經濟開發區對產業結構調整的影響—基于中國地級市數據的倍差法分析

■ 孫陽陽 朱 江（暨南大學經濟學院 廣州 510632）

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經濟開發區對產業結構調整的影響—基于中國地級市數據的倍差法分析

■ 孫陽陽 朱 江（暨南大學經濟學院 廣州 510632）

內容摘要：本文的目的在于考查中國經濟開發區改革這項政策對地級市市轄區內產業結構調整所產生的影響。基于此，本文搜集了中國1988-2012年285個地級市四類國家級經濟開發區建設數據以及市轄區內三次產業數據運用倍差法進行了實證分析。研究結果表明，自由貿易區建設對地級市市轄區內產業結構調整正向促進作用最大，隨后依次是出口加工區、經濟技術開發區、高新技術產業開發區。本文的另一個重要發現是，中西部地區地級市建立高新技術產業開發區和出口加工區，都會對該地級市市轄區內產業結構調整產生顯著的正向促進作用，這對中西部產業結構調整以及優化升級具有一定的現實意義。

關鍵詞：經濟開發區改革 產業結構調整 倍差法

引言及文獻綜述

改革開放以來，中國政府主導實施了經濟開發區政策改革并取得了顯著成效，經濟總量在實現持續增加的同時，經濟結構也發生了巨大的變化，表現為：1978年，三次產業增加值占GDP比重分別為28%、48%、24%，到2014年則為9.2%、42.6%、48.2%。圖1給出了三次產業增加值占國內生產總值比重的演變趨勢，從中可以看到1978-2014年第一產業占比呈下降趨勢，第三產業占比呈上升趨勢，第二產業占比呈基本穩定態勢并且略有下降。值得注意的是，2012年以后第三產業占比已經超過第二產業占比。導致產業結構進行調整的因素有很多，經濟開發區改革在推動經濟增長的同時是否也會對產業結構調整產生一定的作用，本文的目的就在于對此作出分析。

隨著經濟開發區改革的經濟效應越來越顯著，與其相關的相關文獻也在不斷增多。Wei（1993）首次使用中國地級城市數據考察了建立經濟開發區改革的經濟效應，結論表明較早進行改革的東部沿海城市會擁有較高的經濟增長速度。Lu（2015）研究發現經濟開發區建立對就業、產出、資本等都具有正向的促進作用。此外，還有兩篇文章與本文的研究很相近。Wang （2013）的研究結果表明經濟開發區對FDI和出口具有顯著正向促進作用，同時還考察了城市擁有經濟開發區數量和建立經濟開發區時間長短都會對經濟產生一定的影響。Alder（2013）通過分析表明經濟開發區建設對經濟增長具有顯著的正向促進作用，但這種效應不是長期的；同時還考察了不同類型經濟開發區對經濟產生的不同影響。以上文獻對建立經濟開發區的經濟效應進行了比較全面的分析，但卻忽略了經濟開發區改革對產業結構的影響。

對產業結構問題的分析主要包含兩個方面：一是對產業結構變遷造成影響的因素；二是產業結構變動所帶來的影響。對于前者，肖興志等（2012）、藍慶新等（2013）、原毅軍等（2014）、宋凌云等（2012）都有過比較詳細的分析。對于后者的分析則包括豆建民等（2010）、干春暉等（2011）、劉偉等（2008）、劉重力等（2010）。本文的研究屬于對前者的補充。本文將在以上分析的基礎上，使用倍差法進一步考察國家級經濟開發區建設對地級城市產業結構調整的影響。

圖1　三次產業增加值占國內生產總值比重的演變情況

圖2　1988-2012年中國地級市數量變化趨勢

政策背景

中國經濟開發區改革主要發生在城市。改革自1980年開始，最初批準設立了深圳、珠海、汕頭和廈門四個東南沿海城市為經濟特區。1984年在經濟特區改革已經取得了顯著成效的基礎上，中央政府決定在14個沿海城市建立經濟技術開發區（ETDZ）。經濟技術開發區與經濟特區所推行政策基本是一致的。1992年，鄧小平的“南方談話”強調了在中國持續推行改革開放的重要性。由此開啟了建立經濟開發區的熱潮。1992年到1993年，中央政府批準設立了18個經濟技術開發區，2000年到2002年又批準設立了17個經濟技術開發區，到2010年底，全國共建立115個國家級經濟技術開發區。與此同時，旨在推動我國高新技術產業的發展的“火炬計劃”于1988年開始實施。在該計劃的主導下，高新技術產業開發區（HIDZ）逐步建立起來，到2010年底全國共建立53個國家級高新技術產業開發區。此外，中央政府還設有保稅區（BZ），出口加工區（EPZ）等。

中國經濟開發區包括國家級開發區和省級開發區兩級，其中國家級開發區是由中央政府主導設立，其所享受的政策優惠幅度更大，而省級開發區則是由省級政府主導設立，所享有的政策優惠幅度較小。各類國家級經濟開發區所享有的優惠政策可以概括為稅收減免和關稅豁免、土地開發利用政策、銀行貸款等幾個方面。

表1　主要指標的描述性統計

表2　基本回歸結果

表3　國家級經濟技術開發區樣本回歸結果

數據及變量說明

本文所使用地級市數據主要來源于《中國城市統計年鑒》，對于其中缺失部分則使用《中國統計年鑒》進行補充。1988年全國共178個地級市，到2012年達到285個，圖2給出了1988-2012年中國地級市數量變化趨勢。由于北京、天津、上海、重慶為直轄市，因此將其從樣本中刪除；同時刪除西藏樣本。另外，本文僅使用四類國家級經濟開發區進行分析，分別為：經濟技術開發區（ETDZ）、高新技術產業開發區（HIDZ）、出口加工區（EPZ）和保稅區（BZ）。經濟開發區的分類數據來自于中國商務部網站（http:// e zone.m o fc om. g o v.c n/a rtic le/ ao/）、中國開發區網（http://www. cadz.org.cn/）等。

根據《中國統計年鑒》，東部省份包括河北、遼寧、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南；中西部省份包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、內蒙古、廣西、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。對產業結構的衡量有很多種指標，劉偉等（2002）、黃日福等（2007）、原毅軍等（2014）都分別有所闡述。本文選取第三產業增加值占第二產業增加值的比重來衡量產業結構調整情況，并將其作為本文的被解釋變量。另外，本文使用城市年末總人口用以衡量城市的規模（單位為萬人）和城市全年用電量用以衡量城市經濟發展水平（單位為萬千瓦每小時）作為控制變量。表1給出了這些數據的描述性統計。

估計策略與結果分析

為了確定中國經濟開發區改革對產業結構調整狀況的影響，本文借鑒Ald e r （2013）、Wang（2013）和Lu（2015）所使用的倍差法進行分析。被解釋變量由ts表示；主要的解釋變量由SEZ表示，其含義為：若某一地級市市轄區內部建立了以上四類（ETDZ、HIDZ、EPZ、BZ）經濟開發區中的任意一種經濟開發區時，其值等于1并且在之后的年份保持不變，否則為0。由于本文要考查不同類型經濟開發區的影響，但是有些地級市又可能不只有一個經濟開發區，因此本文僅根據經濟開發區類型進行統計，而忽略可能重復計算同一地級市的情況。所有的回歸都控制城市固定效應，并且考慮省份固定效應和時間固定效應的交叉效應。所有回歸均在地級市水平上考查聚類穩健標準誤。倍差法的基本回歸方程可以表述如下：

tsipt=λi+λpt+γSEZipt+δXipt+εipt（1）

其中，tsipt表示p省i市t年第三產業增加值占第二產業增加值的比重；λi表示城市固定效應，λpt表示省份固定效應和時間固定效應的交互效應，SEZipt表示某一地級市是否建立了經濟開發區；Xipt表示一系列控制變量的向量集，包括各地級市年末總人口的對數（lnp）、各地級市全年用電量的對數（lne lec）以及中西部虛擬變量（m idw es t）；εipt表示隨機誤差項。

（一）基準回歸結果

使用全部樣本的基本回歸結果如表2所示。sez表示某一地級市是否建立了經濟技術開發區，衡量的是某一地級市建立經濟技術開發區對該地級市市轄區內部產業結構調整會產生何種影響。表2第（1）列中sez的系數為正，表明建立經濟開發區對該地級市的產業結構調整呈正向促進作用，這也與筆者在之前的預期相一致，但是該系數不顯著。在加入了控制變量的其他回歸中，sez的系數基本保持不變并且全為正，同時所有系數都不顯著。第（2）列中加入了中西部虛擬變量，以考察建立在中西部地區的經濟技術開發區對所在城市市轄區會產生什么樣的影響。其系數為正可以表明，在中西部地級市進行經濟開發區改革也會對該地級市的產業結構調整產生正向促進作用，但其系數也不顯著。第（3）列中，加入控制變量lnp進行回歸，其系數為負，這在一定程度上表明地級市市轄區人口對產業結構調整具有反向促進作用，這一點與A ld e r（2013）的結果不一致，但是該系數也不顯著。第（4）列中加入中西部虛擬變量后其系數仍不顯著；第（5）列進一步加入地級市全年用電量的對數進行回歸。lne lec的系數為負并且很顯著，可以理解為：在全年用電量中工業用電量占據了相當大的比重，這不僅可以說明工業比較發達同時也可以反映第二產業比較發達。從而用于衡量該地級市產業結構調整的指標相對較小，也即全年用電量與產業結構調整指標呈反向變化。第（6）列中進一步加入中西部虛擬變量仍未改變lnelec的系數以及顯著性，但變量m idwest系數仍不顯著。

（二）不同類型開發區改革的效應分析

為了進一步考查經濟開發區改革對產業結構調整狀況的影響，以下分別考慮四種國家級經濟技術開發區建設對所在地級市產業結構調整的影響。

表3給出了只考慮國家級經濟技術開發區的情況。表3第（1）列只加入變量etd z進行回歸，變量系數顯著為正，由此可以認為平均來看高新技術開發區的建立會導致某一地級市市轄區產業結構正向調整0.09個百分點。第（2）列中加入中西部虛擬變量，結果變量e td z系數仍然顯著為正且沒有發生變化，同時中西部虛擬變量的系數為正但不顯著。第（3）列加入lnp變量進行回歸，變量e td z仍然顯著為正，但lnp為負且不顯著。第（4）列中加入中西部虛擬變量之后并未改變第（3）列的結果，同時中西部虛擬變量系數仍不顯著。第（5）列中加入lne lec進行回歸，變量etdz和變量lnp的系數變大，但其顯著性并未發生改變，變量lnelec的系數顯著為負。此處分析的一大特點是，主要解釋變量etdz的系數顯著為正。

表4給出了只考慮國家級高新技術產業開發區的情況。該表結果顯示，變量hid z無論是單獨回歸還是加入控制變量回歸，其系數都顯著為正，只是小于表3中對應結果，具體來看，建立高新技術產業開發區平均而言會導致產業結構正向調整0.06-0.07個百分點。表4所顯示結果的一大特點是，第（2）列中加入虛擬變量m idwest回歸后，其系數顯著為正，這或許可以表明在中西部建立高新技術產業開發區平均而言將導致中西部地級市市轄區產業結構正向調整0.39個百分點，這是一個值得關注的重點。本表所給出的其他結果相對于之前結果都沒有什么變化。

表5給出了只使用出口加工區樣本進行回歸的情況。表5第（1）列至第（6）列中，變量ep z的系數都顯著為正，并且其系數值都遠高于表2至表4中對應的結果，這表明出口加工區建立平均而言會導致地級市市轄區內產業結構調正向調整0.12-0.13個百分點。第（2）列中變量m idwest的系數顯著為正且結果與表4相一致，這也表明出口加工區建立平均而言將導致中西部地級市市轄區內產業結構調整正向調整0.38個百分點。表5中的其他結果與表4基本一致，這里不再贅述。

表6給出了只考慮自由貿易區的樣本進行回歸。該表所顯示結果最大的不同是，變量ep z的系數顯著為正的同時普遍大于之前各種情況，這說明自由貿易區的建立平均而言會導致地級市市轄區內產業結構增加0.16-0.18個百分點，這個系數要大于之前各種情況，說明就本文來講，自由貿易區的經濟效應要大于之前三種開發區。由于自由貿易區全部位于東部沿海省市，因此第（2）列中加入變量m idwest后其系數雖然如此顯著，但并沒有實際意義。本表中的其他結果并無太大變化。

表4　國家級高新技術產業開發區樣本回歸結果

表5　出口加工區樣本回歸結果

表6　自由貿易區樣本回歸結果

結論

本文使用倍差法詳細分析了中國經濟開發區改革對中國地級市市轄區內產業結構調整所產生的影響，并得出如下結論：第一，在對總體樣本的分析中，經濟開發區的建立并未對結果產生顯著的影響，但是主要變量的系數符號卻是符合本文對經濟開發區改革所產生效應的預期的。第二，之后分類討論了各類經濟開發區的建立會對各地級市市轄區內產業結構調整產生何種具體影響，本文發現自由貿易區的效應最大，其次是出口加工區、經濟技術開發區、高新技術產業開發區，同時本文還發現在中西部地級市建立高新技術產業開發區和出口加工區將會顯著的正向促進所在地級市市轄區內產業結構的調整，這一點對于中西部地區地級市調整產業結構，促進其產業結構優化升級具有一定的現實意義。

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中圖分類號：◆F062.9

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