经济开发区对产业结构调整的影响范文

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内容摘要：

本文的目的在于考查中国经济开发区改革这项政策对地级市市辖区内产业结构调整所产生的影响。基于此，本文搜集了中国1988-2012年285个地级市四类国家级经济开发区建设数据以及市辖区内三次产业数据运用倍差法进行了实证分析。研究结果表明，自由贸易区建设对地级市市辖区内产业结构调整正向促进作用最大，随后依次是出口加工区、经济技术开发区、高新技术产业开发区。本文的另一个重要发现是，中西部地区地级市建立高新技术产业开发区和出口加工区，都会对该地级市市辖区内产业结构调整产生显著的正向促进作用，这对中西部产业结构调整以及优化升级具有一定的现实意义。

关键词：

经济开发区改革；产业结构调整；倍差法

一、引言及文献综述

改革开放以来，中国政府主导实施了经济开发区政策改革并取得了显著成效，经济总量在实现持续增加的同时，经济结构也发生了巨大的变化，表现为：1978年，三次产业增加值占GDP比重分别为28%、48%、24%，到2014年则为9.2%、42.6%、48.2%。图1给出了三次产业增加值占国内生产总值比重的演变趋势，从中可以看到1978-2014年第一产业占比呈下降趋势，第三产业占比呈上升趋势，第二产业占比呈基本稳定态势并且略有下降。值得注意的是，2012年以后第三产业占比已经超过第二产业占比。导致产业结构进行调整的因素有很多，经济开发区改革在推动经济增长的同时是否也会对产业结构调整产生一定的作用，本文的目的就在于对此作出分析。随着经济开发区改革的经济效应越来越显著，与其相关的相关文献也在不断增多。Wei（1993）首次使用中国地级城市数据考察了建立经济开发区改革的经济效应，结论表明较早进行改革的东部沿海城市会拥有较高的经济增长速度。Lu（2015）研究发现经济开发区建立对就业、产出、资本等都具有正向的促进作用。此外，还有两篇文章与本文的研究很相近。Wang（2013）的研究结果表明经济开发区对FDI和出口具有显著正向促进作用，同时还考察了城市拥有经济开发区数量和建立经济开发区时间长短都会对经济产生一定的影响。Alder（2013）通过分析表明经济开发区建设对经济增长具有显著的正向促进作用，但这种效应不是长期的；同时还考察了不同类型经济开发区对经济产生的不同影响。以上文献对建立经济开发区的经济效应进行了比较全面的分析，但却忽略了经济开发区改革对产业结构的影响。对产业结构问题的分析主要包含两个方面：一是对产业结构变迁造成影响的因素；二是产业结构变动所带来的影响。对于前者，肖兴志等（2012）、蓝庆新等（2013）、原毅军等（2014）、宋凌云等（2012）都有过比较详细的分析。对于后者的分析则包括豆建民等（2010）、干春晖等（2011）、刘伟等（2008）、刘重力等（2010）。本文的研究属于对前者的补充。本文将在以上分析的基础上，使用倍差法进一步考察国家级经济开发区建设对地级城市产业结构调整的影响。

二、政策背景

中国经济开发区改革主要发生在城市。改革自1980年开始，最初批准设立了深圳、珠海、汕头和厦门四个东南沿海城市为经济特区。1984年在经济特区改革已经取得了显著成效的基础上，中央政府决定在14个沿海城市建立经济技术开发区（ETDZ）。经济技术开发区与经济特区所推行政策基本是一致的。1992年，邓小平的“南方谈话”强调了在中国持续推行改革开放的重要性。由此开启了建立经济开发区的热潮。1992年到1993年，中央政府批准设立了18个经济技术开发区，2000年到2002年又批准设立了17个经济技术开发区，到2010年底，全国共建立115个国家级经济技术开发区。与此同时，旨在推动我国高新技术产业的发展的“火炬计划”于1988年开始实施。在该计划的主导下，高新技术产业开发区（HIDZ）逐步建立起来，到2010年底全国共建立53个国家级高新技术产业开发区。此外，中央政府还设有保税区（BZ），出口加工区（EPZ）等。中国经济开发区包括国家级开发区和省级开发区两级，其中国家级开发区是由中央政府主导设立，其所享受的政策优惠幅度更大，而省级开发区则是由省级政府主导设立，所享有的政策优惠幅度较小。各类国家级经济开发区所享有的优惠政策可以概括为税收减免和关税豁免、土地开发利用政策、银行贷款等几个方面。

三、数据及变量说明

本文所使用地级市数据主要来源于《中国城市统计年鉴》，对于其中缺失部分则使用《中国统计年鉴》进行补充。1988年全国共178个地级市，到2012年达到285个，图2给出了1988-2012年中国地级市数量变化趋势。由于北京、天津、上海、重庆为直辖市，因此将其从样本中删除；同时删除西藏样本。另外，本文仅使用四类国家级经济开发区进行分析，分别为：经济技术开发区（ETDZ）、高新技术产业开发区（HIDZ）、出口加工区（EPZ）和保税区（BZ）。经济开发区的分类数据来自于中国商务部网站等。根据《中国统计年鉴》，东部省份包括河北、辽宁、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中西部省份包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、内蒙古、广西、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。对产业结构的衡量有很多种指标，刘伟等（2002）、黄日福等（2007）、原毅军等（2014）都分别有所阐述。本文选取第三产业增加值占第二产业增加值的比重来衡量产业结构调整情况，并将其作为本文的被解释变量。另外，本文使用城市年末总人口用以衡量城市的规模（单位为万人）和城市全年用电量用以衡量城市经济发展水平（单位为万千瓦每小时）作为控制变量。表1给出了这些数据的描述性统计。

四、估计策略与结果分析

为了确定中国经济开发区改革对产业结构调整状况的影响，本文借鉴Alder（2013）、Wang（2013）和Lu（2015）所使用的倍差法进行分析。被解释变量由ts表示；主要的解释变量由SEZ表示，其含义为：若某一地级市市辖区内部建立了以上四类（ETDZ、HIDZ、EPZ、BZ）经济开发区中的任意一种经济开发区时，其值等于1并且在之后的年份保持不变，否则为0。由于本文要考查不同类型经济开发区的影响，但是有些地级市又可能不只有一个经济开发区，因此本文仅根据经济开发区类型进行统计，而忽略可能重复计算同一地级市的情况。所有的回归都控制城市固定效应，并且考虑省份固定效应和时间固定效应的交叉效应。所有回归均在地级市水平上考查聚类稳健标准误。倍差法的基本回归方程可以表述如下。

（一）基准回归结果使用全部样本的基本回归结果如表2所示。sez表示某一地级市是否建立了经济技术开发区，衡量的是某一地级市建立经济技术开发区对该地级市市辖区内部产业结构调整会产生何种影响。表2第（1）列中sez的系数为正，表明建立经济开发区对该地级市的产业结构调整呈正向促进作用，这也与笔者在之前的预期相一致，但是该系数不显著。在加入了控制变量的其他回归中，sez的系数基本保持不变并且全为正，同时所有系数都不显著。第（2）列中加入了中西部虚拟变量，以考察建立在中西部地区的经济技术开发区对所在城市市辖区会产生什么样的影响。其系数为正可以表明，在中西部地级市进行经济开发区改革也会对该地级市的产业结构调整产生正向促进作用，但其系数也不显著。第（3）列中，加入控制变量lnp进行回归，其系数为负，这在一定程度上表明地级市市辖区人口对产业结构调整具有反向促进作用，这一点与Alder（2013）的结果不一致，但是该系数也不显著。第（4）列中加入中西部虚拟变量后其系数仍不显著；第（5）列进一步加入地级市全年用电量的对数进行回归。lnelec的系数为负并且很显著，可以理解为：在全年用电量中工业用电量占据了相当大的比重，这不仅可以说明工业比较发达同时也可以反映第二产业比较发达。从而用于衡量该地级市产业结构调整的指标相对较小，也即全年用电量与产业结构调整指标呈反向变化。第（6）列中进一步加入中西部虚拟变量仍未改变lnelec的系数以及显著性，但变量midwest系数仍不显著。

（二）不同类型开发区改革的效应分析为了进一步考查经济开发区改革对产业结构调整状况的影响，以下分别考虑四种国家级经济技术开发区建设对所在地级市产业结构调整的影响。表3给出了只考虑国家级经济技术开发区的情况。表3第（1）列只加入变量etdz进行回归，变量系数显著为正，由此可以认为平均来看高新技术开发区的建立会导致某一地级市市辖区产业结构正向调整0.09个百分点。第（2）列中加入中西部虚拟变量，结果变量etdz系数仍然显著为正且没有发生变化，同时中西部虚拟变量的系数为正但不显著。第（3）列加入lnp变量进行回归，变量etdz仍然显著为正，但lnp为负且不显著。第（4）列中加入中西部虚拟变量之后并未改变第（3）列的结果，同时中西部虚拟变量系数仍不显著。第（5）列中加入lnelec进行回归，变量etdz和变量lnp的系数变大，但其显著性并未发生改变，变量lnelec的系数显著为负。此处分析的一大特点是，主要解释变量etdz的系数显著为正。表4给出了只考虑国家级高新技术产业开发区的情况。该表结果显示，变量hidz无论是单独回归还是加入控制变量回归，其系数都显著为正，只是小于表3中对应结果，具体来看，建立高新技术产业开发区平均而言会导致产业结构正向调整0.06-0.07个百分点。表4所显示结果的一大特点是，第（2）列中加入虚拟变量midwest回归后，其系数显著为正，这或许可以表明在中西部建立高新技术产业开发区平均而言将导致中西部地级市市辖区产业结构正向调整0.39个百分点，这是一个值得关注的重点。本表所给出的其他结果相对于之前结果都没有什么变化。表5给出了只使用出口加工区样本进行回归的情况。表5第（1）列至第（6）列中，变量epz的系数都显著为正，并且其系数值都远高于表2至表4中对应的结果，这表明出口加工区建立平均而言会导致地级市市辖区内产业结构调正向调整0.12-0.13个百分点。第（2）列中变量midwest的系数显著为正且结果与表4相一致，这也表明出口加工区建立平均而言将导致中西部地级市市辖区内产业结构调整正向调整0.38个百分点。表5中的其他结果与表4基本一致，这里不再赘述。表6给出了只考虑自由贸易区的样本进行回归。该表所显示结果最大的不同是，变量epz的系数显著为正的同时普遍大于之前各种情况，这说明自由贸易区的建立平均而言会导致地级市市辖区内产业结构增加0.16-0.18个百分点，这个系数要大于之前各种情况，说明就本文来讲，自由贸易区的经济效应要大于之前三种开发区。由于自由贸易区全部位于东部沿海省市，因此第（2）列中加入变量midwest后其系数虽然如此显著，但并没有实际意义。本表中的其他结果并无太大变化。

五、结论

本文使用倍差法详细分析了中国经济开发区改革对中国地级市市辖区内产业结构调整所产生的影响，并得出如下结论：第一，在对总体样本的分析中，经济开发区的建立并未对结果产生显著的影响，但是主要变量的系数符号却是符合本文对经济开发区改革所产生效应的预期的。第二，之后分类讨论了各类经济开发区的建立会对各地级市市辖区内产业结构调整产生何种具体影响，本文发现自由贸易区的效应最大，其次是出口加工区、经济技术开发区、高新技术产业开发区，同时本文还发现在中西部地级市建立高新技术产业开发区和出口加工区将会显著的正向促进所在地级市市辖区内产业结构的调整，这一点对于中西部地区地级市调整产业结构，促进其产业结构优化升级具有一定的现实意义。

参考文献：

1.豆建民，汪增洋.经济集聚、产业结构与城市土地产出率——基于我国234个地级城市1999-2006年面板数据的实证研究.财经研究，2010（10）

2.干春晖，郑若谷，余典范.中国产业结构变迁对经济增长和波动的影响.经济研究，2011（5）

3.黄日福，陈晓红.FDI与产业结构升级：基于中部地区的理论及实证研究.管理世界，2007（3）

4.蓝庆新，陈超凡.新型城镇化推动产业结构升级了吗？——基于中国省际面板数据的空间计量研究.财经研究，2013（12）

5.刘伟，李绍荣.产业结构与经济增长.中国工业经济，2002（5）

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10.Cheng,Yiwen.Place-BasedPoliciesinaDevelopmentContext-EvidencefromChi-na.UCBerkeley,mimeo,2014

11.Lu,Yi,Wang,Jin,Zhu,Lianming.DoPlace-BasedPoliciesWork?Micro-levelEv-idencefromChina’sEconomicZonesPro-gram,2015

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13.Wei.TheopendoorpolicyandChi-na’srapidgrowth:Evidencefromcity-leveldata.NBERWorkingPaper,1993

作者：孙阳阳 朱江 单位：暨南大学经济学院