1、产业转移促进区域经济协调发展了吗 基于广东省县域数据的断点回归分析黄新飞，杨丹( 中山大学国际金融学院，广东 广州 510275)摘要:文章基于 2002 2013 年广东 88 个县级市和市辖区的面板数据，利用产业转移政策实施对 区域发展不平衡的外生冲击进行回归分析。 结果发现: 第一， 在2006年产业转移政策实施以后，广东省区域经济发展不平衡的情况有所改善，产业转移政策实施后人均实际 GDP 增加1112%，劳均实际 GDP 增加 34 4%，城镇职工工资增加 73 0%。第二，政策在不同地区影响存在差异。粤西地区人力资本、人均资本对政策实施最敏感，产业转移实施通过人力资本、人均资本使泰
2、尔指数分别降低0000359%、0000297%。粤北山区政府规模对政策实施敏感，产业转移的实施通过政府规模降低泰尔指数 0 000463%。粤东地区、珠三角地区受影响最小。第三，产业转移政策实施通过提高人力资本、增加投资规模、扩大政府规模、提高工业化水平缩小经济发展差距，其中人力资本对区域间经济发展差距影响最大。第四，在考虑到政策的外部性以及产业承接地自身其他不可识别的因素后，结果具有稳健性。关键词:模糊断点回归;产业转移;协调区域发展中图分类号:F061 5文献标识码:A文章编号:10020594 ( 2017)02010112一、引言产业转移作为生产要素实现有效配置的重要方式、地区间产业
3、结构调整升级的重要途径，对于促进区域之间经济协调发展具有积极作用。2008 年珠三角地区人均生产总值高达 62644 元，是粤北山区的四倍之多，广东经济协调发展不平衡的问题非常显著。因此，研究广东产业转移对地区经济协调发展的影响具有重要的现实意义。广东省政府于2005年出台 山区及东西两翼与珠江三角洲联手推进产业转移收稿日期:20160904基金项目:国家社会科学基金重大项目 ( 16ZDA042) 、国家自然科学基金面上项目 ( 71573287) 、教育部哲学社会科学后期资助项目 ( 16JHQ034) 、中央高校基本科研业务费专项资金 ( 16wkjc15 ) 、“珠海特聘学者” 、中国
4、 东盟研究院 “教育部长江学者和创新团队发展计划” ( CWZ201412) 、中国 东盟研究院科研项目重点项目 ( CWZ201412)作者简介:黄新飞 ( 1979 ) ，江西赣县人，中山大学国际金融学院院长助理，国际经济研究中心主任，教授，博士生导师，经济学博士，研究方向为国际贸易与经济增长、国际经济学;杨丹 ( 1995 ) ，女，内蒙古呼和浩特人，中山大学国际金融学院经济学专业学生。感谢匿名审稿人极富建设性的意见。当然文责自负。101DOI:10.13687/ki.gjjmts.2017.02.008的意见 ，正式提出产业转移政策。2005 年 12 月首个省级产业园确立。2008
5、年广东省政府又出台了 关于推进产业转移和劳动力转移的决定等七个文件，规定 5 年内省财政投资 400 亿元用于实施产业和劳动力的 “双转移”战略，加大了对产业转移园区的招商引资、基础设施建设、用地等方面的支持力度。截至 2010 年，广东省已建立省级产业转移园共 34 个，基本覆盖我省欠发达地区，东翼汕头、汕尾、揭阳、潮州共有 4 个产业转移园;西翼阳江、湛江、茂名三地共计建立了 9 个产业转移园。从理论上看，产业转移通过跨区域的直接投资，把部分产业转移到欠发达国家和地区，是一种产业在空间上移动的现象。在产业转移过程中，通过配置转出地和承接地的资源，拓展就业和发展新空间，缓解区域间经济发展悬殊
6、的矛盾，促进产业结构转型升级。国外学者通过实证数据对不同国家和地区之间产业转移效应进行研究，产业转移政策对经济发展的作用仍存在分歧。一方面，部分学者认为产业转移对于产业承接地会产生技术外溢效应，从而促进区域内部经济增长。Caves( 1974) 、Blomstrom and Wolff ( 1994)等研究了不同行业在国际间转移对行业生产率的影响，大多数行业的跨国公司投资运营存在技术溢出效应，促进了本行业生产率的提高。另一方面，部分学者认为产业在空间上的转移，并不能显著地提高承接地的全要素生产率，甚至会产生一定的挤出效应。如:Haddad and Harrison ( 1993)利用摩洛哥制造
7、业部门企业的横截面数据分析，发现更高水平的国际产业转移，并未给国内企业带来生产率的增长和正向的技术溢出效应。Aitken et al， ( 1999)对委内瑞拉工厂的面板数据进行分析，同样发现国际产业转移对承接地企业的生产率产生负面影响。关于这一分歧的解释，本文认为主要有以下几方面:第一，已有研究往往通过直接对比产业承接地前后的地区经济绩效来做出判断。然而，即使没有产业转移政策的实施，产业承接地同样会在其他因素的推动下取得经济增长。第二，区域经济增长将会产生外溢效应，对其周边地区产生带动作用，而这种外溢效应将降低政策效应估计的可靠性。第三，区域内部存在不可识别的个体因素，随着时间和区域经济发展
8、程度不断变化，传统估计方法没有使用自然实验法或结构模型，无法准确识别出政策对于产业承接地企业生产率的净影响 ( Bernard et al，2005) 。因此，本文试图在上述领域通过拟随机试验的方法，利用产业转移政策实施对区域发展不平衡的外生冲击，在断点回归设计框架下用工具变量思想，使用最小二乘法 ( 2sls)检验了政策对缩小区域经济发展差距的影响，并探讨了其影响渠道。本文运用拟随机试验的方法更为准确地估计广东产业转移政策对缩小区域间经济发展差异的影响。因此，本文的贡献主要有三个方面，在研究层面上，利用广东省县级市层面的统计数据，避免经验分析中由于单位过大可能造成的加总偏误问题;在研究方法上
9、不同于现有研究测算指标衡量产业转移，采用模糊断点回归法 ( fuzzyregression discontinuity，FD)控制县域工业化水平、政府规模、人均资本、人力资201黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗本等可观测特征之后，考察产业政策与区域经济发展差距之间的因果关系，避免参数估计的内生性问题和样本选择偏误;在研究角度上，从研究产业转移的经济影响展开分析，不仅考察产业转移对地区经济水平的作用，而且重点关注其对缩小区域间经济发展差距的影响及其影响渠道。二、文献综述国际上对于产业转移以及区域经济发展的研究颇丰，但尚未达成一致。Caves( 1974) 、Blomstrom an
10、d Wolff ( 1994)研究了国际间不同行业转移对生产率的影响，大多数行业的跨国公司投资运营存在技术溢出效应，促进本行业生产率的提高。而Haddad and Harrison ( 1993)利用摩洛哥制造业部门企业的横截面数据分析，发现更高水平的国际产业转移，并未给国内企业带来生产率的增长和正向的技术溢出效应。Aitken ( 1999)对委内瑞拉工厂的面板数据进行分析，同样发现国际产业转移对承接地企业的生产率有负面影响。国内学者关注我国产业转移政策的实施效应。王先庆 ( 2002)指出产业转移不仅会使转出地自身的结构优化和内部空间联系有机化，而且会优化承接地的产业结构 ，强化转出地与承
11、接地之间的外部联系，最终达到 “双赢” 。宋哲 ( 2013)认为产业转移对于承接地来说带来的积极影响包括可以吸收先进的技术，增加地方投资需求，增加区域就业，促进人力资本的增长，加速承接地的工业化进程。苗文龙和万杰 ( 2005)发现工业园区的建立拉动地方投资，珠三角地区人均资本存量投资对经济影响高于长三角、京津冀及全国平均水平。刘秀娟 ( 2015)指出产业结构调整过程中扩地区劳动力流动是中国整体经济效率提高的重要源泉。杜伟、杨志江、夏国平 ( 2014)发现产业结构合理化对地区经济的发展具有推动作用。郭佩颖( 2013)发现工业化阶段的产业结构变动促进地区经济的增长。一些文献也认为产业转移
12、抑制承接地经济的发展。魏后凯 ( 2003)从竞争力的视角指出，产业转移对转出地一般会降低转移产业的竞争力，对承接地通常会提高转移产业的竞争力，增加就业机会和产业配套能力，形成集聚经济效应，拉大区域间经济发展差距。刘瑞明 ( 2015)指出西部大开发战略无法显著提高西部地区的经济增长，过程中存在 “政策陷阱” 。由此可见，国际上对于国家层面工业化水平、产业转移以及区域间经济发展差异三者的研究颇为丰富，其研究方法主要集中在传统单差法分析。国内研究关注省级或市级产业转移的影响，同时由于较难寻找到合适的试验方法，研究大多采用传统的 OLS 法进行政策评价。然而传统政策评估方法存在偏差。一方面，即使没
13、有产业转移政策的实施，产业承接地同样会在其他因素的推动下取得经济增长。另一方面，区域经济增长将会产生外溢效应，对其周边地区产生带动作用。区域内部不可识别的个体因素，以及随着时间推移与区域经济发展程度的不断提高，使得传统估计方法无法准确识别出政策对于产业承接地的净影响。301黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗为了准确评估产业转移政策与区域间经济发展差异之间的关系，本文收集并完全匹配了 2002 2014 年广东省粤西、粤北以及粤东的县级市经济数据，计算出泰尔指数，并以泰尔指数为因变量，在控制区域内部其他增长因素后，回归分析产业转移政策对于区域间经济发展差异的影响。最后，在控制时间效应
14、与其他变量的情况下，采用模糊断点回归分析净政策效应，消除实证分析中的加总偏误及样本选择偏误，对国内研究做一个有益的补充。三、模型构建与数据描述( 一)模型设定为了识别产业转移政策的净影响，我们需要剔除与政策无关的拉动地区经济增长的其他因素的作用。区域经济增长也会产生外溢效应，对其周边地区产生带动作用。地区内部存在不可识别的个体因素，如区域禀赋、文化传统等，这些因素随着时间与区域经济发展程度变化，使得传统估计方法无法准确识别出政策对于产业承接地的净影响。此外，政策的实施具有过程性，随着时间推移区域受到政策影响的概率必然会增加。于是，本文在拟随机试验的框架下，采用工具变量法，运用模糊断点回归方法估
15、计政策影响，有效评估产业转移政策对于区域间经济发展差异的影响。借鉴 Fleisher et al ( 2010)的研究，本文基本模型采用以下形式。Y = r0+ r1tre + r2lnfhr + r3lnfgr + r4lnfar + r5lnind + + + ( 1)Y = r0+ r1tre + r2lnfhr + r3lnfgr + r4lnfar + r5lnind + ( b2lnfhr + b3lnfgr+ b4lnfar + b5lnind) tre + + + ( 2)下面依次对变量进行说明:( 1)Y 为被解释变量，本文选取了实际人均 GDP 的对数值 lnpgdp、劳均
16、 GDP的对数值 lnlpgdp、泰尔指数 theil、城镇职工平均工资的对数值 lnwage 等四个指标衡量产业转移政策对地区经济发展的作用，泰尔指数取值范围为 ( 0，1) ，取值越接近 1 区域间差距越大。( 2)fhr 为人力资本，使用区域内当年中学生占总人口的比重，乘于 100。( 3)fgr 为政府规模，采用政府支出占当年 GDP 比重乘于 100 所得。( 4)far 为人均资本存量，采用 2002 2013 年社会固定资本投资除以总人口，乘于 100。( 5)ind 为工业化水平，使用 2002 2013 年度该地区第二产业增加值与区域GDP 的比值乘于 100。( 6) 代表
17、时间固定效应， 表示个体固定效应。( 7)tre 为虚拟变量，代表政策是否实施。产业转移政策实施前 tre =0，之后 tre=1。这样我们可以构建以下双向固定效应计量模型，检验产业转移政策实施对地区经济增长和地区发展差距的效应。本文选定 2006 年作为界定产业转移政策实施的标准，年份大于 2006 年时 tre =1，年份小于等于 2005 时 tre =0。401黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗对于上述模型，系数 r1的估计值是我们关心的重点，它度量了产业转移政策实施对经济发展的作用。若被解释变量是实际人均 GDP、劳均 GDP 和城镇职工平均工资，理论预期 r1系数为正，
18、表明产业转移政策促进了当地经济发展和收入水平的上升。若我们选择 theil 作为被解释变量，理论预期 r1系数为负，表明产业转移政策缩小了区域间经济发展差距。r1至 r5分别衡量产业转移政策对经济发展的影响渠道。同时，为了避免异方差性，本文所有变量都以自然对数的形式进行计量分析。2005年 12 月首个省级产业园区确认以来，5 年间陆续建立 34 个产业转移园区，园区工业增加值对当地地区生产总值贡献度不断提高。我们不可忽视园区经济积极的外部性，资本、劳动力要素在县域之间流动，技术外溢作用下，产业转移政策同样会作用非产业转移承接地发展水平。尽管同为省级产业转移园区，不同地区劳动人均资本、地方投资
19、规模、经济水平等因素不尽相同，园区工业生产呈现差异化的特征。产业转移政策的实行仅仅使得产业承接地经济结构变化存在可能性，在政策实施或者产业园区建设的时间点产生一个外生的跳跃，但不一定是完全从 0 到 1 的变化。为了解决这个问题，我们引入模糊断点回归的方法。( 二)断点回归断点回归法由 Thistlethwaite and Campbell ( 1960)最早提出，现广泛用于统计学、生物统计学和经济学等领域的影响评价和因果关系研究。其基本思想是:结果变量会受到某种处理 ( treatment)的影响，而个体是否受到处理的影响则取决于某个连续变量 ( 称为运行变量)的取值。运行变量取临界值时，结
20、果变量的分布会出现间断点，就说明存在处理效应。断点回归方法可以分为明显断点回归 ( sharp re-gression discontinuity design，SD)和模糊断点回归 ( fuzzy regression discontinuity，FD) 。根据上文所述，我们使用模糊断点回归 ( FD)进行分析。模糊断点回归允许个体被分配到实验组的概率在门限值附近存在一个小的跳跃。即有:limDD0E( P | D) limDD0E( P | D)= G1( xi) G0( xi) 0( 3)函数 G1( xi)与 G0( xi)可以为任何函数，假设 G1( xi) G0( xi)，即满足单
21、调性假设。也就是说，当 x1x0时，个体会进入处理组的概率增加。E D | xi = P Di= 1 | xi = G0( x0)+ G1( x0) G0( x0) Ti( 4)采用 P 阶多项式描述函数 G0( xi)与 G1( xi)，于是有:E Di| xi = THx( P)+ THx( P) T( 5)其中 Hx( P)为向量 x 的 P 阶多项式，T 为处理效应。我们采用工具变量法的思想对 T 进行估计，采取两阶段最小二乘法 ( 2SLS)得到处理效应。本文采用模糊断点回归法估计政策效应，正是因为它能排除时间等其他影响因素的干扰，可靠地推断产业转移政策对承接地产业结构的影响。( 三
22、)数据描述国家统计局的 中国区域经济统计年鉴 、中国城市统计年鉴含有我国各县级市、市辖区生产总值、分产业地区生产总值、年末人口数、全社会固定资产投资、501黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗地方财政收支、城镇单位在岗职工人数和乡村从业人员等信息，CEIC 经济数据库中含有县级市普通中学在校生人数信息。本文从上述数据库中获得 2002 2013 年广东省 88 个地区的样本，分析产业转移对县级单位经济的影响。因变量泰尔指数是由 Theil ( 1967)研究国家之间收入差距时首先提出来的，其值越接近 0，说明分配越接近平等。用泰尔指数来衡量不平等程度的一个优点是它可以测度总体差距，弥
23、补了现有研究中以单一地区生产总值作为衡量指标的缺陷。泰尔指数的公式为:theil =iGDPitTGDPitln(PGDPitTGDPit)( 6)其中， GDPit为 i 区域 t 时期的 GDP， TGDPit为 i 区域 t 时期的 GDP 总和。变量描述性统计见表 1。表 1:描述性统计变量名称观测值均值标准差最小值最大值Theil10473820805566392301gdp10500022002004390099far1050152133220121lngdp10501336087910761627pgdp1050594186663467ind1050158120190063fem
24、p10503820127343413fgr1050135131218031四、实证结果( 一)基础回归表 2 报告了 ( 1)式估计结果。从 ( 1)列中，我们发现 tre 变量系数值为负，说明产业转移政策实施对于缩小产业转出地与承接地所在地区的发展差异、缩小全省地区发展差异存在影响。同时，政府规模、人力资本积累变量、人均资本存量均为负数，并不显著。为了更全面衡量产业转移政策对于产业承接地的影响，本文同时对样本地区人均实际 GDP、劳均实际 GDP、城镇职工平均工资进行回归分析，得到 ( 2)( 3)( 4)列结果。结果表明，产业转移政策的实施有助于促进广东省偏远地区的经济发展。具体而言，产业
25、转移政策的实施对劳均实际 GDP、人均实际GDP、城镇职工平均工资具有显著的促进作用。同时我们加入固定时间和个体效应，tre 的系数值依次为 1 112、0 344、0 730，意味着产业转移政策的实施导致当地人均实际 GDP 每一年增加 111 2%，劳均实际 GDP 增加 34 4%，城镇职工工资增加73 0%。601黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗表 2:产业政策与区域发展差距的影响被解释变量解释变量( 1)( 2)( 3)( 4)theillnpgdplnlpgdplnwagetre0 00487( 0 00364)1112 ( 00660)0344 ( 00741)07
26、30 ( 0290)lnfhr0 00190( 0 00121)00157 ( 000451)0121( 00828)00748 ( 00303)lnfgr0 000456( 0 000695)00150*( 000835)00191( 00190)0000276( 00355)lnfar0 00273( 0 00204)00567 ( 00262)00410( 00331)0120( 0123)lnind0 000550( 0 00423)0328 ( 00519)0350 ( 00613)0381( 0281)Constant0 0237( 0 0186)7081 ( 0353)8001
27、( 0444)5815 ( 1522)Fixed effectyesyesyesyesObservations1， 0451， 045740848 squared0 068089707550184Number of id88887088注:我们运用面板双固定效应得到的估计结果。 、 、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平上显著，括号内为参数估计值标准差。( 二)影响渠道检验进一步我们依据 ( 2)式进行回归，得到表 3 估计结果。 ( 1)列结果表明，产业转移政策的实施可以有效缩小产业转出地与落后地区的经济发展差距。产业转移政策实施变量与人力资本的交互项的系数在 10% 的置信水平下显
28、著为负，说明产业转移政策间接通过提高地区人力资本水平显著减少地区发展不平衡的程度。 ( 2)( 3)( 4)列被解释变量为人均实际 GDP、劳均实际 GDP、城镇职工平均工资，结果表明产业政策促进经济水平发展，同时产业转移政策与人力资本积累、政府规模、以及人均资本存量显著为正。这与现有研究的结论一致，产业转移政策的实施可以显著提高产业承接地的人力资本、投资以及追加政府支出促进当地经济发展。( 三)稳健性检验不同地区其政策影响受到自身个体因素 ( 如地理环境等)影响，以及政策的外部性以及滞后性和产业园建设多批次等因素的影响，使得在 OLS 回归中，政策效应不可避免地被低估或者高估。产业转移政策对
29、地方经济的影响概率随着政策实施不断提高，不一定是完全从 0 到 1 的变化。为了避免政策的时滞性与外部性带来的影响，准确识别政策对于缩小地区发展差异的影响，我们采用虚拟变量 tre ( 大于等于2006 =1)作为 2005 年后是否存在政策影响 ( ye4)的工具变量，同时对距离 2005年的时间差的多项式 ( 用 K 表示)进行模拟回归。估计结果报告在表 4 中。701黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗表 3:产业政策的影响渠道检验被解释变量解释变量( 1)( 2)( 3)( 4)theillnpgdplnlpgdplnwagetre0 0214( 0 0219)0129( 0
30、311)0129( 0493)1850( 1462)lnfhr0 00108( 0 00352)0147*( 00767)00763( 0129)0130( 0204)lnfgr0 00390( 0 00277)00548*( 00282)0183*( 0103)0172 ( 00569)lnfar0 00254( 0 00185)00320( 00276)000868( 00405)0203( 0134)lnind0 00399( 0 00344)0393 ( 00692)0213 ( 00898)00986( 0389)tre lnfhr0 00143*( 0 000803)00122 (
31、 000433)00863( 0116)00761 ( 00302)tre lnfgr0 00382( 0 00307)00426( 00264)0160*( 00949)0188 ( 00559)tre lnfar0 000548( 0 00210)0125 ( 00256)00586( 00390)0216*( 0109)tre lnind0 00126( 0 00464)00430( 00599)00862( 00623)0106( 0307)Fixed effectyesyesyesyesConstant0 0233( 0 0266)7452 ( 0422)8470 ( 0593)75
32、53 ( 1748)Observations1， 0451， 045740848 squared0 090091007660199Number of id88887088注:我们运用面板双固定效应得到的估计结果。 、 、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平上显著，括号内为参数估计值标准差。回归结果的 F 值大于 10，K P LM 统计量的 P 值趋近于 0，强烈拒绝不可识别的原假设，表明模型的回归结果是有效的。回归结果表明，ye4 显著为负，表明产业转移政策显著地缩小了地区发展差异。同时，在缩小地区发展差异方面，政府规模、人均资本存量等都显著地减少地区发展差异。另外，在促进地区经济增
33、长方面，工具变量的系数显著为正，证明即使考虑政策的滞后性与外部性以及一系列不可观察的因素后，产业转移政策对于地区经济增长仍然具有显著的正向影响。回归结果表明政策的实施将会降低地区发展不平衡指数 10 1%使得人均实际 GDP 增加 3 59%。泰尔系数的模拟曲线如图 1 所示，泰尔系数在 2006 年处出现明显的转折，区域发展差距开始下降，说明产业转移政策对缩小地区发展差异、实现地区均衡发展具有显著的影响。801黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗表 4:产业政策与区域发展差距的影响:模糊断点回归被解释变量解释变量( 1)( 2)( 3)( 4)lntheillnpgdplnlpgd
34、plnwageye40 101*( 0 0453)00359( 00450)00359( 00501)0241 ( 0114)lnfhr0 000615( 0 0145)00359 ( 000634)0226 ( 00732)00262( 00161)lnfgr0 247 ( 0 0166)0180 ( 000802)0112 ( 00110)00342( 00215)lnfar0 481 ( 0 0303)0471 ( 00150)0273 ( 00207)0141 ( 00439)lnind0 0720( 0 0719)0240 ( 00407)0365 ( 00445)00545( 01
35、16)K0 0675 ( 0 0110)00277 ( 000544)00135*( 000715)00725 ( 00153)K20 00698 ( 0 00207)000960 ( 000115)000940 ( 000167)000812 ( 000373)Constant0 508( 0 338)1791 ( 0168)4394 ( 0287)3936 ( 0479)Observations9121， 045740848 squared0 368083506510169注:年份作为工具变量，运用最小二乘法 ( 2SLS)估计处理效应。K、K2分别表示距离 2006 的时间差的一、二、三
36、、四次方项。 、 、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平上显著，括号内为参数估计值标准差。( 四)分区域影响检验广东省欠发达地区主要集中于粤西、粤东以及粤北地区。为了更加准确地评估政策效应，本文将样本分为粤西地区 ( 湛江、阳江、茂名 3 市以及肇庆与江门部分县级市) 、粤东地区 ( 汕头、汕尾、揭阳、潮州 4 市以及惠州部分县级单位) 、粤北901黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗表 5:产业政策的影响渠道检验被解释变量 Theil解释变量( 1)( 2)( 3)( 4)珠三角粤东粤西粤北lnfhrp0 00717( 0 0129)905e 05( 0000619)000
37、0111( 0000589)000143*( 0000678)lnfgr0 00698( 0 00435)0000406( 0000247)0000227( 0000370)0000502 ( 0000176)lnfar0 0220 ( 0 01000)0000459*( 0000254)0000294( 0000299)0000186( 0000161)lnind0 0105( 0 0138)0000695( 0000637)000183( 000112)0000187( 0000458)tre lnfhr0 00383( 0 00231)0000166 ( 284e 05)0000359
38、( 0000160)0000290( 0000220)tre lnfgr0 00708( 0 00482)0000475*( 0000255)0000312( 0000289)0000463 ( 0000151)tre lnfar0 000516( 0 00835)0000279( 0000169)0000297 ( 0000111)0000714*( 0000360)tre lnind0 00260( 0 0110)0000207( 0000700)0000327( 0000390)158e 05( 0000390)Constant0 267( 0 160)000850 ( 000303)0
39、0159 ( 000618)000268( 000190)Fixed effectyesyesyesyesObservations286332238189 squared0 242022001580323Number of id24282016注:我们运用面板双固定效应得到的估计结果。 、 、*分别表示在 1%、5%、10%的显著性水平上显著，括号内为参数估计值标准差。地区 ( 梅州、清远、河源、云浮以及韶关 5 市)和珠三角地区 ( 其余地区)分别进行回归分析。产业转移政策通过政府规模、人均资本、人力资本、工业化水平影响经济发展水平，于是我们在估计中加入交互项。考虑到样本容量减少，将运用双重
40、固定效应进行回归分析。回归结果如表 5 所示。产业转移政策通过影响地区人均资本存量、人力资本、政府规模、工业化水平缩小经济发展差距，说明产业转移政策可以较好促进产业接受地经济发展。同时，产业转移政策对于不同地区的影响存在较大差异。粤西地区人力资本、人均资本存量对政策实施最敏感，产业转移的实施可以使其泰尔指数分别降低 0 000359% 、0 000297%。粤北山区政府规模对政策实施敏感，产业转移的实施可以使其泰尔指数降低 0 000463%。粤东地区、珠三角地区受影响最小。这一定程度上说明，不同区域的禀赋、工业基础以及文化等一系列不可观测的个体因素对产业转移政策的政011黄新飞，杨丹:产业转
41、移促进区域经济协调发展了吗策效应产生显著的影响，表明本文采用拟随机试验的合理性。五、小结本文主要结论如下:第一，在 2006 年产业转移政策实施以后，广东省区域经济发展不平衡的情况有所改善，表明产业转移政策对广东省内经济发展差距的影响起着正向作用。产业转移政策实施后地区人均实际 GDP 增加 111 2%，劳均实际 GDP增加 34 4%，城镇职工工资增加 73 0%。控制了产业承接地的人力资本、政府规模、人均资本存量、工业化水平等控制变量之后，广东产业转移政策依然存在显著的政策效应，并有效地促进承接地经济发展，缩小地区间发展差异。第二，随着区域不同，政策所产生的影响也有所不同。但是总体而言，
42、产业转移政策仍然有效地促进当地经济发展，缩小产业承接地与转出地的经济发展差距。具体而言，粤西地区人力资本、人均资本存量对政策实施最敏感，产业转移的实施可以使其泰尔指数分别降低 0 000359%、0 000297%。粤北山区政府规模对政策实施敏感，产业转移的实施可以使其泰尔指数降低 0 000463%。粤东地区、珠三角地区受影响最小。第三，地区人均资本存量、人力资本、政府规模、工业化水平等渠道变量系数显著，表明产业转移政策实施通过提高人力资本、增加投资规模、扩大政府规模、提高工业化水平缩小经济发展差距，人力资本对区域间经济发展差距影响较大。第四，在考虑到政策的外部性以及产业承接地自身其他不可识
43、别的因素后，产业转移政策对于缩小区域间经济发展差距仍然存在显著影响。综上所述，我们提出以下政策建议。第一，充分发挥政府的规划作用，促进产业转入地与承接地的政府间合作。第二，完善地区间要素流动，扩大产业转移园的外部性，促进周边经济发展。因此，在承接产业转移时，承接地政府应首先考虑承接对经济起较强带动作用的产业，以更好促进区域内部经济发展。第三，扩大劳动就业渠道，充分发挥地区产业转移园的劳动吸收作用，通过提高区域劳动参与率从而带动区域经济发展缩小地区间差距。同时，完善农民就业渠道，促进城乡劳动力流动，充分发挥劳动参与率对经济增长的正面作用。( 黄新飞电子邮箱:huangxf3 mail sysu
44、edu cn)注释: 2012 年 12 月， 撤销清新县， 设立清远市清新区， 以原清新县的行政区域为清新区的行政区域; 2012 年 12 月经国务院批准设立揭阳市揭东区; 2013 年 8 月， 国务院批准撤销潮安县， 设立潮州市潮安区; 所以 2013 年样本中缺少清新区、 揭阳市、 潮安县三个样本值。参考文献:杜伟， 杨志江， 夏国平 2014 人力资本推动经济增长的作用机制研究J 中国软科学郭佩颖 2013 产业结构变动与经济增长的收敛性D 吉林大学刘瑞明， 赵仁杰 2015 西部大开发: 增长驱动还是政策陷阱基于 PSM DID 方法的研究J 中国工业经济刘秀娟 2015 长三角
45、城市群固定资产投资对经济增长的拉动分析D 首都经济贸易大学111黄新飞，杨丹:产业转移促进区域经济协调发展了吗苗文龙， 万杰 2005 经济运行中的技术进步与选择基于中国技术发展路径与经济增长、 就业关系的实证分析J 经济评论孙群燕， 李婉丹 2011 广东省区际产业转移效应分析J 南方经济宋哲2013 我国产业转移的动因与效应分析D 武汉大学魏后凯 2003 产业转移的发展趋势及其对竞争力的影响J 福建论坛( 经济社会版) 吴要武 2014 产业转移的潜在收益估算一个劳动力成本视角J 经济学( 季刊) Aitken， Brian and Harrison， Ann E 1999 Does D
46、omestic Firms Benefit from Direct Foreign Investment?Evidence fromVenezula J American Economic eview 89: 605618Bernard， A， edding， J and Schott K ， 2005 Products and ProductivityW CEP Discussion Papers 5126Blomstrom M and E Wolff1994 Multinational Corporations and Productivity Convergence in Mexico
47、M Oxford UniversityPressBlomstrom， M1989 Foreign Investment and Spillovers: A Study of Technology Transfer to Mexico M London: outledgeCaves， E， 1974 Multinational Firms， Competition and Productivity in Host Country MarketsJ Economica41: 176193Fleisher， M， Li H and Zhao M 2010 Human Capital， Economi
48、c Growth， and egional Inequality in ChinaJ Journal ofDevelopment Economics 92: 215231Hanson， G2001 Should Countries Promote Foreign Direct Investment G24 Discussion Paper Series， Centre for InvestmentDevelopment， Harvard UniversityHaddad M， and Harrison A， 1993 Are There Positive Spillovers from Dir
49、ect Foreign Investment? : Evidence from Panel Datafor Morocco J Journal of Development Economy， 42: 5174Thistlethwaite， L and Campbell T1960 egressionDiscontinuity Analysis: An Alternative to the Ex Post Facto ExperimentJ Journal of Educational Psychology， 51: 30917Dose Industrial Transfer Policy Co
50、ntribute to the Convergence between egions:An Analysis Based on the egression Discontinuity of County Data from GuangdongHUANG Xinfei，YANG Dan( Sun Yat sen University，Guangzhou 510275，China)Abstract: Industrial transfer policy is one of the most important measures to promote the regionaleconomic dev
