一 問題提出與文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，我國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值從1978年的3678.7億元增長(zhǎng)到2017年的827122億元，年均增長(zhǎng)率達(dá)到14.9%，創(chuàng)造了舉世矚目的“中國(guó)奇跡”。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入增速轉(zhuǎn)軌期與“新舊動(dòng)能”轉(zhuǎn)換期，如何有效提升全要素生產(chǎn)率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，成為社會(huì)各界討論的焦點(diǎn)。這個(gè)問題之所以引起廣泛關(guān)注，主要源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中存在的一個(gè)客觀現(xiàn)實(shí):作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)能的綜合指標(biāo)，全要素生產(chǎn)率(TFP)水平自2008年以來幾乎停滯，亟待促進(jìn)TFP上升的“新動(dòng)能”出現(xiàn)(鄭江淮等，2018)[1]，尤其是作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)主要源泉的制造業(yè)，迫切需要解決人均增加值較低，技術(shù)創(chuàng)新能力薄弱，競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)層次低下，產(chǎn)業(yè)組織和結(jié)構(gòu)不合理等制約中國(guó)從“制造大國(guó)”轉(zhuǎn)向“制造強(qiáng)國(guó)”的問題。

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，貿(mào)易開放可以通過產(chǎn)出效應(yīng)和技術(shù)溢出效應(yīng)來促進(jìn)生產(chǎn)率的提高和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(Coe和Helpman，1993)[2]，而區(qū)域市場(chǎng)一體化也有助于推動(dòng)制造業(yè)專業(yè)分工的深化。由此可見，對(duì)外貿(mào)易和國(guó)內(nèi)貿(mào)易對(duì)一國(guó)特別是大國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要影響。從中國(guó)的情況來看，一方面自2008年全球金融危機(jī)以來，外部需求減少，對(duì)外貿(mào)易的驅(qū)動(dòng)減弱，中美貿(mào)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(guó)內(nèi)逐步推進(jìn)市場(chǎng)一體化進(jìn)程，各省份專業(yè)化分工程度不斷提高，但對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度依然較低，國(guó)內(nèi)區(qū)域發(fā)展仍然很不平衡。

全要素生產(chǎn)率指產(chǎn)出增長(zhǎng)率超出要素投入增長(zhǎng)率的部分，被認(rèn)為是技術(shù)進(jìn)步的重要指標(biāo)。相關(guān)研究表明，對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)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(jù)新增長(zhǎng)理論，貿(mào)易開放有利于提高資源配置效率，形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，加速技術(shù)進(jìn)步(Grossman，1995)[6]。貿(mào)易開放水平越高，越有利于學(xué)習(xí)先進(jìn)的外來技術(shù)，出口企業(yè)通過“邊出口邊學(xué)習(xí)”來提高生產(chǎn)率，而進(jìn)口貿(mào)易的“技術(shù)溢出”效應(yīng)也將加快國(guó)外先進(jìn)技術(shù)在本國(guó)的擴(kuò)散速度，從而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)一步提升 (呂大國(guó)和耿強(qiáng)，2016)[7]。2018年3月爆發(fā)的以鐵鋁關(guān)稅為導(dǎo)火索的中美貿(mào)易戰(zhàn)，在某種程度上提醒我們國(guó)內(nèi)區(qū)際間貿(mào)易對(duì)大國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性。為有效應(yīng)對(duì)和解決出口貿(mào)易摩擦問題，中國(guó)在堅(jiān)持對(duì)外開放基本國(guó)策的同時(shí)，也亟待打破區(qū)域市場(chǎng)分割、提高省際間開放度，整合國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。與中國(guó)經(jīng)濟(jì)高度融入國(guó)際市場(chǎng)形成鮮明對(duì)比的是國(guó)內(nèi)市場(chǎng)較為嚴(yán)重的市場(chǎng)分割現(xiàn)象，尤其是地方保護(hù)主義和地區(qū)間“以鄰為壑”的招商引資政策。實(shí)施區(qū)域市場(chǎng)分割政策，雖然有助于激勵(lì)本地經(jīng)濟(jì)發(fā)展，但不利于生產(chǎn)要素的跨區(qū)自由流動(dòng)，并導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同等問題，因而不利于全要素生產(chǎn)率的提高(周黎安，2007[8]；徐保昌和謝建國(guó)，2016[9])。市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)開放通常具有“二重開放”特征(趙偉，2005)[10]，即出口貿(mào)易的發(fā)展代表了對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放程度，區(qū)域一體化則代表了對(duì)內(nèi)經(jīng)濟(jì)開放程度，即區(qū)際開放水平。由于國(guó)外市場(chǎng)與國(guó)內(nèi)市場(chǎng)對(duì)于企業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)具有一定的替代效應(yīng)(張杰等，2010)[11]，許多學(xué)者也對(duì)內(nèi)外部市場(chǎng)如何協(xié)調(diào)，內(nèi)外部市場(chǎng)之間是否有相互替代的關(guān)系這類問題進(jìn)行了諸多卓有成效的探索。盛斌和毛其淋(2011)[12]研究了對(duì)外經(jīng)濟(jì)開放和區(qū)域市場(chǎng)一體化與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果證明對(duì)外開發(fā)度越低的地區(qū)(中西部地區(qū))，其全要素生產(chǎn)率受到區(qū)域市場(chǎng)一體化的影響越大，而沿海地區(qū)則具有相反的效果，并且對(duì)內(nèi)開放與對(duì)外開放在不同區(qū)域之間具有替代效應(yīng)。毛其淋(2012)[13]提出，出口開放與區(qū)際開放之間存在顯著的互補(bǔ)效應(yīng)，二者相互促進(jìn)。因此，深入研究對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的互動(dòng)作用對(duì)于我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，具有非常重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。

梳理相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，研究者們多單一分析對(duì)外貿(mào)易開放或?qū)?nèi)區(qū)際開放對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的影響，少有學(xué)者將對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放結(jié)合起來，研究其互動(dòng)效應(yīng)對(duì)我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文研究的工作和貢獻(xiàn)主要為兩個(gè)方面：(1)在Miller和Upadhyay(2000)[14]的理論模型基礎(chǔ)上，引入對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度因素，構(gòu)建了一個(gè)基于中國(guó)特殊市場(chǎng)體制的內(nèi)生技術(shù)進(jìn)步模型，進(jìn)一步研究了對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。(2)在對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的統(tǒng)一框架下，基于區(qū)域異質(zhì)性與行業(yè)異質(zhì)性，綜合分析兩者對(duì)我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)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(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，從而為我國(guó)深化社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)體制改革和推動(dòng)形成全面開放新格局提供決策參考。

二 理論假說與計(jì)量模型設(shè)定

(一)理論假說

對(duì)外開放主要通過以下三個(gè)渠道影響全要素生產(chǎn)率：(1)對(duì)外開放有助于擴(kuò)大出口企業(yè)的銷售市場(chǎng)規(guī)模，從而促進(jìn)企業(yè)利用規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提升其全要素生產(chǎn)率；(2)相關(guān)實(shí)證研究結(jié)果表明，在對(duì)外開放過程中，進(jìn)出口企業(yè)可以通過對(duì)外貿(mào)易學(xué)習(xí)他國(guó)先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗(yàn)，這種外溢效應(yīng)有助于提升其全要素生產(chǎn)率；(3)對(duì)外開放帶來激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)，企業(yè)為了從競(jìng)爭(zhēng)中勝出，將努力降低生產(chǎn)成本、加大研發(fā)投入、提高運(yùn)營(yíng)效率、提升管理水平、改進(jìn)產(chǎn)品質(zhì)量，從而促進(jìn)其全要素生產(chǎn)率的提升(申廣軍和王雅琦，2016)[15]。對(duì)內(nèi)區(qū)際開放主要從以下三個(gè)方面影響全要素生產(chǎn)率：(1)在生產(chǎn)要素層面上，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放不僅可以有效促進(jìn)生產(chǎn)要素根據(jù)價(jià)格信號(hào)自由流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)有效的資源配置，同時(shí)還可以打破地區(qū)貿(mào)易壁壘，促進(jìn)不同產(chǎn)業(yè)在循環(huán)累積因果機(jī)制下，形成產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，從而有效促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高(李雪松等，2017)[16]；(2)在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層面上，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放有助于促進(jìn)地區(qū)間企業(yè)交流，避免重復(fù)建設(shè)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同問題的發(fā)生，有利于不同地區(qū)各自發(fā)揮比較優(yōu)勢(shì)，最終促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。(3)在區(qū)域合作層面上，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放可以有效遏制地方政府采取“以鄰為壑”的惡意競(jìng)爭(zhēng)行為，削弱地方保護(hù)主義的外部影響，并通過充分促進(jìn)區(qū)域間產(chǎn)業(yè)合作，提升全要素生產(chǎn)率(銀溫泉和才婉茹，2001)[17]。根據(jù)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(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率均有正向促進(jìn)作用。

提升國(guó)家的整體技術(shù)創(chuàng)新水平，可以通過國(guó)際貿(mào)易中的技術(shù)溢出方式來實(shí)現(xiàn)。但是對(duì)于發(fā)展中國(guó)家而言，其處在價(jià)值鏈低端位置很難實(shí)現(xiàn)技術(shù)溢出效應(yīng)，若從國(guó)內(nèi)貿(mào)易分析視角出發(fā)，通過價(jià)值鏈組接、信息擴(kuò)散、競(jìng)爭(zhēng)驅(qū)動(dòng)等方式去發(fā)展國(guó)內(nèi)外貿(mào)易的聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，就能夠?qū)崿F(xiàn)技術(shù)溢出效應(yīng)，打通上中下游產(chǎn)業(yè)鏈，最終達(dá)到貿(mào)易技術(shù)創(chuàng)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(guó)的出口結(jié)構(gòu)以加工貿(mào)易為主，國(guó)內(nèi)貿(mào)易市場(chǎng)主體不能完美承接國(guó)外貿(mào)易市場(chǎng)主體，二者之間存在“錯(cuò)位”，當(dāng)國(guó)外市場(chǎng)需求不足，制造業(yè)企業(yè)被迫轉(zhuǎn)向國(guó)內(nèi)市場(chǎng)時(shí)，市場(chǎng)分割將導(dǎo)致商品不能按照市場(chǎng)價(jià)格信號(hào)跨區(qū)域自由流通，但批發(fā)環(huán)節(jié)上有組織的運(yùn)營(yíng)網(wǎng)絡(luò)可以形成規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低本地與外部市場(chǎng)流通的成本。由于區(qū)際開放有助于各地區(qū)企業(yè)間的交流合作，有利于發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)，從而促進(jìn)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量和市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的提高，進(jìn)而表現(xiàn)為出口能力的增強(qiáng)，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。因此，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放會(huì)在一定程度上強(qiáng)化對(duì)外貿(mào)易對(duì)于提升全要素生產(chǎn)率的影響和作用，即對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度越高，對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)生產(chǎn)率的邊際影響越大。同理，對(duì)外貿(mào)易開放度越高，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)生產(chǎn)率的邊際影響也越大。由此，提出假說2。

假說2：對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放在影響省際制造業(yè)全要素生產(chǎn)率變化上存在互相促進(jìn)效應(yīng)。

地理?xiàng)l件、基礎(chǔ)設(shè)施、要素資源稟賦和經(jīng)濟(jì)發(fā)展等因素的差異也會(huì)導(dǎo)致不同地區(qū)對(duì)外貿(mào)易開放度和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不同(楊朝均等，2018)[21]。從不同區(qū)域來看，中國(guó)東部沿海地區(qū)依靠其開放的地理和經(jīng)濟(jì)環(huán)境進(jìn)行跨國(guó)跨省經(jīng)營(yíng)，并且歷來重視合作和交流，從而其對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放水平均較高；而在對(duì)外貿(mào)易開放度和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度均較低的內(nèi)陸地區(qū)，因自然環(huán)境、基礎(chǔ)條件等制約，經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)封閉。此外，從技術(shù)異質(zhì)性角度來看，不同要素密集度企業(yè)在全球價(jià)值鏈分工中的位置差異，也會(huì)導(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)其全要素生產(chǎn)率影響的不同?；谝陨辖?jīng)驗(yàn)分析，提出假說3。

假說3：對(duì)內(nèi)區(qū)際開放和對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性和行業(yè)異質(zhì)性。

(二)計(jì)量模型構(gòu)建

根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論，技術(shù)水平(全要素生產(chǎn)率)不僅取決于人力資本的平均積累水平，還會(huì)受到對(duì)外貿(mào)易開放及其波動(dòng)的影響。Levin和Raut(1997)[22]構(gòu)建一個(gè)全要素生產(chǎn)率模型，考慮了出口貿(mào)易和人力資本這兩個(gè)內(nèi)生影響因素，證實(shí)出口貿(mào)易對(duì)全要素生產(chǎn)率和發(fā)展中國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。Miller和Upadhyay(2000)[14]通過考慮對(duì)外開放、貿(mào)易方向和人力資本等內(nèi)生因素，建立了全要素生產(chǎn)率模型，進(jìn)一步檢驗(yàn)對(duì)外開放、貿(mào)易方向和人力資本等因素對(duì)提升全要素生產(chǎn)率的影響。本文進(jìn)一步擴(kuò)展全要素生產(chǎn)率的內(nèi)生化模型，采用如下生產(chǎn)函數(shù)形式：

Y=F(KL)A(·)

(1)

其中，K表示物質(zhì)資本投入量，L表示勞動(dòng)投入，A(·)是?？怂怪行约夹g(shù)進(jìn)步的效率函數(shù)，假定式(1)中的?？怂剐薯?xiàng)A(·)組成部分為多元的，它顯示了勞動(dòng)力、資本之外其他因素(如對(duì)外開放度、技術(shù)水平、人力資本水平等)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。

本文假定經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的其他投入要素不變，技術(shù)進(jìn)步水平以外生速率γ增長(zhǎng)，同時(shí)考察對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)技術(shù)進(jìn)步水平的作用，則得到技術(shù)進(jìn)步的效率函數(shù)如下：

(2)

其中，i表示地區(qū)，t表示時(shí)刻，Y表示總產(chǎn)出，open表示對(duì)外貿(mào)易開放水平，integ表示對(duì)內(nèi)區(qū)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(chǎn)函數(shù)：

(3)

其中A0為初始時(shí)期的生產(chǎn)效率水平，δ為貿(mào)易開放對(duì)技術(shù)進(jìn)步水平的影響參數(shù)，γ為對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)技術(shù)進(jìn)步水平的影響參數(shù)，μ為人力資本對(duì)技術(shù)進(jìn)步水平的影響參數(shù)。

在式(3)左右兩端同時(shí)除以F(Ki， tLi， t)，得到全要素生產(chǎn)率的表達(dá)式：

(4)

對(duì)式(4)取自然對(duì)數(shù)，即得到：

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

(5)

本文研究對(duì)外貿(mào)易開放水平和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放水平對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。采用制造業(yè)全要素生產(chǎn)率來衡量中國(guó)制造業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的情況，運(yùn)用以上步驟推導(dǎo)出式(5)作為基本模型。最后，在基本模型之中加入以下四個(gè)變量作為控制變量以減少計(jì)量結(jié)果的誤差：人力資本(H)、政府支出規(guī)模(govscale)研發(fā)支出(RD)和外資引進(jìn)(FDI)，則基本模型可以擴(kuò)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(biāo)選取與數(shù)據(jù)說明

(一)變量選擇

1.制造業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。本文采用基于DEA的Malmquist指數(shù)法對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)量，記為TFP。具體地，用規(guī)模以上制造業(yè)工業(yè)銷售產(chǎn)值衡量產(chǎn)出，用分地區(qū)的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)折算為資產(chǎn)總計(jì)來衡量資本投入，用制造業(yè)全行業(yè)從業(yè)人員年平均數(shù)來衡量勞動(dòng)投入，從而估算出各行業(yè)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)。采用永續(xù)盤存法(張軍等，2004)[23]估算各省的資本存量，本文基準(zhǔn)年(1998年)的資本存量采用單豪杰(2008)[24]提供的數(shù)據(jù)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(chǎn)投資和資本存量，Pt為固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，將折舊率δ設(shè)為9.6%[注]一些文獻(xiàn)使用10%或其他折舊率。使用不同折舊率和價(jià)格平減方法，不會(huì)改變本文的基本結(jié)果。。產(chǎn)出額與投資額分別利用各省工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)和各省份固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減，得到以1998年為基期的實(shí)際值，各平減指數(shù)均采用中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫的年度數(shù)據(jù)。其中數(shù)據(jù)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(zhǎng)率計(jì)算出估算值。

2.對(duì)外貿(mào)易開放度

度量貿(mào)易開放度最常用的指標(biāo)為進(jìn)出口貿(mào)易總額與GDP的比值，該方法簡(jiǎn)單直觀，但存在一定局限性。比如，規(guī)模較大經(jīng)濟(jì)體由于其內(nèi)部市場(chǎng)需求大，不需要過多地依賴于對(duì)外貿(mào)易，從而這些地區(qū)外貿(mào)依存度會(huì)存在降低的趨勢(shì)。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(duì)貿(mào)易開放度指標(biāo)。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(gè)體效應(yīng)，用來控制影響對(duì)外貿(mào)易開放的地理因素。最后得到的修正貿(mào)易開放度指數(shù)為：

(9)

3.對(duì)內(nèi)區(qū)際開放

(10)

(11)

4.控制變量。為了控制其他可能影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素，本文根據(jù)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(dāng)年普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)占從業(yè)人數(shù)的比率表示。一個(gè)地區(qū)的人力資本稟賦越高，實(shí)物資本的使用效率就越高，從而促進(jìn)當(dāng)?shù)厝厣a(chǎn)率提高。(2)政府支出規(guī)模(govscale)。用地方政府財(cái)政支出與當(dāng)?shù)谿DP的比值來表示。政府支出規(guī)模對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響不確定，首先，地方政府往往會(huì)對(duì)處于發(fā)展初期的當(dāng)?shù)仄髽I(yè)提供資金以支持其發(fā)展，這樣一來，可能會(huì)有損市場(chǎng)機(jī)制在資源配置中發(fā)揮作用，導(dǎo)致市場(chǎng)資源配置扭曲；再者，地方政府對(duì)本地的教育和基礎(chǔ)設(shè)施進(jìn)行投資改善，會(huì)間接地促進(jìn)本地技術(shù)進(jìn)步。(3)自主研發(fā)投入(RD)。用科技活動(dòng)經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出總額占GDP的比重加以衡量。研發(fā)投入會(huì)提高產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平，是形成制造業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力的關(guān)鍵因素。(4)技術(shù)引進(jìn)(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(gè)省、市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)，時(shí)間跨度為1998-2015年(西藏、海南缺失了大量數(shù)據(jù)，所以未納入樣本)。為保持統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)口徑一致和數(shù)據(jù)的連續(xù)性，本文整理合并28個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)，最終選取21個(gè)兩位數(shù)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，數(shù)據(jù)主要來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(二)國(guó)內(nèi)區(qū)際開放度與對(duì)外貿(mào)易開放度的描述性分析

圖1描繪了1998-2015年中國(guó)對(duì)內(nèi)區(qū)際開放指數(shù)的時(shí)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(wěn)步上升趨勢(shì)，但近年來有下降趨勢(shì)并波動(dòng)較大。此外，還將樣本劃分為東部沿海、中部和西部三個(gè)子樣本，三類地區(qū)的走勢(shì)與全國(guó)的趨勢(shì)大體一致。對(duì)外貿(mào)易開放度走勢(shì)如圖2所示，從1998年到2015年底，東中西部地區(qū)與全國(guó)貿(mào)易開放度的變化走勢(shì)基本一致。在整個(gè)樣本期間內(nèi)都呈現(xiàn)出持續(xù)下降的態(tài)勢(shì)，其中，東部地區(qū)在2011-2013年期間波動(dòng)最為劇烈，原因可能在于國(guó)際金融危機(jī)的沖擊使得國(guó)際市場(chǎng)需求持續(xù)低迷，同時(shí)國(guó)內(nèi)“人口紅利”逐步喪失，我國(guó)對(duì)外貿(mào)易的傳統(tǒng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)正在逐漸弱化。2012-2015年中國(guó)外貿(mào)增長(zhǎng)連續(xù)4年未達(dá)既定目標(biāo)，跌破長(zhǎng)期以來的兩位數(shù)高速增長(zhǎng)，甚至低于經(jīng)濟(jì)增速，出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)(陳超，2016)[29]。

圖1 全國(guó)及對(duì)內(nèi)區(qū)際開放程度變化趨勢(shì)(1998-2015年)

圖2 全國(guó)及對(duì)外貿(mào)易開放度變化趨勢(shì)(1998-2015年)

(三)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的描述性分析

基于deap軟件，測(cè)量得到各省的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率。圖3表示了1998-2015年中國(guó)省際的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率變化趨勢(shì)。1998-2015年，全要素生產(chǎn)率(TFP)基本大于1，并且保持逐年增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)，僅在 1999年和2009年出現(xiàn)了短期的下滑，增速小于0，Malmquist指數(shù)在2009年下降至0.93，2010年后伴隨經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇,我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率開始出現(xiàn)穩(wěn)步的增長(zhǎng)。從圖中可以看出，這兩次下滑都是由于技術(shù)效率的明顯惡化所致；在2008-2010年期間，我國(guó)全要素生產(chǎn)率波動(dòng)較大，特別是技術(shù)進(jìn)步增速有急劇下轉(zhuǎn)的趨勢(shì)，三年技術(shù)進(jìn)步增長(zhǎng)分別為30.91%、-59.92%和193.67%。由此可以得出，金融危機(jī)可能會(huì)對(duì)技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生較大的沖擊。從全國(guó)歷年Malmquist指數(shù)及其分解來看，2002-2008年期間的技術(shù)效率基本上呈現(xiàn)出負(fù)增長(zhǎng)。說明在這段期間內(nèi)，技術(shù)效率的普遍下降可能制約了我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高?？偟膩砜矗?998-2015年期間，技術(shù)進(jìn)步對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的拉動(dòng)作用較大，而技術(shù)效率在一定程度上阻礙了全要素生產(chǎn)率的提高，另外，從圖中2010-2015年的技術(shù)效率水平走勢(shì)中還可以看出，我國(guó)技術(shù)效率水平近年來呈現(xiàn)逐步提升的態(tài)勢(shì)。

異方差會(huì)在構(gòu)建模型時(shí)造成結(jié)果的不穩(wěn)定性，為了降低異方差，本文對(duì)各變量取對(duì)數(shù)處理。各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析如表2所示，全要素生產(chǎn)率的最小值為-1.431，最大值為1.045，平均值為0.070，標(biāo)準(zhǔn)差為0.259，說明全國(guó)范圍內(nèi)的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率在樣本期內(nèi)具有較大差異，此外，其他主要解釋變量也在較大范圍內(nèi)波動(dòng)。表明樣本質(zhì)量良好。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

四 實(shí)證結(jié)果及分析

本部分將分析基準(zhǔn)回歸結(jié)果，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢查結(jié)果是否存在測(cè)量誤差和內(nèi)生性。

(一)基準(zhǔn)回歸

對(duì)式(5)的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型分別進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，相應(yīng)的p值為0.0000，在1%顯著性水平上拒絕隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)更有效的原假設(shè)，故表2反映了模型固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。表2列(1)和列(2)分別顯示了對(duì)外貿(mào)易開放、對(duì)內(nèi)區(qū)際開放與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系的回歸結(jié)果，表明對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放均對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率有正向影響，從而驗(yàn)證了本文假說1。表2列(3)顯示引入對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放交叉項(xiàng)后的計(jì)量結(jié)果，對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的系數(shù)仍然大于0。但對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的系數(shù)在1%的水平上顯著，而對(duì)外貿(mào)易開放的系數(shù)并不顯著。然而，并不能就此得出對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用不顯著的結(jié)論，還要考慮對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)制造業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)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(rèn)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(duì)lnTFP的直接作用，φi代表lnopen對(duì)lnTFP的間接作用。此時(shí)，直接作用δi不顯著，但是可以看到間接作用φi(交互項(xiàng)系數(shù))在1%的水平下顯著，說明對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的綜合促進(jìn)作用仍然是顯著的。交互項(xiàng)(lnopen×lninteg)估計(jì)系數(shù)為正且顯著，表明對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放在促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率方面存在顯著的互相促進(jìn)效應(yīng)，即對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的邊際作用隨著對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的上升而增加，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的邊際作用同樣隨著對(duì)外貿(mào)易開放的上升而增加。二者之間存在顯著的相互促進(jìn)效應(yīng)的作用機(jī)制主要表現(xiàn)為：對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度的提升會(huì)強(qiáng)化對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用。

對(duì)內(nèi)區(qū)際開放促進(jìn)全要素生產(chǎn)率提升的機(jī)制為：對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的最明顯優(yōu)勢(shì)在于能夠促進(jìn)不同地區(qū)出口型公司之間的產(chǎn)品交流，大大加快本行業(yè)技術(shù)水平的提升，從而提高行業(yè)的全要素生產(chǎn)率。更進(jìn)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(chǎn)品的技術(shù)含量得以提高，出口產(chǎn)品的質(zhì)量也得到了保障，所以對(duì)內(nèi)區(qū)際開放能夠?yàn)閷?duì)外貿(mào)易開放帶來多方面的好處，從而有利于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。同理，對(duì)外開放程度越高的城市和地區(qū)，其制造業(yè)全要素生產(chǎn)率受到對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的邊際影響也更大。毛其淋(2012)[13]曾研究過二重經(jīng)濟(jì)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量之間的影響，本文與其有異曲同工之處。此處實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了本文的假說2。

表2 初步估計(jì)結(jié)果

(續(xù)上表)

模型(1)(2)(3)Hausman檢驗(yàn)39.56[0.000]

注：()內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)的異方差穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤，[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)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(fā)現(xiàn)，人力資本水平(H)具有正的估計(jì)系數(shù)為0.306，并且其具有非常顯著的統(tǒng)計(jì)意義，表明人力資本水平對(duì)提高制造業(yè)全要素生產(chǎn)率具有較大促進(jìn)作用。政府支出規(guī)模(govscal)對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響為負(fù)，表明政府支出規(guī)模越大，會(huì)導(dǎo)致資源配置扭曲和效率下降，進(jìn)而對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生消極影響。自主研發(fā)投入(RD)的系數(shù)為正但并不顯著，表明研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入并不能顯著提升我國(guó)制造業(yè)的全要素生產(chǎn)率。有關(guān)學(xué)者也得出了類似結(jié)論(傅元海等，2016[30]；袁禮和歐陽峣，2018[31])。FDI對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的積極影響已在模型(1)-模型(3)中得到驗(yàn)證。目前跨國(guó)投資已經(jīng)取代技術(shù)轉(zhuǎn)讓成為現(xiàn)代先進(jìn)技術(shù)擴(kuò)散的主要途徑，外資進(jìn)入通過競(jìng)爭(zhēng)、示范、關(guān)聯(lián)和職員流動(dòng)對(duì)內(nèi)資企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出，為了提高競(jìng)爭(zhēng)力，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)有針對(duì)性地研究外資技術(shù)，從而促進(jìn)了我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

(二)內(nèi)生性的處理及工具變量2SLS估計(jì)

理論上講，對(duì)外貿(mào)易開放度的提高會(huì)促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，反之，生產(chǎn)率的提高也將促進(jìn)市場(chǎng)主體出口能力的提升，從而進(jìn)一步促進(jìn)地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的開放。對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度可能會(huì)促進(jìn)生產(chǎn)率的提高，而生產(chǎn)率的提高也會(huì)反過來影響對(duì)內(nèi)區(qū)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(guān)性，鑒于此，有必要考察對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度和對(duì)外開放度的內(nèi)生性，借鑒毛其淋(2012)[13]的做法，構(gòu)造對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的工具變量，然后進(jìn)行兩階段最小二乘法(2SLS)估計(jì)。在這里選取1988年各省市的外貿(mào)依存度(YCD1988)作為貿(mào)易開放度的工具變量，并選取integ的一階滯后項(xiàng)作為對(duì)內(nèi)區(qū)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(jìn)行如下檢驗(yàn)：(1)Anderson正則相關(guān)性檢驗(yàn)關(guān)于“工具變量識(shí)別不足”的零假設(shè)在1%顯著性水平上被拒絕；(2)為了檢驗(yàn)工具變量和內(nèi)生變量之間的相關(guān)性，計(jì)算出Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量大于在Stock和Yogo (2005)[32]的最小特征值統(tǒng)計(jì)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(shí)別的假定，選取一個(gè)強(qiáng)工具變量。根據(jù)識(shí)別不足和弱識(shí)別檢驗(yàn)的結(jié)果，工具變量不存在識(shí)別不足和弱識(shí)別，表明本文選擇的工具變量是有效的。

工具變量2SLS估計(jì)結(jié)果見表3，列(1)為只考慮了open為內(nèi)生時(shí)的情況，發(fā)現(xiàn)在有效控制對(duì)外貿(mào)易開放度的內(nèi)生性后，其估計(jì)系數(shù)由1.152變?yōu)?.916，對(duì)外貿(mào)易開放度每提升1個(gè)單位，制造業(yè)全要素生產(chǎn)率便會(huì)提高491%。列(2)為控制對(duì)內(nèi)區(qū)際開放內(nèi)生性后的結(jié)果，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度的估計(jì)系數(shù)比OLS方法略有上升。列(3)進(jìn)一步報(bào)告了open和integ同時(shí)為內(nèi)生變量時(shí)的結(jié)果，對(duì)外貿(mào)易開放的估計(jì)系數(shù)上升到4.315，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的估計(jì)系數(shù)提高了約418%，交互項(xiàng)open×integ系數(shù)的絕對(duì)值上升了234.12%。說明在控制內(nèi)生性后，對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的互相促進(jìn)效應(yīng)有所增強(qiáng)。這個(gè)結(jié)論更加準(zhǔn)確地反映了對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放在影響省際制造業(yè)全要素生產(chǎn)率變化上存在互相促進(jìn)效應(yīng)，矯正了以往研究的低估傾向。

表3 兩階段最小二乘2SLS估計(jì)結(jié)果

注：()內(nèi)數(shù)值為回歸系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤，[]內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率值， {}內(nèi)數(shù)值為Stock-Yogo檢驗(yàn)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(guān)性檢驗(yàn)、Cragg-Donald Wald F檢驗(yàn)的原假設(shè)分別是工具變量識(shí)別不足、工具變量為弱識(shí)別，若拒絕原假設(shè)則說明工具變量是合理的。

(二)穩(wěn)健性分析

本文通過對(duì)外貿(mào)易開放度和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度的多種測(cè)量指標(biāo)進(jìn)一步檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。用修正的貿(mào)易開放度open_adjit來替換計(jì)量模型中的openit，使用樊綱等(2011)[33]編制的市場(chǎng)化指數(shù)作為對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度指標(biāo)的另一種度量，并采用工具變量GMM方法進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果列于表4，其中列(2)和列(3)分別為使用修正的貿(mào)易開放度和市場(chǎng)化指數(shù)得到的結(jié)果。從表4中數(shù)值可以看出，在控制地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模和發(fā)展水平因素之后，對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的估計(jì)系數(shù)顯著為正且系數(shù)變動(dòng)較小，而且交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表明兩個(gè)核心解釋變量對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率仍然具有積極的促進(jìn)作用。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

五 考慮區(qū)域異質(zhì)性和行業(yè)異質(zhì)性的進(jìn)一步分析

本部分將通過多維度(包括區(qū)域和技術(shù)要素密集度等因素)的異質(zhì)性拓展分析，對(duì)基準(zhǔn)模型的假說進(jìn)行再驗(yàn)證，證明對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放兩者存在相互促進(jìn)效應(yīng)。

(一)區(qū)域異質(zhì)性下的討論

地理?xiàng)l件、要素資源稟賦、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和基礎(chǔ)設(shè)施等因素的差異使不同地區(qū)對(duì)外貿(mào)易開放度和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)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(gè)子樣本[注]東部地區(qū)：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(qū)：山西、安徽、江西、河南、湖南、湖北；西部地區(qū)：重慶、內(nèi)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(jìn)行回歸分析。具體結(jié)果如表5所示。

雖然各地區(qū)的對(duì)外貿(mào)易開放度系數(shù)均為正，但東部沿海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易開放度系數(shù)較大且非常顯著，原因可能在于：中國(guó)東部沿海地區(qū)憑借其地理優(yōu)勢(shì)，擁有廣闊的國(guó)外市場(chǎng)，并以此實(shí)現(xiàn)了規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。中西部地區(qū)對(duì)內(nèi)區(qū)際開放系數(shù)不顯著，但這僅意味著中西部地區(qū)對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度對(duì)當(dāng)?shù)刂圃鞓I(yè)全要素生產(chǎn)率的直接作用不顯著，而中西部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易開放度和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度交互項(xiàng)系數(shù)很顯著，說明中西部地區(qū)對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度的提高通過對(duì)外貿(mào)易開放這個(gè)途徑以及二者的相互促進(jìn)效應(yīng)，仍然對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高起作用；同理，東部沿海地區(qū)的對(duì)內(nèi)區(qū)際開放系數(shù)與交互項(xiàng)都非常顯著，說明東部地區(qū)的對(duì)內(nèi)區(qū)際開放與對(duì)外貿(mào)易開放既可以直接促進(jìn)制造業(yè)生產(chǎn)率的提高，又可以通過與對(duì)外貿(mào)易開放的相互促進(jìn)來聯(lián)動(dòng)提高制造業(yè)全要素生產(chǎn)率。兩個(gè)因素完整的邊際效應(yīng)為：?lnTFPi, t/?lnopeni, t=δi+φi×lnintegi, t，?lnTFPi, t/?lnintegi, t=γi+φi×lnopeni, t，兩個(gè)變量的邊際效應(yīng)測(cè)算結(jié)果見表6。結(jié)果顯示東部沿海地區(qū)對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度的邊際效應(yīng)均比中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)高，東中西部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易開放的邊際效應(yīng)分別為36.2825、6.1099和7.3738，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的邊際效應(yīng)分別為9.0476、4.8575和2.6379。東部沿海地區(qū)的貿(mào)易開放對(duì)其地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的邊際影響是中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)的6倍，且對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)東部地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的正向影響也比中西部地區(qū)大。

究其原因，可能是因?yàn)闁|部沿海地區(qū)更加開放，認(rèn)識(shí)到地區(qū)間市場(chǎng)合作與交流的重要性，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)更偏好于跨省發(fā)展，因此在戰(zhàn)略上往往采取市場(chǎng)一體化，更有利于市場(chǎng)要素的流通，從而促進(jìn)了本地制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。因此，區(qū)域間開放對(duì)東部沿海地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響高于中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)。由于自然環(huán)境和基礎(chǔ)條件的制約，對(duì)外開放程度低的中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)封閉，企業(yè)規(guī)模一般較小，省際內(nèi)面積較大。地方企業(yè)高度依賴地方市場(chǎng)，市場(chǎng)分割程度高，各省對(duì)國(guó)內(nèi)其他地區(qū)市場(chǎng)的開放程度低。省際開放程度低限制了生產(chǎn)要素跨區(qū)域自由流動(dòng)和市場(chǎng)規(guī)模經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，導(dǎo)致市場(chǎng)扭曲、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同等問題，不利于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。中西部省份的省際開放程度相對(duì)較低，對(duì)其制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響較弱。東部沿海地區(qū)的對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的邊際影響比中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)分別高出3.91%和91.34%。

表5 分地區(qū)的2SLS估計(jì)結(jié)果

(續(xù)上表)

變量東部地區(qū)中部地區(qū)西部地區(qū)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(shù)項(xiàng)0.802???8.020?0.516(3.56)(1.68)(0.36)R20.4520.4920.320Prob>F0.00000.00000.0000樣本數(shù)234108180

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

表6 對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的邊際效應(yīng)及解釋力

由于該邊際效應(yīng)系數(shù)只能簡(jiǎn)單地闡明解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系，以及前者對(duì)后者是否有顯著的影響，所以，進(jìn)一步測(cè)算對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的貢獻(xiàn)率[注]邊際效應(yīng)計(jì)算方法是：先計(jì)算29個(gè)省、市、自治區(qū)的對(duì)內(nèi)區(qū)際開放與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率每年的均值，兩個(gè)指標(biāo)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(duì)內(nèi)區(qū)際開放系數(shù)乘以其變化幅度，得到對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度變化所引起的全要素生產(chǎn)率變化，最后把該變化值除以制造業(yè)生產(chǎn)率的實(shí)際變化幅度并乘以100%。該值就是樣本期內(nèi)對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的實(shí)際貢獻(xiàn)。。測(cè)算結(jié)果表明，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)東部沿海地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)率為18.84%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部地區(qū)的9.50%和西部地區(qū)的 8.12%，同時(shí)，對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)東部沿海地區(qū)省際全要素生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)率為21.19%，也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中部地區(qū)的8.17%和西部地區(qū)的7.74%。從地區(qū)內(nèi)部來看，對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)東部沿海地區(qū)省際全要素生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)率均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)，這些發(fā)現(xiàn)也進(jìn)一步印證了二者在影響省際制造業(yè)全要素生產(chǎn)率上存在相互促進(jìn)效應(yīng)，從而驗(yàn)證了本文的假說3。

(二)技術(shù)異質(zhì)性下的討論

不同要素密集度企業(yè)在全球價(jià)值鏈分工中的位置差異，也會(huì)導(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)其全要素生產(chǎn)率的不同影響。經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織(OECD)按照技術(shù)水平將制造業(yè)結(jié)構(gòu)分為低端、中低端、中高端和高端技術(shù)四類；傅元海等(2016)[30]則合并了高端和中高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)，將制造業(yè)分為三類[注]高端技術(shù)產(chǎn)業(yè)包括交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械及器材制造業(yè)、通信設(shè)備計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)、儀器儀表及文化辦公用機(jī)械制造業(yè)、化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)等行業(yè)；中端技術(shù)產(chǎn)業(yè)包括石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)等行業(yè)；低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)包括農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、飲料制造業(yè)、煙草制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝鞋帽制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)等行業(yè)。測(cè)算制造業(yè)結(jié)構(gòu)變化的數(shù)據(jù)來自《中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，各地區(qū)制造業(yè)銷售收入為各行業(yè)之和，全國(guó)數(shù)據(jù)為除海南和西藏之外的各地區(qū)之和。。本文采用傅元海的分類方法，測(cè)算對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)不同技術(shù)水平制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果見表7。目前，我國(guó)高端制造業(yè)產(chǎn)值占全國(guó)制造業(yè)生產(chǎn)總值的比例相對(duì)較低，2015年占比僅有14.1%。通過觀察表7的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，對(duì)外貿(mào)易開放度和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度對(duì)不同要素密集型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的影響不同。對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)不同要素密集型企業(yè)全要素生產(chǎn)率均產(chǎn)生了正向影響，其中，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)中高端技術(shù)制造業(yè)的正向影響大于對(duì)低端技術(shù)制造業(yè)的影響。原因是低端制造業(yè)大多依靠進(jìn)口中間品承擔(dān)最后的加工裝配或者初級(jí)零配件等生產(chǎn)環(huán)節(jié)(呂越等，2017)[28]，對(duì)國(guó)內(nèi)要素市場(chǎng)流通性的依賴程度小于中高端制造業(yè)。三大類制造業(yè)的對(duì)外貿(mào)易開放度系數(shù)都為正，但低端技術(shù)制造業(yè)的對(duì)外貿(mào)易開放度系數(shù)大于中高端技術(shù)制造業(yè)，造成這一結(jié)果的原因可能有以下兩種：(1)就出口而言，我國(guó)機(jī)電產(chǎn)品類的高端技術(shù)行業(yè)出口主要是以加工貿(mào)易為主。國(guó)內(nèi)從事該行業(yè)的企業(yè)主要為勞動(dòng)力密集型，只需增加資金用于簡(jiǎn)單的加工和裝配，由于可以獲得預(yù)計(jì)的加工費(fèi)，所以沒有創(chuàng)新技術(shù)的動(dòng)力。就進(jìn)口而言，外國(guó)針對(duì)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)進(jìn)行了各種限制，預(yù)防這些產(chǎn)業(yè)對(duì)本國(guó)產(chǎn)品市場(chǎng)帶來沖擊，不利于國(guó)內(nèi)企業(yè)吸收，而低端技術(shù)產(chǎn)業(yè)的進(jìn)口限制條件較少，國(guó)內(nèi)外技術(shù)差距也相對(duì)較小，國(guó)內(nèi)企業(yè)較容易吸收國(guó)外先進(jìn)技術(shù)。(2)大量進(jìn)口低端技術(shù)產(chǎn)品導(dǎo)致該產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)成本的快速上升，迫使國(guó)內(nèi)企業(yè)改進(jìn)生產(chǎn)流程，進(jìn)一步加快技術(shù)創(chuàng)新，改變其高投入、低效率的粗放式生產(chǎn)方式。

此外，本文同時(shí)測(cè)算對(duì)內(nèi)區(qū)際開放和對(duì)外貿(mào)易開放的邊際效應(yīng)及其對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率變化的貢獻(xiàn)率。結(jié)果表明，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)中端和高端制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)率分別為83.11%和92.01%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于低端制造業(yè)的63.84%，同時(shí)，對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)低端制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的實(shí)際貢獻(xiàn)率為105.38%，也遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于中端制造業(yè)的50.82%和高端制造業(yè)的64.03%。

綜上所述，可以得出，對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)低端技術(shù)制造業(yè)的正向促進(jìn)作用大于對(duì)中端和高端制造業(yè)的促進(jìn)作用，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)中端和高端技術(shù)制造業(yè)的正向影響大于對(duì)低端技術(shù)制造業(yè)的正向影響，由此驗(yàn)證了本文的假說3。

表7 行業(yè)異質(zhì)性的2SLS結(jié)果

(續(xù)上表)

變量(1)低端制造業(yè)(2)中端制造業(yè)(3)高端制造業(yè)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(shù)項(xiàng)-0.552??-0.303-0.328?(-2.04)(-1.60)(-1.90)R20.2520.4920.320Prob>F0.00000.00000.0000樣本數(shù)522522522

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

表8 對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的邊際效應(yīng)及解釋力

六 結(jié)論與政策建議

本文基于新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論擴(kuò)展了全要素生產(chǎn)率的內(nèi)生化模型，在對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放的統(tǒng)一框架下，從區(qū)域異質(zhì)性與行業(yè)異質(zhì)性視角，考察了影響我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素，重點(diǎn)研究了對(duì)外貿(mào)易開放和對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制及其相關(guān)關(guān)系，并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。主要結(jié)論是：(1)提高對(duì)外貿(mào)易開放度與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放度對(duì)提升我國(guó)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率均具有正向影響，并且對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)省際制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在互相促進(jìn)作用；(2)對(duì)內(nèi)區(qū)際開放和對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)東部沿海地區(qū)制造業(yè)生產(chǎn)率的影響比對(duì)中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)更大，二者對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在區(qū)域異質(zhì)性；(3)對(duì)外貿(mào)易開放對(duì)低端技術(shù)制造業(yè)的正向影響大于對(duì)中高端技術(shù)制造業(yè)的正向影響，對(duì)內(nèi)區(qū)際開放對(duì)中高端技術(shù)制造業(yè)的正向影響大于對(duì)低端技術(shù)制造業(yè)的正向影響，二者對(duì)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在行業(yè)異質(zhì)性。

基于以上結(jié)論，本文認(rèn)為對(duì)外貿(mào)易開放與對(duì)內(nèi)區(qū)際開放之間的協(xié)調(diào)發(fā)展更有利于提高地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，有步驟、有重點(diǎn)地對(duì)這些關(guān)鍵環(huán)節(jié)進(jìn)行改革將發(fā)揮至關(guān)重要的作用。(1)從區(qū)域角度來講，東部沿海地區(qū)長(zhǎng)期實(shí)行出口導(dǎo)向型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，隨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化和中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新的歷史時(shí)期，海外市場(chǎng)約束增多，東部沿海地區(qū)需要開發(fā)廣闊的國(guó)內(nèi)市場(chǎng)來保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和利潤(rùn)。因此，東部沿海地區(qū)應(yīng)該充分重視自由流動(dòng)要素市場(chǎng)的重要性，建設(shè)完善要素市場(chǎng)，通過政策和法規(guī)積極支持跨區(qū)域制造業(yè)企業(yè)之間的技術(shù)交流和商業(yè)合作，在各個(gè)企業(yè)之間擴(kuò)散傳播技術(shù)知識(shí)。中西部地區(qū)對(duì)外貿(mào)易尚有很大發(fā)展空間，需要繼續(xù)深化對(duì)外開放，解決由于地方壟斷而導(dǎo)致的地方保護(hù)主義惡性競(jìng)爭(zhēng)。同時(shí)，中西部地區(qū)仍要以發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)為中心，積極引進(jìn)優(yōu)秀人才、先進(jìn)技術(shù)，尤其要大力完善交通等基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低地區(qū)間貿(mào)易成本，縮小中西部地區(qū)省際間對(duì)內(nèi)開放差異。同時(shí)，要深化改革，利用市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的天然優(yōu)勢(shì)提升市場(chǎng)活力，增強(qiáng)投資者的投資熱情，吸引資本、人才等生產(chǎn)要素流入本地區(qū)，提高本地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，并最終實(shí)現(xiàn)國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)雙輪驅(qū)動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。(2)從行業(yè)角度來講，目前我國(guó)制造業(yè)出口附加值低，高端技術(shù)制造業(yè)企業(yè)被跨國(guó)企業(yè)鎖定在低附加值環(huán)節(jié)。對(duì)于中高端技術(shù)制造業(yè)，政府應(yīng)加大產(chǎn)業(yè)政策扶持力度，推進(jìn)高新產(chǎn)業(yè)集聚區(qū)的建設(shè)和發(fā)展，完善集聚區(qū)的配套基礎(chǔ)設(shè)施，為企業(yè)提供交流合作機(jī)會(huì)，促進(jìn)中高端技術(shù)行業(yè)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，將處于價(jià)值鏈低端的業(yè)務(wù)移至海外，以產(chǎn)品高端化為導(dǎo)向，進(jìn)一步發(fā)展技術(shù)含量較高的新興高端產(chǎn)業(yè)。同時(shí)，淘汰低端制造業(yè)落后產(chǎn)能，促進(jìn)增效減耗和節(jié)能減排，加強(qiáng)低端技術(shù)制造業(yè)企業(yè)之間的互動(dòng)合作，形成一個(gè)信息技術(shù)資源合理流動(dòng)的企業(yè)網(wǎng)絡(luò)，為企業(yè)提供市場(chǎng)信息、教育培訓(xùn)等生產(chǎn)性服務(wù)，在不損害企業(yè)自主創(chuàng)新積極性的前提下實(shí)現(xiàn)企業(yè)之間的相互學(xué)習(xí)。