石騰超 鄒一南

一、引言

制造業(yè)是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要產(chǎn)業(yè)，也是我國經(jīng)濟能夠保持高速增長的支柱產(chǎn)業(yè)。在加入世貿(mào)組織之后，擴大的市場規(guī)模為我國的制造業(yè)帶來了廣闊的發(fā)展空間，并逐漸使我國發(fā)展成為“世界工廠”。然而在快速發(fā)展的同時，制造業(yè)的發(fā)展也出現(xiàn)了區(qū)域性的差異與變化，這種差異使得我國的制造業(yè)發(fā)展布局不均衡，并對我國經(jīng)濟格局的協(xié)調(diào)發(fā)展產(chǎn)生影響，因此，分析我國制造業(yè)區(qū)域差異及產(chǎn)生這種差異的原因成為分析我國區(qū)域經(jīng)濟結構不平衡的重要方面。

在經(jīng)濟學研究中，利用全要素生產(chǎn)率（TFP）的變動來分析技術水平的變化是量化生產(chǎn)效率的重要方法之一。在分析我國的具體情況時，對TFP水平進行測算也成為國內(nèi)經(jīng)濟學研究的一個重要課題。如涂正革和肖耿（2005）、張海洋（2005）、常亞青和宋來（2006）等就通過對TFP增長及其組成部分進行估算以分析我國的生產(chǎn)要素利用情況，發(fā)現(xiàn)我國的TFP表現(xiàn)出明顯的增長過程。而另一些研究則側重于分析影響TFP的各項因素，如Ao和Fulginiti（2005）認為勞動力引致的創(chuàng)新對于技術變化和TFP增長存在顯著影響。張海洋（2005）則認為外資活動對內(nèi)資工業(yè)部門全要素生產(chǎn)率的增長起關鍵作用。李勝文和李大勝（2006）認為人均人力資本和R&D投入的增長率下降是導致中國TFP增長緩慢的主要原因。而徐盈之和趙豫（2007）將人力資本、工業(yè)化、國有企業(yè)和外資企業(yè)比重歸結為影響TFP增長的顯著因素。

一些學者則針對制造業(yè)的TFP變動進行研究。宮俊濤等（2008）發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)的生產(chǎn)要素結構經(jīng)歷了一個資本相對密集化的過程，其中制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長來源于技術進步，但是技術效率變化卻表現(xiàn)為負作用。楊桂元和王莉莉（2008）也得出類似結論，認為當技術進步促進TFP提升時，總會受到技術效率下降對TFP增長的抑制影響。而袁堂軍（2009）則從微觀企業(yè)角度對制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行測算，發(fā)現(xiàn)資本技術密集型制造業(yè)的生產(chǎn)率有明顯的改善，但勞動密集型制造業(yè)的生產(chǎn)率呈現(xiàn)停滯不前甚至下降的趨勢。

從區(qū)域差異角度分析我國制造業(yè)TFP的變動則成為研究我國制造業(yè)生產(chǎn)效率問題的一個重要方向。我國不同區(qū)域之間的經(jīng)濟環(huán)境不同，使得制造業(yè)TFP發(fā)展呈現(xiàn)出不同路徑。朱英明（2009）從產(chǎn)業(yè)集聚角度分析我國制造業(yè)TFP增長的變動，認為不同區(qū)域的產(chǎn)業(yè)集聚差異造成了TFP增長的差異。王燕和徐妍（2008）也認為產(chǎn)業(yè)空間集聚可通過促進技術進步和提高技術效率兩個途徑來提高全要素生產(chǎn)率，但過度集聚會產(chǎn)生污染集中、地價上漲、惡性競爭等生產(chǎn)要素擁擠效應。這些集聚成本的積累會在一定程度上削弱企業(yè)在技術創(chuàng)新、效率改進等方面的潛能，使產(chǎn)業(yè)空間集聚對全要素生產(chǎn)率、技術進步和技術效率的作用強度有所減弱，使得區(qū)域制造業(yè)TFP分析呈現(xiàn)出復雜性。

此外，一些研究著力于分析特定因素對于我國TFP變動的影響。如徐盈之和趙豫（2007）對于信息制造業(yè)全要素生產(chǎn)率技術的分析表明，東中西部地區(qū)之間TFP增長存在顯著差異，其中人力資本、工業(yè)化、國有企業(yè)和外資企業(yè)比重是影響TFP增長的顯著因素。而方健雯（2009）、王濱（2010）也發(fā)現(xiàn)FDI對我國制造業(yè)發(fā)展存在顯著的水平溢出效應和后向溢出效應，使我國的整體技術水平得以提升。孫曉華等（2012）則認為中國制造業(yè)產(chǎn)業(yè)間的R&D溢出對全要素生產(chǎn)率具有顯著的正效應，同時，行業(yè)內(nèi)R&D資本存量提升了技術效率，增強了對先進技術的吸收能力和利用能力。陳豐龍和徐康寧（2012）則認為企業(yè)市場規(guī)模對我國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率有著顯著的正向效應，市場結構成為影響TFP的重要因素。而李丹和胡小娟（2008）則認為內(nèi)資企業(yè)和外資企業(yè)的差異是制造業(yè)各行業(yè)中存在效率差異的主要原因之一。

本文從區(qū)域差異的角度出發(fā)，對我國東中西部各省制造業(yè)的TFP變動進行測算，并對影響各地區(qū)的FDI、基礎設施水平、人力資本狀況、研發(fā)投入、市場化程度等因素進行計量分析，以求對造成我國制造業(yè)TFP區(qū)域發(fā)展差異的原因進行研究，并就造成差異的影響因素進行探討。

二、區(qū)域TFP的測算

（一）測算方法

計算全要素生產(chǎn)率的方法大致可以分為兩類，一類為參數(shù)分析法，即在不同的假設下通過選擇不同的生產(chǎn)函數(shù)形式對參數(shù)進行估計，如隨機前沿方法（SFA）、收入份額法及計量經(jīng)濟學法，等等。與之不同，非參數(shù)法則不需提前假設具體的生產(chǎn)函數(shù)形式，也不需估計具體的參數(shù)值，因此使用相對方便，也更為普遍，如指數(shù)法和數(shù)據(jù)包絡分析法（DEA）等?？紤]到數(shù)據(jù)質(zhì)量以及可操作性等問題，本文選用基于DEA分解的Malmquist指數(shù)法對我國制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率進行測量，以反應技術水平變化程度。這種方法在分析我國TFP變化時被廣泛采用（如楊桂元和王莉莉（2008）、徐盈之和趙豫（2007）、李丹和胡小娟（2008）等的研究）。

Malmquist指數(shù)是由瑞典經(jīng)濟學家曼奎斯特在20世紀50年代提出的，最初是用于消費分析，后來許多學者對該指數(shù)的應用進行了擴展性研究，其中費爾等人（Fare et al.，1994）等構建的基于DEA的Malmquist指數(shù)來對生產(chǎn)率進行測算，并將全要素生產(chǎn)率分解為純技術變化、規(guī)模效率變化以及技術變化來研究全要素生產(chǎn)率的變化。其中，純效率變化是不同時期的實際產(chǎn)出水平與各自最優(yōu)產(chǎn)出水平的距離之比。規(guī)模效率變化是通過比較不同時期的規(guī)模效率來反映其變動。技術變化為通過不同時期的生產(chǎn)前沿面的移動反映的技術進步情況。

（二）數(shù)據(jù)選取

本文數(shù)據(jù)主要來源于2003—2011年的《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》，部分來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，采用分析時期內(nèi)東部11個（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南），中部8個（山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南），西部11個（廣西、重慶、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、內(nèi)蒙古、青海、寧夏、新疆）省、自治區(qū)、直轄市的制造業(yè)部門的數(shù)據(jù)進行分析。

其中，選取的指標主要包括每個省份的制造業(yè)總產(chǎn)值（億元）、制造業(yè)的從業(yè)人員（萬人）以及制造業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值（億元）。其中，制造業(yè)總產(chǎn)值用以衡量產(chǎn)出水平，從業(yè)人員用以衡量勞動投入，而固定資產(chǎn)凈值則用以衡量資本投入。

（三）測算結果

利用數(shù)據(jù)包絡分析軟件Deap2.1對東中西部地區(qū)制造業(yè)的TFP變動進行測算，得到如下結果：

表1 總體Malmquist指數(shù)及其分解

對全國制造業(yè)TFP數(shù)據(jù)的整體測算結果表明，全國制造業(yè)2003—2011年的全要素生產(chǎn)率年平均增長為8.2%，其主要原因是技術進步水平的提高，其年平均增長率為13.2%，而考察期間技術效率的年平均增長率則為-4.7%，技術效率的下降在很大程度上抵消了技術進步的效果。

表2 東部Malmquist指數(shù)及其分解

東部地區(qū)制造業(yè)2003—2011年的全要素生產(chǎn)率平均增長為6.2%，低于全國平均水平，其中技術進步水平提高成為全要素生產(chǎn)率提高的主要原因，其年平均增長率為10.9%。而技術效率年平均增長率為-5.1%。東部地區(qū)的技術進步速度較全國而言有所放緩，而技術效率的負向影響與全國水平類似。

表3 中部Malmquist指數(shù)及其分解

中部地區(qū)制造業(yè)2003—2011年的全要素生產(chǎn)率年平均增長14.3%，遠高于全國平均水平，其中技術效率成為影響TFP提高的主要因素，其年平均增長率為14.4%，而技術進步的年平均增長率則為0.1%，這表明中部地區(qū)的制造業(yè)發(fā)展是以提高技術效率為主的發(fā)展模式。

表4 西部Malmquist指數(shù)及其分解

西部地區(qū)制造業(yè)2003—2011年的全要素生產(chǎn)率年平均增長14.8%，也高于全國平均水平，與中部地區(qū)類似，技術效率成為影響TFP提高的主要因素，其年平均增長率為14.9%，而技術進步的年平均增長率則為-0.1%。

從東中西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率變化及其分解變化中可以看出，我國這三個主要區(qū)域劃分表現(xiàn)出不同的TFP變動特征，且造成TFP增長的原因也不相同。就全要素生產(chǎn)率年平均增長率而言，中西部地區(qū)要高于東部地區(qū)。而就其分解因素而言，在技術效率方面表現(xiàn)為中西部地區(qū)遠高于東部地區(qū)；而在技術進步率方面，東部地區(qū)的技術進步率則遠高于中西部地區(qū)。這表明，在2003年以后，東部與中西部地區(qū)的制造業(yè)發(fā)展呈現(xiàn)出完全不同的格局，東部地區(qū)的制造業(yè)呈現(xiàn)出明顯的技術進步特征，而中西部地區(qū)則體現(xiàn)出技術效率的提高。

我國不同區(qū)域之間制造業(yè)呈現(xiàn)出的差異性特征說明各區(qū)域的制造業(yè)發(fā)展模式存在差異，因此需要對可能造成差異的影響因素進行分析，以求尋找產(chǎn)生這種差異的原因。

三、影響區(qū)域制造業(yè)TFP變動的因素分析

（一）影響因素的選取

根據(jù)以往的經(jīng)驗研究，外商直接投資水平FDI（方健雯（2009）、王濱（2010））；人力資本（李勝文和李大勝（2006）、徐盈之和趙豫（2007））；R&D（孫曉華等（2012））；企業(yè)所有制差異（李丹和胡小娟（2008））等成為影響我國制造業(yè)TFP變動的主要因素。

基于此，本文選取外商投資金額（lfdi）、基礎設施建設程度（選取鐵路里程作為量化指標，變量名ltrainmiles，下同）、人力資本（lhumank）、研發(fā)投入（lrd）、物價水平（CPI）、匯率（exchangerate）、市場化程度（以1-國有及國有控股企業(yè)工業(yè)產(chǎn)值/各省工業(yè)總產(chǎn)值進行衡量，market）作為影響全要素生產(chǎn)率（tfp）的影響因素進行分析（其中變量中存在數(shù)量單位的通過取對數(shù)進行增長率修正）。各個數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局統(tǒng)計年鑒以及各地區(qū)的相關統(tǒng)計年鑒。

對變量進行相關性檢驗與ADF檢驗的結果表明（見表5與表6），各變量之間相關系數(shù)并不高，不會對估計結果產(chǎn)生顯著的偏差。同時，平穩(wěn)性檢驗的結果表明，除全要素生產(chǎn)率（tfp）本身為1階單整序列，各個影響變量均為0階單整序列，通過對tfp這一變量進行處理，選取其變化率ltfp作為同階變量進行分析，可以為變量之間進行同階回歸分析與預測提供基礎。在本文之后的分析中，均采用全要素生產(chǎn)率的變化率ltfp進行分析。

表5 變量spearman相關系數(shù)檢驗

表6 變量序列ADF檢驗

（二）模型分析

1.總體回歸模型分析

本文通過對所分析的面板數(shù)據(jù)進行混合ols回歸和固定效應回歸模型分析，并加入滯后控制變量，計量結果見表7。

在回歸（1）中，并不加入全要素生產(chǎn)率增長率的滯后項，以及可能的區(qū)域、年份固定效應，只對本文中其他經(jīng)濟變量實際利用外商投資金額（lfdi）、鐵路里程（ltrainmiles）、人力資本（lhumank）、研發(fā)投入（lrd）、CPI、匯率（exchangerate）、市場化程度（market），計量結果表明各經(jīng)濟變量基本不顯著，只有匯率因素顯著提升了全要素生產(chǎn)率。這種結果可能是由兩種原因導致：一是所選取的變量對TFP變化率并無顯著影響，二是由于區(qū)域間各變量對全要素生產(chǎn)率的作用出現(xiàn)相反的效應，最終在混合層面看是中和之后的效果，總體效應可能是不顯著的。為了排除這兩種原因，需要對模型進行地區(qū)差異分析與時間效應分析。

（1）地區(qū)差異

在地區(qū)差異模型中，主要考察東中西部三個地區(qū)的tfp變化率是否存在固定效應上的顯著差異。表7中（2）、（3）兩列的地區(qū)差異分析表明，東中部地區(qū)之間全要素生產(chǎn)率的固定效應差異并不明顯，而東中部地區(qū)與西部地區(qū)之間的全要素生產(chǎn)率水平之間存在較為明顯的差異，這與本文之前分析的結果一致。

（2）時間效應

本文通過時間效應分析對TFP的變化情況進行趨勢判斷，以及收斂性分析。從時間效應來看，中部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率增速雖然略高于東部地區(qū)，但并不顯著，而西部地區(qū)的全要素生產(chǎn)率增速則顯著低于東部地區(qū)（表7列（2）、（3）），因此區(qū)域之間的生產(chǎn)率發(fā)散的結論是穩(wěn)健的。從混合樣本來看，TFP變化率是逐年下降的，但下降的幅度逐漸減緩。而2008年則表現(xiàn)得十分顯著，且下降幅度超過此前各年。本文認為這源于金融危機的外部沖擊，而并非所選因素的影響。

（3）變量影響

對影響TFP變動的各個影響因素分析表明：利用外資水平（lfdi）對TFP變化率的影響為負向，特別是考慮了區(qū)域間差異和年份固定效應之后，其影響更為穩(wěn)健，但不顯著?；A設施建設可能對TFP變化率具有正向效應，但是表現(xiàn)得也并不顯著。而人力資本、研發(fā)投入則可能表現(xiàn)為正向影響，cpi對TFP增長率的影響未定。匯率的波動對TFP變動的影響則為正向。而市場化因素對TFP變化率具有一定程度的促進效應。而同時，在分析控制變量TFP變化率滯后項時（表7列（3）），可以發(fā)現(xiàn)滯后項對TFP變化率顯著正相關，表明其存在持續(xù)性趨勢，較少發(fā)生跳躍式變化。

2.各區(qū)域回歸模型分析

在總體樣本回歸的基礎之上，本文對東中西部地區(qū)分別做了相同的回歸，其結果如表8所示，其中各區(qū)域的回歸分析并不控制全要素生產(chǎn)率增長率的滯后項，但控制了時間固定效應和省份固定效應。其中滯后項的分析表明，東部地區(qū)、西部地區(qū)上一期的TFP變化率會對本期的TFP增長率產(chǎn)生顯著正向影響，而對中部地區(qū)則表現(xiàn)為負相關。但是這種影響相對較小，并不會對之前的分析結果產(chǎn)生太大的影響。

（1）時間效應

表7 生產(chǎn)率影響因素的全樣本估計

本文發(fā)現(xiàn)在時間效應三個地區(qū)存在明顯差異，如圖1所示。對于東部地區(qū)而言，2005年相對于2004年出現(xiàn)了生產(chǎn)率增長率的下降，2006年、2007年實現(xiàn)了上升，2008年、2009年又再次下降，2010年與2011年則又實現(xiàn)了上升，呈現(xiàn)出明顯的周期性波動趨勢，并與外部經(jīng)濟的周期變動基本保持。這表明東部地區(qū)制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化率與全球經(jīng)濟景氣程度密切相關。雖然2008年開始的金融危機對其產(chǎn)生了明顯的影響，但是恢復能力強，2010年就實現(xiàn)了新的增長。而中西部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展一直并不理想，2005年以后的TFP變化率一直在下降，但下降的幅度呈現(xiàn)減緩的趨勢。

表8 分區(qū)域的生產(chǎn)率影響因素分析

圖1 東中西部地區(qū)時間效應差異

（2）變量影響

對影響各區(qū)域制造業(yè)TFP變化率的因素進行分析時可以發(fā)現(xiàn)，實際利用外資的程度對于東中西部地區(qū)之間的影響存在差異。利用外資的增加有助于提高東部地區(qū)的生產(chǎn)率增長率，但對中西部地區(qū)則是抑制效應，且這一結論呈現(xiàn)出相當程度的穩(wěn)健性。而基礎設施建設對東部地區(qū)和西部地區(qū)的作用為正，但只有西部地區(qū)顯著，而對中部地區(qū)顯著負相關。而在控制了全要素生產(chǎn)率增長率的滯后項后，其正向作用仍舊在西部地區(qū)顯現(xiàn)。

此外，人力資本在東中部地區(qū)表現(xiàn)為正相關，且只有東部地區(qū)顯著，對西部地區(qū)則表現(xiàn)顯著負相關。而研發(fā)投入對東中西部地區(qū)的TFP增長率呈現(xiàn)顯著的正相關。匯率因素則對東部地區(qū)的TFP增長率表現(xiàn)出負相關，對中西部地區(qū)則表現(xiàn)為正相關。市場化程度對東部地區(qū)表現(xiàn)出負相關，但不顯著；而對中西部地區(qū)則表現(xiàn)出正相關，且顯著。

四、結論

本文的分析結果表明我國的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率在過去的近10年間呈現(xiàn)出快速增長的過程，并且體現(xiàn)出明顯的區(qū)域差異。以技術進步為驅動力的東部地區(qū)平穩(wěn)上升，而以技術效率增長為驅動力的中部地區(qū)與西部地區(qū)高速發(fā)展。東中西部地區(qū)各自形成了獨特的制造業(yè)發(fā)展模式，并集中體現(xiàn)地區(qū)在生產(chǎn)效率提升的不同表現(xiàn)上。

具體而言，第一，利用外資的增加有助于提高東部地區(qū)的生產(chǎn)率增長率，但這一特點卻并沒有在中西部地區(qū)表現(xiàn)出來。這集中反映出在分析期內(nèi)，東部地區(qū)制造業(yè)的國際化水平相對較高，能較好地利用外部資源。但是同時，東部地區(qū)的制造業(yè)的技術水平提升也受到經(jīng)濟周期波動影響，與外部經(jīng)濟環(huán)境更為緊密地聯(lián)系在一起。這一問題值得特別關注，在全球遭遇經(jīng)濟危機時，制造業(yè)，尤其是東部沿海地區(qū)制造業(yè)所表現(xiàn)出來的不景氣使得我們應該對東部地區(qū)制造業(yè)的外向型發(fā)展模式進行反思，如何提高制造業(yè)抗風險能力也成為未來亟待解決的問題。此外，匯率波動對東部地區(qū)制造業(yè)的影響較為顯著。隨著人民幣匯率的提高，出口相對優(yōu)勢下降，這并不利于東部地區(qū)企業(yè)等提高全要素生產(chǎn)率，相反成為一種提升生產(chǎn)率的掣肘。面對我國進一步的匯率開放政策，如何有效規(guī)避匯率風險也是東部地區(qū)制造業(yè)持續(xù)發(fā)展要解決的重要課題。

第二，根據(jù)本文的分析，基礎設施建設的作用對西部地區(qū)呈現(xiàn)出顯著的正相關性，這一結論驗證了國家西部大開發(fā)戰(zhàn)略對于提升西部地區(qū)制造業(yè)的整體實力有著積極的作用。西部大開發(fā)戰(zhàn)略作為提升我國西部地區(qū)整體競爭力的重要方略，將會為西部地區(qū)制造業(yè)的提升帶來機遇，也使得西部地區(qū)的制造業(yè)更多地獲得了由技術擴散效應所帶來的技術效率的提升。

第三，計量結果表明，研發(fā)投入有助于提升我國制造業(yè)的TFP，因此我國制造業(yè)在發(fā)展過程中應重視自主技術研發(fā)，并加大研發(fā)規(guī)模，使得“中國制造”向“中國創(chuàng)造”進行轉變，以提升我國制造業(yè)的競爭實力。

第四，市場化程度對中西部地區(qū)制造業(yè)TFP提升表現(xiàn)出顯著的正相關，這表明中西部地區(qū)市場化進程的加快有助于提升地區(qū)的全要素生產(chǎn)率。這一結論反映出更為開放的市場為本土制造業(yè)企業(yè)避免“市場隔層陷阱”、獲取市場能力提供了可能，也為本土企業(yè)技術創(chuàng)新與研發(fā)能力的提升提供了規(guī)模效應的誘因（張國勝，2011）。因此，進一步打破行業(yè)壁壘，擴大中西部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的市場開放程度將可能成為進一步發(fā)展中西部地區(qū)制造業(yè)的關鍵。

綜上所述，我國制造業(yè)在發(fā)展中出現(xiàn)的區(qū)域性差異與變化使得我國在進行區(qū)域結構調(diào)整時困難加大，復雜性增強。東中西部地區(qū)不同的發(fā)展環(huán)境造成制造業(yè)的布局不均衡，對我國未來的經(jīng)濟轉型提出挑戰(zhàn)。為了應對這一挑戰(zhàn)，本文認為，應從以下兩個方面入手，進行區(qū)域制造業(yè)結構調(diào)整：

（1）加強東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的自主創(chuàng)新能力。東部地區(qū)制造業(yè)企業(yè)的發(fā)展對于我國中西部地區(qū)的制造業(yè)企業(yè)有著帶動作用，其自主創(chuàng)新能力的提升一方面有助于提升產(chǎn)業(yè)競爭力，另一方面，也有利于技術向中西部地區(qū)擴散，形成帶動機制，促進我國整體制造業(yè)技術水平的提升。

（2）中西部地區(qū)應著力于打造更為公平的市場競爭環(huán)境與投資環(huán)境。打破僵化的地域市場分割有利于實現(xiàn)技術的轉移；同時，更有效率的市場能夠使中西部地區(qū)吸引投資的能力進一步加強，這也有助于中西部地區(qū)提升企業(yè)競爭力。

［1］Ao，X.and L.Fulginiti，2005，Productivity Growth in China: Evidence from Chinese Provinces ［J］. http://12913120141/eps/dev/papers/0502/05020241pdf.

［2］F?re，R.，Grosskopf，S.，Norris，M.，Zhang，Z.，1994，“Productivity Growth，Technical Progress and Efficiency Change in Industrialized Countries”，American Economic Review，84，66-83.

［3］常亞青，宋來.中國企業(yè)相對效率和全要素生產(chǎn)率研究：基于37個行業(yè)5年數(shù)據(jù)的實證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2006，（11）.

［4］陳豐龍，徐康寧.本土市場規(guī)模與中國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2012，（5）.

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