政府主导型产业转移与城市资源错配
——基于国家级承接产业转移示范区的实证研究

张 晖， 吴伟豪， 樊 燕

（海南大学 国际商学院，海南 海口 570228）

一、引 言

党的二十大报告指出，“推动西部大开发形成新格局，推动东北全面振兴取得新突破，促进中部地区加快崛起，鼓励东部地区加快推进现代化”。支持中西部地区承接东部地区产业转移是我国推动产业结构升级、重塑区域经济地理格局的重大战略举措。在产业转移的过程中，政府会采取多种措施，直接或间接地引导，以配合产业转移的实施[1]。为了助力中西部承接东部沿海地区的产业转移，打造区域增长极，国家先后批复设立了10个国家级承接产业转移示范区（下文简称为“产业转移示范区”）。产业转移示范区作为国家层面的产业政策，在享受一定国家政策倾斜的同时，各地方也出台相应的优惠政策进行配套，以吸引产业和要素资源由东部向中西部转移。由政府主导的产业转移示范区在一定程度上能推动后发地区的经济起飞。然而，“有形之手”在一定程度上可以主导产业或资源要素的转移，但无法有效地解决二者之间的耦合[2]。当东部地区的产业大量涌入中西部地区时，中西部地区的资源要素配置状况可能无法与之进行匹配，这会对中西部的产业转移示范区带来巨大的挑战。于是，探究产业转移示范区的设立对城市资源配置的影响，成为一个值得关注的问题。

从现有的文献来看，已有学者关注到了中国经济发展过程中存在着资源错配的现象，并就资源错配程度的成因、度量以及对经济发展带来的影响进行了较为深入的研究与探讨[3-6]。关于造成资源错配的原因，一些学者认为，产品市场补贴[7-8]、增值税税率的差异[9]、金融摩擦的存在[10]、区域划分导致的市场分割[11]、户籍制度的限制[12]、行政垄断下的所有制歧视[13-14]和城市等级[15]等因素，会造成资源错配。以上文献对中国资源错配影响的研究主要集中在市场机制与政府两个方面，而与本文直接相关的一支文献是产业转移对资源错配的影响。谢呈阳等[2]基于江苏省传统企业调查数据的研究，发现产业转移会造成地区的资源错配。David 等[16]认为，地区的产业转型与产业转移受制于原有成本与技术结构以及地区转移壁垒等因素，会导致地区产业资源错配。张龙鹏和汤志伟[17]研究发现，产业政策拉大了行业内企业间的生产率离散程度，导致了资源错配。钱学锋等[18]通过模型分析，发现上游国有企业为多寡头，而下游民营企业为垄断竞争的“垂直结构”模式，这使得下游民营企业存在进入不足的倾向，从而导致了资源错配。综上所述，本文认为产业转移示范区作为国家实施产业转移的重要政策，可能会对城市的资源配置产生重要影响。

关于产业转移示范区的研究，目前学术界对产业转移示范区的经济效应的研究主要聚焦于地区收入差距[19]、能源环境[20-21]、城市全要素生产率[22]、产业结构调整[23]、土地资源配置[24]等方面。既有研究发现，设立产业转移示范区对工业用地要素市场化配置具有显著的抑制作用[24]。也有文献发现，中西部地区建立国家级承接产业转移示范区并没有提高地区的全要素生产率，甚至出现了显著下降[22]。还有文献发现，产业转移示范区有利于降低能耗，提高全要素能源效率[21]。可见，目前关于承接产业转移示范区的评估结果既有正效应也有负效应，但土地配置效率和能源效率未能全面地反映产业转移示范区对资源配置的影响。通过对现有文献进行梳理，本文发现以往文献缺乏设立产业转移示范区对城市资源配置的政策效应研究。因此，本文评估建立产业转移示范区对城市资源配置的政策效应，有助于推进示范区的进一步优化发展，也有利于促进区域协调发展，推动经济高质量发展。

本文的创新之处有以下几个方面：第一，已有的相关研究分析了产业转移示范区对土地、能源、生产率等要素的影响，但缺乏对资源配置的影响效应分析。本文研究有利于丰富和拓展产业转移示范区对要素资源的影响研究。第二，已有的文献大多利用企业层面和省级层面的数据计算资源错配程度，利用城市层面的数据测算资源错配程度的文献相对不足。本文研究有利于丰富城市层面资源配置效率的文献。第三，由于缺乏合适的工具变量，现有研究在使用双重差分法评估产业转移示范区政策效应时，对内生性问题的解决显得不足，也没有考虑多期DID 的估计偏误问题。本文使用异方差工具变量和Bacon分解对这些问题进行了完善，有利于提高产业转移示范区政策效应的稳健性和可信度。第四，已有的研究仅将产业转移示范区视为产业转移的一项外生冲击，对其政策工具属性考虑不足。本文从政府行为角度，分析了政府竞争和政府能力影响下产业转移示范区对城市资源配置的作用效应差异，有利于在促进产业转移过程中推动有效市场和有为政府更好地结合。

二、理论假说

进入新时期，我国东部沿海地区产业发展压力愈加明显，其传统产业比较优势日益减退，而中西部地区具有资源丰富、成本低等特点，具备承接东部产业转移的条件。在这种形势之下，东部沿海的传统产业纷纷向中西部地区转移，并得到我国中央政府和地方政府的积极推动。在中西部地区财政资源要素紧张的情况下，产业转移示范区作为重要的政策工具，既能够推动东部地区产业向中西部转移，促使资金、技术和人才等要素的跨区域流动，也能够推动中西部地区招商引资、弥补经济发展差距。然而，在“晋升锦标赛”的激励下[25]，为了吸引并承接东部地区的产业转移，以促进当地经济发展，中西部地区的地方政府开展了激烈的竞争，竞相改善交通基础设施，加大对资源要素配置的干预，出台税收优惠政策，吸引产业转移。这抑制了市场在资源配置中的正常运作，使市场价格未能真实地反映资源要素的实际价值，增大了城市资源错配的风险。同时，对于产业园区配套设施的建设，短期内集中建设和大规模投入难以产生立竿见影的效果，当资源要素投入与产出无法形成耦合时，则会对城市的资源配置造成影响。因此，产业转移示范区的设立会影响要素市场的竞争性，制约要素市场发育。而且，大规模的产业配套设施建设，容易造成资源闲置，政府对市场的干预也容易扭曲市场资源要素的配置机制、扰乱资源要素的市场秩序，从而让资源要素市场化配置的进程受阻。基于以上分析，本文提出研究假说H1：

H1：产业转移示范区可能加剧了城市的资源错配程度。

由于东部地区可转移产业资源总量相对有限，并且在地方利益和政府考核机制的驱动下，中西部地区的地方政府为承接产业转移而展开激烈的竞争。同时，地方政府可能会依赖于固定资产投资和资源的利用开发，在相关优惠政策的落实时，更加偏重短期经济增长，从而忽略了资源配置效率和市场环境的建设。因此，地方政府竞争压力可能会强化产业转移示范区对城市资源配置产生影响。作为政策实施的主体，地方政府的财政实力是产业转移示范区有效实施的有力保障。政府能力强的地方，能够更好地改善交通基础设施，提高产业承载能力。与此同时，地方政府还能加大对科、教、文、卫的建设力度，简政放权，努力提高政府服务水平，为承接产业转移打造良好的市场环境。因而，地方政府的能力可能会弱化产业转移示范区对城市资源配置产生影响。据此，本文提出研究假说H2：

H2：政府竞争压力可能会强化产业转移示范区对城市资源错配的加剧作用，而政府能力可能有助于减弱产业转移示范区对城市资源错配的加剧作用。

三、变量测算与模型假定

（一）变量测算

1.资源错配的测算

Hsien 和Klenow[3]开创性地采用行业生产率离散程度来衡量行业资源错配。本文借鉴其建模思路，参照邓楚雄等[26]的做法，利用城市层面数据测算出城市的资源错配程度。具体的方法如下：

假设城市的生产函数为柯布-道格拉斯函数形式，可以写成：

其中，Ys,i表示省份s城市i的产出水平，As,i为省份s城市i的全要素生产率，Ls,i和Ks,i分别表示省份s城市i生产时所使用的劳动和资本的数量，αLi和αKi分别表示城市i关于劳动和资本的弹性系数，劳动和资本的弹性系数之和为1，即规模报酬不变。

城市i的工业最大利润函数为：

其中，τLs,i和τKs,i代表城市i所面临的劳动和资本市场的扭曲，ω和r表示城市的单位劳动和资本收益。在完全没有市场摩擦和扭曲的城市经济体中，τLs,i和τKs,i的绝对值水平越高，资源错配越严重。

当不存在扭曲时，城市最优的全要素生产率(TFP*S)为：

而城市的实际生产率为：

用最优的资源配置效率Af*= 1减去实际的资源配置效率（Af）便可得到资源错配所导致的城市TFP损失（Mis）。Mis越大，意味着城市面临的扭曲程度越大，城市的资源要素配置的效率就越低。

2.参数设定与变量选取

根据上述分析，要测算城市的资源错配程度，需要对以下参数进行设定：劳动和资本的弹性系数αLi和αKi，替代弹性σ，劳动和资本的使用成本r和ω。

关于投入要素的产出弹性，本文参照Brand 等[13]与陈诗一和陈登科[27]的做法，分别将αLi和αKi设定为0.3和0.7。对于替代弹性σ，本文参考HK模型的设定，本文将σ设定为3。

关于要素的使用成本，参照Hsien 和 Klenow[3]的做法，设定资本投入价格r为10%，由5%的实际利率和5%的折旧率构成。对劳动力价格ω的设定，本文参照邓楚雄等[26]的做法，采用就业人员平均工资（万元）来表示。

本文采用城市规模以上工业总产值（万元）来表示城市的产出变量；用城市在岗职工平均人数（万人）表示城市工业劳动投入；采用城市固定资本存量来表示城市工业的资本投入。由于缺乏城市固定资本存量的数据，需要用永续盘存法进行估算。此外，为消除通胀因素对结果的影响，本文采用工业品出厂价格总指数和居民消费价格指数对规模以上工业总产值和城市制造业就业人员平均工资进行价格平减。价格指数来源于《中国价格统计年鉴》，以上各个测算变量均来源于《中国城市统计年鉴》。

（二）模型假定

1.模型设定

这种模式下，学校通过与经营公司签订相应的出租出借协议收取资源占用费，同时通过股权投资关系收取投资收益，综合两种方式来统筹考虑学校的投资回报。学校的收益主要来源于两方面：一方面通过出让酒店的资产的使用权，按一定标准收取酒店资产的资源占用费；另一方面通过学校与公司之间的股权投资关系，获得公司的投资分红收益。

截至2016 年，全国在中西部地区的29 个城市设立了产业转移示范区。因此，本文根据各城市建立产业转移示范区的年份作为产业转移示范区的冲击变量，构建双重差分模型，来检验实施该政策对城市资源配置的政策效应。建立的计量模型如下：

式（6）中，Misi,t表示城市i第t年的资源错配程度；TRANSi,t为0-1虚拟变量，某一城市在t年设立或已经设立了示范区时取值为1，否则为0；controlj,i,t为控制变量，γt为时间固定效应，μi为城市固定效应，εi,t为随机扰动项。

借鉴已有文献，本文设定的控制变量具体如下：（1）地区发展水平（lnGdp），采用城市GDP 取对数来表示，同时GDP 利用居民消费价格指数进行平滑，以消除通胀因素对结果的影响；（2）工业化发展程度（Industry），选用规模以上工业总产值占GDP 的比重来表示；（3）政府能力（Gov），采用政府一般预算内支出占GDP 的比重来表示；（4）贸易开放程度（Trade），采取城市进出口贸易总额占GDP 的比重来表示，进出口贸易总额利用当年的平均汇率化为人民币单位；（5）二氧化硫排放量（Pollute），用单位工业总产值的工业二氧化硫排放量表示；（6）基础设施建设（Fi），采用城市的公路里程数与城市的行政区划面积的比值来表示；（7）外商直接投资（Fdi），采用规模以上外商企业产值占规模以上工业企业总产值的比重来衡量；（8）服务业发展水平（Service），采用第三产业占GDP的比重表示；（9）融资环境（Finance），使用年末金融机构各项贷款余额加上年末金融机构各项存款余额占GDP 的比重来表示；（10）市场化程度（Market），采用该城市的城镇私营与个体从业人员之和与该城市年末总就业人数的比值来表示。

2.数据来源与说明

本文的样本期为2007—2016 年，由于计算城市资源错配的基础数据在2016 年以后没有进行统计，基于数据的限制，本文的样本期截至2016年。而产业转移示范区的设立主要是在中西部城市，若把东部地区加入到样本中进行回归，会增加不可观测因素的干扰，故将东部沿海省份的地级以上城市剔除。与此同时，排除了地理上距离设立产业转移示范区较远的省份，包括：黑龙江、辽宁、吉林、新疆、西藏。此外，本文还剔除直辖市重庆、发生行政区划调整的巢湖市、非地级市城市的仙桃市、潜江市、天门市以及数据缺失严重的城市。最终进入样本的处理组与控制组的地级以上城市共有160个，其中进入样本的示范区城市有28个，其余城市皆为控制组。各个控制变量数据均来自于《中国城市统计年鉴》。描述性统计见表1。

表1 描述性统计

四、实证分析

（一）基准回归结果

为了检验产业转移示范区对城市资源配置效率的影响，本文对基准回归模型（6）进行回归分析，回归结果如表2所示。在表2列（1）中，只加入了产业转移示范区的双重差分项TRANS。回归结果显示，双重差分项在1%的水平下显著为正。列（2）-（4）逐步加入控制变量和控制城市与时间固定效应后，TRANS系数依然显著为正。上述的回归结果表明了，产业转移示范区的设立显著地加剧了城市的资源错配程度。列（5）是把基准回归聚类到省份层面情况下的回归结果，可以看出TRANS的显著性有所降低，但基本结论依然不变。

表2 基准回归

（二）平行趋势假设

平行趋势假设成立是双重差分方法能够有效地识别因果关系的关键前提，本文采用以下估计模型进一步分析：

式（7）中，以产业转移示范区设立当年为基期，TRANSli,t为第l年倍差项虚拟变量，即若地级及以上的城市i建立产业转移示范区之前（后）的第l年取值为1，否则为0。式（7）还控制了城市固定效应和时间效应。其余控制变量与基准模型式（6）保持一致。从图1可以看出，在设立产业转移示范区之前，处理组和控制组之间差异不明显，因此平行趋势假设成立。

图1 平行趋势检验

（三）稳健性检验

1.安慰剂检验 本文利用随机分配处理组和对照组的方法来进行安慰剂检验，以检验估计结果是否受到遗漏变量的影响。为了提升该检验的有效性，本文将以上随机抽样过程进行了1000 次。根据图2可知，虚拟的产业转移示范区估计系数分布在0附近，且真实估计系数在分布的右端，说明示范区对城市资源配置并未产生影响，故现实中的示范区对城市资源错配的加剧作用是真实存在的。

图2 安慰剂检验

2.反事实检验 本文把产业转移示范区所在省份中的其他城市作为政策实施的虚拟处理组，以进一步评估该政策对城市资源错配的政策效应。从表3列（1）的回归结果显示，TRANS的估计系数为负且不显著，说明在虚假处理组中产业转移示范区的设立对城市资源错配并没有产生显著的影响。进一步地表明，城市的资源错配加剧是源自产业转移示范区的设立。

表3 稳健性检验

3.重新定义政策时间 考虑到政策的实施具有一定的时滞性，本文对实证检验部分的政策实施时间进行了重新定义，将产业转移示范区批复的次年作为政策实施时间，以进行稳健性检验。在表3列（2）的实证结果可以看出，TRANS的估计系数在10%水平上显著为正，表明产业转移示范区加剧了城市资源错配的结论是稳健的。

4.考虑干扰性政策 考虑到“一带一路”倡议、高铁开通、“低碳城市”试点、“智慧城市”试点与设立省级或国家级开发区等因素都会对城市的资源配置产生重要的影响。因此，本文把上述干扰性政策的虚拟变量加入到基准回归模型的控制变量里进行回归，来进一步考察产业转移示范区的设立对城市资源配置的政策效应。从表3列（3）的回归结果看出，双重差分项TRANS的回归系数依旧显著为正。回归结果表明，在考虑了干扰性政策因素的影响后，产业转移示范区的设立确实加剧了城市的资源错配程度。

5.改变控制组样本 本文参考宋弘等[28]的做法，分别剔除了没有设立产业转移示范区城市的省份与产业转移示范区非临近的城市。表3列（4）、（5）分别是剔除没有设立示范区城市的省份和剔除与示范区非临近城市的回归结果，从回归结果可以看出，产业转移示范区的设立对城市资源错配的加剧影响依然显著，说明未受到控制组地区选择的影响。

6.PSM-DID方法检验 本文使用PSM-DID检验以解决样本自选择问题和反事实框架的问题。本文以选取的控制变量作为协变量，使用半径匹配的方法进行匹配，并再次进行基准回归。从表3列（6）的回归结果可知，TRANS的估计系数显著为正，与基准回归的估计一致。这表明了，在进一步缓解了内生性问题后，产业转移示范区的设立对城市资源错配的加剧作用依然存在。

7.异方差构造工具变量 为了缓解由内生性问题导致的估计偏误，本文运用工具变量法进一步考察。由于产业转移示范区难以找到合适的工具变量，本文采用Lewbel[29]提出的利用异方差构造工具变量的识别方法排除可能存在的内生性问题。表3 列（7）回归结果显示，产业转移示范区的建立对城市资源错配程度的加剧作用在10%水平下仍然显著为正，本文的基本结论依然稳健。同时，本文还汇报了异方差的White 检验结果，检验结果拒绝了同方差的原假设，满足异方差性。过度识别检验结果也满足工具变量外生性，说明本文采用Lewbel IV方法构造工具变量克服内生性问题是有效的。

8.多期双重差分法估计结果的偏误问题 根据研究多时点DID 的理论文献，双向固定效应的框架下的多时点DID 估计量可能存在较大的偏误[30-32]。本文参照Goodman-Bacon[32]的做法，对本文的处理组和对照组进行Bacon分解。由结果可知，“Later T vs Earlier C”这一类影响估计结果的对照组所占权重仅为2.5%，所以这类对照组最终的TWFE 估计量的影响不大。对TWFE 估计量影响最大的还是处理组与从未处理的对照组，即“T vs Never treat”，这一类对照组的权重为92.7%。故可知，基准回归中双向固定效应的多期DID估计量偏误很小。

五、进一步讨论：异质性分析与机制检验

（一）异质性分析

本文利用分组回归进行异质性分析。第一，地区异质性。从表4列（1）、（2）的回归结果可以看出，中部产业转移示范区的设立显著地加剧了城市资源错配程度。而西部产业转移示范区的设立并没有显著地影响城市的资源配置。其原因可能在于，中部地区具有相对完善的产业基础设施，而且在地理位置上具有优势，靠近东部沿海地区，更有利于承接该地区的产业转移，故中部地区设立产业转移示范区显著加剧了城市资源错配。

表4 异质性分析

第二，承接目标的异质性。从表4 列（3）、（4）的回归结果可以看出，有明确承接目标或地区的示范区，其对城市资源错配的影响是不显著的。无明确承接区域的示范区，其设立显著地加剧了当地的资源错配程度。其原因可能在于，文件中无明确承接的示范区，在政策实施落地之后，地方政府则会盲目地加大各种资源要素的投入，甚至人为地干预资源要素的配置，从而加剧城市的资源错配程度。

第三，市场化程度的异质性。本文以城市年平均市场化程度的中位数为界，划分成市场化程度高与市场化程度低的城市。从表4列（5）、（6）的回归结果可知，市场化程度较高的城市，产业转移示范区对城市资源配置的影响并不显著；而市场化程度较低的城市，产业转移示范区显著加剧了城市的资源错配程度。其原因可能在于，市场化较低的城市，意味着在配置资源的过程中政府干预的作用较大，没有较好地尊重市场规律，故加剧了城市的资源错配程度。

（二）机制分析

上文理论和实证均证明了设立产业转移示范区对城市资源错配具有加剧的作用，而产业转移示范区的设立在影响城市资源错配的路径上，可能会受到其他一些因素的影响。因此，本文建立以下模型来考察产业转移示范区设立影响城市资源错配的作用机制，并且为优化城市资源要素配置、科学制定产业转移示范区提供政策参考。

式（8）中，同时控制了时间和城市固定效应，其余控制变量与基准模型式（6）保持一致。adjust包括地方政府竞争压力（Complete）和政府能力（Power）。具体来说，地方政府之间的竞争会影响地方政府在资源配置中的经济行为，故本文参照张军等[33]的做法，采用实际外商直接投资取对数间接衡量地方政府竞争（Complete）。此外，政府能力是影响区域发展战略实施的重要影响因素。地方政府作为示范区政策实施的主体，其财政实力是该政策有效实施的有力保障。本文采用地方政府的财政支出与地方政府GDP的比值来衡量政府能力（Power）。

第一，地方政府竞争压力的作用。从表5 列（1）的回归结果可知，主效应TRANS的估计系数显著为正，进一步地表明，建立产业转移示范区对城市资源错配具有加剧作用的结论依然成立。而交互项TRANS*Complete显著为正，说明存在政府竞争压力的作用机制，政府竞争压力强化了产业转移示范区的设立对城市资源错配的加剧影响。其主要原因可能在于，为了完成经济增长的目标，竞争压力较大的地方政府更渴望地承接东部地区的产业转移，可能会加大政府对市场的干预程度，进行各种短视化的投资和重复建设，以吸引产业转移。同时，地方政府也会采取地方保护主义的措施，不愿意进行区域合作，从而使得本地市场资源配置效率低下，形成资源错配。

表5 政府竞争压力与政府能力的调节作用

第二，政府能力的作用。从表5列（2）的回归结果可知，主效应TRANS的估计系数显著为正，再次验证了基准回归得出的结论。类似地，交互项TRANS*Power也显著为负，说明存在政府能力的作用机制，政府能力弱化了产业转移示范区的设立对城市资源错配的加剧影响。其原因可能在于，政府能力较强的地方政府，其丰富的财政资源能够有力地保障示范区相关配套政策的实施与推进，例如财政补贴、税收优惠等，还能够改善基础设施建设，提供更好的公共服务，营造一个良好的市场环境，从而使得产业转移示范区的资源配置效率得到改善。

六、结论与政策建议

产业转移示范区作为一项重要的国家政策，其设立对发展当地市场体系、改善资源配置效率具有较强的现实意义。基于2007—2016 年地级及以上城市面板数据，本文构建双重差分模型去评估产业转移示范区对城市资源配置的政策影响效应。研究表明，产业转移示范区的设立显著加剧了城市的资源错配，该结论经过一系列的稳健性检验后依然成立。但政策效果在不同的区域、是否明确承接目标和不同市场化的城市间存在着明显差异。具体表现为，中部城市、未明确产业承接目标以及市场化程度较低的城市，产业转移示范区的设立对这些城市的资源错配具有显著的加剧作用。从机制上看，政府竞争压力强化了产业转移示范区对城市资源错配的加剧作用；而政府能力有助于减弱产业转移示范区对城市资源错配的加剧作用。基于本文的研究结论，具体的政策启示如下：

第一，要清晰地认识各城市资源要素配置程度的空间差异，分类指导与因地制宜，结合示范区的特点制定相应的发展政策。在政策实施的过程中，适当地将政策向西部地区倾斜，引导这些地区完善基础设施建设，改善投资软环境，以吸引东部产业转移。对于中部地区一定要明确以高质量发展目标，优化资源配置效率，避免盲目地进行大规模建设。对于未明确产业承接目标的城市，需要严格控制地方政府盲目地投资建设，更多地引导其完善产业布局发展的标准制定，明确其产业承接目标。

第二，为实现经济的高质量发展，中西部地区在承接产业转移过程中，需要重视市场经济规律，不断深化市场化改革，减少政府对市场的干预，发挥市场在资源配置中的决定性作用，让资本、劳动、土地、人才等资源要素在市场机制作用下自由流动，以改善资源配置效率。此外，未来新的产业转移示范区选址，可设在基础设施较为完善、市场化程度较高和资源配置效率较好的城市。

第三，在产业转移示范区建设的过程中，也要更好发挥政府作用，努力提高政府的公共服务水平和运行效率，减少政府的行政干预，努力打造良好的投资营商软环境。破除唯“GDP”的政绩观，完善地方官员的考核制度，缓解地方政府竞争压力，促进地方政府之间良性合作，共享产业转移示范区的发展成果。