刘经东
摘要
本文重点探讨开发区建设对企业出口行为的影响，基于H两步估计法的研究发现开发区建设有利于促进企业的出口自选择及出口规模扩大。进一步通过倾向得分匹配的倍差法（PSM-DID）发现开发区的政策激励效应、集聚配套效应和技术溢出效应有效促进了企业出口增加值水平提升，推动了企业转型升级。然而以上影响存在明显的区域差异，东部地区开发区建设对企业出口行为的边际贡献更加明显，中部地区次之，而西部地区开发区设立对企业出口决策及转型升级的影响并不显著。为此，着眼于开发区建设的转型升级，应以兼顾效率与公平原则统筹整合开发区资源;以适度的产业政策引导开发区企业转型升级;以制度创新促进营商环境的优化。
关键词开发区出口选择决策出口强度决策出口增加值
一、引言
改革开放以来，中国由一个转型发展中国家一举跃升为世界第一出口大国和第二大经济体，综合国力显著提升，开发区建设成为中国发展模式成功的主要经验。
开发区是由国务院和省、自治区、直辖市人民政府批准，在城市规划区内设立并享受各类特定优惠政策的产业园区，主要形式包括经济技术开发区（以下简称经开区）、高新技术产业开发区（以下简称高新区）、保税区、出口加工区、边境合作区、旅游度假区等。在改革开放伊始，开发区的主要职能是吸引外资和发展出口加工业，经过30多年的建设发展，开发区已经成为中国产业发展的重要载体，在中国经济社会发展过程中扮演着愈来愈重要的角色。截至207年年底，中国已拥有各类国家级开发区500家，省级开发区达到68家，开发区在中国经济发展中的重要作用可见一斑。那么，作为对外开放的重要窗口，开发区建设是否有效促进了企业出口？在特殊优惠政策和激励措施推动下，开发区企业是否成功实现了转型升级，其出口产品质量及增加值水平是否得以提升？
关于开发区建设及贡献的学术研究相对较少，已有文献更多关注开发区建设对当地吸引外资（W，203）、资本积累（Aldrtl，203）、产业升级（郑江淮等，2008;李力行和申广军，205）及经济增长（W，995;Durrtl，2002）的贡献，也有部分文献对中国开发区转型升级及区位布局开展研究，如向宽虎和陆铭（205）指出，向中西部地区倾斜的开发区布局政策既有损总体效率，又损害了欠发达地区和总体经济增长的可持续性。王兵和聂欣（206）发现开发区的设立及其废物“集中排放”，客观上加剧了河流污染、雾霾等诸多环境问题。
有关开发区建设与企业出口行为的文献，如Sh和VBsbr（203）研究发现经开区内的企业拥有较高的出口与规模和更多出口目的地，高新区内的企业的出口产品质量更高。陈钊和熊瑞祥（205）发现对原先具备比较优势的行业，出口加工区的出口鼓励扶持能使企业出口规模显著提高。孙楚仁等（205）也指出企业在开发区的集聚有利于扩大企业出口。以上文献为本文的研究提供了很好的思路与方法，然而值得探讨的是，事实上经开区和高新区区别更多在于上级主管部门不同，两者的产业结构、优惠政策、管理体制包括园区软硬件设施并无本質差别，因而就经开区和高新区对企业出口影响的分类研究意义并不明显。此外，在研究方法上，开发区建设对企业出口行为的影响需要加以识别和区分的是，企业出口及出口转型表现，系进入开发区所致还是企业本身发展所为？
鉴于此，本文重点分析开发区建设对企业出口决策及其出口附加值的影响及其传导机制，对于开发区建设向中西部地区倾斜的趋势，探讨东部地区及中西部地区开发区建设对企业出口行为影响的异质性及其原因，以此为我国开发区建设转型升级提供启示和借鉴。在研究方法上，本文首先采用H两步估计法，分析开发区建设对企业出口决策的影响。进而，为识别和检验开发区建设对企业出口附加值的影响，采用配对方法为新开发区企业（处理组）筛选出最为合适的非开发区企业（对照组），在此基础上再构建倍差法（DID）模型进行实证估计。此外，本文还深入检验了开发区建设对企业出口附加值提升的影响机制，由此有针对性地提出中国开发区转型升级及区域布局的方向和思路。
基于以上思路，本文剩余部分的结构安排如下：第二部分为特征事实及统计分析，就中国开发区建设，开发区企业出口决策及其附加值水平进行初步统计分析。第三部分为开发区建设对企业出口决策的影响，基于H两步估计法探讨开发区建设对企业是否进行出口的影响。第四部分是开发区建设对企业出口附加值的影响及其机制分析，基于倾向得分匹配的倍差法（PSM-DID）估计了开发区建设对企业出口附加值提升的影响及其机理。最后是对中国开发区转型升级的启示及政策建议。
二、特征事实及统计分析
（一）中国国家级开发区的结构及分布
中国开发区始于首批沿海港口城市，984年中国正式决定开放大连、秦皇岛、天津等沿海港口城市，同时建立了5家经济技术开发区，经过30多年的建设发展，截至207年年底，中国经济技术开发区已达到29家。99年国务院批准设立上海张江高科技园区等第一批26家国家高新区，到207年年底已迅速发展为56家。此外，中国还拥有国家级出口加工区63家、保税区2家、边境合作区7家，以及国家级旅游度假区等其他形式的开发区33家。
从区域分布来看，各类国家级开发区主要分布在经济相对发达的东部沿海地区，其中江苏拥有52家国家级开发区，居于首位，山东、浙江、福建、广东紧随其后，该东部四省的国家级开发区数量均超过30家。另一方面，在开发区建设向中西部地区倾斜政策的引导下，以辽宁、江西、安徽、新疆、四川、河南、湖北、湖南等为代表的中西部地区国家级开发区数量不断增加，成为中国国家级开发区布局的第二方阵。此外，拥有国家级开发区较少的省份主要分布在西部地区，包括西藏、宁夏、青海、贵州、重庆和甘肃等。
图国家级开发区的地区分布（207年）
（二）开发区出口企业倾向及分布国家级开发区的地区分布（207年）
本文以经开区和高新区两类国家级开发区主要类型为例，分析中国开发区企业的出口倾向及分布。为统计分析开发区出口企业占比，采用了中国工业企业数据库与中国海关数据库的匹配。具体步骤为：首先，基于《中华人民共和国行政区划代码》（GB/T2260—203），从995-203年中国工业企业数据库中按单位详细名称及企业地址信息筛选出位于各类国家开发区的工业企业。其次，把筛选出来的开发区企业与相应年度的中国海关数据库企业进行匹配，由此确定位于开发区的出口企业。第三，基于前两次筛选，可以核算出中国各地区开发区出口企业数量及占比。
图2国家级开发区出口企业分布的核密度图（995-203年）
图3显示了995-203年中国各区域国家级开发区出口企业占比的核密度分布，可以看出该指数呈现出由东至西逐渐递减的趋势：东部地区国家级开发区聚集了更大比重的出口企业，中西部地区近年来国家级开发区数量增长较快，但进入开发区的大部分企业为非出口企业。
（三）开发区出口企业出口增加值情况
在全球价值链分工条件下，出口增加值情况有效反映了企业在贸易中的增值情况及全球价值链定位，很大程度上讲，企业出口增加值提升是开发区转型升级的重要体现。关于出口增加值核算的文献主要分为两方面，其一是基于投入产出方法和国际投入产出表的行业层面的核算，如Kp等（2008，200，202，204）。其二是基于企业投入产出数据的微观层面核算，如Uprd等（203）、K和T（203）、张杰等（203）、吕越等（205）。本文在利用中国工业企业数据库与中国海关数据库的基础上，从微观企业层面核算开发区出口企业的出口增加值（dstvlu-ddd，DVA）情况，即：
DVAt=（EXt+EXpt）-（EXt+EXptYt）（IMt+IMpt）（）
其中，下标和t分别表示为企业和年份，EXt、EXpt分别表示一般贸易出口额与加工贸易出口额，IMt、IMpt分别表示一般贸易进口额与加工贸易进口额，Yt则为企业产出。为更精确识别各类进出口信息，借鉴李胜旗和毛其淋（207）的处理方法：
首先，处理贸易代理商问题。根据Ah等（20）的做法，将匹配后的开发区出口企业名称中包含“进出口”“经贸”“贸易”“科贸”“外经”等字样的企业归属为贸易代理商，在剔除以上贸易代理商的基础上，核算出开发区出口企业实际的进出口额。
其次，识别企业中间品进口。对于加工贸易企业而言，其所进口的产品均被用于出口品生产的中间投入（Uprdtl，203）;對于一般贸易企业，借鉴黎峰（207）的做法，将广义经济分类标准（brdtrs，BEC）与海关贸易数据库中HS6位码产品进行关联，以识别企业所进口的产品究竟是属于中间品、资本品还是消费品。
第三是企业使用的国内原材料部分含有国外增加值成分的问题。Kp等（202）发现中国加工贸易企业使用的国内原材料含有国外增加值成分大约为5%-0%。为了准确地测算企业出口DVAR，需要将这部分国外产品元素加以剔除。因而在基本测算过程中，本文设定国内原材料含有的国外产品份额为5%。
第四是处理企业过度进口（xssvprtrs）问题，即企业的中间品进口额大于企业总体的中间品投入额，显然若不对该问题加以处理，必然会导致对企业出口国内增加值的低估。为此，本文借鉴K和T（203）、张杰等（203）的方法进行处理。
在以上处理基础上，本文核算出国家级开发区出口企业与非开发区出口企业出口增加值情况，如图4所示，在20世纪90年代末，国家级开发区出口企业与非开发区出口企业的出口增值情况大体相当，但2世纪以来，随着开发区的建设与发展，两者出口增加值差距逐渐放大，是否进入开发区成为影响企业出口增长水平的重要因素。
图3开发区出口企业与非开发区出口企业出口增加值比较（998-2007年）
三、开发区建设与企业出口决策
为更好识别和验证进入开发区是否有效促进企业出口决策，需要深入分析两个层面的问题，其一是出口选择决策，即进入开发区是否会影响企业由内销转为出口，其二是出口强度决策，即进入开发区是否会推动企业扩大出口规模。为此，本文借鉴H（997）提出的“两步估计法”（t-stpstt），其基本思路是：第一步，用prbt模型估计出口选择模型，得到企业出口概率，考察企业出口选择的影响因素;第二步将企业出口概率添加到出口强度决定方程并估计，考察企业出口规模的影响因素。
（一）计量模型构建
本文的两阶段方程设立如下，第一阶段方程为：
prb（xpdut=）=Φ（β0+βDZt+β×trls+ξ）（2）
其中xpdut为企业是否出口的虚拟变量，当城市行业企业在第t期进行出口时取值为，否则取值为0;Φ（·）为标准正态累积分布函数;DZt表示在t时期城市行业企业是否成为开发区企业的虚拟变量;ξ=υ+υ+υt+εt，υ、υ、υt分别表示行业、城市及年份的固定效应，εt为随机扰动项。
此外，X为控制变量集合，具体表示为：
β×trls=γtfpt+γ2szt+γ3t+γ4t
+γ5lrtt+γ6subsdyt+γ7st+γ8frt（3）
其中控制变量包括：企业全要素生产率（tfpt）、企业规模（szt）、企业年龄（t）、企业平均工资（t）、企业资本密集度（lrtt）、政府补贴（subsdyt）、是否为国有企业（st）、是否为外资企业（frt）。
为探讨进入开发区对企业出口规模的影响，第二阶段构建以企业出口规模为因变量的计量模型，即：
xptt=η0+ηDZt+η×trls+θrt+υ+υ+υt+εt（4）
其中xptt為企业出口强度，以出口交货值占销售额比重来衡量;ΙMRt为逆米尔斯比率（IMR）函数，即ΙMRt=φ（·）/Φ（·），φ（·）为标准正态密度函数，若ΙMRt显著不等于0，表明存在样本选择偏差，H估计是有效的。此外，控制变量选取同上。
（二）变量设定及指标说明
被解释变量
（）企业出口选择决策（xpdut）
该指标为开发区企业是否出口的虚拟变量，在998-2007年中国工业企业数据库与中国海关数据库匹配基础上，筛选出包括经开区和高新区两类国家级开发区企业，有效样本量为7038家企业。
（2）企业出口强度决策（xptt）
以企业出口交货值占销售额比重来衡量出口强度，数据来源同上。
2解释变量
（）核心解释变量：企业是否为开发区企业（DZt）
该指标同样为虚拟变量，若企业在t时期城市行业企业是开发区企业取值为，否则取值为0，数据来源同上。
（2）控制变量
①企业全要素生产率（tfpt）
对全要素生产率（TFP）的估计，需要满足两个重要标准。一是估计应当反映投入及影响生产率冲击的各种即时偏差。标准估计TFP的参数方法是在Cbb-Duls生产函数中用OLS进行估计。但是这种方法显然不能解决这个问题（BludlldBd，2000）。二是应当减少选择偏误，在一个完整的市场环境中，最低生产率的企业可能会退出市场，而具有较高生产率的企业则会进入市场。而TFP估计则应当控制生产率冲击和企业进入和退出市场的可能性。本文使用由Olly和Ps（996）发展的半参数方法，以考虑生产率的即时冲击和样本的选择偏误。这种方法预期会在不可观测的生产率的冲击下对TFP进行持续的、无偏的估计。以工业增加值衡量企业产出水平，分别以从业人员年平均人数、固定资产净值年平均余额衡量企业的劳动力投入和资本投入，工业增加值及固定资产净值年平均余额指标均以998年为基期的固定资产投资价格指数进行平减，数据来源同上。
②企业规模（szt）
借鉴毛其淋和盛斌（203）的做法，以企业销售额与所在行业平均销售额的比例来衡量企业规模，由此避免企业规模与企业生产率变量存在的多重共线性问题，数据来源同上。
③企业年龄（t）
以当年年份与成立年份的差来度量企业年龄，以此控制企业生产技术、管理经验及历史遗留问题等因素对出口行为的影响，数据来源同上。
⑤企业平均工资（t）
本文以应付工资与应付福利费之和与从业人员数之比的对数值来表示，由此控制劳动力成本因素对企业出口行为的影响，数据来源同上。
⑥企业资本密集度（lrtt）
本文以固定资产净值年平均余额与从业人员年平均人数之比的对数值来衡量，同样采用998年为基期的固定资产投资价格指数进行平减，以此控制要素禀赋结构对企业出口行为的影响，数据来源同上。
⑦政府补贴（subsdyt）
针对开发区可能存在的出口补贴政策，本文以政府补贴与企业销售额的之比的对数值来衡量，由此控制特殊优惠政策对企业出口行为的影响，数据来源同上。
⑧企业所有制属性（st、frt）
为控制所有制差异对企业出口决策的影响，本文引入是否为国有企业和是否为外资企业两个虚拟变量，答案为肯定则取值为，否则取值为0，数据来源同上。
（三）基本估计结果与分析
表的前两列显示了国家级开发区建设对企业出口选择及出口强度的H两步法估计结果。首先，开发区企业更加倾向于出口，同时表现出相对更高的出口密度。事实上，各类国家级开发区主要分布在区位优势明显，以出口导向型为发展模式的东部沿海地区，积极利用海外市场需求扩大生产规模是该地区企业发展的主要路径。另一方面，为鼓励企业出口创汇、增加利税收入和拉动当地就业，各地开发区竞相采取出口退税、出口补贴、出口奖励、信贷优惠等出口鼓励政策，使得更多企业转而面向国外市场（王勇和朱雨辰，203）。此外，扩大利用外资规模、承接跨国公司的生产加工环节转移往往是各地开发区的重要使命，由此为进入开发区的外资企业提供特殊优惠的税收政策、土地政策、金融信贷政策和劳动用工政策，从而吸引了大批成本导向型、出口导向型的外资企业入驻（LdZhu，2005）。在以上因素推动下，开发区企业自然表现出相对更高的出口倾向和出口密度。
其次，表的后六列反映了分区域开发区建设对企业出口行为影响的异质性。可以看出东部地区开发区企业表现出相对较高的出口倾向及出口密度，中部地区次之，而是否进入开发区与企业出口行为的因果关系在西部地区呈现出较弱的显著性。很大程度上，西部地区开发区建设并未有效推动企业出口增长。可能的解释在于，企业进入国际市场往往需要面临较高的成本，除了要素成本、运输成本，还包括信息成本、制度成本及当地分销成本（AdrsdWp，2004）。对于中西部地区而言，虽然在用工成本、土地成本等要素成本上具有优势，但由于远离出海口的地理区位意味着较高的物流运输成本，加之市场经济体系发育滞后，知识产权、合同履行、法律监督等方面营商环境不足导致交易成本较高。选择海外出口及扩大出口规模，往往面临较高的风险和不确定性，由此导致企业往往倾向于国内市场以及为东部地区企業提供生产配套。
表开发区建设对企业出口选择及出口强度的H两步法估计结果
注：括号内为纠正了异方差后的t值;*、**、***分别表示在0%、5%、%的置信区间上显著。
在控制变量方面，企业全要素生产率与出口决策呈现出负向关系，表明中国企业在出口自选择决策方面很大程度上存在“生产率悖论”（范剑勇和冯猛，203;李春顶，205）。另一方面，随着全要素生产率的提升，出口企业往往会进一步扩大出口规模，可能的原因在于生产效率的提升能不断强化企业的出口优势，从而推动企业出口强度的提升。销售规模的扩大有利于企业出口倾向及出口强度的提升，表明市场扩大带来的规模经济效应一定程度上激励了企业的出口行为。
从企业要素禀赋结构来看，劳动力成本的降低显著推动了企业的出口倾向及出口规模，而资本密集度的提升反而不利于企业的出口扩张，表明很大程度上，要素成本优势仍是中国企业进军海外市场的优势所在。
就制度影响因素而言，政府补贴有效推动了企业出口的自选择行为，而对企业出口强度的影响并不显著，表明能否获得政府补贴等优惠政策，成为企业出口自选择决策的重要考量。此外，所有制属性也是影响企业出口行为的重要因素，具有明显上游垄断优势的国有企业往往并没有太大动力进军海外市场，而外资企业很大程度上成了中国出口的主力军。
（四）内生性问题探讨
为讨论是否存在企业出口倾向于进入开发区行为是否存在双向因果关系，借鉴毛其淋和盛斌（202）的做法，将行业层面的开发区企业比重（DZ）在998-2007年的变化值作为因变量，对998年的主要行业特征变量进行横截面估计。具体而言，引入的解释变量包括全要素生产率（tfp）、平均工资（）、工业销售产值（dustrlslsvlu，sv）、就业规模（plyt，）、出口占销售额比重（x）、资本密集度（lrt）。估计结果如表2所示，开发区企业比重与全要素生产率（tfp）和平均工资（）呈现出较高相关性，而与其他行业特征变量（尤其是出口导向指标）的相关性并不显著，由此很大程度上排出了双向因果关系对估计结果的干扰。此外，代表企业出口竞争力水平的全要素生产率（tfp）和平均工资（）指标已经被基准回归方程所控制，一定程度上也避免了可能出现的“遗漏变量”问题。总体看来，基准方程回归不会存在严重的内生性问题。
表2开发区建设对企业出口决策影响的内生性检验
注：括号内为纠正了异方差后的t值;*、**、***分别表示在0%、5%、%的置信区间上显著。
四、开发区建设与企业出口增加值
前文通过H两步法发现开发区建设推动了企业转向出口市场，同时有助于提升企业出口强度。然而随着融入全球价值链程度的加深，中国企业在全球价值链分工中遭遇到价值链“低端锁定”。此外，地方政府以“政绩锦标赛”为特征的粗放发展模式要求经济增长方式进一步转型升级，推动企业在不断提升出口增加值基础上实现全球价值链攀升，成为开发区转型升级的主要方向。那么，中国开发区转型升级的成效如何呢？开发区建设是否推动了区内企业出口增加值的提升？
（一）计量模型构建及变量说明
为更好地对以上问题进行验证和分析，本文以新设开发区（出口企业由于开发区的设立成为开发区企业）为准自然实验，采用倾向得分匹配的倍差法（PSM-DID）实证检验开发区建设对企业出口增加值的影响，基本思路为：首先构建一个与新设开发区出口企业（处理组）在开发区设立之前的主要特征尽可能相似的非开发区出口企业组（对照组），进一步将处理组中企业与对照组中企业进行匹配，使得匹配后两个样本组的配对企业间的区别仅存在于是否进入开发区，而其他方面特征相同或十分相似。进而，用匹配后的对照组来最大限度地近似替代处理组的“反事实”，最后比较在开发区设立后两组企业出口增加值水平的差异，由此确定开发区建设与企业出口增加值变化之间的因果关系。
基于以上思路，本文首先将样本分为两组，一组是新设开发区出口企业（处理组），另一组是非开发区出口企业（对照组）。为此构造一个虚拟变量DZ={0，}，当企业为新设开发区出口企业时取值为，否则取值为0;此外构造虚拟变量pstt={0，}，其中pstt=0和pstt=分别表示开发区设立前与开发区设立后，因而企业的出口增加值在两个时期的变化量为ΔDVAt，进一步把新设开发区出口企业在两个时期的出口增加值变化量表示为ΔDVAt，而非开发区出口企业在两个时期的出口增加值变化量则表示为ΔDVA0t。在此基础上，构建刻画企业在设立开发区和如果没有设立开发区两种情况下的出口增加值水平差异（即处理组企业的平均处理效应）：
γ=E（γDZ=）=E（ΔDVAtDZ=）-E（ΔDVA0tDZ=）（5）
其中，E（ΔDVA0tDZ=）反映的是新设开发区出口企业在没有设立开发区情况下的出口增加值，因而是一种“反事实”。进一步采用最近邻倾向得分匹配为处理组（新设开发区出口企业）寻找相近的对照组（非开发区出口企业）。假定经过匹配之后，得到的与处理组企业相配对的对照组企业集合为Ψ（），其出口增加值的变化量E（DVA0tDZ=0，∈Ψ（））可作为E（ΔDVA0tDZ=）的理想替代。据此，（5）式可重新表示为：
γ=E（γDZ=）
=E（ΔDVAtDZ=）-E（ΔDVA0tDZ=0，∈Ψ（））（6）
由此可以构建检验开发区设立对出口企业增加值影响的计量模型：
DVAt=α0+αDZt+α2pstt+α3DZt×pstt
+βXt+++μt（7）
其中，下标、、和t分别表示企业、行业、城市和年份。DVAt表示企业出口增加值，μt表示随机误差项。交叉项DZt×pstt的估计系数α3刻画了新设开发区对企业出口增加值的影响。如α3&t;0，说明在设立开发区前后，处理组企业出口增加值的提升幅度大于对照组企业，即开发区建设提高了企业出口增加值水平。此外，Xt为影响企业出口增加值的其他因素，具体而言：
企业要素禀赋结构
引入企业平均工资（）、企业资本密集度（lrt），由此控制要素禀赋结构差异对企业出口增加值的影响，指标说明及数据来源同上。
2企业效率水平
引入企业全要素生产率（tfp）、企业规模（sz）、企业年龄（），由此控制效率水平差异对企业出口增加值的影响，指标说明及数据来源同上。
3企业所有制属性
引入是否为国有企业（s）和是否为外资企业（fr）两个虚拟变量，由此控制所有制属性差异对企业出口增加值的影响，指标说明及数据来源同上。
（二）基本估计结果与分析
在对（7）式进行估计之前，需要采用倾向得分匹配法（PSM）对样本进行匹配，即为处理组（新设开发区出口企业）寻找合适的对照组（非开发区出口企业），将设立开发区的概率表示为：
P=Pr{DZt=}=Φ{Zt-}（8）
其中，Zt-表示影响企业是否进入开发区的主要因素，选取企业规模（sz）、企业年龄（）、企业生产率（tfp）、企业平均工资（）、企业资本密集度（lrt）、国有企业虚拟变量（s）和私营企业虚拟变量（prvt）作为匹配变量。由（8）式可得到企业是否进入开发区的预测概率值，倾向得分匹配则是将预测概率值P^相近的企业进行配对。采用最近邻匹配方法为每个处理组企业配对得到唯一最相近的对照组企业，其匹配原则可用下式表示：
Ψ（）=‖P^-P^‖，∈（OutrdFDI=0）（9）
其中，P^和P^分别表示处理组和对照组的概率预测值，Ψ（）表示与处理组企业相对应的来自对照组企业的匹配集合，并且对于每个处理组，仅有唯一的对照组进入集合Ψ（）。
如表3所示，匹配后的处理组企业与对照组企业在匹配变量上没有显著的差异（t检验相伴概率均大于0），各匹配变量的标准偏差的绝对值均小于20%，因而本文对匹配方法和匹配变量的选取是恰当的。
表3匹配变量的平衡性检验结果
在倾向得分匹配基础上，进一步对（7）式进行倍差法估计。如表3所示，倍差法估计量DZt×pstt的符号和显著性没有发生根本性变化，表明估计结果具有较好的稳定性。DZt×pstt估计系数显著为正，表明在控制了其他影响因素之后，与开发区设立之前相比，进入开发区使得企业出口增加值得到显著改善，即开发区建设很大程度上促进了企业出口增加值的提升。
为什么进入开发区有利于改善企业出口增加值？就机理原因而言，无论对行业层面还是微观企业而言，出口增加值的提升很大程度上取决于其全球价值链定位及国内生产配套水平（Kptl，2008，200，204;黎峰，205）。在开发区转型升级战略引导下，大多开发区制定并出台了系列激励政策，由此对企业出口增加值提升体现出明显的政策激励效应，即通过提供优惠的财税、金融、土地等政策，选择性地扶持主导产业或战略性新兴产业，引导企业向注重技术创新的研发设计及品牌培育环节攀升。同时，开发区往往也成为推进改革和先行先试的“制度创新高地”，在相对規范的市场环境和秩序下，知识产权保护更加到位，企业创新的积极性也更加强烈。
另一方面，作为现代高端产业集聚地，开发区建设对企业出口增加值提升产生了集聚配套效应，即以行业龙头企业和优势企业为核心，开发区吸引了大批中小配套企业的高度集聚（郑江淮等，2008），形成从原材料、半成品供应，零部件生产、分装及物流配送等一整套产业配套体系。上下游产业集聚有利于大幅降低市场交易成本，鼓励企业更多面向国内市场的本地采购和配套。此外，上下游企业的分工协作与生产配套，能产生明显的技术溢出效应，推动企业要素禀赋结构升级和生产效率提升，由此在很大程度上改善企业出口增加值水平。
表4后三列显示了分区域开发区建设对企业增加值水平影响的异质性。可以看出东部地区开发区的设立和建设对区内企业出口增加值的贡献更加明显，中部地区次之，而西部地区开发区建设并没有与企业出口增加值提升表现出显著的因果关系。可能的解释在于，由于生产技术水平及配套能力差异，中西部地区对跨国公司及国内企业的吸引力在于更廉价的劳动力及土地成本，更低的税率水平和更高的财政补贴，由此往往形成一种引资的“逆向选择”，即与中西部地区引入高质量出口企业的愿望相违背，进入该地区的企业往往是成本导向型、资源导向型，甚至包括“政策套利型”企业
即为获取当地政府政策优惠及财政补贴，而在该地投资设厂的企业，显而易见的是，该类企业并不会投入先进的技术及生产线。。企业进入开发区的动机不同，决定了东部地区与中西部地区开发区建设对企业出口增加值水平的影响差异。
表4开发区建设对企业出口增加值影响的基准估计结果
注：括号内为纠正了异方差后的t值;*、**、***分别表示在0%、5%、%的置信区间上显著。
从控制变量来看，平均工资水平的提升与出口增加值水平呈正比，事实上从支出法的增加值核算来看，劳动工资报酬本身就构成了增加值的组成部分。资本密集度的提高对企业出口增加值水平的促进作用并不明显，而全要素生产率提升显著有利于企业出口增加值水平的改善，表明实现企业出口增加值水平改进及价值链定位的升级，关键还是依靠技术进步和生产效率提升。在所有制属性方面，开发区建设均有效推动了国有企业和私营企业出口增加值水平的改善，相对而言，进入开发区对私营企业提升出口增加值的贡献更加明显。
（三）稳健性检验
前文通过倾向得分匹配的倍差法（PSM-DID）实证检验开发区建设对企业出口增加值的影响，发现开发区建设很大程度上会产生政策激励效应、集聚配套效应和技术溢出效应，由此推动企业出口增加值提升。分区域而言，东部地区开发区建设对企业出口增加值的促进作用更加明显，中部地区次之，西部地区开发区建设对企业出口增加值的边际贡献则不显著。为验证以上结论稳健性，本文重新采用马氏距离匹配法进行样本配对，在此基础上对基准模型（7）式进行再次估计，即处理组企业与对照组企业的马氏距离可用如下式子表示：
d（，）=（U-V）T·C-·（U-V）（0）
其中，C为对照组企业匹配变量的样本协方差矩阵，U和V分别表示处理组企业和对照组企业的匹配变量取值。其基本逻辑是，对于处理组企业，只有那些具有最小距离d（，）的一个对照组企业被筛选出来作为新的对照组，接下来将成功配对的观测值从数据集中移除，然后重复进行这一过程，直至为所有处理组企业找到相应的配对企业。
表5显示了基于马氏距离匹配法的倍差法估计结果。可见使用新的匹配方法后，倍差法估计量DZt×pstt估计系数符号及显著性水平并未发生显著变化，由此表明估计结果的相对稳健，即开发区建设有利于企业出口增加值的提高。
表5开发区建设对企业出口增加值影响的稳健性检验
注：括号内为纠正了异方差后的t值;*、**、***分别表示在0%、5%、%的置信区间上显著。
（四）开发区建设对企业出口增加值的动态影响
如前文所述，开发区建设有利于企业出口增加值的提升，然而该影响是否表现出一定的动态特征？本文进一步检验开发区建设对企业出口增加值的影响是否存在时滞以及该效应是否具有持续性特征，为此将基准计量模型（7）式进一步扩展为：
DVAt=α0+αDZt+α2pstt+∑2τ=0λτDZt×pstt×D_τyr
+βXt+++μt（）
其中，D_τyr为企业进入开发区年限虚拟变量，当企业处于进入开发区后的第τ期（τ=0，，2…，8）时由于本文的时间跨度为998-2007年，并且处理组的识别是从999年开始，因此，这里最长的滞后期为8期。，D_τyr取值为，否则为0。交叉项DZt×pstt×D_τyr的估计系数λτ反映了企业进入开发区后第τ年对出口增加值水平的动态影响。
表6显示了开发区建设对企业出口增加值的动态效应检验结果，可以看出开发区建设对企业出口增加值的影响存在显著的滞后效应，具体而言，在进入开发区伊始，开发区建设对企业出口增加值的政策激励效应、集聚配套效应和技术溢出效应仍未充分显现，而直至进入开发区一两年后，以上效应才逐步发挥作用，此后随着企业进入开发区的年限的增加，开发区建设的政策激励效应、集聚配套效应和技术溢出效应日益显著。以上发现表明开发区政策激励的孵化作用至少到两年以后才能初步显现。另一方面，在开发区集聚的产业集群中，企业需要全面融入产业链生产配套体系，与上下游企业结成固定的供应关系和联盟，才能有效提升制造产品中的增加值份额。
表6的后三列同样显示了分区域开发区建设对企业出口增加值影响动态效应的异质性，可见东部地区开发区建设的政策激励效应、集聚配套效应和技术溢出效应更加显著，且在企业进入开发区的第2年便开始显现。中部地区开发区的以上效应相对滞后且边际贡献稍弱，而西部地区开发区并未呈现出明显的政策激励效应、集聚配套效应和技术溢出效应，从而再一次验证了开发区建设对企业出口增加值的影响在西部地区并不显著。
表6开发区建设对企业出口增加值影響的动态效应检验结果
注：括号内为纠正了异方差后的t值;*、**、***分别表示在0%、5%、%的置信区间上显著。
五、中国开发区转型升级的启示及政策建议
通过在具有区位优势的特定区域实施特殊优惠政策，吸引大量国内外企业在集聚基础上构建上下游企业配套协作的产业价值链，以此形成巨大的生产规模和出口能力，是发展中国家推动产业转型升级、发展出口导向型经济的有效途径。
改革开放以来，通过在东部地区建立经济技术开发区、高新技术产业开发区、保税区、出口加工区、边境合作区、旅游度假区等各类国家级开发区，中国沿海地区逐渐发展成为发达国家产业跨国转移的主要承接地、现代高端产业集聚地和制度创新的先行先试区，然而与此同时也形成了东西部区域差距的巨大“鸿沟”。2世纪初以来，在“中部崛起”和“西部大开发”政策引导下，为缓解日益严重的区域发展差距，中国政府在国家级开发区布局方面更加向中西部地区倾斜，各类开发区在中西部地区出现“遍地开花”的趋势。此外，在经济发展模式转型升级战略指导下，各级开发区纷纷提出加快转型升级的口号。为此，值得探讨的问题为，中国开发区设立的成效如何？兼顾区域协调的开发区布局政策是否达到预期效果？中国开发区转型升级的方向及思路何在？
基于以上問题，本文重点探讨开发区建设对企业出口行为的影响，研究发现，开发区建设显著推动了企业选择出口及出口规模扩大，此外，开发区的政策激励效应、集聚配套效应和技术溢出效应有效促进了企业向价值链两端攀升以及国内生产价值链条的扩展，由此表现为企业出口增加值水平的提升。然而，开发区建设对企业出口行为的影响呈现出明显的区域异质性，表现为东部沿海地区开发区企业出口比重及出口规模相对更大，出口增加值水平也相对较高，企业转型升级成效明显，中部地区次之，而西部地区开发区设立对企业出口决策及转型升级的影响并不显著。
相对于中西部地区而言，中国东部沿海地区具有明显的区位优势，市场经济发育更加充分，制造基础及配套能力也更强，良好的营商环境及特殊优惠政策吸引大量国内外企业集聚，在降低运输成本、交易成本的同时，通过技术模仿和溢出效应，能有效推动企业全要素生产率及生产增加值的提升。然而广大中西部地区仅仅拥有要素成本优势，其运输物流成本、市场发育程度、生产配套水平、市场营商环境等均没有任何优势，以区域协调为目标的开发区布局政策显然在兼顾公平的同时损失了效率，因而并没有达到预期效果。
另一方面，开发区的产业引导及激励政策在扩大企业出口规模的同时，促进了企业出口增加值水平的提升，有利于推动出口企业转型升级，由此一定程度上印证了适度引导资源配置的产业政策在中国的有效性。通过政策激励及市场引导，在鼓励企业技术研发投入的同时，积极参与上下游分工协作和配套，有利于促进企业转型升级和国内产业资源整合。
基于以上结论，着眼于加快开发区建设的转型升级，提出以下几点政策建议：
首先，以兼顾效率与公平原则统筹整合开发区资源。以提升资源配置效率为目标，调整开发区的区位布局，避免中西部开发区“遍地开花”的现象。同时，应结合当地禀赋资源特点及产业发展特色基础，找准各开发区的功能与定位，避免同质发展和恶性竞争。
其次，以适度的产业政策引导开发区企业转型升级。合理利用财税政策、金融信贷政策、人才政策等手段，围绕主导产业及战略性新兴产业引导企业生产布局，鼓励开发区企业进行科技创新，加大研发设计投入力度，鼓励企业进行本土配套和本地采购。
第三，以制度创新促进营商环境的优化。开发区应成为深化改革及制度先行先试的试验区，围绕制度创新进一步转换政府职能，完善市场经济机制和功能，进一步加强知识产权保护和法律监督体系建设，进一步提倡以公平竞争、信用至上为核心的企业精神和文化，营造稳定、公平透明的营商环境。
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文章来源于：世界经济与政治论坛