一 问题提出与文献综述

改革开放以来，我国经济快速增长，国内生产总值从1978年的3678.7亿元增长到2017年的827122亿元，年均增长率达到14.9%，创造了举世瞩目的“中国奇迹”。随着中国经济进入增速转轨期与“新旧动能”转换期，如何有效提升全要素生产率，促进经济高质量发展，成为社会各界讨论的焦点。这个问题之所以引起广泛关注，主要源于中国经济发展中存在的一个客观现实:作为衡量经济增长动能的综合指标，全要素生产率(TFP)水平自2008年以来几乎停滞，亟待促进TFP上升的“新动能”出现(郑江淮等，2018)[1]，尤其是作为国民经济增长主要源泉的制造业，迫切需要解决人均增加值较低，技术创新能力薄弱，竞争优势层次低下，产业组织和结构不合理等制约中国从“制造大国”转向“制造强国”的问题。

根据新经济增长理论，贸易开放可以通过产出效应和技术溢出效应来促进生产率的提高和经济增长(Coe和Helpman，1993)[2]，而区域市场一体化也有助于推动制造业专业分工的深化。由此可见，对外贸易和国内贸易对一国特别是大国经济发展有着重要影响。从中国的情况来看，一方面自2008年全球金融危机以来，外部需求减少，对外贸易的驱动减弱，中美贸易摩擦等外部不确定因素大大增加；另一方面，近些年来虽然国内逐步推进市场一体化进程，各省份专业化分工程度不断提高，但对内区际开放度依然较低，国内区域发展仍然很不平衡。

全要素生产率指产出增长率超出要素投入增长率的部分，被认为是技术进步的重要指标。相关研究表明，对外贸易开放和对内区际开放对制造业全要素生产率的影响尤为显著(黄玖立和李坤望，2006[3]；毛其淋和盛斌，2012[4]；孙英隽和高泽坤，2016[5])。根据新增长理论，贸易开放有利于提高资源配置效率，形成规模经济，加速技术进步(Grossman，1995)[6]。贸易开放水平越高，越有利于学习先进的外来技术，出口企业通过“边出口边学习”来提高生产率，而进口贸易的“技术溢出”效应也将加快国外先进技术在本国的扩散速度，从而促进全要素生产率的进一步提升 (吕大国和耿强，2016)[7]。2018年3月爆发的以铁铝关税为导火索的中美贸易战，在某种程度上提醒我们国内区际间贸易对大国经济发展的重要性。为有效应对和解决出口贸易摩擦问题，中国在坚持对外开放基本国策的同时，也亟待打破区域市场分割、提高省际间开放度，整合国内市场。与中国经济高度融入国际市场形成鲜明对比的是国内市场较为严重的市场分割现象，尤其是地方保护主义和地区间“以邻为壑”的招商引资政策。实施区域市场分割政策，虽然有助于激励本地经济发展，但不利于生产要素的跨区自由流动，并导致产业结构趋同等问题，因而不利于全要素生产率的提高(周黎安，2007[8]；徐保昌和谢建国，2016[9])。市场经济国家的经济开放通常具有“二重开放”特征(赵伟，2005)[10]，即出口贸易的发展代表了对外经济开放程度，区域一体化则代表了对内经济开放程度，即区际开放水平。由于国外市场与国内市场对于企业实现规模经济具有一定的替代效应(张杰等，2010)[11]，许多学者也对内外部市场如何协调，内外部市场之间是否有相互替代的关系这类问题进行了诸多卓有成效的探索。盛斌和毛其淋(2011)[12]研究了对外经济开放和区域市场一体化与全要素生产率之间的关系，实证结果证明对外开发度越低的地区(中西部地区)，其全要素生产率受到区域市场一体化的影响越大，而沿海地区则具有相反的效果，并且对内开放与对外开放在不同区域之间具有替代效应。毛其淋(2012)[13]提出，出口开放与区际开放之间存在显著的互补效应，二者相互促进。因此，深入研究对外贸易开放与对内区际开放的互动作用对于我国制造业全要素生产率的影响，具有非常重要的理论和现实意义。

梳理相关文献发现，研究者们多单一分析对外贸易开放或对内区际开放对我国经济增长率的影响，少有学者将对外贸易开放和对内区际开放结合起来，研究其互动效应对我国制造业全要素生产率的影响。本文研究的工作和贡献主要为两个方面：(1)在Miller和Upadhyay(2000)[14]的理论模型基础上，引入对内区际开放度因素，构建了一个基于中国特殊市场体制的内生技术进步模型，进一步研究了对内区际开放对我国制造业全要素生产率的影响。(2)在对外贸易开放和对内区际开放的统一框架下，基于区域异质性与行业异质性，综合分析两者对我国制造业全要素生产率的影响。因此，有助于从新的视角，更加全面地探讨如何提升我国制造业全要素生产率，从而为我国深化社会主义经济体制改革和推动形成全面开放新格局提供决策参考。

二 理论假说与计量模型设定

(一)理论假说

对外开放主要通过以下三个渠道影响全要素生产率：(1)对外开放有助于扩大出口企业的销售市场规模，从而促进企业利用规模经济效应提升其全要素生产率；(2)相关实证研究结果表明，在对外开放过程中，进出口企业可以通过对外贸易学习他国先进的技术和管理经验，这种外溢效应有助于提升其全要素生产率；(3)对外开放带来激烈的市场竞争，企业为了从竞争中胜出，将努力降低生产成本、加大研发投入、提高运营效率、提升管理水平、改进产品质量，从而促进其全要素生产率的提升(申广军和王雅琦，2016)[15]。对内区际开放主要从以下三个方面影响全要素生产率：(1)在生产要素层面上，对内区际开放不仅可以有效促进生产要素根据价格信号自由流动，实现有效的资源配置，同时还可以打破地区贸易壁垒，促进不同产业在循环累积因果机制下，形成产业集聚效应，从而有效促进全要素生产率的提高(李雪松等，2017)[16]；(2)在产业结构层面上，对内区际开放有助于促进地区间企业交流，避免重复建设和产业结构趋同问题的发生，有利于不同地区各自发挥比较优势，最终促进全要素生产率的提升。(3)在区域合作层面上，对内区际开放可以有效遏制地方政府采取“以邻为壑”的恶意竞争行为，削弱地方保护主义的外部影响，并通过充分促进区域间产业合作，提升全要素生产率(银温泉和才婉茹，2001)[17]。根据以上分析论证，提出假说1。

假说1：在控制其他因素的影响下，对外贸易开放和对内区际开放对制造业全要素生产率均有正向促进作用。

提升国家的整体技术创新水平，可以通过国际贸易中的技术溢出方式来实现。但是对于发展中国家而言，其处在价值链低端位置很难实现技术溢出效应，若从国内贸易分析视角出发，通过价值链组接、信息扩散、竞争驱动等方式去发展国内外贸易的联动效应，就能够实现技术溢出效应，打通上中下游产业链，最终达到贸易技术创新的目的(许和连和栾永玉，2005[18]；谢莉娟和王诗桪，2018[19])。张昊(2014)[20]指出，由于中国的出口结构以加工贸易为主，国内贸易市场主体不能完美承接国外贸易市场主体，二者之间存在“错位”，当国外市场需求不足，制造业企业被迫转向国内市场时，市场分割将导致商品不能按照市场价格信号跨区域自由流通，但批发环节上有组织的运营网络可以形成规模经济，降低本地与外部市场流通的成本。由于区际开放有助于各地区企业间的交流合作，有利于发挥技术溢出效应，从而促进企业产品质量和市场竞争力的提高，进而表现为出口能力的增强，促进全要素生产率的提升。因此，对内区际开放会在一定程度上强化对外贸易对于提升全要素生产率的影响和作用，即对内区际开放度越高，对外贸易开放对生产率的边际影响越大。同理，对外贸易开放度越高，对内区际开放对生产率的边际影响也越大。由此，提出假说2。

假说2：对外贸易开放与对内区际开放在影响省际制造业全要素生产率变化上存在互相促进效应。

地理条件、基础设施、要素资源禀赋和经济发展等因素的差异也会导致不同地区对外贸易开放度和对内区际开放度对制造业全要素生产率的影响不同(杨朝均等，2018)[21]。从不同区域来看，中国东部沿海地区依靠其开放的地理和经济环境进行跨国跨省经营，并且历来重视合作和交流，从而其对外贸易开放和对内区际开放水平均较高；而在对外贸易开放度和对内区际开放度均较低的内陆地区，因自然环境、基础条件等制约，经济发展相对封闭。此外，从技术异质性角度来看，不同要素密集度企业在全球价值链分工中的位置差异，也会导致对外贸易开放和对内区际开放对其全要素生产率影响的不同。基于以上经验分析，提出假说3。

假说3：对内区际开放和对外贸易开放对制造业全要素生产率的影响存在区域异质性和行业异质性。

(二)计量模型构建

根据新古典经济增长理论，技术水平(全要素生产率)不仅取决于人力资本的平均积累水平，还会受到对外贸易开放及其波动的影响。Levin和Raut(1997)[22]构建一个全要素生产率模型，考虑了出口贸易和人力资本这两个内生影响因素，证实出口贸易对全要素生产率和发展中国家经济发展的影响。Miller和Upadhyay(2000)[14]通过考虑对外开放、贸易方向和人力资本等内生因素，建立了全要素生产率模型，进一步检验对外开放、贸易方向和人力资本等因素对提升全要素生产率的影响。本文进一步扩展全要素生产率的内生化模型，采用如下生产函数形式：

Y=F(KL)A(·)

(1)

其中，K表示物质资本投入量，L表示劳动投入，A(·)是希克斯中性技术进步的效率函数，假定式(1)中的希克斯效率项A(·)组成部分为多元的，它显示了劳动力、资本之外其他因素(如对外开放度、技术水平、人力资本水平等)对经济增长的贡献。

本文假定经济系统中的其他投入要素不变，技术进步水平以外生速率γ增长，同时考察对外贸易开放和对内区际开放对技术进步水平的作用，则得到技术进步的效率函数如下：

(2)

其中，i表示地区，t表示时刻，Y表示总产出，open表示对外贸易开放水平，integ表示对内区际开放水平，H为人力资本水平，将式(2)代入式(1)，得到新的生产函数：

(3)

其中A0为初始时期的生产效率水平，δ为贸易开放对技术进步水平的影响参数，γ为对内区际开放对技术进步水平的影响参数，μ为人力资本对技术进步水平的影响参数。

在式(3)左右两端同时除以F(Ki， tLi， t)，得到全要素生产率的表达式：

(4)

对式(4)取自然对数，即得到：

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

(5)

本文研究对外贸易开放水平和对内区际开放水平对制造业全要素生产率的影响。采用制造业全要素生产率来衡量中国制造业结构升级的情况，运用以上步骤推导出式(5)作为基本模型。最后，在基本模型之中加入以下四个变量作为控制变量以减少计量结果的误差：人力资本(H)、政府支出规模(govscale)研发支出(RD)和外资引进(FDI)，则基本模型可以扩展为：

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

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

(6)

三 指标选取与数据说明

(一)变量选择

1.制造业全要素生产率(TFP)。本文采用基于DEA的Malmquist指数法对制造业全要素生产率进行测量，记为TFP。具体地，用规模以上制造业工业销售产值衡量产出，用分地区的固定资产投资价格指数折算为资产总计来衡量资本投入，用制造业全行业从业人员年平均数来衡量劳动投入，从而估算出各行业的Malmquist生产率指数。采用永续盘存法(张军等，2004)[23]估算各省的资本存量，本文基准年(1998年)的资本存量采用单豪杰(2008)[24]提供的数据求得，具体公式为：Kit=(1-δ)Kit-1+Iit/Pt，其中Iit和Kit分别表示名义固定资产投资和资本存量，Pt为固定资产投资价格指数，将折旧率δ设为9.6%[注]一些文献使用10%或其他折旧率。使用不同折旧率和价格平减方法，不会改变本文的基本结果。。产出额与投资额分别利用各省工业品出厂价格指数和各省份固定资产投资价格指数进行平减，得到以1998年为基期的实际值，各平减指数均采用中经网数据库的年度数据。其中数据缺失部分采用前一年与后一年总额的均值，特殊情况利用逐年增长率计算出估算值。

2.对外贸易开放度

度量贸易开放度最常用的指标为进出口贸易总额与GDP的比值，该方法简单直观，但存在一定局限性。比如，规模较大经济体由于其内部市场需求大，不需要过多地依赖于对外贸易，从而这些地区外贸依存度会存在降低的趋势。为控制这些因素的影响，本文采用Low et al.(1998)[25]的方法来修正对贸易开放度指标。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的含义同式(7)，其中μi为个体效应，用来控制影响对外贸易开放的地理因素。最后得到的修正贸易开放度指数为：

(9)

3.对内区际开放

(10)

(11)

4.控制变量。为了控制其他可能影响制造业全要素生产率的因素，本文根据已有研究加入控制变量如下： (1)人力资本水平(H)。采用各省份当年普通高等学校在校学生数占从业人数的比率表示。一个地区的人力资本禀赋越高，实物资本的使用效率就越高，从而促进当地全要素生产率提高。(2)政府支出规模(govscale)。用地方政府财政支出与当地GDP的比值来表示。政府支出规模对全要素生产率的影响不确定，首先，地方政府往往会对处于发展初期的当地企业提供资金以支持其发展，这样一来，可能会有损市场机制在资源配置中发挥作用，导致市场资源配置扭曲；再者，地方政府对本地的教育和基础设施进行投资改善，会间接地促进本地技术进步。(3)自主研发投入(RD)。用科技活动经费内部支出总额占GDP的比重加以衡量。研发投入会提高产业生产技术水平，是形成制造业核心竞争力的关键因素。(4)技术引进(FDI)。采用外资参与度反映，用FDI(外商直接投资)占GDP的比例衡量。

本文采用29个省、市、自治区的面板数据，时间跨度为1998-2015年(西藏、海南缺失了大量数据，所以未纳入样本)。为保持统计数据口径一致和数据的连续性，本文整理合并28个制造业细分行业，最终选取21个两位数制造业细分行业数据进行研究，数据主要来源于中经网数据库、《中国统计年鉴》和《中国工业经济统计年鉴》。

(二)国内区际开放度与对外贸易开放度的描述性分析

图1描绘了1998-2015年中国对内区际开放指数的时间序列。可以看出，除2003年、2006年和2012年略有下降外，其余年份均呈稳步上升趋势，但近年来有下降趋势并波动较大。此外，还将样本划分为东部沿海、中部和西部三个子样本，三类地区的走势与全国的趋势大体一致。对外贸易开放度走势如图2所示，从1998年到2015年底，东中西部地区与全国贸易开放度的变化走势基本一致。在整个样本期间内都呈现出持续下降的态势，其中，东部地区在2011-2013年期间波动最为剧烈，原因可能在于国际金融危机的冲击使得国际市场需求持续低迷，同时国内“人口红利”逐步丧失，我国对外贸易的传统竞争优势正在逐渐弱化。2012-2015年中国外贸增长连续4年未达既定目标，跌破长期以来的两位数高速增长，甚至低于经济增速，出现负增长(陈超，2016)[29]。

图1 全国及对内区际开放程度变化趋势(1998-2015年)

图2 全国及对外贸易开放度变化趋势(1998-2015年)

(三)制造业全要素生产率的描述性分析

基于deap软件，测量得到各省的制造业全要素生产率。图3表示了1998-2015年中国省际的制造业全要素生产率变化趋势。1998-2015年，全要素生产率(TFP)基本大于1，并且保持逐年增长的态势，仅在 1999年和2009年出现了短期的下滑，增速小于0，Malmquist指数在2009年下降至0.93，2010年后伴随经济复苏,我国制造业全要素生产率开始出现稳步的增长。从图中可以看出，这两次下滑都是由于技术效率的明显恶化所致；在2008-2010年期间，我国全要素生产率波动较大，特别是技术进步增速有急剧下转的趋势，三年技术进步增长分别为30.91%、-59.92%和193.67%。由此可以得出，金融危机可能会对技术进步产生较大的冲击。从全国历年Malmquist指数及其分解来看，2002-2008年期间的技术效率基本上呈现出负增长。说明在这段期间内，技术效率的普遍下降可能制约了我国制造业全要素生产率的提高。总的来看，在1998-2015年期间，技术进步对制造业全要素生产率提高的拉动作用较大，而技术效率在一定程度上阻碍了全要素生产率的提高，另外，从图中2010-2015年的技术效率水平走势中还可以看出，我国技术效率水平近年来呈现逐步提升的态势。

异方差会在构建模型时造成结果的不稳定性，为了降低异方差，本文对各变量取对数处理。各主要变量的描述性统计分析如表2所示，全要素生产率的最小值为-1.431，最大值为1.045，平均值为0.070，标准差为0.259，说明全国范围内的制造业全要素生产率在样本期内具有较大差异，此外，其他主要解释变量也在较大范围内波动。表明样本质量良好。

表1 变量描述性统计

四 实证结果及分析

本部分将分析基准回归结果，并进行稳健性检验，检查结果是否存在测量误差和内生性。

(一)基准回归

对式(5)的固定效应和随机效应模型分别进行Hausman检验，相应的p值为0.0000，在1%显著性水平上拒绝随机效应估计更有效的原假设，故表2反映了模型固定效应的估计结果。表2列(1)和列(2)分别显示了对外贸易开放、对内区际开放与制造业全要素生产率关系的回归结果，表明对外贸易开放和对内区际开放均对制造业全要素生产率有正向影响，从而验证了本文假说1。表2列(3)显示引入对外贸易开放与对内区际开放交叉项后的计量结果，对外贸易开放和对内区际开放的系数仍然大于0。但对内区际开放的系数在1%的水平上显著，而对外贸易开放的系数并不显著。然而，并不能就此得出对外贸易开放对制造业全要素生产率的作用不显著的结论，还要考虑对外贸易开放对制造业生产率产生的间接作用是否显著，如果直接作用不显著，但间接作用显著，仍然可以认为总作用是显著的。具体来说，lnTFPi, tlnopeni, t=δi+φi×lnintegi, t，其中δi代表lnopen对lnTFP的直接作用，φi代表lnopen对lnTFP的间接作用。此时，直接作用δi不显著，但是可以看到间接作用φi(交互项系数)在1%的水平下显著，说明对外贸易开放对制造业全要素生产率的综合促进作用仍然是显著的。交互项(lnopen×lninteg)估计系数为正且显著，表明对外贸易开放与对内区际开放在促进制造业全要素生产率方面存在显著的互相促进效应，即对外贸易开放对制造业全要素生产率的边际作用随着对内区际开放的上升而增加，对内区际开放对制造业全要素生产率的边际作用同样随着对外贸易开放的上升而增加。二者之间存在显著的相互促进效应的作用机制主要表现为：对内区际开放度的提升会强化对外贸易开放对制造业全要素生产率的促进作用。

对内区际开放促进全要素生产率提升的机制为：对内区际开放的最明显优势在于能够促进不同地区出口型公司之间的产品交流，大大加快本行业技术水平的提升，从而提高行业的全要素生产率。更进一步来说，出口型公司的整体水平和能力得到了有效提升，公司产品的技术含量得以提高，出口产品的质量也得到了保障，所以对内区际开放能够为对外贸易开放带来多方面的好处，从而有利于制造业全要素生产率的提高。同理，对外开放程度越高的城市和地区，其制造业全要素生产率受到对内区际开放的边际影响也更大。毛其淋(2012)[13]曾研究过二重经济与我国经济增长质量之间的影响，本文与其有异曲同工之处。此处实证结果验证了本文的假说2。

表2 初步估计结果

(续上表)

模型(1)(2)(3)Hausman检验39.56[0.000]

注：()内数值为回归系数的异方差稳健标准误，[]内数值为相应检验统计量的p值; *、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。

分析控制变量发现，人力资本水平(H)具有正的估计系数为0.306，并且其具有非常显著的统计意义，表明人力资本水平对提高制造业全要素生产率具有较大促进作用。政府支出规模(govscal)对制造业全要素生产率的影响为负，表明政府支出规模越大，会导致资源配置扭曲和效率下降，进而对制造业全要素生产率产生消极影响。自主研发投入(RD)的系数为正但并不显著，表明研发经费投入并不能显著提升我国制造业的全要素生产率。有关学者也得出了类似结论(傅元海等，2016[30]；袁礼和欧阳峣，2018[31])。FDI对制造业全要素生产率的积极影响已在模型(1)-模型(3)中得到验证。目前跨国投资已经取代技术转让成为现代先进技术扩散的主要途径，外资进入通过竞争、示范、关联和职员流动对内资企业产生技术溢出，为了提高竞争力，当地企业有针对性地研究外资技术，从而促进了我国制造业全要素生产率的增长。

(二)内生性的处理及工具变量2SLS估计

理论上讲，对外贸易开放度的提高会促进制造业全要素生产率的提升，反之，生产率的提高也将促进市场主体出口能力的提升，从而进一步促进地区对外贸易的开放。对内区际开放度可能会促进生产率的提高，而生产率的提高也会反过来影响对内区际开放度。解释变量与被解释变量之间很可能存在高度双向相关性，鉴于此，有必要考察对内区际开放度和对外开放度的内生性，借鉴毛其淋(2012)[13]的做法，构造对外贸易开放和对内区际开放的工具变量，然后进行两阶段最小二乘法(2SLS)估计。在这里选取1988年各省市的外贸依存度(YCD1988)作为贸易开放度的工具变量，并选取integ的一阶滞后项作为对内区际开放度的工具变量。

此外，为了保证工具变量选取的合理性，进行如下检验：(1)Anderson正则相关性检验关于“工具变量识别不足”的零假设在1%显著性水平上被拒绝；(2)为了检验工具变量和内生变量之间的相关性，计算出Cragg-Donald Wald F统计量大于在Stock和Yogo (2005)[32]的最小特征值统计量的10%水平上的临界值19.93，因此，可以拒绝工具变量是弱识别的假定，选取一个强工具变量。根据识别不足和弱识别检验的结果，工具变量不存在识别不足和弱识别，表明本文选择的工具变量是有效的。

工具变量2SLS估计结果见表3，列(1)为只考虑了open为内生时的情况，发现在有效控制对外贸易开放度的内生性后，其估计系数由1.152变为4.916，对外贸易开放度每提升1个单位，制造业全要素生产率便会提高491%。列(2)为控制对内区际开放内生性后的结果，对内区际开放度的估计系数比OLS方法略有上升。列(3)进一步报告了open和integ同时为内生变量时的结果，对外贸易开放的估计系数上升到4.315，对内区际开放的估计系数提高了约418%，交互项open×integ系数的绝对值上升了234.12%。说明在控制内生性后，对外贸易开放与对内区际开放的互相促进效应有所增强。这个结论更加准确地反映了对外贸易开放与对内区际开放在影响省际制造业全要素生产率变化上存在互相促进效应，矫正了以往研究的低估倾向。

表3 两阶段最小二乘2SLS估计结果

注：()内数值为回归系数标准误，[]内数值为相应检验统计量的伴随概率值， {}内数值为Stock-Yogo检验15%水平上的临界值；*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著；Anderson正则相关性检验、Cragg-Donald Wald F检验的原假设分别是工具变量识别不足、工具变量为弱识别，若拒绝原假设则说明工具变量是合理的。

(二)稳健性分析

本文通过对外贸易开放度和对内区际开放度的多种测量指标进一步检验估计结果的稳健性。用修正的贸易开放度open_adjit来替换计量模型中的openit，使用樊纲等(2011)[33]编制的市场化指数作为对内区际开放度指标的另一种度量，并采用工具变量GMM方法进行估计。结果列于表4，其中列(2)和列(3)分别为使用修正的贸易开放度和市场化指数得到的结果。从表4中数值可以看出，在控制地区经济规模和发展水平因素之后，对外贸易开放和对内区际开放的估计系数显著为正且系数变动较小，而且交互项的系数显著为正，表明两个核心解释变量对制造业全要素生产率仍然具有积极的促进作用。

表4 稳健性检验结果

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。

五 考虑区域异质性和行业异质性的进一步分析

本部分将通过多维度(包括区域和技术要素密集度等因素)的异质性拓展分析，对基准模型的假说进行再验证，证明对外贸易开放和对内区际开放两者存在相互促进效应。

(一)区域异质性下的讨论

地理条件、要素资源禀赋、经济发展水平和基础设施等因素的差异使不同地区对外贸易开放度和对内区际开放度对制造业全要素生产率的影响并不完全相同。本文将样本分为东部、中部和西部三个子样本[注]东部地区：北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、辽宁、吉林、黑龙江；中部地区：山西、安徽、江西、河南、湖南、湖北；西部地区：重庆、内蒙古、四川、广西、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。，采用2SLS方法进行回归分析。具体结果如表5所示。

虽然各地区的对外贸易开放度系数均为正，但东部沿海地区对外贸易开放度系数较大且非常显著，原因可能在于：中国东部沿海地区凭借其地理优势，拥有广阔的国外市场，并以此实现了规模经济效应。中西部地区对内区际开放系数不显著，但这仅意味着中西部地区对内区际开放度对当地制造业全要素生产率的直接作用不显著，而中西部地区对外贸易开放度和对内区际开放度交互项系数很显著，说明中西部地区对内区际开放度的提高通过对外贸易开放这个途径以及二者的相互促进效应，仍然对制造业全要素生产率的提高起作用；同理，东部沿海地区的对内区际开放系数与交互项都非常显著，说明东部地区的对内区际开放与对外贸易开放既可以直接促进制造业生产率的提高，又可以通过与对外贸易开放的相互促进来联动提高制造业全要素生产率。两个因素完整的边际效应为：∂lnTFPi, t/∂lnopeni, t=δi+φi×lnintegi, t，∂lnTFPi, t/∂lnintegi, t=γi+φi×lnopeni, t，两个变量的边际效应测算结果见表6。结果显示东部沿海地区对外贸易开放和对内区际开放度的边际效应均比中西部内陆地区高，东中西部地区对外贸易开放的边际效应分别为36.2825、6.1099和7.3738，对内区际开放的边际效应分别为9.0476、4.8575和2.6379。东部沿海地区的贸易开放对其地区制造业全要素生产率的边际影响是中西部内陆地区的6倍，且对内区际开放对东部地区制造业全要素生产率产生的正向影响也比中西部地区大。

究其原因，可能是因为东部沿海地区更加开放，认识到地区间市场合作与交流的重要性，当地企业更偏好于跨省发展，因此在战略上往往采取市场一体化，更有利于市场要素的流通，从而促进了本地制造业全要素生产率的提高。因此，区域间开放对东部沿海地区制造业全要素生产率的影响高于中西部内陆地区。由于自然环境和基础条件的制约，对外开放程度低的中西部地区的经济发展相对封闭，企业规模一般较小，省际内面积较大。地方企业高度依赖地方市场，市场分割程度高，各省对国内其他地区市场的开放程度低。省际开放程度低限制了生产要素跨区域自由流动和市场规模经济的发展，导致市场扭曲、产业结构趋同等问题，不利于制造业全要素生产率的提高。中西部省份的省际开放程度相对较低，对其制造业全要素生产率的影响较弱。东部沿海地区的对内区际开放对经济增长的边际影响比中西部内陆地区分别高出3.91%和91.34%。

表5 分地区的2SLS估计结果

(续上表)

变量东部地区中部地区西部地区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)常数项0.802∗∗∗8.020∗0.516(3.56)(1.68)(0.36)R20.4520.4920.320Prob>F0.00000.00000.0000样本数234108180

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。

表6 对外贸易开放和对内区际开放对制造业全要素生产率增长的边际效应及解释力

由于该边际效应系数只能简单地阐明解释变量与被解释变量之间的关系，以及前者对后者是否有显著的影响，所以，进一步测算对外贸易开放和对内区际开放对制造业全要素生产率变化的贡献率[注]边际效应计算方法是：先计算29个省、市、自治区的对内区际开放与制造业全要素生产率每年的均值，两个指标值的变化幅度通过用2015年的均值减去1998年的均值得出；然后将对内区际开放系数乘以其变化幅度，得到对内区际开放度变化所引起的全要素生产率变化，最后把该变化值除以制造业生产率的实际变化幅度并乘以100%。该值就是样本期内对内区际开放对制造业全要素生产率变化的实际贡献。。测算结果表明，对内区际开放对东部沿海地区制造业全要素生产率的实际贡献率为18.84%，远远高于中部地区的9.50%和西部地区的 8.12%，同时，对外贸易开放对东部沿海地区省际全要素生产率的实际贡献率为21.19%，也远远高于中部地区的8.17%和西部地区的7.74%。从地区内部来看，对外贸易开放和对内区际开放对东部沿海地区省际全要素生产率的实际贡献率均远远大于中西部内陆地区，这些发现也进一步印证了二者在影响省际制造业全要素生产率上存在相互促进效应，从而验证了本文的假说3。

(二)技术异质性下的讨论

不同要素密集度企业在全球价值链分工中的位置差异，也会导致对外贸易开放和对内区际开放对其全要素生产率的不同影响。经济合作与发展组织(OECD)按照技术水平将制造业结构分为低端、中低端、中高端和高端技术四类；傅元海等(2016)[30]则合并了高端和中高端技术产业，将制造业分为三类[注]高端技术产业包括交通运输设备制造业、通用设备制造业、专用设备制造业、电气机械及器材制造业、通信设备计算机及其他电子设备制造业、仪器仪表及文化办公用机械制造业、化学原料及化学制品制造业、化学纤维制造业、医药制造业等行业；中端技术产业包括石油加工炼焦及核燃料加工业、非金属矿物制品业、黑色金属冶炼及压延加工业、有色金属冶炼及压延加工业、金属制品业等行业；低端技术产业包括农副食品加工业、食品制造业、饮料制造业、烟草制造业、纺织业、纺织服装鞋帽制造业、造纸及纸制品业等行业。测算制造业结构变化的数据来自《中国工业经济统计年鉴》，各地区制造业销售收入为各行业之和，全国数据为除海南和西藏之外的各地区之和。。本文采用傅元海的分类方法，测算对外贸易开放和对内区际开放对不同技术水平制造业全要素生产率的影响，结果见表7。目前，我国高端制造业产值占全国制造业生产总值的比例相对较低，2015年占比仅有14.1%。通过观察表7的结果可以发现，对外贸易开放度和对内区际开放度对不同要素密集型企业全要素生产率产生的影响不同。对内区际开放对不同要素密集型企业全要素生产率均产生了正向影响，其中，对内区际开放对中高端技术制造业的正向影响大于对低端技术制造业的影响。原因是低端制造业大多依靠进口中间品承担最后的加工装配或者初级零配件等生产环节(吕越等，2017)[28]，对国内要素市场流通性的依赖程度小于中高端制造业。三大类制造业的对外贸易开放度系数都为正，但低端技术制造业的对外贸易开放度系数大于中高端技术制造业，造成这一结果的原因可能有以下两种：(1)就出口而言，我国机电产品类的高端技术行业出口主要是以加工贸易为主。国内从事该行业的企业主要为劳动力密集型，只需增加资金用于简单的加工和装配，由于可以获得预计的加工费，所以没有创新技术的动力。就进口而言，外国针对高新技术产业进行了各种限制，预防这些产业对本国产品市场带来冲击，不利于国内企业吸收，而低端技术产业的进口限制条件较少，国内外技术差距也相对较小，国内企业较容易吸收国外先进技术。(2)大量进口低端技术产品导致该产业生产成本的快速上升，迫使国内企业改进生产流程，进一步加快技术创新，改变其高投入、低效率的粗放式生产方式。

此外，本文同时测算对内区际开放和对外贸易开放的边际效应及其对制造业全要素生产率变化的贡献率。结果表明，对内区际开放对中端和高端制造业全要素生产率的实际贡献率分别为83.11%和92.01%，远远高于低端制造业的63.84%，同时，对外贸易开放对低端制造业全要素生产率的实际贡献率为105.38%，也远远高于中端制造业的50.82%和高端制造业的64.03%。

综上所述，可以得出，对外贸易开放对低端技术制造业的正向促进作用大于对中端和高端制造业的促进作用，对内区际开放对中端和高端技术制造业的正向影响大于对低端技术制造业的正向影响，由此验证了本文的假说3。

表7 行业异质性的2SLS结果

(续上表)

变量(1)低端制造业(2)中端制造业(3)高端制造业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)常数项-0.552∗∗-0.303-0.328∗(-2.04)(-1.60)(-1.90)R20.2520.4920.320Prob>F0.00000.00000.0000样本数522522522

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平下显著。

表8 对外贸易开放和对内区际开放对制造业全要素生产率增长的边际效应及解释力

六 结论与政策建议

本文基于新古典经济增长理论扩展了全要素生产率的内生化模型，在对外贸易开放和对内区际开放的统一框架下，从区域异质性与行业异质性视角，考察了影响我国制造业全要素生产率的因素，重点研究了对外贸易开放和对内区际开放对我国制造业全要素生产率的影响机制及其相关关系，并进行了实证检验。主要结论是：(1)提高对外贸易开放度与对内区际开放度对提升我国制造业全要素生产率均具有正向影响，并且对外贸易开放与对内区际开放对省际制造业全要素生产率的影响存在互相促进作用；(2)对内区际开放和对外贸易开放对东部沿海地区制造业生产率的影响比对中西部内陆地区更大，二者对制造业全要素生产率的影响存在区域异质性；(3)对外贸易开放对低端技术制造业的正向影响大于对中高端技术制造业的正向影响，对内区际开放对中高端技术制造业的正向影响大于对低端技术制造业的正向影响，二者对制造业全要素生产率的影响存在行业异质性。

基于以上结论，本文认为对外贸易开放与对内区际开放之间的协调发展更有利于提高地区制造业全要素生产率，有步骤、有重点地对这些关键环节进行改革将发挥至关重要的作用。(1)从区域角度来讲，东部沿海地区长期实行出口导向型的经济发展模式，随着国际经济环境变化和中国经济发展进入新的历史时期，海外市场约束增多，东部沿海地区需要开发广阔的国内市场来保持经济增长和利润。因此，东部沿海地区应该充分重视自由流动要素市场的重要性，建设完善要素市场，通过政策和法规积极支持跨区域制造业企业之间的技术交流和商业合作，在各个企业之间扩散传播技术知识。中西部地区对外贸易尚有很大发展空间，需要继续深化对外开放，解决由于地方垄断而导致的地方保护主义恶性竞争。同时，中西部地区仍要以发展地区经济为中心，积极引进优秀人才、先进技术，尤其要大力完善交通等基础设施建设，降低地区间贸易成本，缩小中西部地区省际间对内开放差异。同时，要深化改革，利用市场经济的天然优势提升市场活力，增强投资者的投资热情，吸引资本、人才等生产要素流入本地区，提高本地区制造业全要素生产率，并最终实现国内外市场双轮驱动地区经济增长。(2)从行业角度来讲，目前我国制造业出口附加值低，高端技术制造业企业被跨国企业锁定在低附加值环节。对于中高端技术制造业，政府应加大产业政策扶持力度，推进高新产业集聚区的建设和发展，完善集聚区的配套基础设施，为企业提供交流合作机会，促进中高端技术行业的转型升级，将处于价值链低端的业务移至海外，以产品高端化为导向，进一步发展技术含量较高的新兴高端产业。同时，淘汰低端制造业落后产能，促进增效减耗和节能减排，加强低端技术制造业企业之间的互动合作，形成一个信息技术资源合理流动的企业网络，为企业提供市场信息、教育培训等生产性服务，在不损害企业自主创新积极性的前提下实现企业之间的相互学习。