唐 诗，包 群

(南开大学 经济学院，天津 300071)

高新技术产业开发区提升了出口技术复杂度吗？

唐 诗，包 群

(南开大学 经济学院，天津 300071)

以出口技术复杂度为衡量标准，基于2000—2007年持续经营工业企业数据，细致考察高新区对出口结构的促进效应。Heckman二阶段模型结果表明，高新区显著提高出口技术复杂度较高产品的出口概率，却抑制其出口规模，因此高新区对区内企业出口结构的改善作用有限。此外，高新区改善出口结构的作用与一般性开发区无显著差异，但对相邻城市有明显的外溢作用。

高新技术产业开发区；出口结构；出口技术复杂度

一、问题提出

虽然改革开放以来中国出口贸易规模迅速扩张，然而出口附加值偏低与技术含量不足的问题仍较为突出。因此，积极改善出口结构、提升出口商品的技术含量已经成为近年来出口政策调整的重心所在，其中成立高新技术产业开发区已成为重要的政策手段之一。截至2007年，全国高新技术产业开发区仅有54家，建立时间主要集中于1991—1992年，而且每个地级市内最多只有一个国家级高新技术产业区。然而，主流贸易理论较多关注要素禀赋、规模经济、企业生产率等因素对出口模式与比较优势的影响，如企业生产率[1-2]、外商投资[3-4]和企业融资约束[5-6]等方面，但中国出口贸易增长历程表明，以开发区为代表的区域发展政策同样也起着重要作用。

成立开发区对区域经济增长的作用也得到了广泛关注。魏(Wei，1995)首次研究经济开发区对于区域经济发展绩效的影响[7]。一些学者发现开发区通过吸引外资企业建立集聚经济体和提高技术来提高企业的生产力[8-9]。王(Wang，2013)运用321个市级数据分析开发区对集聚经济、企业和工人行为的影响，其中高新技术产业开发区是以发展高新技术为目的而建立的开发区，高新技术产业的发展能够推动改革并保证经济的可持续增长[10]。胡(Hu，2007)用1992—2000年的数据发现不同高新技术产业开发区的劳动生产率趋同，但只对本区域的经济增长有效，不存在外部性[11]。张和圆部(Zhang & Sonobe，2011)发现高新技术产业开发区内高新企业和外商投资存在集聚现象[12]。施明克和范·毕思布洛克(Schminke & van Biesebroeck，2013)将微观企业引入，发现开发区对出口市场的表现有积极效应，其中高新技术产业开发区通过提高出口价格和出口到更高收入的国家来提高出口质量[13]。

然而，已有关于开发区的研究文献还存在一些不足。首先，大多数文献较为关注开发区的增长数量效应，对开发区结构改善作用的研究则相对不足。中国经济在经历了过去30多年的持续快速增长之后，结构问题已经日益凸显，尤其表现在研发创新缓慢、技术含量低下以及产品附加值不高等问题[14-15]，极大限制了今后的可持续发展。因此，本文拟重点以高新技术产业开发区为研究对象，细致考察高新技术产业开发区的成立是否有助于改善出口结构与提升技术含量，同时也比较高新技术产业开发区与一般性开发区的作用差异，来甄别其结构改善效应。其次，已有文献大多从宏观或区域层面来考察开发区的绩效，忽略了开发区对区内企业的微观影响。由于仅从宏观层面来比较开发区的作用，则难以有效区分开发区对其区内不同企业的差异性作用，导致研究结论过于粗略。因此，本文拟匹配高新技术产业开发区数据与微观企业调研数据，从而有效区分开发区成立对不同企业的异质性影响，尤其是强调企业所有制、所在地理区位、所在行业特征等重要因素。

二、模型构建、指标说明和数据描述

本文采用2000—2007年持续经营的五万多家企业数据，详细考察高新技术产业开发区的结构改善效应。首先，遵循豪斯曼等(Huasman et al.，2007)[16]的方法，计算不同出口商品的出口技术复杂度。这一方法背后的隐含逻辑是，如果一类商品越是向技术水平先进的发达国家出口，则此类商品蕴含的技术含量也相应越高，即生产该商品的技术越为复杂。其次，针对大多数企业出口值为零的样本选择性偏误(sample selection)，本文运用Heckman二阶段模型进行估计，以克服样本选择可能导致的估计偏误。

(一)Heckman二阶段模型

由于企业存在自我选择机制，可能会有一部分企业不存在出口，但仅对实际发生出口的企业进行回归又会引起选择性偏误，且样本量减少，因此本文采用赫克曼(Heckman，1979)[17]提出的选择模型对样本选择误差进行修正。且采用Heckman二阶段模型分别考察出口企业的集约边际和扩展边际，可以更细致地考察高新技术产业开发区对出口结构的作用方式：

EXPDUMijt=δEXPDUMijt-1+α1HTDUMijt+α2PRODYit×HTDUMijt+φZijt+εijt

(1)

(2)

其中，式(1)是企业出口决策方程，EXPDUMijt={0，1}，当企业i在j城市t时间存在出口时取1，否则取0。式(2)是企业出口规模方程，lnEXPORTijt表示企业i在j城市t时间的出口规模，用企业出口交货值取对数来定义。其中HTDUMijt表示企业i在j城市t时间是否存在高新技术产业开发区：存在为1，不存在为0。PRODYit表示企业i所生产产品的出口技术复杂度，是产业层面的变量。核心变量：PRODYit×HTDUMijt是两个变量的交互项，是为了衡量高新技术产业开发区的存在对于不同出口技术复杂度的产品的出口规模是否有影响。Zijt、Xijt表示其他影响出口决策和出口规模的控制变量，εijt、νijt表示随机误差项，其中εijt和νijt的相关系数不等于零时说明出口决策方程和出口规模方程是相关的，存在自选择效应，需要用Heckman方程进行一致的估计。即首先用式(1)得出出口的逆米尔斯比率，并在式(2)中作为变量单独引入以控制选择偏误。而在用Heckman模型进行估计时，为防止反向因果关系存在通常需要在企业出口决策方程中加入额外的控制变量即识别变量，满足相关性、排他性和外生性原则，本文采用企业滞后一期的出口虚拟变量来作为识别变量[18]。

(二)变量选取

为了控制其他影响企业出口的因素，本文根据国内外关于微观企业出口的文献[19-20]，加入如下变量：(1)企业生存年限(AGE)，生存年限不同的企业由于商业信誉、管理经营手段等不同，对出口规模产生的影响也会不同，因此采用企业样本区间结束年份和成立年份之差衡量生存年限。(2)全要素生产率(lnTFP)，本文借鉴莱文森和彼得林(Levinsohn & Petrin，2003)[21]的方法对企业全要素生产率值进行估计，以中间投入为企业投入的工具变量，采用半参数法进行生产函数的估计，企业的全要素生产率值就是产出变量和要素投入变量加权和的差值，其中权重为生产函数中各要素投入的估计系数。(3)企业规模(SIZE)，本文采用企业年平均从业人员的对数来衡量。(4)资本密集度(lnKL)，本文采用固定资产净值年平均余额与全部从业人员年平均人数之比的对数值来衡量。(5)工资水平(lnWAGE)，本文采用应付工资总额的对数值来衡量。(6)企业的融资能力(FINANCE)，大量研究都表明融资能力对企业出口决策的重要影响[22]，因此采用企业的利息支出和产品销售收入之比表示企业的融资能力。(7)国有资本份额(STATESHARE)，本文采用国家资本金和实收资本比值衡量国有资本份额，同时还引入年份固定效应、城市固定效应和两分位行业固定效应。各变量的统计信息见表1。

表1 各解释变量的统计信息

注：作者根据原始数据整理。

(三)指标说明

1.高新技术产业开发区

高新技术产业开发区是以发展高新技术为目的，基于当地技术密集、资源密集和科技经济实力，借鉴国外的科技资源和管理方法以实现高新技术的发展。

2.出口技术复杂度

本文根据豪斯曼等(2007)[16]的方法来计算行业层面的出口技术复杂度，用PRODYi表示出口技术复杂度，PRODYi=∑j(SijPCGDPj/∑j′Sij′)，其中Sij表示j国i商品的出口额占世界市场出口i总额的比例，Sij/∑j′Sij′为权重，代表j国i产品的出口比例占世界市场产品i出口比例的比重。由于出口技术复杂度根据贸易数据测算，而开发区又和国际贸易相关，存在内生性问题，因此本文根据期初2000年100个国家的HS-3分位数据计算出各行业产品的出口技术复杂度来衡量出口贸易结构。

(四)数据

高新技术产业开发区的数据来源于《中国开发区审核公告目录(2006版)》，高新技术产业开发区所在城市名称由开发区名称直接得知，然后从《中国行政区域代码》中得到高新技术产业开发区所在城市代码，根据城市代码将其区域代码和工业企业数据对接。对于相邻城市高新技术产业开发区的数目，本文首先从中国地图中找出高新技术产业开发区所在城市的相邻城市，再确定相邻城市存在高新技术产业开发区的个数，然后按照城市代码对接。

其他数据来源于2000—2007年国家统计局统计的中国工业企业数据库。本文删去了“出口交货值”、“中间投入”、“从业人员年平均数”、“产品销售收入”和“固定资产净值年平均余额”这几个变量中变量取值为缺失值和负值的观测值。最后，选取2000—2007年54 204家持续经营的企业为研究样本，统计显示这54 204家企业中处于高新技术产业开发区城市的有28 344家。

行业出口技术复杂度的计算所采用的跨国数据来自于世界银行2007年开发的贸易、生产和保护数据库(trade，production and protection，TPP)，涵盖了100个国家28个制造业行业的生产和贸易数据。各国人均收入水平数据来自宾夕法尼亚大学佩恩表(Penn World Table 6.3，PWT 6.3)数据库。

三、模型估计结果

(一)基本结果

表2 高新技术产业开发区Heckman模型估计结果

注：回归系数括号内的为相伴概率，***、*和*分别表示在1%、

5%和10%显著性水平上显著。

Heckman模型估计结果见表2，其中被解释变量是企业出口概率和企业出口规模。除了控制变量外，核心变量是产品出口技术复杂度的交互项(PRODY×HTDUM)，以考察高新技术产业开发区和出口结构的关系。

对于企业出口决策方程，PRODY×HTDUM的系数在1%的水平上显著为正，说明对于高新技术产业开发区内的企业，出口技术复杂度越高，产品出口可能性越大。对于企业出口规模方程，PRODY×HTDUM的系数在1%的水平上显著为负，说明高新技术产业开发区抑制出口复杂度较高的企业出口规模，即高新技术产业开发区的存在会对复杂度较高企业的出口规模产生负效用。总体来说，高新技术产业开发区会显著提高高出口技术复杂度企业的出口概率，而对出口规模却有抑制作用。因此，高新技术产业开发区并没有有效改善中国的出口结构。

由表2可知，企业出口决策中，企业生存年限(AGE)的系数显著为负，说明生存年限越长的企业其出口概率越小。可能是由于企业生存年限越长在位优势越大，管理组织体系和市场份额也较稳定，因此没有进行出口和开辟国外市场的内在动力。而全要素生产率(lnTFP)的系数显著为正，由于贸易成本的存在，只有生产率较高的企业才能出口。企业规模越大时，其出口的可能性也越大[23]。资本密集度对于出口概率有正向作用，这说明中国的出口产品正在依靠自身产品质量和技术升级由劳动密集型向资本密集型发展。工资水平越高的企业倾向于进入出口市场。国有资本份额对于出口概率有显著的负作用，中国国有企业存在一些管理效率低下、创新能力不强等问题，这说明提升国有企业职工效率、推进国企深化改革对于企业有重要意义[24]。企业出口规模中，企业生产率、规模、资本密集度和融资约束能力都有正效用，而企业的生存年限、工资水平和国有企业所占份额都存在负效用。工资水平越低，企业出口规模越大，说明中国依靠低价劳动力提高了出口规模。

(二)一般性开发区和高新技术产业开发区的效果比较

从1984年开始，中国就在沿海开放城市建立了第一批国家级开发区，到2007年已建立222个国家级开发区。本文将除高新技术产业开发区以外的开发区定义为一般性开发区，并引入企业是否在一般性开发区内的虚拟变量(GENDUM)、一般性开发区和出口技术复杂度的交互项(PRODY×GENDUM)。

由表3可知，出口决策方程中，PRODY×GENDUM的系数在1%的水平上显著为正，说明一般性开发区对于高出口技术复杂度的行业出口概率有正效用，而出口规模方程中PRODY×GENDUM的系数在1%显著为负，说明出口技术复杂度越高

表3 一般性开发区Heckman模型估计结果

注：回归系数括号内的为相伴概率，***、**和*分别表示在1%、 5%和10%显著性水平上显著。CV表示企业生存年限、企业规模、资 本密集度等控制变量及行业、年份和地区固定效应。

的产品，一般性开发区的存在使其出口规模变小。综上所述，一般性开发区对于高出口技术复杂度企业的出口概率有显著的提高作用，对出口规模却有抑制作用。因此，一般性开发区没有有效地改善出口结构。将高新技术产业开发区和一般性开发区Heckman模型估计结果对比发现，交互项系数的显著性没有明显差异，因此一般性开发区和高新技术产业开发区对出口结构的影响效果差异并不大。

(三)企业所有制差异

由于所有制不同，企业的技术水平、管理效率和国家政策等都会有差异，因此不同所有制的企业受到开发区的影响也有差异*本文根据企业的登记注册类型将企业分为四种类型：(1)国有企业，包括国有企业、国有联营企业、国有与集体联营企业和国有独资公司；(2)集体企业，即内资企业中除国有企业以外的其他企业；(3)港澳台企业，包括港、澳、台资合资、合作、独资经营企业和股份有限公司；(4)外资企业，包括中外合资、合作经营企业、外资企业和外商投资股份有限公司。。

表4是本文对于企业按照所有制类型分样本处理得到的结果。出口决策方程中，集体企业PRODY×HTDUM的系数在1%的水平上显著为正，港澳台企业交互项系数在10%的水平上显著为正，国有企业和外资企业交互项的系数并不显著。因此，高新技术产业开发区对集体企业中高技术复杂度行业的出口概率有显著提高效用，这可能是由于集体企业能够有效利用高新技术产业开发区内引进的高新技术和优惠政策，提高出口以保证企业在市场上的竞争力。出口规模方程中，国有企业、集体企业和港澳台企业PRODY×HTDUM的系数都在1%的水平上显著为负，而外资企业交互项前的系数并不显著，说明高新技术产业开发区对于除外资企业外的其他所有制企业中高技术复杂度行业的出口规模有显著抑制作用。高新技术产业开发区没有同时改善企业中出口技术复杂度高行业的出口概率和出口规模，因此高新技术产业开发区内四种类型的企业对于出口结构改善作用都不显著。

表4 所有制、高新技术产业开发区和出口结构

注：回归系数括号内的为相伴概率，***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上显著。CV表示企业生存年限、企业规模、资本密集度等控制变量及行业、年份和地区固定效应。

(四)地理位置

由于处于不同地理位置的城市其发展程度、资源禀赋、国家政策等都不同，所以其企业数量、出口规模以及产品的出口技术复杂度都有所不同，本文将企业分为沿海企业和内陆企业两种类型，其中处于沿海地区的高新技术产业开发区有29家，处于内陆地区的高新技术产业开发区有25家*对于北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和广西这12个地区，Coast=1，其他城市Coast=0。。

由表5可知，出口决策方程中，沿海和内陆地区PRODY×HTDUM的系数都在1%的水平上显著为正，由于高新技术产业开发区的存在使技术复杂度越高的产品出口概率越大，即高新技术产业开发区提高了其出口可能性。出口规模方程中，沿海地区PRODY×HTDUM的系数在5%的水平上显著为负，内陆地区交互项的系数在1%的水平上显著为负，说明高新技术产业开发区的存在对出口技术复杂度高的产品出口规模都有抑制效用。因此，为了缩小和沿海发达地区的贫富差距，要对内陆地区予以不同的优惠政策。

表5 地理位置、高新技术产业开发区和出口结构

注：回归系数括号内的为相伴概率，***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上显著。CV表示企业生存年限、企业规模、资本密集度等控制变量及行业、年份和地区固定效应。

(五)经营年限

由于企业的经营年限有很大差异，经营年限较长的企业拥有成熟的制度管理体制和在位优势，进行研究创新以提高自身技术和出口的内在动力较小，因此推测高新技术产业开发区对于出口结构的影响由于企业持续经营年限的不同而有所不同*本文以15年为界限，当企业经营年限大于15年时，属于经营年限较长的企业，小于15年则属于经营年限较短的企业。。

由表6可知出口决策方程中，经营年限较长和较短的企业PRODY×HTDUM交互项的系数在1%的水平上都显著为正，企业受高新技术产业开发区的影响使出口技术复杂度较高的产品出口概率较大。而出口规模方程中，经营年限较长的企业交互项前的系数显著为负，而经营年限较短的企业交互项的系数不显著。这说明高新技术产业开发区对于经营年限较长的企业的影响较大，对出口复杂度较高的产品出口规模的抑制作用较明显，而经营年限较短的企业能够积极进行创新、利用高新技术，并无显著影响。总体来说，经营年限较长和较短的企业由于高新技术产业开发区的存在对出口结构的改善并不显著。

表6 经营年限、高新技术产业开发区和出口结构

注：回归系数括号内的为相伴概率，***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上显著。CV表示企业生存年限、企业规模、资本密集度等控制变量及行业、年份和地区固定效应。

(六)高新技术产业开发区的相邻城市辐射效应

由于开发区通过建立集群和吸引高新技术设施来提高生产力[25]。现有文献也已证实了技术外部性的普遍存在[26-27]，且认为技术外溢的效应随着地理距离的增加而递减[28]。一个区域的经济增长不仅取决于自身条件，也受到其他经济体尤其是相邻经济体的影响[29]，而且中国也已经形成了空间趋同俱乐部[30]，因此企业的出口结构也可能受到相邻城市是否存在高新技术产业开发区的影响，且为正效应。

NHTDUM表示相邻城市是否存在高新技术产业开发区，PRODY×NHTDUM是相邻城市是否存在高新技术产业开发区和产品出口技术复杂度的交互项。由于企业的相邻城市内存在不同数量的高新技术产业开发区，本文将其分为两个阶段：NHTDUM1表示企业相邻城市存在1～2个高新技术产业开发区的虚拟变量，NHTDUM2表示企业相邻城市存在3～4个高新技术产业开发区的虚拟变量，PRODY×NHTDUM1、PRODY×NHTDUM2表示周边高新技术产业开发区数量不同对于产品出口技术复杂度的影响。

出口决策方程中，PRODY×NHTDUM、PRODY×NHTDUM1和PRODY×NHTDUM2的系数都显著为正，这说明相邻城市的高新技术产业开发区提高出口复杂度高的产品出口概率变大。出口规模方程中，PRODY×NHTDUM和PRODY×NHTDUM1的系数显著为负，但PRODY×NHTDUM2的系数显著为正，说明相邻城市的高新技术产业开发区对于不同出口复杂度的产品出口规模是有影响的。当相邻城市存在的高新技术产业开发区较少时，周边高新技术产业开发区使出口复杂度较高的企业出口规模变小。当相邻城市存在高新技术产业开发区较多时，周边高新技术产业开发区对于出口复杂度较高的企业出口规模起到促进作用。因此，相邻城市的高新技术产业开发区对于本地出口结构存在外部性，且当高新技术产业开发区数量较多时，存在显著的正外部性，能够改善出口结构。

表7 相邻城市、高新技术产业开发区和企业出口

表7(续)

注：回归系数括号内的为相伴概率，***、**和*分别表示在1%、5%和10%显著性水平上显著。CV表示企业生存年限、企业规模、资本密集度等控制变量及行业、年份和地区固定效应。

表8 倾向评分加权法的结果

注：回归系数括号内的为相伴概率，***、**和*分别表示在1%、 5%和10%显著性水平上显著。CV表示企业生存年限、企业规模、资 本密集度等控制变量及行业、年份和地区固定效应。

(七)倾向评分加权法

由于国家选择建立高新技术产业开发区时并不是随机选择，而是基于当地的资源禀赋、经济发展和人力资本情况建立的，说明样本存在自选择效应，因此需要对样本进行处理。本文运用倾向评分加权法进行稳健性检验，首先利用多个变量信息综合得出倾向评分，再利用倾向评分赋予个体权重以使各因素在对照组和处理组中分布较为一致，也就是通过标准化法的原理使两组个体的变量分布趋于一致。这种方法由罗宾斯等(Robins et al.，1995)[31]首先提出。首先，本文设定处理组是指企业i在j城市t时间存在高新技术产业开发区的组别，对照组指企业i在j城市t时间不存在高新技术产业开发区的组别。倾向评分是指研究对象在一定协变量条件下可能成为处理组的概率，即采用二元选择模型估计企业所在城市存在高新技术产业开发区的概率。在预测概率时选用以下变量：企业的全要素生产率、企业的经营年限、企业的资本密集度和企业的融资能力，被解释变量为企业所在城市在t时间是否存在高新技术产业开发区，根据Probit模型得出预测的概率PS。然后，赋予处于高新技术产业开发区内的企业HTDUM=1的权重为1/PS，赋予HTDUM=0的权重为1/(1-PS)，对对照组和处理组的个体每个变量以W=HTDUM/PS+(1-HTDUM)/(1-PS)赋予权重进行加权回归[32]，回归结果见表8。

出口决策方程中，赋予权重后的交互项PRODY×HTDUM_W的系数在1%的水平上显著为正，说明高新技术产业开发区会提高出口复杂度较高的产品出口概率。而在出口规模方程中，赋予权重的交互项PRODY×HTDUM_W的系数不显著，即高新技术产业开发区对于不同技术复杂度的企业出口规模的影响并不显著。总体来说，考虑了区域发展不平衡及资源禀赋等问题后，高新技术产业开发区的存在对于出口结构的改善也并不显著。

四、结论

基于2000—2007年持续经营的企业数据，本文考察了高新技术产业开发区对区内企业出口技术复杂度的促进效应，得到了如下研究结论：

首先，高新技术产业开发区的存在会使出口技术复杂度较高的企业出口概率较大，但出口规模较小，总体上并未有效改善出口结构。其次，高新技术产业开发区和一般经济技术开发区对于出口结构的作用没有明显差异。然后，高新技术产业开发区对于不同类型的企业作用效果并不相同，但不同所有制、地理位置和经营年限的企业，高新技术产业开发区对其高技术复杂度产品的出口概率和出口规模的效应都不会同时显著为正，这说明高新技术产业开发区所在城市内不同类型的企业对于出口结构的改善作用并不显著。最后，从相邻地区是否存在高新技术产业开发区的角度来看，本文发现当相邻地区存在高新技术产业开发区的数量较大时，会使高出口技术复杂度行业的出口概率和出口规模同时显著增加，因此会改善出口结构。本文推测相邻城市高新技术产业开发区对于本地企业的影响是由于技术外溢效应和空间趋同俱乐部的存在，这也需要今后的进一步研究。

虽然改革开放以来中国的贸易发展迅速，但保持贸易可持续发展不仅有关于企业的自身存活和发展，还会影响中国经济的发展方式[33]。长期以来，中国依靠廉价劳动力和简单的加工贸易增长出口额，导致出口很容易受到其他国家影响。而推动高新技术产业的发展，改善出口结构就是保持经济持续增长的重要途径。通过本文的研究可知，高新技术产业开发区和一般经济技术开发区并没有明显差异，都没有有效改善中国的出口结构。因此，未来仍要谨慎对待高新技术产业开发区在改善出口结构、提升技术含量的促进作用。这一结果也意味着，与经济总量规模扩张相比，结构优化与技术提升是一个更为艰难与相对缓慢的经济调整过程。

[1]MELITZ,M J.The impact of trade on intra-industry reallocations and aggregate industry productivity[J].Econometrica，2003，71(6)：1695-1725.

[2]张杰，刘志彪，张少军.制度扭曲与中国本土企业的出口扩张[J].世界经济，2008(10)：3-11.

[3]ZHANG K H,SONG S.Promoting exports：the role of inward FDI in China[J].China Economic Review，2001，11(4)：385-396.

[4]刘胜，顾乃华.外商直接投资对中国制造业出口技术复杂度的影响[J].首都经济贸易大学学报，2016(2)：11-18.

[5]于洪霞，龚六堂，陈玉宇.出口固定成本融资约束与企业出口行为[J].经济研究，2011(4)：55-67.

[6]阳佳余.融资约束与企业出口行为:基于工业企业数据的经验研究[J].经济学(季刊)，2012(4)：1503-1524.

[7]WEI S.The open door policy and China’s rapid growth：evidence from city-level data[M]//ITO T,KRUEGER A. Growth theories in light of the East Asian experience.Chicago:University of Chicago Press，1995：73-98.

[8]CHENG L K,KWAN Y K.What are the determinants of the location of foreign direct investment? The Chinese experience[J].Journal of International Economics，2000，51(2)：379-400.

[9]CHESBROUGH H，CROWTHER A K.Beyond high-tech：early adopters of open innovation in other industries[J].R&D Management，2006，36(3)：229-236.

[10]WANG J.The economic impact of special economic zones：evidence from Chinese municipalities[J].Journal of Development Economics，2013，101(1)：133-147.

[11]HU A G.Technology parks and regional economic growth in China[J].Research Policy，2007，36(1)：76-87.

[12]ZHANG H,SONOBE T.Development of science and technology parks in China，1988—2008[J].Economics:the Open-Assess,Open-Assessment E-Journal，2011，5(6)：1-25.

[13]SCHMINKE A,VAN BIESEBROECK J.Using export market performance to evaluate regional preferential policies in China[J].Review of World Economics，2013，149(2)：343-367.

[14]项俊波.中国经济结构失衡的测度与分析[J].管理世界，2008(9)：1-11.

[15]白俊红，江可申，李婧.应用随机前沿模型评测中国区域研发创新效率[J].管理世界，2009(10)：51-61.

[16]HAUSMANN R,HWANG J,RODRIK D.What you export matters[J].Journal of Economic Growth，2007，12(1)：1-25.

[17]HECKMAN J J.Sample selection bias as a specification error[J].Econometrica，1979，47(1):153-161.

[18]ROBERTS M J,TYBOUT J R.The decision to export in Colombia：an empirical model of entry with sunk costs[J].The American Economic Review，1997，87(4):545-564.

[19]BERNARD A B,JENSEN J B.Why some firms export[J].The Review of Economics and Statistics，2004，86(2)：561-569.

[20]BERNARD A B,WAGNE R J.Exports and success in German manufacturing[J].Review of World Economics，1997，133(1)：134-157.

[21]LEVINSOHN J,PETRIN A.Estimating production functions using inputs to control for unobservables[J].The Review of Economic Studies，2003，70(2)：317-341.

[22]GREENAWAY D,KNELLER R.Industry differences in the effect of export market entry：learning by exporting?[J].Review of World Economics，2007，143(3)：416-432.

[23]KRUGMAN P R.Rethinking international trade[M].Cambridge,MA:The MIT Press，1990.

[24]黎文靖，胡玉明.国企内部薪酬差距激励了谁?[J].经济研究，2012(12)：125-136.

[25]COMBES P P，DURANTON G,GOBILLON L.The identification of agglomeration economies[J].Journal of Economic Geography，2011，11(2):253-266.

[26]ROMER,P M.Increasing returns and long-run growth[J].Journal of Political Economy，1986，94(5)：1002-1037.

[27]LUCAS R E,Jr.On the mechanics of economic development[J].Journal of Monetary Economics,1988,22(1):3-42.

[28]GRILICHES Z.Issues in assessing the contribution of research and development to productivity growth[J].The Bell Journal of Economics，1979，10(1):92-116.

[29]MARTIN R,SUNLEY P.Slow convergence? the new endogenous growth theory and regional development [J].Economic Geography，1998，74(3)：201-227.

[30]HERRERIAS M,ORDOEZ J.New evidence on the role of regional clusters and convergence in China (1952-2008) [J].China Economic Review，2012，23(4)：1120-1133.

[31]ROBINS J M，ROTNITZKY A，ZHAO L P.Analysis of semiparametric regression models for repeated outcomes in the presence of missing data[J].Journal of the American Statistical Association，1995，90(429)：106-121.

[32]FREEDMAN D A,BERK R A.Weighting regressions by propensity scores[J].Evaluation Review，2008，32(4)：392-409.

[33]王明成.国际技术扩散为何制约了TFP增长[J].贵州财经大学学报，2015(1)：44-53.

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

国家自然科学基金项目“经济开发区的绩效评估：区域增长、辐射效应与环境影响”(71473136)；霍英东教育基金基础性研究课题“地方保护与中国企业出口行为”(141083)

唐诗(1991—)，女，南开大学经济学院博士研究生；包群(1978—)，男，南开大学经济学院教授，博士生导师。

(责任编辑：蒋 琰)