高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)提升了出口技術(shù)復(fù)雜度嗎？

唐 詩(shī)，包 群

(南開(kāi)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)提升了出口技術(shù)復(fù)雜度嗎？

唐 詩(shī)，包 群

(南開(kāi)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300071)

以出口技術(shù)復(fù)雜度為衡量標(biāo)準(zhǔn)，基于2000—2007年持續(xù)經(jīng)營(yíng)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，細(xì)致考察高新區(qū)對(duì)出口結(jié)構(gòu)的促進(jìn)效應(yīng)。Heckman二階段模型結(jié)果表明，高新區(qū)顯著提高出口技術(shù)復(fù)雜度較高產(chǎn)品的出口概率，卻抑制其出口規(guī)模，因此高新區(qū)對(duì)區(qū)內(nèi)企業(yè)出口結(jié)構(gòu)的改善作用有限。此外，高新區(qū)改善出口結(jié)構(gòu)的作用與一般性開(kāi)發(fā)區(qū)無(wú)顯著差異，但對(duì)相鄰城市有明顯的外溢作用。

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)；出口結(jié)構(gòu)；出口技術(shù)復(fù)雜度

一、問(wèn)題提出

雖然改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)出口貿(mào)易規(guī)模迅速擴(kuò)張，然而出口附加值偏低與技術(shù)含量不足的問(wèn)題仍較為突出。因此，積極改善出口結(jié)構(gòu)、提升出口商品的技術(shù)含量已經(jīng)成為近年來(lái)出口政策調(diào)整的重心所在，其中成立高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)已成為重要的政策手段之一。截至2007年，全國(guó)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)僅有54家，建立時(shí)間主要集中于1991—1992年，而且每個(gè)地級(jí)市內(nèi)最多只有一個(gè)國(guó)家級(jí)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)區(qū)。然而，主流貿(mào)易理論較多關(guān)注要素稟賦、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、企業(yè)生產(chǎn)率等因素對(duì)出口模式與比較優(yōu)勢(shì)的影響，如企業(yè)生產(chǎn)率[1-2]、外商投資[3-4]和企業(yè)融資約束[5-6]等方面，但中國(guó)出口貿(mào)易增長(zhǎng)歷程表明，以開(kāi)發(fā)區(qū)為代表的區(qū)域發(fā)展政策同樣也起著重要作用。

成立開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用也得到了廣泛關(guān)注。魏(Wei，1995)首次研究經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展績(jī)效的影響[7]。一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)開(kāi)發(fā)區(qū)通過(guò)吸引外資企業(yè)建立集聚經(jīng)濟(jì)體和提高技術(shù)來(lái)提高企業(yè)的生產(chǎn)力[8-9]。王(Wang，2013)運(yùn)用321個(gè)市級(jí)數(shù)據(jù)分析開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)集聚經(jīng)濟(jì)、企業(yè)和工人行為的影響，其中高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)是以發(fā)展高新技術(shù)為目的而建立的開(kāi)發(fā)區(qū)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展能夠推動(dòng)改革并保證經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)[10]。胡(Hu，2007)用1992—2000年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)不同高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的勞動(dòng)生產(chǎn)率趨同，但只對(duì)本區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有效，不存在外部性[11]。張和圓部(Zhang & Sonobe，2011)發(fā)現(xiàn)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)高新企業(yè)和外商投資存在集聚現(xiàn)象[12]。施明克和范·畢思布洛克(Schminke & van Biesebroeck，2013)將微觀企業(yè)引入，發(fā)現(xiàn)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)出口市場(chǎng)的表現(xiàn)有積極效應(yīng)，其中高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)通過(guò)提高出口價(jià)格和出口到更高收入的國(guó)家來(lái)提高出口質(zhì)量[13]。

然而，已有關(guān)于開(kāi)發(fā)區(qū)的研究文獻(xiàn)還存在一些不足。首先，大多數(shù)文獻(xiàn)較為關(guān)注開(kāi)發(fā)區(qū)的增長(zhǎng)數(shù)量效應(yīng)，對(duì)開(kāi)發(fā)區(qū)結(jié)構(gòu)改善作用的研究則相對(duì)不足。中國(guó)經(jīng)濟(jì)在經(jīng)歷了過(guò)去30多年的持續(xù)快速增長(zhǎng)之后，結(jié)構(gòu)問(wèn)題已經(jīng)日益凸顯，尤其表現(xiàn)在研發(fā)創(chuàng)新緩慢、技術(shù)含量低下以及產(chǎn)品附加值不高等問(wèn)題[14-15]，極大限制了今后的可持續(xù)發(fā)展。因此，本文擬重點(diǎn)以高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)為研究對(duì)象，細(xì)致考察高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的成立是否有助于改善出口結(jié)構(gòu)與提升技術(shù)含量，同時(shí)也比較高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)與一般性開(kāi)發(fā)區(qū)的作用差異，來(lái)甄別其結(jié)構(gòu)改善效應(yīng)。其次，已有文獻(xiàn)大多從宏觀或區(qū)域?qū)用鎭?lái)考察開(kāi)發(fā)區(qū)的績(jī)效，忽略了開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)區(qū)內(nèi)企業(yè)的微觀影響。由于僅從宏觀層面來(lái)比較開(kāi)發(fā)區(qū)的作用，則難以有效區(qū)分開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)其區(qū)內(nèi)不同企業(yè)的差異性作用，導(dǎo)致研究結(jié)論過(guò)于粗略。因此，本文擬匹配高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)數(shù)據(jù)與微觀企業(yè)調(diào)研數(shù)據(jù)，從而有效區(qū)分開(kāi)發(fā)區(qū)成立對(duì)不同企業(yè)的異質(zhì)性影響，尤其是強(qiáng)調(diào)企業(yè)所有制、所在地理區(qū)位、所在行業(yè)特征等重要因素。

二、模型構(gòu)建、指標(biāo)說(shuō)明和數(shù)據(jù)描述

本文采用2000—2007年持續(xù)經(jīng)營(yíng)的五萬(wàn)多家企業(yè)數(shù)據(jù)，詳細(xì)考察高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的結(jié)構(gòu)改善效應(yīng)。首先，遵循豪斯曼等(Huasman et al.，2007)[16]的方法，計(jì)算不同出口商品的出口技術(shù)復(fù)雜度。這一方法背后的隱含邏輯是，如果一類(lèi)商品越是向技術(shù)水平先進(jìn)的發(fā)達(dá)國(guó)家出口，則此類(lèi)商品蘊(yùn)含的技術(shù)含量也相應(yīng)越高，即生產(chǎn)該商品的技術(shù)越為復(fù)雜。其次，針對(duì)大多數(shù)企業(yè)出口值為零的樣本選擇性偏誤(sample selection)，本文運(yùn)用Heckman二階段模型進(jìn)行估計(jì)，以克服樣本選擇可能導(dǎo)致的估計(jì)偏誤。

(一)Heckman二階段模型

由于企業(yè)存在自我選擇機(jī)制，可能會(huì)有一部分企業(yè)不存在出口，但僅對(duì)實(shí)際發(fā)生出口的企業(yè)進(jìn)行回歸又會(huì)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(duì)樣本選擇誤差進(jìn)行修正。且采用Heckman二階段模型分別考察出口企業(yè)的集約邊際和擴(kuò)展邊際，可以更細(xì)致地考察高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)出口結(jié)構(gòu)的作用方式：

EXPDUMijt=δEXPDUMijt-1+α1HTDUMijt+α2PRODYit×HTDUMijt+φZ(yǔ)ijt+εijt

(1)

(2)

其中，式(1)是企業(yè)出口決策方程，EXPDUMijt={0，1}，當(dāng)企業(yè)i在j城市t時(shí)間存在出口時(shí)取1，否則取0。式(2)是企業(yè)出口規(guī)模方程，lnEXPORTijt表示企業(yè)i在j城市t時(shí)間的出口規(guī)模，用企業(yè)出口交貨值取對(duì)數(shù)來(lái)定義。其中HTDUMijt表示企業(yè)i在j城市t時(shí)間是否存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)：存在為1，不存在為0。PRODYit表示企業(yè)i所生產(chǎn)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度，是產(chǎn)業(yè)層面的變量。核心變量：PRODYit×HTDUMijt是兩個(gè)變量的交互項(xiàng)，是為了衡量高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的存在對(duì)于不同出口技術(shù)復(fù)雜度的產(chǎn)品的出口規(guī)模是否有影響。Zijt、Xijt表示其他影響出口決策和出口規(guī)模的控制變量，εijt、νijt表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，其中εijt和νijt的相關(guān)系數(shù)不等于零時(shí)說(shuō)明出口決策方程和出口規(guī)模方程是相關(guān)的，存在自選擇效應(yīng)，需要用Heckman方程進(jìn)行一致的估計(jì)。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(dú)引入以控制選擇偏誤。而在用Heckman模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)，為防止反向因果關(guān)系存在通常需要在企業(yè)出口決策方程中加入額外的控制變量即識(shí)別變量，滿足相關(guān)性、排他性和外生性原則，本文采用企業(yè)滯后一期的出口虛擬變量來(lái)作為識(shí)別變量[18]。

(二)變量選取

為了控制其他影響企業(yè)出口的因素，本文根據(jù)國(guó)內(nèi)外關(guān)于微觀企業(yè)出口的文獻(xiàn)[19-20]，加入如下變量：(1)企業(yè)生存年限(AGE)，生存年限不同的企業(yè)由于商業(yè)信譽(yù)、管理經(jīng)營(yíng)手段等不同，對(duì)出口規(guī)模產(chǎn)生的影響也會(huì)不同，因此采用企業(yè)樣本區(qū)間結(jié)束年份和成立年份之差衡量生存年限。(2)全要素生產(chǎn)率(lnTFP)，本文借鑒萊文森和彼得林(Levinsohn & Petrin，2003)[21]的方法對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率值進(jìn)行估計(jì)，以中間投入為企業(yè)投入的工具變量，采用半?yún)?shù)法進(jìn)行生產(chǎn)函數(shù)的估計(jì)，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率值就是產(chǎn)出變量和要素投入變量加權(quán)和的差值，其中權(quán)重為生產(chǎn)函數(shù)中各要素投入的估計(jì)系數(shù)。(3)企業(yè)規(guī)模(SIZE)，本文采用企業(yè)年平均從業(yè)人員的對(duì)數(shù)來(lái)衡量。(4)資本密集度(lnKL)，本文采用固定資產(chǎn)凈值年平均余額與全部從業(yè)人員年平均人數(shù)之比的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量。(5)工資水平(lnWAGE)，本文采用應(yīng)付工資總額的對(duì)數(shù)值來(lái)衡量。(6)企業(yè)的融資能力(FINANCE)，大量研究都表明融資能力對(duì)企業(yè)出口決策的重要影響[22]，因此采用企業(yè)的利息支出和產(chǎn)品銷(xiāo)售收入之比表示企業(yè)的融資能力。(7)國(guó)有資本份額(STATESHARE)，本文采用國(guó)家資本金和實(shí)收資本比值衡量國(guó)有資本份額，同時(shí)還引入年份固定效應(yīng)、城市固定效應(yīng)和兩分位行業(yè)固定效應(yīng)。各變量的統(tǒng)計(jì)信息見(jiàn)表1。

表1 各解釋變量的統(tǒng)計(jì)信息

注：作者根據(jù)原始數(shù)據(jù)整理。

(三)指標(biāo)說(shuō)明

1.高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)是以發(fā)展高新技術(shù)為目的，基于當(dāng)?shù)丶夹g(shù)密集、資源密集和科技經(jīng)濟(jì)實(shí)力，借鑒國(guó)外的科技資源和管理方法以實(shí)現(xiàn)高新技術(shù)的發(fā)展。

2.出口技術(shù)復(fù)雜度

本文根據(jù)豪斯曼等(2007)[16]的方法來(lái)計(jì)算行業(yè)層面的出口技術(shù)復(fù)雜度，用PRODYi表示出口技術(shù)復(fù)雜度，PRODYi=∑j(SijPCGDPj/∑j′Sij′)，其中Sij表示j國(guó)i商品的出口額占世界市場(chǎng)出口i總額的比例，Sij/∑j′Sij′為權(quán)重，代表j國(guó)i產(chǎn)品的出口比例占世界市場(chǎng)產(chǎn)品i出口比例的比重。由于出口技術(shù)復(fù)雜度根據(jù)貿(mào)易數(shù)據(jù)測(cè)算，而開(kāi)發(fā)區(qū)又和國(guó)際貿(mào)易相關(guān)，存在內(nèi)生性問(wèn)題，因此本文根據(jù)期初2000年100個(gè)國(guó)家的HS-3分位數(shù)據(jù)計(jì)算出各行業(yè)產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度來(lái)衡量出口貿(mào)易結(jié)構(gòu)。

(四)數(shù)據(jù)

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)開(kāi)發(fā)區(qū)審核公告目錄(2006版)》，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)所在城市名稱(chēng)由開(kāi)發(fā)區(qū)名稱(chēng)直接得知，然后從《中國(guó)行政區(qū)域代碼》中得到高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)所在城市代碼，根據(jù)城市代碼將其區(qū)域代碼和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)接。對(duì)于相鄰城市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的數(shù)目，本文首先從中國(guó)地圖中找出高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)所在城市的相鄰城市，再確定相鄰城市存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的個(gè)數(shù)，然后按照城市代碼對(duì)接。

其他數(shù)據(jù)來(lái)源于2000—2007年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。本文刪去了“出口交貨值”、“中間投入”、“從業(yè)人員年平均數(shù)”、“產(chǎn)品銷(xiāo)售收入”和“固定資產(chǎn)凈值年平均余額”這幾個(gè)變量中變量取值為缺失值和負(fù)值的觀測(cè)值。最后，選取2000—2007年54 204家持續(xù)經(jīng)營(yíng)的企業(yè)為研究樣本，統(tǒng)計(jì)顯示這54 204家企業(yè)中處于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)城市的有28 344家。

行業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的計(jì)算所采用的跨國(guó)數(shù)據(jù)來(lái)自于世界銀行2007年開(kāi)發(fā)的貿(mào)易、生產(chǎn)和保護(hù)數(shù)據(jù)庫(kù)(trade，production and protection，TPP)，涵蓋了100個(gè)國(guó)家28個(gè)制造業(yè)行業(yè)的生產(chǎn)和貿(mào)易數(shù)據(jù)。各國(guó)人均收入水平數(shù)據(jù)來(lái)自賓夕法尼亞大學(xué)佩恩表(Penn World Table 6.3，PWT 6.3)數(shù)據(jù)庫(kù)。

三、模型估計(jì)結(jié)果

(一)基本結(jié)果

表2 高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)Heckman模型估計(jì)結(jié)果

注：回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)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(jì)結(jié)果見(jiàn)表2，其中被解釋變量是企業(yè)出口概率和企業(yè)出口規(guī)模。除了控制變量外，核心變量是產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的交互項(xiàng)(PRODY×HTDUM)，以考察高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和出口結(jié)構(gòu)的關(guān)系。

對(duì)于企業(yè)出口決策方程，PRODY×HTDUM的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明對(duì)于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)的企業(yè)，出口技術(shù)復(fù)雜度越高，產(chǎn)品出口可能性越大。對(duì)于企業(yè)出口規(guī)模方程，PRODY×HTDUM的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)抑制出口復(fù)雜度較高的企業(yè)出口規(guī)模，即高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的存在會(huì)對(duì)復(fù)雜度較高企業(yè)的出口規(guī)模產(chǎn)生負(fù)效用。總體來(lái)說(shuō)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)會(huì)顯著提高高出口技術(shù)復(fù)雜度企業(yè)的出口概率，而對(duì)出口規(guī)模卻有抑制作用。因此，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)并沒(méi)有有效改善中國(guó)的出口結(jié)構(gòu)。

由表2可知，企業(yè)出口決策中，企業(yè)生存年限(AGE)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明生存年限越長(zhǎng)的企業(yè)其出口概率越小?？赡苁怯捎谄髽I(yè)生存年限越長(zhǎng)在位優(yōu)勢(shì)越大，管理組織體系和市場(chǎng)份額也較穩(wěn)定，因此沒(méi)有進(jìn)行出口和開(kāi)辟國(guó)外市場(chǎng)的內(nèi)在動(dòng)力。而全要素生產(chǎn)率(lnTFP)的系數(shù)顯著為正，由于貿(mào)易成本的存在，只有生產(chǎn)率較高的企業(yè)才能出口。企業(yè)規(guī)模越大時(shí)，其出口的可能性也越大[23]。資本密集度對(duì)于出口概率有正向作用，這說(shuō)明中國(guó)的出口產(chǎn)品正在依靠自身產(chǎn)品質(zhì)量和技術(shù)升級(jí)由勞動(dòng)密集型向資本密集型發(fā)展。工資水平越高的企業(yè)傾向于進(jìn)入出口市場(chǎng)。國(guó)有資本份額對(duì)于出口概率有顯著的負(fù)作用，中國(guó)國(guó)有企業(yè)存在一些管理效率低下、創(chuàng)新能力不強(qiáng)等問(wèn)題，這說(shuō)明提升國(guó)有企業(yè)職工效率、推進(jìn)國(guó)企深化改革對(duì)于企業(yè)有重要意義[24]。企業(yè)出口規(guī)模中，企業(yè)生產(chǎn)率、規(guī)模、資本密集度和融資約束能力都有正效用，而企業(yè)的生存年限、工資水平和國(guó)有企業(yè)所占份額都存在負(fù)效用。工資水平越低，企業(yè)出口規(guī)模越大，說(shuō)明中國(guó)依靠低價(jià)勞動(dòng)力提高了出口規(guī)模。

(二)一般性開(kāi)發(fā)區(qū)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的效果比較

從1984年開(kāi)始，中國(guó)就在沿海開(kāi)放城市建立了第一批國(guó)家級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)，到2007年已建立222個(gè)國(guó)家級(jí)開(kāi)發(fā)區(qū)。本文將除高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)以外的開(kāi)發(fā)區(qū)定義為一般性開(kāi)發(fā)區(qū)，并引入企業(yè)是否在一般性開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)的虛擬變量(GENDUM)、一般性開(kāi)發(fā)區(qū)和出口技術(shù)復(fù)雜度的交互項(xiàng)(PRODY×GENDUM)。

由表3可知，出口決策方程中，PRODY×GENDUM的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明一般性開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于高出口技術(shù)復(fù)雜度的行業(yè)出口概率有正效用，而出口規(guī)模方程中PRODY×GENDUM的系數(shù)在1%顯著為負(fù)，說(shuō)明出口技術(shù)復(fù)雜度越高

表3 一般性開(kāi)發(fā)區(qū)Heckman模型估計(jì)結(jié)果

注：回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)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(yè)生存年限、企業(yè)規(guī)模、資 本密集度等控制變量及行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應(yīng)。

的產(chǎn)品，一般性開(kāi)發(fā)區(qū)的存在使其出口規(guī)模變小。綜上所述，一般性開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于高出口技術(shù)復(fù)雜度企業(yè)的出口概率有顯著的提高作用，對(duì)出口規(guī)模卻有抑制作用。因此，一般性開(kāi)發(fā)區(qū)沒(méi)有有效地改善出口結(jié)構(gòu)。將高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和一般性開(kāi)發(fā)區(qū)Heckman模型估計(jì)結(jié)果對(duì)比發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)系數(shù)的顯著性沒(méi)有明顯差異，因此一般性開(kāi)發(fā)區(qū)和高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)出口結(jié)構(gòu)的影響效果差異并不大。

(三)企業(yè)所有制差異

由于所有制不同，企業(yè)的技術(shù)水平、管理效率和國(guó)家政策等都會(huì)有差異，因此不同所有制的企業(yè)受到開(kāi)發(fā)區(qū)的影響也有差異*本文根據(jù)企業(yè)的登記注冊(cè)類(lèi)型將企業(yè)分為四種類(lèi)型：(1)國(guó)有企業(yè)，包括國(guó)有企業(yè)、國(guó)有聯(lián)營(yíng)企業(yè)、國(guó)有與集體聯(lián)營(yíng)企業(yè)和國(guó)有獨(dú)資公司；(2)集體企業(yè)，即內(nèi)資企業(yè)中除國(guó)有企業(yè)以外的其他企業(yè)；(3)港澳臺(tái)企業(yè)，包括港、澳、臺(tái)資合資、合作、獨(dú)資經(jīng)營(yíng)企業(yè)和股份有限公司；(4)外資企業(yè)，包括中外合資、合作經(jīng)營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè)和外商投資股份有限公司。。

表4是本文對(duì)于企業(yè)按照所有制類(lèi)型分樣本處理得到的結(jié)果。出口決策方程中，集體企業(yè)PRODY×HTDUM的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，港澳臺(tái)企業(yè)交互項(xiàng)系數(shù)在10%的水平上顯著為正，國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)交互項(xiàng)的系數(shù)并不顯著。因此，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)集體企業(yè)中高技術(shù)復(fù)雜度行業(yè)的出口概率有顯著提高效用，這可能是由于集體企業(yè)能夠有效利用高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)引進(jìn)的高新技術(shù)和優(yōu)惠政策，提高出口以保證企業(yè)在市場(chǎng)上的競(jìng)爭(zhēng)力。出口規(guī)模方程中，國(guó)有企業(yè)、集體企業(yè)和港澳臺(tái)企業(yè)PRODY×HTDUM的系數(shù)都在1%的水平上顯著為負(fù)，而外資企業(yè)交互項(xiàng)前的系數(shù)并不顯著，說(shuō)明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于除外資企業(yè)外的其他所有制企業(yè)中高技術(shù)復(fù)雜度行業(yè)的出口規(guī)模有顯著抑制作用。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)沒(méi)有同時(shí)改善企業(yè)中出口技術(shù)復(fù)雜度高行業(yè)的出口概率和出口規(guī)模，因此高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)四種類(lèi)型的企業(yè)對(duì)于出口結(jié)構(gòu)改善作用都不顯著。

表4 所有制、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和出口結(jié)構(gòu)

注：回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)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(yè)生存年限、企業(yè)規(guī)模、資本密集度等控制變量及行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應(yīng)。

(四)地理位置

由于處于不同地理位置的城市其發(fā)展程度、資源稟賦、國(guó)家政策等都不同，所以其企業(yè)數(shù)量、出口規(guī)模以及產(chǎn)品的出口技術(shù)復(fù)雜度都有所不同，本文將企業(yè)分為沿海企業(yè)和內(nèi)陸企業(yè)兩種類(lèi)型，其中處于沿海地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)有29家，處于內(nèi)陸地區(qū)的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)有25家*對(duì)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(gè)地區(qū)，Coast=1，其他城市Coast=0。。

由表5可知，出口決策方程中，沿海和內(nèi)陸地區(qū)PRODY×HTDUM的系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的存在使技術(shù)復(fù)雜度越高的產(chǎn)品出口概率越大，即高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)提高了其出口可能性。出口規(guī)模方程中，沿海地區(qū)PRODY×HTDUM的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，內(nèi)陸地區(qū)交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的存在對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜度高的產(chǎn)品出口規(guī)模都有抑制效用。因此，為了縮小和沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的貧富差距，要對(duì)內(nèi)陸地區(qū)予以不同的優(yōu)惠政策。

表5 地理位置、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和出口結(jié)構(gòu)

注：回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)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(yè)生存年限、企業(yè)規(guī)模、資本密集度等控制變量及行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應(yīng)。

(五)經(jīng)營(yíng)年限

由于企業(yè)的經(jīng)營(yíng)年限有很大差異，經(jīng)營(yíng)年限較長(zhǎng)的企業(yè)擁有成熟的制度管理體制和在位優(yōu)勢(shì)，進(jìn)行研究創(chuàng)新以提高自身技術(shù)和出口的內(nèi)在動(dòng)力較小，因此推測(cè)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于出口結(jié)構(gòu)的影響由于企業(yè)持續(xù)經(jīng)營(yíng)年限的不同而有所不同*本文以15年為界限，當(dāng)企業(yè)經(jīng)營(yíng)年限大于15年時(shí)，屬于經(jīng)營(yíng)年限較長(zhǎng)的企業(yè)，小于15年則屬于經(jīng)營(yíng)年限較短的企業(yè)。。

由表6可知出口決策方程中，經(jīng)營(yíng)年限較長(zhǎng)和較短的企業(yè)PRODY×HTDUM交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的水平上都顯著為正，企業(yè)受高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的影響使出口技術(shù)復(fù)雜度較高的產(chǎn)品出口概率較大。而出口規(guī)模方程中，經(jīng)營(yíng)年限較長(zhǎng)的企業(yè)交互項(xiàng)前的系數(shù)顯著為負(fù)，而經(jīng)營(yíng)年限較短的企業(yè)交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著。這說(shuō)明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于經(jīng)營(yíng)年限較長(zhǎng)的企業(yè)的影響較大，對(duì)出口復(fù)雜度較高的產(chǎn)品出口規(guī)模的抑制作用較明顯，而經(jīng)營(yíng)年限較短的企業(yè)能夠積極進(jìn)行創(chuàng)新、利用高新技術(shù)，并無(wú)顯著影響?？傮w來(lái)說(shuō)，經(jīng)營(yíng)年限較長(zhǎng)和較短的企業(yè)由于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的存在對(duì)出口結(jié)構(gòu)的改善并不顯著。

表6 經(jīng)營(yíng)年限、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和出口結(jié)構(gòu)

注：回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)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(yè)生存年限、企業(yè)規(guī)模、資本密集度等控制變量及行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應(yīng)。

(六)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的相鄰城市輻射效應(yīng)

由于開(kāi)發(fā)區(qū)通過(guò)建立集群和吸引高新技術(shù)設(shè)施來(lái)提高生產(chǎn)力[25]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)也已證實(shí)了技術(shù)外部性的普遍存在[26-27]，且認(rèn)為技術(shù)外溢的效應(yīng)隨著地理距離的增加而遞減[28]。一個(gè)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不僅取決于自身?xiàng)l件，也受到其他經(jīng)濟(jì)體尤其是相鄰經(jīng)濟(jì)體的影響[29]，而且中國(guó)也已經(jīng)形成了空間趨同俱樂(lè)部[30]，因此企業(yè)的出口結(jié)構(gòu)也可能受到相鄰城市是否存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的影響，且為正效應(yīng)。

NHTDUM表示相鄰城市是否存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)，PRODY×NHTDUM是相鄰城市是否存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的交互項(xiàng)。由于企業(yè)的相鄰城市內(nèi)存在不同數(shù)量的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)，本文將其分為兩個(gè)階段：NHTDUM1表示企業(yè)相鄰城市存在1～2個(gè)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的虛擬變量，NHTDUM2表示企業(yè)相鄰城市存在3～4個(gè)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的虛擬變量，PRODY×NHTDUM1、PRODY×NHTDUM2表示周邊高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)數(shù)量不同對(duì)于產(chǎn)品出口技術(shù)復(fù)雜度的影響。

出口決策方程中，PRODY×NHTDUM、PRODY×NHTDUM1和PRODY×NHTDUM2的系數(shù)都顯著為正，這說(shuō)明相鄰城市的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)提高出口復(fù)雜度高的產(chǎn)品出口概率變大。出口規(guī)模方程中，PRODY×NHTDUM和PRODY×NHTDUM1的系數(shù)顯著為負(fù)，但PRODY×NHTDUM2的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明相鄰城市的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于不同出口復(fù)雜度的產(chǎn)品出口規(guī)模是有影響的。當(dāng)相鄰城市存在的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)較少時(shí)，周邊高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)使出口復(fù)雜度較高的企業(yè)出口規(guī)模變小。當(dāng)相鄰城市存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)較多時(shí)，周邊高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于出口復(fù)雜度較高的企業(yè)出口規(guī)模起到促進(jìn)作用。因此，相鄰城市的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于本地出口結(jié)構(gòu)存在外部性，且當(dāng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)數(shù)量較多時(shí)，存在顯著的正外部性，能夠改善出口結(jié)構(gòu)。

表7 相鄰城市、高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和企業(yè)出口

表7(續(xù))

注：回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)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(yè)生存年限、企業(yè)規(guī)模、資本密集度等控制變量及行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應(yīng)。

表8 傾向評(píng)分加權(quán)法的結(jié)果

注：回歸系數(shù)括號(hào)內(nèi)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(yè)生存年限、企業(yè)規(guī)模、資 本密集度等控制變量及行業(yè)、年份和地區(qū)固定效應(yīng)。

(七)傾向評(píng)分加權(quán)法

由于國(guó)家選擇建立高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)時(shí)并不是隨機(jī)選擇，而是基于當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人力資本情況建立的，說(shuō)明樣本存在自選擇效應(yīng)，因此需要對(duì)樣本進(jìn)行處理。本文運(yùn)用傾向評(píng)分加權(quán)法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，首先利用多個(gè)變量信息綜合得出傾向評(píng)分，再利用傾向評(píng)分賦予個(gè)體權(quán)重以使各因素在對(duì)照組和處理組中分布較為一致，也就是通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化法的原理使兩組個(gè)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(shè)定處理組是指企業(yè)i在j城市t時(shí)間存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的組別，對(duì)照組指企業(yè)i在j城市t時(shí)間不存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的組別。傾向評(píng)分是指研究對(duì)象在一定協(xié)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(jì)企業(yè)所在城市存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的概率。在預(yù)測(cè)概率時(shí)選用以下變量：企業(yè)的全要素生產(chǎn)率、企業(yè)的經(jīng)營(yíng)年限、企業(yè)的資本密集度和企業(yè)的融資能力，被解釋變量為企業(yè)所在城市在t時(shí)間是否存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)，根據(jù)Probit模型得出預(yù)測(cè)的概率PS。然后，賦予處于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)內(nèi)的企業(yè)HTDUM=1的權(quán)重為1/PS，賦予HTDUM=0的權(quán)重為1/(1-PS)，對(duì)對(duì)照組和處理組的個(gè)體每個(gè)變量以W=HTDUM/PS+(1-HTDUM)/(1-PS)賦予權(quán)重進(jìn)行加權(quán)回歸[32]，回歸結(jié)果見(jiàn)表8。

出口決策方程中，賦予權(quán)重后的交互項(xiàng)PRODY×HTDUM_W的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說(shuō)明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)會(huì)提高出口復(fù)雜度較高的產(chǎn)品出口概率。而在出口規(guī)模方程中，賦予權(quán)重的交互項(xiàng)PRODY×HTDUM_W的系數(shù)不顯著，即高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于不同技術(shù)復(fù)雜度的企業(yè)出口規(guī)模的影響并不顯著?？傮w來(lái)說(shuō)，考慮了區(qū)域發(fā)展不平衡及資源稟賦等問(wèn)題后，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的存在對(duì)于出口結(jié)構(gòu)的改善也并不顯著。

四、結(jié)論

基于2000—2007年持續(xù)經(jīng)營(yíng)的企業(yè)數(shù)據(jù)，本文考察了高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)區(qū)內(nèi)企業(yè)出口技術(shù)復(fù)雜度的促進(jìn)效應(yīng)，得到了如下研究結(jié)論：

首先，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的存在會(huì)使出口技術(shù)復(fù)雜度較高的企業(yè)出口概率較大，但出口規(guī)模較小，總體上并未有效改善出口結(jié)構(gòu)。其次，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和一般經(jīng)濟(jì)技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于出口結(jié)構(gòu)的作用沒(méi)有明顯差異。然后，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于不同類(lèi)型的企業(yè)作用效果并不相同，但不同所有制、地理位置和經(jīng)營(yíng)年限的企業(yè)，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)其高技術(shù)復(fù)雜度產(chǎn)品的出口概率和出口規(guī)模的效應(yīng)都不會(huì)同時(shí)顯著為正，這說(shuō)明高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)所在城市內(nèi)不同類(lèi)型的企業(yè)對(duì)于出口結(jié)構(gòu)的改善作用并不顯著。最后，從相鄰地區(qū)是否存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的角度來(lái)看，本文發(fā)現(xiàn)當(dāng)相鄰地區(qū)存在高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)的數(shù)量較大時(shí)，會(huì)使高出口技術(shù)復(fù)雜度行業(yè)的出口概率和出口規(guī)模同時(shí)顯著增加，因此會(huì)改善出口結(jié)構(gòu)。本文推測(cè)相鄰城市高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)對(duì)于本地企業(yè)的影響是由于技術(shù)外溢效應(yīng)和空間趨同俱樂(lè)部的存在，這也需要今后的進(jìn)一步研究。

雖然改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)的貿(mào)易發(fā)展迅速，但保持貿(mào)易可持續(xù)發(fā)展不僅有關(guān)于企業(yè)的自身存活和發(fā)展，還會(huì)影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展方式[33]。長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)依靠廉價(jià)勞動(dòng)力和簡(jiǎn)單的加工貿(mào)易增長(zhǎng)出口額，導(dǎo)致出口很容易受到其他國(guó)家影響。而推動(dòng)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，改善出口結(jié)構(gòu)就是保持經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的重要途徑。通過(guò)本文的研究可知，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)和一般經(jīng)濟(jì)技術(shù)開(kāi)發(fā)區(qū)并沒(méi)有明顯差異，都沒(méi)有有效改善中國(guó)的出口結(jié)構(gòu)。因此，未來(lái)仍要謹(jǐn)慎對(duì)待高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)開(kāi)發(fā)區(qū)在改善出口結(jié)構(gòu)、提升技術(shù)含量的促進(jìn)作用。這一結(jié)果也意味著，與經(jīng)濟(jì)總量規(guī)模擴(kuò)張相比，結(jié)構(gòu)優(yōu)化與技術(shù)提升是一個(gè)更為艱難與相對(duì)緩慢的經(jīng)濟(jì)調(diào)整過(guò)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(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目“經(jīng)濟(jì)開(kāi)發(fā)區(qū)的績(jī)效評(píng)估：區(qū)域增長(zhǎng)、輻射效應(yīng)與環(huán)境影響”(71473136)；霍英東教育基金基礎(chǔ)性研究課題“地方保護(hù)與中國(guó)企業(yè)出口行為”(141083)

唐詩(shī)(1991—)，女，南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生；包群(1978—)，男，南開(kāi)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師。

(責(zé)任編輯：蔣 琰)