

開發(fā)區(qū)內(nèi)企業(yè)的出口行為受益于產(chǎn)業(yè)政策是直觀的，如Schminke et al.(2013)通過研究中國經(jīng)開區(qū)和高新區(qū)對企業(yè)出口的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)開區(qū)內(nèi)的企業(yè)擁有較大的出口規(guī)模和較多出口目的地，高新區(qū)內(nèi)企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量更高。不可忽視的是，與開發(fā)區(qū)企業(yè)互動的企業(yè)并非一定處在開發(fā)區(qū)內(nèi)部，開發(fā)區(qū)這種特殊集聚的市場擴散效應(yīng)在整個地區(qū)發(fā)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(fā)區(qū)，并大力將現(xiàn)有開發(fā)區(qū)爭取升級為國家級開發(fā)區(qū)的原因。陳釗等(2015)以城市全部制造企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)開發(fā)區(qū)政策也會擴大區(qū)內(nèi)外企業(yè)的出口規(guī)模。開發(fā)區(qū)通過集聚經(jīng)濟的溢出效應(yīng)提高企業(yè)績效，改變企業(yè)出口市場進入成本。這些也是開發(fā)區(qū)促進企業(yè)出口的重要來源，而具體機制可概括為：一、有利于企業(yè)共享生產(chǎn)出口產(chǎn)品的專門投入和交通運輸設(shè)施等公共服務(wù)，以降低平均成本；二、為出口企業(yè)創(chuàng)造專業(yè)化勞動力的蓄水池，降低單個企業(yè)的勞動力搜尋成本和培訓(xùn)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(guān)的專業(yè)化知識傳播和經(jīng)營管理方法的共享。據(jù)此，提出研究假設(shè)1：

研究假設(shè)1：開發(fā)區(qū)的設(shè)立和主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)定位能夠提高當?shù)仄髽I(yè)出口的集約邊際。

企業(yè)進入國際市場需要承擔巨大的貿(mào)易成本，不僅包括生產(chǎn)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(guān)稅與非關(guān)稅壁壘)、信息成本、履行合約成本、匯率成本、法律監(jiān)管成本以及當?shù)胤咒N成本等(Anderson et al.,2004)。相對于集約邊際的增長，以開發(fā)區(qū)為重要對象的產(chǎn)業(yè)政策在擴展邊際層面改變了企業(yè)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(jīng)濟帶來的負外部性，也可能在企業(yè)進入出口市場的決策中發(fā)揮阻礙作用。這具體表現(xiàn)在：首先，短期內(nèi)土地、勞動力要素總量相對確定的情況，開發(fā)區(qū)內(nèi)企業(yè)通過政策優(yōu)惠獲得了廉價的要素，而區(qū)外企業(yè)卻需要通過更為激烈的競爭以獲得生產(chǎn)要素，從而會減少開發(fā)國際市場的額外投入，這被稱為擁擠效應(yīng)；其次，開發(fā)區(qū)鼓勵出口的政策容易導(dǎo)致同類產(chǎn)品在國際市場的過度競爭，出口市場的擁擠對新進入企業(yè)釋放出供給過多、需求不足的信號，新企業(yè)進入出口市場的動力下降，這可以稱為競爭效應(yīng)(Karpaty et al.,2011)。

產(chǎn)業(yè)政策推動下的開發(fā)區(qū)經(jīng)濟發(fā)展過程中，企業(yè)向開發(fā)區(qū)的集聚動力來源于政府的優(yōu)惠政策和政府融資建設(shè)的基礎(chǔ)設(shè)施，而非由開發(fā)區(qū)的先天稟賦和自發(fā)形成的制度，企業(yè)進入園區(qū)最初可能出于對“政策租”的尋求(鄭江淮 等，2008)。因此，盡管開發(fā)區(qū)事實上形成了企業(yè)“扎堆”的效果，但這種產(chǎn)業(yè)集聚先天不具有一般產(chǎn)業(yè)集聚的外部經(jīng)濟特征，因而未必能夠產(chǎn)生生產(chǎn)效率提高和貿(mào)易成本下降的集聚效應(yīng)，其對企業(yè)出口的影響可能有別于一般意義的產(chǎn)業(yè)集聚。開發(fā)區(qū)若無法形成有效的集聚效應(yīng)，可能難以幫助企業(yè)克服上述貿(mào)易成本所帶來的障礙，進而改變出口選擇。綜上，開發(fā)區(qū)中出口企業(yè)的“示范效應(yīng)”和知識溢出可能不足以克服擁擠效應(yīng)和競爭效應(yīng)產(chǎn)生的負外部性，并不能促進出口擴展邊際的提高，甚至?xí)ζ髽I(yè)出口邊際產(chǎn)生負面影響。

研究假設(shè)2：開發(fā)區(qū)的設(shè)立和主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)定位對當?shù)仄髽I(yè)的出口擴展邊際不產(chǎn)生正向影響。

考察各類開發(fā)區(qū)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)現(xiàn)，盡管各地發(fā)展程度不同，但地方政府對主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)選擇卻存在相當?shù)南嗨菩浴＝刂?007年，49家國家級經(jīng)開區(qū)、58家出口加工區(qū)和53家高新區(qū)中，“電子信息”作為主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)分別出現(xiàn)了34次、33次和47次，新材料和生物醫(yī)藥作為高新區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)分別出現(xiàn)了26次和40次。不僅如此，地方政府在開發(fā)區(qū)優(yōu)惠政策和管理制度上也趨于相同。雖然早期的開發(fā)區(qū)承擔了政策試驗的任務(wù)，地方政府給予其更多的自由空間以促進制度創(chuàng)新，但是其制度結(jié)構(gòu)逐漸穩(wěn)定，優(yōu)惠政策趨于相同(Alder et al. ,2016)。產(chǎn)業(yè)政策上的相似性有助于考察不同地區(qū)間政策效果的差異。

除了以扶持主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為主要手段的選擇性產(chǎn)業(yè)政策，黎文靖等(2016)指出，發(fā)達國家多采用功能性產(chǎn)業(yè)政策，通過營造企業(yè)發(fā)展的宏觀環(huán)境方式(如通過加強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、支持研發(fā)投入和人才培養(yǎng)等)，為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新提供有利的物質(zhì)、資源、知識、技術(shù)和智力等條件，促進企業(yè)創(chuàng)新和國際化經(jīng)營。此類政策并不會直接作用于個別區(qū)域或個別行業(yè)，但由于地方政府能力和管理能力差異，會導(dǎo)致不同地區(qū)發(fā)展環(huán)境存在顯著差異，這反過來又制約著選擇性產(chǎn)業(yè)政策作用的發(fā)揮。Fernandes et al.(2016)指出，不同規(guī)模和收入水平地區(qū)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(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平?jīng)Q定了其承擔貿(mào)易成本的能力，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)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(yè)更方便、更快捷地接近和進入國際市場。除了收入水平和經(jīng)濟增長速度外，地區(qū)差異可能更多體現(xiàn)在經(jīng)濟增長質(zhì)量上，這正是功能性產(chǎn)業(yè)政策而非選擇性產(chǎn)業(yè)政策所關(guān)注的重點。那么，包含增長質(zhì)量的地區(qū)間發(fā)展程度差異，是否構(gòu)成開發(fā)區(qū)產(chǎn)業(yè)政策出口效應(yīng)的約束條件呢？據(jù)此，提出研究假設(shè)3：

研究假設(shè)3：地區(qū)增長質(zhì)量是產(chǎn)業(yè)政策發(fā)揮作用的約束條件，增長質(zhì)量達到一定門檻值，產(chǎn)業(yè)政策促進出口的作用才能發(fā)揮。

三、模型設(shè)計與變量說明

(一)計量模型設(shè)計

本文對企業(yè)出口行為的考察包括出口選擇決策和出口規(guī)模決策兩個階段，并分別對應(yīng)出口增長的擴張邊際和集約邊際。如果企業(yè)兩個階段的決策是相互關(guān)聯(lián)的，出口規(guī)模決策依賴于出口選擇決策，那么只估計出口規(guī)模決策或分別估計兩種出口決策都會產(chǎn)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(yè)出口概率λ，以考察企業(yè)出口選擇的影響因素；第二步將λ添加到出口規(guī)模決定模型并估計，以考察企業(yè)出口規(guī)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(yè)是否出口的虛擬變量；DZ表示在t時期城市k是否設(shè)立開發(fā)區(qū)的虛擬變量；quality為t時期城市k的經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)，反映地區(qū)發(fā)展水平和功能性產(chǎn)業(yè)政策效果；tfp、scale、age、kintense、fcons、wage、new分別表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率、規(guī)模、年齡、資本密集度、融資約束、工資水平、新產(chǎn)品產(chǎn)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(yè)出口規(guī)模，即出口交貨值的對數(shù)；控制變量Controls與第一階段相同；λ表示逆米爾斯比率(IMR)函數(shù)，由第一階段Probit估計得到，反映了企業(yè)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(fā)區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)出口行為的影響，我們引入產(chǎn)業(yè)政策變量policy代替DZ進入上述方程，其含義是企業(yè)所屬三位數(shù)行業(yè)j是否符合城市k相應(yīng)開發(fā)區(qū)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)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(shè)定

1.解釋變量

(2)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)虛擬變量(policy)。各開發(fā)區(qū)在設(shè)立之初對重點吸引產(chǎn)業(yè)和扶持發(fā)展的行業(yè)進行了規(guī)定。為構(gòu)造企業(yè)是否屬于開發(fā)區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的虛擬變量，本文做作如下處理：①國民經(jīng)濟行業(yè)分類在2003年發(fā)生調(diào)整，我們將2003年前后企業(yè)的行業(yè)屬性統(tǒng)一到《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》(GB/T4754-2002)，并歸并到三位數(shù)代碼。②將各開發(fā)區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)定位與國民經(jīng)濟行業(yè)分類的三位數(shù)代碼進行對應(yīng)。政策文件中對主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的描述以關(guān)鍵詞的形式出現(xiàn)，一個開發(fā)區(qū)對應(yīng)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵詞數(shù)量為2～10個不等。以北京經(jīng)濟技術(shù)開發(fā)區(qū)為例，其主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)為電子信息、生物醫(yī)藥、裝備制造、汽車等四類產(chǎn)業(yè)。除少數(shù)行業(yè)可與標準行業(yè)分類對應(yīng)外，多數(shù)行業(yè)無法直接對應(yīng)。因而，本文參考陳釗等(2015)的做法，以《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類(2012)》、《國民經(jīng)濟行業(yè)分類注釋(2008)》等對相關(guān)行業(yè)細分領(lǐng)域及產(chǎn)品的描述，將主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)關(guān)鍵詞對應(yīng)的三位數(shù)產(chǎn)業(yè)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(yè)所屬行業(yè)符合當?shù)亻_發(fā)區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)定位時賦值為1，否則為0。定義policy_DZ=1則表示企業(yè)至少符合上述產(chǎn)業(yè)定位其中之一。

2.控制變量

(1)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平。國家級開發(fā)區(qū)的批準設(shè)立顯然不是隨機挑選的。為了避免非隨機效應(yīng)造成的嚴重內(nèi)生性問題，要盡可能控制地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平的差異。對經(jīng)濟發(fā)展水平的傳統(tǒng)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(fā)區(qū)設(shè)立的多種因素，也不能全面反映企業(yè)面對的地區(qū)發(fā)展環(huán)境。參考政策文件對國家級開發(fā)區(qū)設(shè)立的審批條件限定和有關(guān)經(jīng)濟增長質(zhì)量的研究(鈔小靜 等，2011；郝穎 等，2014)，本文構(gòu)建地級市層面的經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)作為評價地區(qū)發(fā)展水平的度量指標*國務(wù)院《省級開發(fā)區(qū)升級為國家級經(jīng)開區(qū)的審核原則和標準》從經(jīng)濟發(fā)展、科技創(chuàng)新、集約節(jié)約、生態(tài)環(huán)保、社會責(zé)任五個方面界定省級開發(fā)區(qū)升級為國家級開發(fā)區(qū)的條件。。經(jīng)濟增長質(zhì)量作為經(jīng)濟發(fā)展速度的補充，是構(gòu)成經(jīng)濟增長進程的關(guān)鍵性內(nèi)容，如機會的分配、環(huán)境的可持續(xù)性、全球性風(fēng)險的管理以及治理結(jié)構(gòu)(托馬斯，2011)。而本文將經(jīng)濟增長質(zhì)量的外延界定為與經(jīng)濟增長緊密相關(guān)的經(jīng)濟方面的內(nèi)容，涵蓋經(jīng)濟增長效率、經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟增長福利分配、經(jīng)濟增長穩(wěn)定性、經(jīng)濟增長持續(xù)性五個維度，指標設(shè)計見表1。

表1 城市經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)構(gòu)成

注：三次產(chǎn)業(yè)相對勞動生產(chǎn)率=第n產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重/就業(yè)比重；資滲透率=吸收外商直接投資金額/地區(qū)生產(chǎn)總值；經(jīng)濟增長穩(wěn)定性的三個基礎(chǔ)指標為逆指標，計算時采用倒數(shù)形式使其對經(jīng)濟增長質(zhì)量總指數(shù)的貢獻為正，經(jīng)濟波動率=當期經(jīng)濟增長率/上一期經(jīng)濟增長率。

通過應(yīng)用主成分分析法計算各城市歷年經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)，具體步驟如下：基于相關(guān)系數(shù)矩陣對各分項指標下的基礎(chǔ)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(quán)重集權(quán)計算各分項指標數(shù)值。接下來，以同樣方法對各分項指數(shù)進行主成分分析，加權(quán)得出經(jīng)濟增長質(zhì)量總指數(shù)。由于基礎(chǔ)指標量綱不同，通過相關(guān)系數(shù)矩陣對各指標進行正態(tài)標準化處理，這可以避免結(jié)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(yè)層面控制變量。參考貿(mào)易理論和現(xiàn)有研究，我們選取以下指標作為影響企業(yè)出口的控制變量：①全要素生產(chǎn)率(tfp)，由于傳統(tǒng)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(yè)受到生產(chǎn)率沖擊時的調(diào)整變量。計算生產(chǎn)率的勞動投入、資本投入、產(chǎn)出分別使用從業(yè)人員年平均人數(shù)、固定資產(chǎn)凈值年平均余額、工業(yè)增加值表示，產(chǎn)出和資本投入分別用工業(yè)品出廠價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)調(diào)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(yè)規(guī)模(scale)，傳統(tǒng)文獻多以企業(yè)銷售額的對數(shù)作為企業(yè)規(guī)模代理變量，為避免企業(yè)規(guī)模與生產(chǎn)率之間相關(guān)性所導(dǎo)致共線性問題，本文采用企業(yè)銷售額與所處二位數(shù)行業(yè)平均銷售額的比值進行度量；③企業(yè)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(chǎn)凈值年平均余額與從業(yè)人數(shù)比值的對數(shù)來度量；⑤融資約束(fcons)，以應(yīng)收賬款與工業(yè)銷售收入之比度量；⑥平均工資(wage)，以應(yīng)付工資和應(yīng)付福利費之和比上從業(yè)人員數(shù)之表示；⑦新產(chǎn)品產(chǎn)值(new)，由于研發(fā)支出數(shù)據(jù)在多數(shù)年份缺失，本文以新產(chǎn)品產(chǎn)值與銷售產(chǎn)值之比度量企業(yè)創(chuàng)新強度，同時為避免變量之間的內(nèi)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(yè)定義為國家資本占實收資本50%及5%以上的企業(yè)，外資企業(yè)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(yè)。此外，本文還控制了地區(qū)、年份和行業(yè)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(xiàn)河道溢流情況。

(三)數(shù)據(jù)來源

(1)企業(yè)數(shù)據(jù)。企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來自1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，而對原始數(shù)據(jù)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(wù)指標缺失(企業(yè)總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)凈值、銷售額、工業(yè)總產(chǎn)值、從業(yè)人數(shù)、固定資產(chǎn)合計)；從業(yè)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(chǔ)上，本文根據(jù)企業(yè)法人代碼合并提取各年數(shù)據(jù)，保留10年間持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)樣本，剔除非制造業(yè)樣本，最終得到包含218370樣本觀測值的平衡面板數(shù)據(jù)集*本文旨在研究開發(fā)區(qū)產(chǎn)業(yè)政策對存量企業(yè)出口行為的影響，而采用平衡面板數(shù)據(jù)可排除新設(shè)企業(yè)的影響。。最終，本文得到的樣本數(shù)目與王智波等(2015)的結(jié)果十分接近。

(2)城市數(shù)據(jù)。為將企業(yè)樣本對應(yīng)到280多個地級以上城市，我們以所在地區(qū)號為主要依據(jù)，以2007年的行政區(qū)劃為準，將樣本企業(yè)分別歸屬到256個地級市。計算城市經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)主要來自1999—2008年的《中國城市統(tǒng)計年鑒》；由于固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)和居民消費價格指數(shù)兩項指標缺失，使用《中國統(tǒng)計年鑒》中的省級行政區(qū)數(shù)據(jù)代替。

四、實證結(jié)果與穩(wěn)健性檢驗

(一)全樣本估計結(jié)果

表2報告了開發(fā)區(qū)虛擬變量為關(guān)鍵解釋變量的Heckman兩步法估計結(jié)果，結(jié)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(fā)區(qū)虛擬變量的估計系數(shù)在1%的水平下顯著，但在出口選擇方程中為負，在出口規(guī)模方程中為正，這表明開發(fā)區(qū)設(shè)立與企業(yè)出口規(guī)模正相關(guān)，與出口傾向負相關(guān)，平均提高了27%出口規(guī)模。模型2—4顯示了三類開發(fā)區(qū)的估計結(jié)果，回歸系數(shù)的正負性與模型1一致，但模型2中經(jīng)開區(qū)的系數(shù)并不顯著。由此可以得出以下結(jié)論：開發(fā)區(qū)的設(shè)立顯著提高了企業(yè)的平均出口規(guī)模，但并未提高其出口傾向，而對出口加工區(qū)和高新區(qū)的作用比經(jīng)開區(qū)更為明顯。因此，開發(fā)區(qū)設(shè)立對出口的影響主要體現(xiàn)在出口擴張的集約邊際上，即原出口企業(yè)出口規(guī)模的提高上，而無法從擴展邊際方面發(fā)揮作用?？傮w上，擁有開發(fā)區(qū)的城市企業(yè)出口的傾向甚至更小，出口規(guī)模有向大型企業(yè)集中的可能。

表2 Heckman兩步法估計結(jié)果(一)*經(jīng)濟增長質(zhì)量與開發(fā)區(qū)虛擬變量之間可能存在共線性問題，quality與EZP的相關(guān)性較高，達到0.5244。我們在OLS回歸的基礎(chǔ)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(yè)層面變量之間的相關(guān)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(nèi)數(shù)字代表估計的z統(tǒng)計量；*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01。下同。

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平與企業(yè)出口行為的相關(guān)性得到了證實。然而，這種關(guān)系在出口選擇模型和出口規(guī)模模型中存在明顯差異。模型1—4中，城市經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)與企業(yè)出口顯著正相關(guān)，與企業(yè)出口規(guī)模顯著負相關(guān)。這意味著經(jīng)濟發(fā)展對企業(yè)出口的影響體現(xiàn)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(fā)區(qū)設(shè)立的影響恰好相反。Fernandes et al.(2015)利用多國企業(yè)數(shù)據(jù)得出研究結(jié)論，更發(fā)達的國家擁有更多、更大規(guī)模的出口企業(yè)，出口擴張兩個邊際上同時發(fā)生的結(jié)論在中國城市層面并不完全成立。相比經(jīng)濟增長質(zhì)量較低地區(qū)的企業(yè)，經(jīng)濟增長質(zhì)量較高地區(qū)出口企業(yè)的平均出口規(guī)模并沒有明顯優(yōu)勢。可能的解釋是：經(jīng)濟增長質(zhì)量較高地區(qū)聚集了大量中小型出口企業(yè)，一定程度上拉低了平均出口規(guī)模，而經(jīng)濟增長質(zhì)量較低地區(qū)雖然企業(yè)數(shù)量相對較少，但存在的個別大型出口企業(yè)使其平均出口規(guī)模較高。

表3 報告了主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)出口行為影響的估計結(jié)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(guī)模方程中為正，與模型1中開發(fā)區(qū)變量DZ的估計結(jié)果一致。這表明企業(yè)符合開發(fā)區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)定位與企業(yè)出口規(guī)模正相關(guān)，與出口選擇負相關(guān)，平均可以提高28.3%出口規(guī)模。三類開發(fā)區(qū)的分類考察中，經(jīng)開區(qū)和出口加工區(qū)的估計結(jié)果與模型5較為一致，即主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策促進了企業(yè)出口規(guī)模的擴大，但未提高出口傾向。模型6中，高新區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策與出口選擇的關(guān)系為正，但系數(shù)很小且不顯著，與出口規(guī)模的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為負，說明符合高新區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)定位的企業(yè)既不更傾向出口，也不具有更大的出口規(guī)模?？赡艿慕忉屖牵合啾冉?jīng)開區(qū)和出口加工區(qū)，高新區(qū)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)一般以電子信息、生物醫(yī)藥、新能源、新材料等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)為主，中國在這些領(lǐng)域還不具備比較優(yōu)勢，出口企業(yè)較少，出口規(guī)模也較小。表2和表3的模型1—8的結(jié)果表明，開發(fā)區(qū)的設(shè)立和主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)業(yè)政策在促進企業(yè)出口上發(fā)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(shè)1、研究假設(shè)2得到證實。

表3 Heckman兩步法估計結(jié)果(二)

企業(yè)層面控制變量的系數(shù)估計結(jié)果在模型1—8中保持了較好的穩(wěn)健性。值得注意的是，全要素生產(chǎn)率、資本密集度與出口規(guī)模呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，與出口選擇呈現(xiàn)負相關(guān)，融資約束顯著限制了企業(yè)的出口選擇。研發(fā)成果、企業(yè)規(guī)模與出口選擇呈現(xiàn)正相關(guān)，但與出口規(guī)模呈現(xiàn)負相關(guān)。上述結(jié)果意味著，在本文的考察期間，中國制造業(yè)出口企業(yè)比非出口企業(yè)擁有更大的銷售規(guī)模和更高的新產(chǎn)品產(chǎn)出，但其生產(chǎn)率和資本密集度卻低于非出口企業(yè)。這一結(jié)果證實了李春頂(2015)等提出的中國企業(yè)“出口-生產(chǎn)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(jīng)看到國有企業(yè)虛擬變量對企業(yè)出口行為有一定影響，總體樣本國有企業(yè)的出口傾向小于非國有企業(yè)。進一步地，我們考察在不同所有制的企業(yè)組內(nèi)部開發(fā)區(qū)及其主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策對其出口行為的影響，表4報告了分組估計的結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)樣本中開發(fā)區(qū)虛擬變量、主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策的系數(shù)估計結(jié)果與非國有企業(yè)有明顯差異。設(shè)立開發(fā)區(qū)與國有企業(yè)出口選擇呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，與出口數(shù)量顯著負相關(guān)。這意味著，設(shè)立開發(fā)區(qū)的城市中的國有企業(yè)擁有更強的出口傾向，但出口規(guī)模并未大于未設(shè)有開發(fā)區(qū)城市的國有企業(yè)。設(shè)有開發(fā)區(qū)的城市，符合當?shù)刂鲗?dǎo)產(chǎn)業(yè)定位的國有企業(yè)在出口選擇和出口數(shù)量上并沒有優(yōu)勢，回歸系數(shù)甚至為負。

表4 按所有制分組的回歸結(jié)果

(三)內(nèi)生性問題的進一步討論

前文通過控制城市層面的經(jīng)濟增長質(zhì)量、加入省區(qū)固定效應(yīng)等方法來控制國家級開發(fā)區(qū)設(shè)立的內(nèi)生性問題，盡管如此仍然可能遺漏決定企業(yè)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(yè)出口行為的滯后一期變量，在控制企業(yè)的出口趨勢后進行動態(tài)面板的估計，這可以盡量避免遺漏變量的問題。表5的結(jié)果顯示，無論采用OLS估計還是控制滯后因變量內(nèi)生性的GMM估計，回歸結(jié)果均與基本結(jié)論一致：開發(fā)區(qū)設(shè)立及主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)的選擇對企業(yè)出口集約邊際(出口規(guī)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(tài)面板回歸

(四)穩(wěn)健性檢驗

本文從以下幾方面對上述回歸結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗:(1)政策變動的影響,樣本觀察期內(nèi)，中國逐漸放開了對外貿(mào)易許可證的管制，2004年后大多數(shù)行業(yè)中的企業(yè)可以自主開展外貿(mào)出口活動(Dai et al. ,2016),而在2004年之前，伴隨著外貿(mào)經(jīng)營權(quán)的放開，企業(yè)的出口活動在二元邊際上發(fā)生變化，這可能并非開發(fā)區(qū)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(fā)現(xiàn)開發(fā)區(qū)及主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)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(jié)論穩(wěn)健。(2)樣本選擇的ML估計，“兩步估計法”的優(yōu)點在于對分布的假設(shè)較弱，非正態(tài)分布假設(shè)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(shè)進行似然比檢驗，而對模型1—8的ML估計結(jié)果表明，各變量的系數(shù)及顯著性未發(fā)生實質(zhì)變化，模型的LR檢驗均在1%的置信區(qū)間拒絕原假設(shè)。(3)存在排除性約束的估計。為了更穩(wěn)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(jié)果方程之外的外生變量，因此在ML估計的基礎(chǔ)上將企業(yè)層面的負債比率(debtrate，負債合計/資產(chǎn)合計)和稅收水平(tax，稅收總額/銷售產(chǎn)值)分別作為選擇方程的約束變量進行回歸分析，研究結(jié)果顯示二者與出口選擇均呈現(xiàn)顯著負相關(guān)，與出口規(guī)模呈正相關(guān)，其他關(guān)鍵變量和控制變量的回歸系數(shù)均保持穩(wěn)健。(4)全要素生產(chǎn)率的OLS估計，前文采用OP法估算了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，這里采用傳統(tǒng)的OLS估計法再次進行測算，回歸結(jié)果同樣穩(wěn)健。

五、基于經(jīng)濟增長質(zhì)量的門檻回歸分析

(一)門檻模型設(shè)定

前文實證分析表明，開發(fā)區(qū)及其主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策顯著提高了出口的集約邊際，而以經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)度量的地區(qū)發(fā)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(qū)發(fā)展水平是否構(gòu)成開發(fā)區(qū)及其產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)出口行為影響的門檻效應(yīng)，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(shù)據(jù)出發(fā)搜索出經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)的門檻值，進而研究不同經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)區(qū)間下產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)出口行為的關(guān)系。在分析解釋變量DZ的影響時，考慮到城市經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)與開發(fā)區(qū)的設(shè)立存在一定相關(guān)性，因而不加入經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)quality；分析開發(fā)區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)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(shè)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(fā)區(qū)或產(chǎn)業(yè)政策變量；γ為特定門檻值；I(·)為示性函數(shù)；μ反映個體效應(yīng)。存在雙重門檻時，模型設(shè)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(jié)果分析

表6給出了模型1—8的門檻檢驗結(jié)果。以開發(fā)區(qū)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(fā)區(qū)虛擬變量下十分穩(wěn)定，模型1、2、4中門檻值均為4.391，準確地落在95%的置信區(qū)間內(nèi)。以主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)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(qū)間內(nèi)顯著。因此，對估計結(jié)果進行解釋時，在模型1—4中考察單一門檻效應(yīng)，模型5—8中考察雙重門檻效應(yīng)。

表6 門檻效應(yīng)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(fù)抽樣100次得出的結(jié)果。

表7報告了門檻模型的估計結(jié)果。模型1—4中，當經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)小于門檻值時，開發(fā)區(qū)虛擬變量與企業(yè)出口規(guī)模的相關(guān)性并不顯著；當經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)高于門檻值時，設(shè)立開發(fā)區(qū)城市的企業(yè)出口規(guī)模高于無開發(fā)區(qū)城市29.1%。分開發(fā)區(qū)類型的估計中，門檻效應(yīng)在經(jīng)開區(qū)和高新區(qū)虛擬變量為解釋變量的樣本估計中效果十分明顯：經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)低于門檻值時，開發(fā)區(qū)設(shè)立與企業(yè)出口規(guī)模顯著負相關(guān)；經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)高于門檻值時，二者顯著正相關(guān)，經(jīng)開區(qū)和高新區(qū)設(shè)立分別提高12.1%和11.1%企業(yè)出口規(guī)模。模型4中出口加工區(qū)設(shè)立與企業(yè)出口規(guī)模在經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)門檻值前后均為顯著正相關(guān)，但經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)高于門檻值4.397時，回歸系數(shù)提升了近20個百分點。出口加工區(qū)成立的目的正是給企業(yè)提供更加寬松的經(jīng)營環(huán)境，鼓勵擴大外貿(mào)出口，對區(qū)內(nèi)區(qū)外企業(yè)都有所惠及(陳釗 等，2015)。因此，出口加工區(qū)的估計系數(shù)正負性不受門檻值影響這一結(jié)果是符合預(yù)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(fā)區(qū)主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)與企業(yè)出口規(guī)模效應(yīng)的門檻估計結(jié)果。雙重門檻設(shè)定下，隨著城市經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)在門檻值之間跨越，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)出口規(guī)模的影響表現(xiàn)出由負轉(zhuǎn)正、由弱到強的趨勢?？傮w上，當經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)大于第二個門檻值4.639時，其對企業(yè)出口規(guī)模的影響才由負轉(zhuǎn)正，即提高16%出口規(guī)模。分開發(fā)區(qū)類型的估計結(jié)果中，二者關(guān)系方向轉(zhuǎn)正在跨越第一門檻值時即發(fā)生，并且當跨越第二個門檻值后，產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向?qū)ζ髽I(yè)出口規(guī)模的影響程度較大，分別提高24.6%、46.7%和52.5%企業(yè)出口規(guī)模。模型1—8表明，開發(fā)區(qū)及其主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策對出口集約邊際的提升作用是有條件的，即只有在經(jīng)濟發(fā)展程度達到一定水平時才會出現(xiàn)。

六、結(jié)論與政策啟示

學(xué)術(shù)界對產(chǎn)業(yè)政策效果爭論已久，本文突破從宏觀上評判產(chǎn)業(yè)政策得失的研究框案，而是通過聚焦企業(yè)出口行為，進而考察開發(fā)區(qū)的設(shè)立及其主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)導(dǎo)向?qū)Φ貐^(qū)企業(yè)出口選擇和出口規(guī)模的影響，探討開發(fā)區(qū)產(chǎn)業(yè)政策促進出口的方式。同時，本文構(gòu)造城市經(jīng)濟增長質(zhì)量指數(shù)作為衡量地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和功能性產(chǎn)業(yè)政策效果的依據(jù)，考察其對開發(fā)區(qū)選擇性產(chǎn)業(yè)政策效果的門檻效應(yīng)。中國產(chǎn)業(yè)政策實施的廣泛性和持續(xù)性，在地區(qū)層面重要的體現(xiàn)便是各級各類的開發(fā)區(qū)的設(shè)立，即通過政策扶持和資源傾斜，政府將大量企業(yè)引入開發(fā)區(qū)園區(qū)，以針對性地鼓勵一批主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)發(fā)展壯大，進而求得地方經(jīng)濟發(fā)展。這種政府主導(dǎo)的選擇性產(chǎn)業(yè)政策推動的產(chǎn)業(yè)發(fā)展方式促進了部分行業(yè)在短時期內(nèi)實現(xiàn)飛速增長，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)集聚形態(tài)迅速成型。然而，從企業(yè)出口層面考察產(chǎn)業(yè)政策的效果發(fā)現(xiàn)，開發(fā)區(qū)設(shè)立及主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)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(guī)模的促進也受到地區(qū)發(fā)展水平的限制。而經(jīng)濟發(fā)展相對落后的地區(qū)，即便批準設(shè)立國家級開發(fā)區(qū)，制定與發(fā)達地區(qū)相近的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)政策，對當?shù)爻隹诘碾p重邊際均無明顯促進作用。

政府主導(dǎo)的開發(fā)區(qū)與一般的產(chǎn)業(yè)集聚存在巨大的差別。 政府往往在開發(fā)區(qū)居于主導(dǎo)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(yè)內(nèi)外部性、行業(yè)間外部性、行業(yè)分散、行業(yè)競爭四種集聚模式通過影響企業(yè)的生產(chǎn)成本、貿(mào)易成本和生產(chǎn)率進而影響出口二元邊際的機制在開發(fā)區(qū)層面可能并不顯著。單純依靠稅收補貼、土地優(yōu)惠等手段無法改變企業(yè)在國內(nèi)外市場的進入策略，對出口擴展邊際影響甚微。外資主導(dǎo)的加工貿(mào)易在開發(fā)區(qū)經(jīng)濟中發(fā)揮了重要作用，但加工貿(mào)易“兩頭在外”的特征也制約了開發(fā)區(qū)內(nèi)形成關(guān)聯(lián)企業(yè)空間集中的外部經(jīng)濟。若要真正發(fā)揮開發(fā)區(qū)作為地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的“增長極”和正向溢出效應(yīng)，實現(xiàn)出口貿(mào)易競爭力的提升，那么需要從選擇性的產(chǎn)業(yè)政策逐漸轉(zhuǎn)向全面的功能型產(chǎn)業(yè)政策，以提升經(jīng)濟增長質(zhì)量，創(chuàng)造企業(yè)自發(fā)性集聚演化的條件。

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