對外貿易開放、對內區際開放與制造業全要素生產率提升

一 問題提出與文獻綜述

改革開放以來，我國經濟快速增長，國內生產總值從1978年的3678.7億元增長到2017年的827122億元，年均增長率達到14.9%，創造了舉世矚目的“中國奇跡”。隨著中國經濟進入增速轉軌期與“新舊動能”轉換期，如何有效提升全要素生產率，促進經濟高質量發展，成為社會各界討論的焦點。這個問題之所以引起廣泛關注，主要源于中國經濟發展中存在的一個客觀現實:作為衡量經濟增長動能的綜合指標，全要素生產率(TFP)水平自2008年以來幾乎停滯，亟待促進TFP上升的“新動能”出現(鄭江淮等，2018)[1]，尤其是作為國民經濟增長主要源泉的制造業，迫切需要解決人均增加值較低，技術創新能力薄弱，競爭優勢層次低下，產業組織和結構不合理等制約中國從“制造大國”轉向“制造強國”的問題。

根據新經濟增長理論，貿易開放可以通過產出效應和技術溢出效應來促進生產率的提高和經濟增長(Coe和Helpman，1993)[2]，而區域市場一體化也有助于推動制造業專業分工的深化。由此可見，對外貿易和國內貿易對一國特別是大國經濟發展有著重要影響。從中國的情況來看，一方面自2008年全球金融危機以來，外部需求減少，對外貿易的驅動減弱，中美貿易摩擦等外部不確定因素大大增加；另一方面，近些年來雖然國內逐步推進市場一體化進程，各省份專業化分工程度不斷提高，但對內區際開放度依然較低，國內區域發展仍然很不平衡。

全要素生產率指產出增長率超出要素投入增長率的部分，被認為是技術進步的重要指標。相關研究表明，對外貿易開放和對內區際開放對制造業全要素生產率的影響尤為顯著(黃玖立和李坤望，2006[3]；毛其淋和盛斌，2012[4]；孫英雋和高澤坤，2016[5])。根據新增長理論，貿易開放有利于提高資源配置效率，形成規模經濟，加速技術進步(Grossman，1995)[6]。貿易開放水平越高，越有利于學習先進的外來技術，出口企業通過“邊出口邊學習”來提高生產率，而進口貿易的“技術溢出”效應也將加快國外先進技術在本國的擴散速度，從而促進全要素生產率的進一步提升 (呂大國和耿強，2016)[7]。2018年3月爆發的以鐵鋁關稅為導火索的中美貿易戰，在某種程度上提醒我們國內區際間貿易對大國經濟發展的重要性。為有效應對和解決出口貿易摩擦問題，中國在堅持對外開放基本國策的同時，也亟待打破區域市場分割、提高省際間開放度，整合國內市場。與中國經濟高度融入國際市場形成鮮明對比的是國內市場較為嚴重的市場分割現象，尤其是地方保護主義和地區間“以鄰為壑”的招商引資政策。實施區域市場分割政策，雖然有助于激勵本地經濟發展，但不利于生產要素的跨區自由流動，并導致產業結構趨同等問題，因而不利于全要素生產率的提高(周黎安，2007[8]；徐保昌和謝建國，2016[9])。市場經濟國家的經濟開放通常具有“二重開放”特征(趙偉，2005)[10]，即出口貿易的發展代表了對外經濟開放程度，區域一體化則代表了對內經濟開放程度，即區際開放水平。由于國外市場與國內市場對于企業實現規模經濟具有一定的替代效應(張杰等，2010)[11]，許多學者也對內外部市場如何協調，內外部市場之間是否有相互替代的關系這類問題進行了諸多卓有成效的探索。盛斌和毛其淋(2011)[12]研究了對外經濟開放和區域市場一體化與全要素生產率之間的關系，實證結果證明對外開發度越低的地區(中西部地區)，其全要素生產率受到區域市場一體化的影響越大，而沿海地區則具有相反的效果，并且對內開放與對外開放在不同區域之間具有替代效應。毛其淋(2012)[13]提出，出口開放與區際開放之間存在顯著的互補效應，二者相互促進。因此，深入研究對外貿易開放與對內區際開放的互動作用對于我國制造業全要素生產率的影響，具有非常重要的理論和現實意義。

梳理相關文獻發現，研究者們多單一分析對外貿易開放或對內區際開放對我國經濟增長率的影響，少有學者將對外貿易開放和對內區際開放結合起來，研究其互動效應對我國制造業全要素生產率的影響。本文研究的工作和貢獻主要為兩個方面：(1)在Miller和Upadhyay(2000)[14]的理論模型基礎上，引入對內區際開放度因素，構建了一個基于中國特殊市場體制的內生技術進步模型，進一步研究了對內區際開放對我國制造業全要素生產率的影響。(2)在對外貿易開放和對內區際開放的統一框架下，基于區域異質性與行業異質性，綜合分析兩者對我國制造業全要素生產率的影響。因此，有助于從新的視角，更加全面地探討如何提升我國制造業全要素生產率，從而為我國深化社會主義經濟體制改革和推動形成全面開放新格局提供決策參考。

二 理論假說與計量模型設定

(一)理論假說

對外開放主要通過以下三個渠道影響全要素生產率：(1)對外開放有助于擴大出口企業的銷售市場規模，從而促進企業利用規模經濟效應提升其全要素生產率；(2)相關實證研究結果表明，在對外開放過程中，進出口企業可以通過對外貿易學習他國先進的技術和管理經驗，這種外溢效應有助于提升其全要素生產率；(3)對外開放帶來激烈的市場競爭，企業為了從競爭中勝出，將努力降低生產成本、加大研發投入、提高運營效率、提升管理水平、改進產品質量，從而促進其全要素生產率的提升(申廣軍和王雅琦，2016)[15]。對內區際開放主要從以下三個方面影響全要素生產率：(1)在生產要素層面上，對內區際開放不僅可以有效促進生產要素根據價格信號自由流動，實現有效的資源配置，同時還可以打破地區貿易壁壘，促進不同產業在循環累積因果機制下，形成產業集聚效應，從而有效促進全要素生產率的提高(李雪松等，2017)[16]；(2)在產業結構層面上，對內區際開放有助于促進地區間企業交流，避免重復建設和產業結構趨同問題的發生，有利于不同地區各自發揮比較優勢，最終促進全要素生產率的提升。(3)在區域合作層面上，對內區際開放可以有效遏制地方政府采取“以鄰為壑”的惡意競爭行為，削弱地方保護主義的外部影響，并通過充分促進區域間產業合作，提升全要素生產率(銀溫泉和才婉茹，2001)[17]。根據以上分析論證，提出假說1。

假說1：在控制其他因素的影響下，對外貿易開放和對內區際開放對制造業全要素生產率均有正向促進作用。

提升國家的整體技術創新水平，可以通過國際貿易中的技術溢出方式來實現。但是對于發展中國家而言，其處在價值鏈低端位置很難實現技術溢出效應，若從國內貿易分析視角出發，通過價值鏈組接、信息擴散、競爭驅動等方式去發展國內外貿易的聯動效應，就能夠實現技術溢出效應，打通上中下游產業鏈，最終達到貿易技術創新的目的(許和連和欒永玉，2005[18]；謝莉娟和王詩桪，2018[19])。張昊(2014)[20]指出，由于中國的出口結構以加工貿易為主，國內貿易市場主體不能完美承接國外貿易市場主體，二者之間存在“錯位”，當國外市場需求不足，制造業企業被迫轉向國內市場時，市場分割將導致商品不能按照市場價格信號跨區域自由流通，但批發環節上有組織的運營網絡可以形成規模經濟，降低本地與外部市場流通的成本。由于區際開放有助于各地區企業間的交流合作，有利于發揮技術溢出效應，從而促進企業產品質量和市場競爭力的提高，進而表現為出口能力的增強，促進全要素生產率的提升。因此，對內區際開放會在一定程度上強化對外貿易對于提升全要素生產率的影響和作用，即對內區際開放度越高，對外貿易開放對生產率的邊際影響越大。同理，對外貿易開放度越高，對內區際開放對生產率的邊際影響也越大。由此，提出假說2。

假說2：對外貿易開放與對內區際開放在影響省際制造業全要素生產率變化上存在互相促進效應。

地理條件、基礎設施、要素資源稟賦和經濟發展等因素的差異也會導致不同地區對外貿易開放度和對內區際開放度對制造業全要素生產率的影響不同(楊朝均等，2018)[21]。從不同區域來看，中國東部沿海地區依靠其開放的地理和經濟環境進行跨國跨省經營，并且歷來重視合作和交流，從而其對外貿易開放和對內區際開放水平均較高；而在對外貿易開放度和對內區際開放度均較低的內陸地區，因自然環境、基礎條件等制約，經濟發展相對封閉。此外，從技術異質性角度來看，不同要素密集度企業在全球價值鏈分工中的位置差異，也會導致對外貿易開放和對內區際開放對其全要素生產率影響的不同。基于以上經驗分析，提出假說3。

假說3：對內區際開放和對外貿易開放對制造業全要素生產率的影響存在區域異質性和行業異質性。

(二)計量模型構建

根據新古典經濟增長理論，技術水平(全要素生產率)不僅取決于人力資本的平均積累水平，還會受到對外貿易開放及其波動的影響。Levin和Raut(1997)[22]構建一個全要素生產率模型，考慮了出口貿易和人力資本這兩個內生影響因素，證實出口貿易對全要素生產率和發展中國家經濟發展的影響。Miller和Upadhyay(2000)[14]通過考慮對外開放、貿易方向和人力資本等內生因素，建立了全要素生產率模型，進一步檢驗對外開放、貿易方向和人力資本等因素對提升全要素生產率的影響。本文進一步擴展全要素生產率的內生化模型，采用如下生產函數形式：

Y=F(KL)A(·)

(1)

其中，K表示物質資本投入量，L表示勞動投入，A(·)是希克斯中性技術進步的效率函數，假定式(1)中的希克斯效率項A(·)組成部分為多元的，它顯示了勞動力、資本之外其他因素(如對外開放度、技術水平、人力資本水平等)對經濟增長的貢獻。

本文假定經濟系統中的其他投入要素不變，技術進步水平以外生速率γ增長，同時考察對外貿易開放和對內區際開放對技術進步水平的作用，則得到技術進步的效率函數如下：

(2)

其中，i表示地區，t表示時刻，Y表示總產出，open表示對外貿易開放水平，integ表示對內區際開放水平，H為人力資本水平，將式(2)代入式(1)，得到新的生產函數：

(3)

其中A0為初始時期的生產效率水平，δ為貿易開放對技術進步水平的影響參數，γ為對內區際開放對技術進步水平的影響參數，μ為人力資本對技術進步水平的影響參數。

在式(3)左右兩端同時除以F(Ki， tLi， t)，得到全要素生產率的表達式：

(4)

對式(4)取自然對數，即得到：

lnTFPi， t=lnAi， 0+C+δilnopeni， t+γilnintegi， t+μilnHi， t

(5)

本文研究對外貿易開放水平和對內區際開放水平對制造業全要素生產率的影響。采用制造業全要素生產率來衡量中國制造業結構升級的情況，運用以上步驟推導出式(5)作為基本模型。最后，在基本模型之中加入以下四個變量作為控制變量以減少計量結果的誤差：人力資本(H)、政府支出規模(govscale)研發支出(RD)和外資引進(FDI)，則基本模型可以擴展為：

lnTFPi， t=α+δilnopeni， t+γilnintegi， t+φilnopeni， t×lnintegi， t+μilnHi， t+

ρilngovscalei， t+βilnRDi， t+θilnFDIi， t+εit

(6)

三 指標選取與數據說明

(一)變量選擇

1.制造業全要素生產率(TFP)。本文采用基于DEA的Malmquist指數法對制造業全要素生產率進行測量，記為TFP。具體地，用規模以上制造業工業銷售產值衡量產出，用分地區的固定資產投資價格指數折算為資產總計來衡量資本投入，用制造業全行業從業人員年平均數來衡量勞動投入，從而估算出各行業的Malmquist生產率指數。采用永續盤存法(張軍等，2004)[23]估算各省的資本存量，本文基準年(1998年)的資本存量采用單豪杰(2008)[24]提供的數據求得，具體公式為：Kit=(1-δ)Kit-1+Iit/Pt，其中Iit和Kit分別表示名義固定資產投資和資本存量，Pt為固定資產投資價格指數，將折舊率δ設為9.6%[注]一些文獻使用10%或其他折舊率。使用不同折舊率和價格平減方法，不會改變本文的基本結果。。產出額與投資額分別利用各省工業品出廠價格指數和各省份固定資產投資價格指數進行平減，得到以1998年為基期的實際值，各平減指數均采用中經網數據庫的年度數據。其中數據缺失部分采用前一年與后一年總額的均值，特殊情況利用逐年增長率計算出估算值。

2.對外貿易開放度

度量貿易開放度最常用的指標為進出口貿易總額與GDP的比值，該方法簡單直觀，但存在一定局限性。比如，規模較大經濟體由于其內部市場需求大，不需要過多地依賴于對外貿易，從而這些地區外貿依存度會存在降低的趨勢。為控制這些因素的影響，本文采用Low et al.(1998)[25]的方法來修正對貿易開放度指標。Low et al.(1998)[25]的模型如下：

η6ln(GDPit/popit)2+εit

(7)

ln(openit)=μi+β1ln(GDPit/popit)+β2ln(popit)+εit

(8)

openit、GDPit/popit和popit的含義同式(7)，其中μi為個體效應，用來控制影響對外貿易開放的地理因素。最后得到的修正貿易開放度指數為：

(9)

3.對內區際開放

(10)

(11)

4.控制變量。為了控制其他可能影響制造業全要素生產率的因素，本文根據已有研究加入控制變量如下： (1)人力資本水平(H)。采用各省份當年普通高等學校在校學生數占從業人數的比率表示。一個地區的人力資本稟賦越高，實物資本的使用效率就越高，從而促進當地全要素生產率提高。(2)政府支出規模(govscale)。用地方政府財政支出與當地GDP的比值來表示。政府支出規模對全要素生產率的影響不確定，首先，地方政府往往會對處于發展初期的當地企業提供資金以支持其發展，這樣一來，可能會有損市場機制在資源配置中發揮作用，導致市場資源配置扭曲；再者，地方政府對本地的教育和基礎設施進行投資改善，會間接地促進本地技術進步。(3)自主研發投入(RD)。用科技活動經費內部支出總額占GDP的比重加以衡量。研發投入會提高產業生產技術水平，是形成制造業核心競爭力的關鍵因素。(4)技術引進(FDI)。采用外資參與度反映，用FDI(外商直接投資)占GDP的比例衡量。

本文采用29個省、市、自治區的面板數據，時間跨度為1998-2015年(西藏、海南缺失了大量數據，所以未納入樣本)。為保持統計數據口徑一致和數據的連續性，本文整理合并28個制造業細分行業，最終選取21個兩位數制造業細分行業數據進行研究，數據主要來源于中經網數據庫、《中國統計年鑒》和《中國工業經濟統計年鑒》。

(二)國內區際開放度與對外貿易開放度的描述性分析

圖1描繪了1998-2015年中國對內區際開放指數的時間序列。可以看出，除2003年、2006年和2012年略有下降外，其余年份均呈穩步上升趨勢，但近年來有下降趨勢并波動較大。此外，還將樣本劃分為東部沿海、中部和西部三個子樣本，三類地區的走勢與全國的趨勢大體一致。對外貿易開放度走勢如圖2所示，從1998年到2015年底，東中西部地區與全國貿易開放度的變化走勢基本一致。在整個樣本期間內都呈現出持續下降的態勢，其中，東部地區在2011-2013年期間波動最為劇烈，原因可能在于國際金融危機的沖擊使得國際市場需求持續低迷，同時國內“人口紅利”逐步喪失，我國對外貿易的傳統競爭優勢正在逐漸弱化。2012-2015年中國外貿增長連續4年未達既定目標，跌破長期以來的兩位數高速增長，甚至低于經濟增速，出現負增長(陳超，2016)[29]。

圖1 全國及對內區際開放程度變化趨勢(1998-2015年)

圖2 全國及對外貿易開放度變化趨勢(1998-2015年)

(三)制造業全要素生產率的描述性分析

基于deap軟件，測量得到各省的制造業全要素生產率。圖3表示了1998-2015年中國省際的制造業全要素生產率變化趨勢。1998-2015年，全要素生產率(TFP)基本大于1，并且保持逐年增長的態勢，僅在 1999年和2009年出現了短期的下滑，增速小于0，Malmquist指數在2009年下降至0.93，2010年后伴隨經濟復蘇,我國制造業全要素生產率開始出現穩步的增長。從圖中可以看出，這兩次下滑都是由于技術效率的明顯惡化所致；在2008-2010年期間，我國全要素生產率波動較大，特別是技術進步增速有急劇下轉的趨勢，三年技術進步增長分別為30.91%、-59.92%和193.67%。由此可以得出，金融危機可能會對技術進步產生較大的沖擊。從全國歷年Malmquist指數及其分解來看，2002-2008年期間的技術效率基本上呈現出負增長。說明在這段期間內，技術效率的普遍下降可能制約了我國制造業全要素生產率的提高。總的來看，在1998-2015年期間，技術進步對制造業全要素生產率提高的拉動作用較大，而技術效率在一定程度上阻礙了全要素生產率的提高，另外，從圖中2010-2015年的技術效率水平走勢中還可以看出，我國技術效率水平近年來呈現逐步提升的態勢。

異方差會在構建模型時造成結果的不穩定性，為了降低異方差，本文對各變量取對數處理。各主要變量的描述性統計分析如表2所示，全要素生產率的最小值為-1.431，最大值為1.045，平均值為0.070，標準差為0.259，說明全國范圍內的制造業全要素生產率在樣本期內具有較大差異，此外，其他主要解釋變量也在較大范圍內波動。表明樣本質量良好。

表1 變量描述性統計

四 實證結果及分析

本部分將分析基準回歸結果，并進行穩健性檢驗，檢查結果是否存在測量誤差和內生性。

(一)基準回歸

對式(5)的固定效應和隨機效應模型分別進行Hausman檢驗，相應的p值為0.0000，在1%顯著性水平上拒絕隨機效應估計更有效的原假設，故表2反映了模型固定效應的估計結果。表2列(1)和列(2)分別顯示了對外貿易開放、對內區際開放與制造業全要素生產率關系的回歸結果，表明對外貿易開放和對內區際開放均對制造業全要素生產率有正向影響，從而驗證了本文假說1。表2列(3)顯示引入對外貿易開放與對內區際開放交叉項后的計量結果，對外貿易開放和對內區際開放的系數仍然大于0。但對內區際開放的系數在1%的水平上顯著，而對外貿易開放的系數并不顯著。然而，并不能就此得出對外貿易開放對制造業全要素生產率的作用不顯著的結論，還要考慮對外貿易開放對制造業生產率產生的間接作用是否顯著，如果直接作用不顯著，但間接作用顯著，仍然可以認為總作用是顯著的。具體來說，lnTFPi, tlnopeni, t=δi+φi×lnintegi, t，其中δi代表lnopen對lnTFP的直接作用，φi代表lnopen對lnTFP的間接作用。此時，直接作用δi不顯著，但是可以看到間接作用φi(交互項系數)在1%的水平下顯著，說明對外貿易開放對制造業全要素生產率的綜合促進作用仍然是顯著的。交互項(lnopen×lninteg)估計系數為正且顯著，表明對外貿易開放與對內區際開放在促進制造業全要素生產率方面存在顯著的互相促進效應，即對外貿易開放對制造業全要素生產率的邊際作用隨著對內區際開放的上升而增加，對內區際開放對制造業全要素生產率的邊際作用同樣隨著對外貿易開放的上升而增加。二者之間存在顯著的相互促進效應的作用機制主要表現為：對內區際開放度的提升會強化對外貿易開放對制造業全要素生產率的促進作用。

對內區際開放促進全要素生產率提升的機制為：對內區際開放的最明顯優勢在于能夠促進不同地區出口型公司之間的產品交流，大大加快本行業技術水平的提升，從而提高行業的全要素生產率。更進一步來說，出口型公司的整體水平和能力得到了有效提升，公司產品的技術含量得以提高，出口產品的質量也得到了保障，所以對內區際開放能夠為對外貿易開放帶來多方面的好處，從而有利于制造業全要素生產率的提高。同理，對外開放程度越高的城市和地區，其制造業全要素生產率受到對內區際開放的邊際影響也更大。毛其淋(2012)[13]曾研究過二重經濟與我國經濟增長質量之間的影響，本文與其有異曲同工之處。此處實證結果驗證了本文的假說2。

表2 初步估計結果

(續上表)

模型(1)(2)(3)Hausman檢驗39.56[0.000]

注：()內數值為回歸系數的異方差穩健標準誤，[]內數值為相應檢驗統計量的p值; *、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

分析控制變量發現，人力資本水平(H)具有正的估計系數為0.306，并且其具有非常顯著的統計意義，表明人力資本水平對提高制造業全要素生產率具有較大促進作用。政府支出規模(govscal)對制造業全要素生產率的影響為負，表明政府支出規模越大，會導致資源配置扭曲和效率下降，進而對制造業全要素生產率產生消極影響。自主研發投入(RD)的系數為正但并不顯著，表明研發經費投入并不能顯著提升我國制造業的全要素生產率。有關學者也得出了類似結論(傅元海等，2016[30]；袁禮和歐陽峣，2018[31])。FDI對制造業全要素生產率的積極影響已在模型(1)-模型(3)中得到驗證。目前跨國投資已經取代技術轉讓成為現代先進技術擴散的主要途徑，外資進入通過競爭、示范、關聯和職員流動對內資企業產生技術溢出，為了提高競爭力，當地企業有針對性地研究外資技術，從而促進了我國制造業全要素生產率的增長。

(二)內生性的處理及工具變量2SLS估計

理論上講，對外貿易開放度的提高會促進制造業全要素生產率的提升，反之，生產率的提高也將促進市場主體出口能力的提升，從而進一步促進地區對外貿易的開放。對內區際開放度可能會促進生產率的提高，而生產率的提高也會反過來影響對內區際開放度。解釋變量與被解釋變量之間很可能存在高度雙向相關性，鑒于此，有必要考察對內區際開放度和對外開放度的內生性，借鑒毛其淋(2012)[13]的做法，構造對外貿易開放和對內區際開放的工具變量，然后進行兩階段最小二乘法(2SLS)估計。在這里選取1988年各省市的外貿依存度(YCD1988)作為貿易開放度的工具變量，并選取integ的一階滯后項作為對內區際開放度的工具變量。

此外，為了保證工具變量選取的合理性，進行如下檢驗：(1)Anderson正則相關性檢驗關于“工具變量識別不足”的零假設在1%顯著性水平上被拒絕；(2)為了檢驗工具變量和內生變量之間的相關性，計算出Cragg-Donald Wald F統計量大于在Stock和Yogo (2005)[32]的最小特征值統計量的10%水平上的臨界值19.93，因此，可以拒絕工具變量是弱識別的假定，選取一個強工具變量。根據識別不足和弱識別檢驗的結果，工具變量不存在識別不足和弱識別，表明本文選擇的工具變量是有效的。

工具變量2SLS估計結果見表3，列(1)為只考慮了open為內生時的情況，發現在有效控制對外貿易開放度的內生性后，其估計系數由1.152變為4.916，對外貿易開放度每提升1個單位，制造業全要素生產率便會提高491%。列(2)為控制對內區際開放內生性后的結果，對內區際開放度的估計系數比OLS方法略有上升。列(3)進一步報告了open和integ同時為內生變量時的結果，對外貿易開放的估計系數上升到4.315，對內區際開放的估計系數提高了約418%，交互項open×integ系數的絕對值上升了234.12%。說明在控制內生性后，對外貿易開放與對內區際開放的互相促進效應有所增強。這個結論更加準確地反映了對外貿易開放與對內區際開放在影響省際制造業全要素生產率變化上存在互相促進效應，矯正了以往研究的低估傾向。

表3 兩階段最小二乘2SLS估計結果

注：()內數值為回歸系數標準誤，[]內數值為相應檢驗統計量的伴隨概率值， {}內數值為Stock-Yogo檢驗15%水平上的臨界值；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著；Anderson正則相關性檢驗、Cragg-Donald Wald F檢驗的原假設分別是工具變量識別不足、工具變量為弱識別，若拒絕原假設則說明工具變量是合理的。

(二)穩健性分析

本文通過對外貿易開放度和對內區際開放度的多種測量指標進一步檢驗估計結果的穩健性。用修正的貿易開放度open_adjit來替換計量模型中的openit，使用樊綱等(2011)[33]編制的市場化指數作為對內區際開放度指標的另一種度量，并采用工具變量GMM方法進行估計。結果列于表4，其中列(2)和列(3)分別為使用修正的貿易開放度和市場化指數得到的結果。從表4中數值可以看出，在控制地區經濟規模和發展水平因素之后，對外貿易開放和對內區際開放的估計系數顯著為正且系數變動較小，而且交互項的系數顯著為正，表明兩個核心解釋變量對制造業全要素生產率仍然具有積極的促進作用。

表4 穩健性檢驗結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

五 考慮區域異質性和行業異質性的進一步分析

本部分將通過多維度(包括區域和技術要素密集度等因素)的異質性拓展分析，對基準模型的假說進行再驗證，證明對外貿易開放和對內區際開放兩者存在相互促進效應。

(一)區域異質性下的討論

地理條件、要素資源稟賦、經濟發展水平和基礎設施等因素的差異使不同地區對外貿易開放度和對內區際開放度對制造業全要素生產率的影響并不完全相同。本文將樣本分為東部、中部和西部三個子樣本[注]東部地區：北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、遼寧、吉林、黑龍江；中部地區：山西、安徽、江西、河南、湖南、湖北；西部地區：重慶、內蒙古、四川、廣西、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，采用2SLS方法進行回歸分析。具體結果如表5所示。

雖然各地區的對外貿易開放度系數均為正，但東部沿海地區對外貿易開放度系數較大且非常顯著，原因可能在于：中國東部沿海地區憑借其地理優勢，擁有廣闊的國外市場，并以此實現了規模經濟效應。中西部地區對內區際開放系數不顯著，但這僅意味著中西部地區對內區際開放度對當地制造業全要素生產率的直接作用不顯著，而中西部地區對外貿易開放度和對內區際開放度交互項系數很顯著，說明中西部地區對內區際開放度的提高通過對外貿易開放這個途徑以及二者的相互促進效應，仍然對制造業全要素生產率的提高起作用；同理，東部沿海地區的對內區際開放系數與交互項都非常顯著，說明東部地區的對內區際開放與對外貿易開放既可以直接促進制造業生產率的提高，又可以通過與對外貿易開放的相互促進來聯動提高制造業全要素生產率。兩個因素完整的邊際效應為：?lnTFPi, t/?lnopeni, t=δi+φi×lnintegi, t，?lnTFPi, t/?lnintegi, t=γi+φi×lnopeni, t，兩個變量的邊際效應測算結果見表6。結果顯示東部沿海地區對外貿易開放和對內區際開放度的邊際效應均比中西部內陸地區高，東中西部地區對外貿易開放的邊際效應分別為36.2825、6.1099和7.3738，對內區際開放的邊際效應分別為9.0476、4.8575和2.6379。東部沿海地區的貿易開放對其地區制造業全要素生產率的邊際影響是中西部內陸地區的6倍，且對內區際開放對東部地區制造業全要素生產率產生的正向影響也比中西部地區大。

究其原因，可能是因為東部沿海地區更加開放，認識到地區間市場合作與交流的重要性，當地企業更偏好于跨省發展，因此在戰略上往往采取市場一體化，更有利于市場要素的流通，從而促進了本地制造業全要素生產率的提高。因此，區域間開放對東部沿海地區制造業全要素生產率的影響高于中西部內陸地區。由于自然環境和基礎條件的制約，對外開放程度低的中西部地區的經濟發展相對封閉，企業規模一般較小，省際內面積較大。地方企業高度依賴地方市場，市場分割程度高，各省對國內其他地區市場的開放程度低。省際開放程度低限制了生產要素跨區域自由流動和市場規模經濟的發展，導致市場扭曲、產業結構趨同等問題，不利于制造業全要素生產率的提高。中西部省份的省際開放程度相對較低，對其制造業全要素生產率的影響較弱。東部沿海地區的對內區際開放對經濟增長的邊際影響比中西部內陸地區分別高出3.91%和91.34%。

表5 分地區的2SLS估計結果

(續上表)

變量東部地區中部地區西部地區lnFDI-0.122?-0.124-0.011(-1.69)(-1.57)(-0.37)lnopen×lninteg1.445???0.834???1.081???(3.39)(3.97)(3.23)常數項0.802???8.020?0.516(3.56)(1.68)(0.36)R20.4520.4920.320Prob>F0.00000.00000.0000樣本數234108180

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

表6 對外貿易開放和對內區際開放對制造業全要素生產率增長的邊際效應及解釋力

由于該邊際效應系數只能簡單地闡明解釋變量與被解釋變量之間的關系，以及前者對后者是否有顯著的影響，所以，進一步測算對外貿易開放和對內區際開放對制造業全要素生產率變化的貢獻率[注]邊際效應計算方法是：先計算29個省、市、自治區的對內區際開放與制造業全要素生產率每年的均值，兩個指標值的變化幅度通過用2015年的均值減去1998年的均值得出；然后將對內區際開放系數乘以其變化幅度，得到對內區際開放度變化所引起的全要素生產率變化，最后把該變化值除以制造業生產率的實際變化幅度并乘以100%。該值就是樣本期內對內區際開放對制造業全要素生產率變化的實際貢獻。。測算結果表明，對內區際開放對東部沿海地區制造業全要素生產率的實際貢獻率為18.84%，遠遠高于中部地區的9.50%和西部地區的 8.12%，同時，對外貿易開放對東部沿海地區省際全要素生產率的實際貢獻率為21.19%，也遠遠高于中部地區的8.17%和西部地區的7.74%。從地區內部來看，對外貿易開放和對內區際開放對東部沿海地區省際全要素生產率的實際貢獻率均遠遠大于中西部內陸地區，這些發現也進一步印證了二者在影響省際制造業全要素生產率上存在相互促進效應，從而驗證了本文的假說3。

(二)技術異質性下的討論

不同要素密集度企業在全球價值鏈分工中的位置差異，也會導致對外貿易開放和對內區際開放對其全要素生產率的不同影響。經濟合作與發展組織(OECD)按照技術水平將制造業結構分為低端、中低端、中高端和高端技術四類；傅元海等(2016)[30]則合并了高端和中高端技術產業，將制造業分為三類[注]高端技術產業包括交通運輸設備制造業、通用設備制造業、專用設備制造業、電氣機械及器材制造業、通信設備計算機及其他電子設備制造業、儀器儀表及文化辦公用機械制造業、化學原料及化學制品制造業、化學纖維制造業、醫藥制造業等行業；中端技術產業包括石油加工煉焦及核燃料加工業、非金屬礦物制品業、黑色金屬冶煉及壓延加工業、有色金屬冶煉及壓延加工業、金屬制品業等行業；低端技術產業包括農副食品加工業、食品制造業、飲料制造業、煙草制造業、紡織業、紡織服裝鞋帽制造業、造紙及紙制品業等行業。測算制造業結構變化的數據來自《中國工業經濟統計年鑒》，各地區制造業銷售收入為各行業之和，全國數據為除海南和西藏之外的各地區之和。。本文采用傅元海的分類方法，測算對外貿易開放和對內區際開放對不同技術水平制造業全要素生產率的影響，結果見表7。目前，我國高端制造業產值占全國制造業生產總值的比例相對較低，2015年占比僅有14.1%。通過觀察表7的結果可以發現，對外貿易開放度和對內區際開放度對不同要素密集型企業全要素生產率產生的影響不同。對內區際開放對不同要素密集型企業全要素生產率均產生了正向影響，其中，對內區際開放對中高端技術制造業的正向影響大于對低端技術制造業的影響。原因是低端制造業大多依靠進口中間品承擔最后的加工裝配或者初級零配件等生產環節(呂越等，2017)[28]，對國內要素市場流通性的依賴程度小于中高端制造業。三大類制造業的對外貿易開放度系數都為正，但低端技術制造業的對外貿易開放度系數大于中高端技術制造業，造成這一結果的原因可能有以下兩種：(1)就出口而言，我國機電產品類的高端技術行業出口主要是以加工貿易為主。國內從事該行業的企業主要為勞動力密集型，只需增加資金用于簡單的加工和裝配，由于可以獲得預計的加工費，所以沒有創新技術的動力。就進口而言，外國針對高新技術產業進行了各種限制，預防這些產業對本國產品市場帶來沖擊，不利于國內企業吸收，而低端技術產業的進口限制條件較少，國內外技術差距也相對較小，國內企業較容易吸收國外先進技術。(2)大量進口低端技術產品導致該產業生產成本的快速上升，迫使國內企業改進生產流程，進一步加快技術創新，改變其高投入、低效率的粗放式生產方式。

此外，本文同時測算對內區際開放和對外貿易開放的邊際效應及其對制造業全要素生產率變化的貢獻率。結果表明，對內區際開放對中端和高端制造業全要素生產率的實際貢獻率分別為83.11%和92.01%，遠遠高于低端制造業的63.84%，同時，對外貿易開放對低端制造業全要素生產率的實際貢獻率為105.38%，也遠遠高于中端制造業的50.82%和高端制造業的64.03%。

綜上所述，可以得出，對外貿易開放對低端技術制造業的正向促進作用大于對中端和高端制造業的促進作用，對內區際開放對中端和高端技術制造業的正向影響大于對低端技術制造業的正向影響，由此驗證了本文的假說3。

表7 行業異質性的2SLS結果

(續上表)

變量(1)低端制造業(2)中端制造業(3)高端制造業lnRD0.203??0.3600.069??(2.57)(1.48)(1.96)lnFDI0.0160.0180.010(1.06)(1.48)(0.87)lnopen×lninteg1.320???0.856???0.709???(2.92)(2.93)(2.68)常數項-0.552??-0.303-0.328?(-2.04)(-1.60)(-1.90)R20.2520.4920.320Prob>F0.00000.00000.0000樣本數522522522

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

表8 對外貿易開放和對內區際開放對制造業全要素生產率增長的邊際效應及解釋力

六 結論與政策建議

本文基于新古典經濟增長理論擴展了全要素生產率的內生化模型，在對外貿易開放和對內區際開放的統一框架下，從區域異質性與行業異質性視角，考察了影響我國制造業全要素生產率的因素，重點研究了對外貿易開放和對內區際開放對我國制造業全要素生產率的影響機制及其相關關系，并進行了實證檢驗。主要結論是：(1)提高對外貿易開放度與對內區際開放度對提升我國制造業全要素生產率均具有正向影響，并且對外貿易開放與對內區際開放對省際制造業全要素生產率的影響存在互相促進作用；(2)對內區際開放和對外貿易開放對東部沿海地區制造業生產率的影響比對中西部內陸地區更大，二者對制造業全要素生產率的影響存在區域異質性；(3)對外貿易開放對低端技術制造業的正向影響大于對中高端技術制造業的正向影響，對內區際開放對中高端技術制造業的正向影響大于對低端技術制造業的正向影響，二者對制造業全要素生產率的影響存在行業異質性。

基于以上結論，本文認為對外貿易開放與對內區際開放之間的協調發展更有利于提高地區制造業全要素生產率，有步驟、有重點地對這些關鍵環節進行改革將發揮至關重要的作用。(1)從區域角度來講，東部沿海地區長期實行出口導向型的經濟發展模式，隨著國際經濟環境變化和中國經濟發展進入新的歷史時期，海外市場約束增多，東部沿海地區需要開發廣闊的國內市場來保持經濟增長和利潤。因此，東部沿海地區應該充分重視自由流動要素市場的重要性，建設完善要素市場，通過政策和法規積極支持跨區域制造業企業之間的技術交流和商業合作，在各個企業之間擴散傳播技術知識。中西部地區對外貿易尚有很大發展空間，需要繼續深化對外開放，解決由于地方壟斷而導致的地方保護主義惡性競爭。同時，中西部地區仍要以發展地區經濟為中心，積極引進優秀人才、先進技術，尤其要大力完善交通等基礎設施建設，降低地區間貿易成本，縮小中西部地區省際間對內開放差異。同時，要深化改革，利用市場經濟的天然優勢提升市場活力，增強投資者的投資熱情，吸引資本、人才等生產要素流入本地區，提高本地區制造業全要素生產率，并最終實現國內外市場雙輪驅動地區經濟增長。(2)從行業角度來講，目前我國制造業出口附加值低，高端技術制造業企業被跨國企業鎖定在低附加值環節。對于中高端技術制造業，政府應加大產業政策扶持力度，推進高新產業集聚區的建設和發展，完善集聚區的配套基礎設施，為企業提供交流合作機會，促進中高端技術行業的轉型升級，將處于價值鏈低端的業務移至海外，以產品高端化為導向，進一步發展技術含量較高的新興高端產業。同時，淘汰低端制造業落后產能，促進增效減耗和節能減排，加強低端技術制造業企業之間的互動合作，形成一個信息技術資源合理流動的企業網絡，為企業提供市場信息、教育培訓等生產性服務，在不損害企業自主創新積極性的前提下實現企業之間的相互學習。