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北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2020 年摇 第 4 期

3郾 控制变量 《中国城市统计年鉴》和《中国开发区年鉴》。 考
本文的控制变量如下:区外城市的内资增长 虑到开发区进口外溢对区外城市经济增长产生
^
率(K),借鉴 Ouyang & Fu [3] 的做法,用区外城市 作用需要一定的时间以及实证分析所需的样本
的固定资产投资与区外城市的 GDP 之比来表示; 量,本文将样本进行分阶段处理:首先,在第三、
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区外城市的外资增长率(F),用区外城市的外资 第四部分选择 2002 年 54 个开发区来作为研究
与区外城市的 GDP 之比来表示;区外城市的劳动 对象,研究这些开发区的进口外溢对 2002 年还
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力增长率 ( L),用区外城市劳动人口增长率来 没有开发区的 260 个区外城市 经 济 增 长 的 影
表示。 响;其次,在第五部分分阶段增加开发区样本数
另外,在进行机制检验时还需要用到如下变 进行分析,以探讨开发区外溢效应的动态变化。
量:区外城市人力资本水平(HK),用区外城市的 基于数据的可得性,建立样本区外城市的时间
在校大学生人数与人口总人数的比值来度量;区 阶段为 2002—2017 年。
外城市的基础设施水平(C),用区外城市在样本 三、实证结果分析
期间内初期的货运量来度量;区外城市工业化水 (一)变量的描述性统计
平(I),用区外城市在样本期间内初期的工业产 本文主要变量的描述性统计结果见表 1。 从
值与 GDP 的比值来度量。 表 1 可以看出,2002—2017 年,260 个区外城市所
4郾 数据说明 接受的来自开发区的进口外溢的均值为 6郾 341 8,
本文旨在分析开发区进口外溢对区外城市 最小值为 0郾 072 3,最大值则达到了 16郾 400 3,表
经济增长的影响,因此采用的是开发区数据和 明不同的区外城市所接受的开发区进口外溢差异
地级市数据,数据主要来源于 2003—2018 年的 很大。

表 1摇 主要变量的描述性统计
变量 含义 样本量 均值 标准差 最小值 最大值
g 区外城市的经济增长 4 160 0郾 108 2 0郾 155 0 - 1郾 334 9 3郾 224 3
M e 来自开发区的进口外溢 4 160 6郾 341 8 3郾 694 0 0郾 072 3 16郾 400 3
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K 区外城市的内资增长率 4 160 0郾 645 9 0郾 329 4 - 0郾 717 0 3郾 368 9
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F 区外城市的外资增长率 4 160 0郾 015 8 0郾 022 2 - 0郾 194 3 0郾 427 3
^
L 区外城市的劳动力增长率 4 160 0郾 064 4 0郾 100 1 - 0郾 735 4 0郾 978 0
HK 区外城市的人力资本水平 3 626 0郾 008 6 0郾 011 5 - 0郾 014 6 0郾 119 8
C 区外城市的基础设施水平 3 680 0郾 385 6 0郾 282 9 0郾 042 3 1郾 436 7
I 区外城市的工业化水平 4 112 0郾 415 9 0郾 116 7 0郾 154 8 0郾 860 8

摇 摇 (二)基准回归结果分析 为工具变量对模型重新估计,结果如表 2 所示。
淤
根据式(3),本文实证分析了开发区进口外 表 2 的列(3)采用的是加入郁并用两阶段最小二
溢对区外城市经济增长的影响,估计结果见表 2。 乘方法(2SLS)进行估计的结果。 可见,开发区进
其中,列(1)、列(2)分别为采用 OLS 方法、FE 方 口外溢的系数依然为负,并且显著性水平为 1% 。
法的估计结果。 可以看出,开发区进口外溢系数 从列(3)的系数值来看,核心解释变量开发区进
的均在 1% 的水平下显著为负,说明开发区进口 口外溢的系数是 - 0郾 013,说明开发区进口贸易外
外溢阻碍了区外城市经济增长。 产生这一结果的 溢每增加 1 亿美元,区外城市的 GDP 增长率将降
机制将在第四部分专门分析与检验。 低 0郾 013 个百分点。 用这个系数值还可以计算出
(三)内生性检验 区外城市的人均实际 GDP 增长率关于开发区进
参照余林徽等 [13] 、吕越等 [14] 等相关文献的 口外溢的弹性为 - 0郾 76,表示开发区进口贸易外
惯例,内生变量的滞后一期是相对有效的工具变 溢每增加 1% ,区外城市的人均实际 GDP 增长率
量(郁),本文使用开发区进口外溢的滞后一期作 则会降低 0郾 76% 。

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