Page 70 - 《北京工商大学学报（社会科学版）》2020年第4期

第 35 卷摇 第 4 期 摇 摇 许统生,罗雪: 国家级经济技术开发区进口外溢与区外城市的经济增长

的门槛值时,区外城市政府有较多机会接受新观 摇 摇 表 8摇 机制检验 3:基础设施建设应对开发区进口
念,改善商务环境,增加新的投资项目,鼓励开发 溢出效应的匹配性
区从事进口的人才回乡创业。 与此同时,开发区 2SLS 2SLS
会吸纳来自区外城市的劳动力从事开发区进口的 (1) (2)

相关工作。 这些劳动力通过“进口中学冶(learning - 0郾 001 0郾 022 ***
M e
by importing)获得新知识、新技能、新管理,虽然 (0郾 002) (0郾 005)
还可以获得比在其家乡更高的工资,但也必须承
- 0郾 016 *** - 0郾 124 ***
e
担远离家人亲情的代价,具有潜在的回到区外城 M 伊 C
(0郾 004) (0郾 020)
市家乡就业、创业的内生动力。 因此,如果区外城
0郾 094 - 5郾 627
市营商环境不断改善,就会产生区外城市人力资 C
(0郾 120) (9郾 066)
本的扩散效应,而且在开发区从事进口工作所掌
握的新知识、新技能、新管理也会一并流入区外城 0郾 085 ***
e
M 伊 C 2
市 [4,19] ,增加区外城市人力资本,促进区外城市经 (0郾 014)
济增长。 反之,则会形成人力资本的极化效应,阻 16郾 177
C 2
碍区外城市经济增长。 (29郾 192)
(三)区外城市基础设施应对开发区进口溢
- 0郾 093 *** - 0郾 107 ***
出效应的不匹配 K ^
(0郾 013) (0郾 013)
一个地区基础设施建设( 铁路、公路、水路
等)的发展能够优化交通网络,压缩时空距离,改 ^ 0郾 301 0郾 287
F
善该地区的投资环境,有效吸引人才、资本、技术 (0郾 188) (0郾 185)
等要素向该区域集聚,并使该区域生产的产品较 0郾 044 0郾 044
L ^
快售出 [20] 。 但也可能会出现相反的情况,即该区 (0郾 030) (0郾 029)
域的人才、资本、技术等要素快速流出,区域外产
0郾 214 *** 0郾 518 ***
品快速进入,与该区域产品展开竞争 [21] 。 本文用 常数项
(0郾 010) (0郾 064)
区外城市的初始货运量来度量区外城市的基础设
固定效应 是 是
e
施水平 C,用 M 伊 C 来表示开发区进口外溢与区
样本量 3 450 3 450
外城市基础设施建设水平的交互项。
*
表 8 显示了加入交互项一次项和二次项之后 摇 摇 注: *** 、 ** 和 分别表示在 1% 、5% 和 10% 的水平下
的回归结果。 从表 8 可以看出: 第一,三种估计 显著;括号内为标准误。
方法下的基础设施建设水平变量的系数均为正。 低门槛值。 只有当基础设施建设水平超过门槛值
从列(1)具体来看,基础设施建设水平的回归系 时,开发区进口外溢对区外城市的经济增长才能

数为 0郾 094,意味着当基础设施建设水平每上升 1 由负变正。 从具体回归结果来看,开发区进口外
个单 位 标 准 差, 人 均 实 际 GDP 增 长 率 将 上 升 溢对区外城市经济增长的边际效应为 0郾 022 -
0郾 027 个单位。 第二,三种估计方法下的交互项 0郾 124C + 0郾 085C 。 这意味着开发区进口外溢与
2
系数均在 1% 或 5% 的水平下显著为负。 从列 区外城市经济增长的关系还取决于变量基础设施
(1)具体来看,交互项系数为 - 0郾 016,意味着当 建设水平。 由于二次项系数为正,只有当基础设
开发区进口外溢一定时,区外城市的基础设施建 施建设水平大于门槛值 0郾 73 时,开发区进口外溢
设水平每上升 1 个单位标准差,人均实际 GDP 增 对区外城市的经济增长的影响才能由负变正,并
长率将下降 0郾 005 个单位。 第三,交互项的二次 且基础设施建设水平越高,开发区进口外溢对区
项系数为正,并且 2SLS 估计的系数在 1% 的水平 外城市的经济增长正向影响越强。 因此,开发区
下显著,说明人均实际 GDP 增长率与基础设施建 的进口外溢会阻碍区外城市经济增长的原因之一
设水平的关系为 U 型,基础设施建设水平存在最 是区外城市的基础设施建设水平没达到门槛值,

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