余 世 勇，朱 咸 永，張 琦 雯

(1.2.西南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶 400715；3.中共重慶市北碚區(qū)委黨校，重慶 400700)

一、引言和文獻(xiàn)綜述

改革開放以來，中國制造業(yè)的發(fā)展壯大為國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展提供了強(qiáng)有力的支撐，也為世界制造業(yè)發(fā)展做出了重要貢獻(xiàn)。1978-2019年，中國制造業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重年均超過30%，2019年達(dá)到36.8%。2010年以來，中國制造業(yè)增加值連續(xù)位居世界第一，2020年達(dá)到26.6萬億元，占全球制造業(yè)比重近30%[1]。然而，中國制造業(yè)量大而不強(qiáng)，主要是粗放發(fā)展，依靠要素投入，生產(chǎn)率不高；傳統(tǒng)制造業(yè)占據(jù)著制造業(yè)的主體部分，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展相對滯后；制造業(yè)擴(kuò)張主要依靠低成本優(yōu)勢，大多處于產(chǎn)業(yè)鏈中低端，產(chǎn)品附加值不高[2]。隨著中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，粗放型的發(fā)展模式難以為繼[3]。中國要實(shí)現(xiàn)由制造業(yè)大國向制造業(yè)強(qiáng)國的轉(zhuǎn)變，必須提升制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量，促進(jìn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。

按照經(jīng)濟(jì)學(xué)中的斯密定理，市場規(guī)模擴(kuò)大引發(fā)分工和專業(yè)化程度加強(qiáng)，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和生產(chǎn)效率提高。市場在經(jīng)濟(jì)增長和效率提升中具有決定性作用[4]。國內(nèi)外市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)踐也告訴我們，統(tǒng)一開放、競爭有序市場是促進(jìn)全要素生產(chǎn)率(TFP)提高的前提和基礎(chǔ)，全要素生產(chǎn)率提升需要一個(gè)暢通的國際國內(nèi)市場。然而，我國制造業(yè)國內(nèi)市場仍是一種“零散”的市場[5-7]。各地區(qū)以鄰為壑，以實(shí)現(xiàn)本地區(qū)利益最大化為目標(biāo)，形成自身的利益體系，通過非市場行為人為分割了國內(nèi)市場[8]，國內(nèi)制造業(yè)發(fā)展處于比較明顯的“條塊”狀態(tài)，國內(nèi)市場存在比較嚴(yán)重的分割現(xiàn)象[9]。這使我們自然而然產(chǎn)生一種疑問：區(qū)域間的市場分割是不是阻礙了我國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提升？如果是，其中的具體影響機(jī)制和影響路徑是什么？

從理論上講，區(qū)域市場分割限制了區(qū)域市場效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)的充分發(fā)揮，減少了區(qū)域分工與合作的機(jī)會，降低了要素配置效率，造成區(qū)域產(chǎn)業(yè)同質(zhì)化，抑制了區(qū)域市場有效需求的充分釋放，阻礙了制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級和全要素生產(chǎn)率提高。部分學(xué)者用中國1978-2006年省際數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明，市場分割會阻礙全要素生產(chǎn)率上升[10]；另有研究顯示對外開放與區(qū)域市場一體化在提升全要素生產(chǎn)率方面具有替代作用[11]，即從側(cè)面證明了市場分割不利于全要素生產(chǎn)率增長；基于中國工業(yè)企業(yè)1985-2010年的數(shù)據(jù)研究的結(jié)果顯示，市場分割對工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響具有顯著的地區(qū)差異，如西北地區(qū)市場分割度與全要素生產(chǎn)率水平就呈現(xiàn)正向關(guān)系，其他地區(qū)則是顯著的反向關(guān)系[12]。在影響機(jī)制方面，基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)分析認(rèn)為市場分割通過削弱規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、降低R&D投入、過度保護(hù)國企等方式阻礙企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[13]；類似地，基于壟斷競爭模型的研究則表明市場分割與中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率呈倒“U”型關(guān)系，認(rèn)為適當(dāng)?shù)氖袌龇指羁梢栽黾釉摰貐^(qū)企業(yè)的收入，從而可以提高企業(yè)R&D投入，促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升[14]。也有學(xué)者研究了市場開放度的提高對TFP的提升作用，即國內(nèi)市場的整合和對外開放度的提升，可以破除要素流動(dòng)的障礙，促進(jìn)要素自由流動(dòng)，提高資源配置效率，從而提升TFP水平[15-16]。

目前文獻(xiàn)對市場分割與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的探討仍然存在不足和進(jìn)一步研究的空間：首先是現(xiàn)有文獻(xiàn)主要聚焦在市場分割與經(jīng)濟(jì)“量”的增長方面，而在“質(zhì)”的方面，即關(guān)于市場分割與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究則相對不足，這不能有效契合我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的背景；其次是在涉及市場分割與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率關(guān)系的文獻(xiàn)中，更多的是研究市場分割與中國制造業(yè)企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系。實(shí)際上中國制造業(yè)微觀層面的最新數(shù)據(jù)只到2013年，在時(shí)間維度上不能有效反映相關(guān)變量的變動(dòng)趨勢，因此拓展時(shí)間維度并從宏觀層面對兩者之間的關(guān)系進(jìn)行研究有一定必要性；最后是在市場分割影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)制方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)大都從資源配置角度來解釋[17]，缺乏系統(tǒng)的梳理和完整的分析框架，研究結(jié)論的科學(xué)性有待加強(qiáng)。鑒于此，本文可能貢獻(xiàn)首先在于豐富已有關(guān)于市場分割與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究；其次，實(shí)證研究中所有研究變量均選擇宏觀省際層面最新的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，克服已有研究中的數(shù)據(jù)年限的限制；最后，從理論和實(shí)證上系統(tǒng)分析市場分割影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)制，完善市場分割與全要素生產(chǎn)率相關(guān)的研究。

二、理論分析與研究假說

(一)全要素生產(chǎn)率影響因素的理論分析

為了厘清市場分割對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用機(jī)制，我們首先需要分析市場分割通過什么因素對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率(也簡稱“生產(chǎn)率”，以下不再區(qū)分)產(chǎn)生作用。根據(jù)DEA-Malmquist指數(shù)法測度全要素生產(chǎn)率的內(nèi)容，在規(guī)模收益不變(CRS)的情況下，我們可以定義某決策單元在t-1時(shí)期技術(shù)水平下，從t-1到t時(shí)期全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)[18]：

(2-1)

其中，L、K分別指勞動(dòng)和資本投入。同理，可以定義某決策單元在t期技術(shù)水平下，從t-1到t時(shí)期全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的Malmquist生產(chǎn)率指數(shù)：

(2-2)

為了回避技術(shù)水平期數(shù)選擇的隨意性對TFP結(jié)果的影響，取兩期指數(shù)變動(dòng)的幾何平均數(shù)作為t-1期到t期TFP的變動(dòng)量：

(2-3)

當(dāng)式2-3大于0、等于0、小于0時(shí)，分別表示TFP上升、不變、下降。

將式2-1進(jìn)一步等價(jià)變形得：

式2-4中的前半部分為技術(shù)效率的變動(dòng)，當(dāng)該部分的數(shù)值大于1時(shí)，表示技術(shù)效率提升，小于1時(shí)表示技術(shù)效率下降，等于1則表示技術(shù)效率未發(fā)生變化；后半部分表示技術(shù)水平的變動(dòng)，同理，當(dāng)該部分的數(shù)值大于1時(shí)，表示技術(shù)進(jìn)步，小于1時(shí)表示技術(shù)退步，等于1表示技術(shù)水平未發(fā)生變化。

部分學(xué)者認(rèn)為CRS模型基于規(guī)模收益不變的假設(shè)不符合實(shí)際[19]，因?yàn)楝F(xiàn)實(shí)中許多生產(chǎn)單位可能并未處于規(guī)模收益不變階段，技術(shù)效率部分可能含有規(guī)模效率因素，需要放松規(guī)模收益不變的假設(shè)。他們將CRS模型修正后得到了VRS模型，其中的技術(shù)效率進(jìn)一步分解成純技術(shù)效率的變動(dòng)與規(guī)模效率的變動(dòng)，即：

=SEit×PEit×TCit

(2-6)

式2-6中，決策單元全要素生產(chǎn)率的變動(dòng)可以分解為規(guī)模效率的變動(dòng)SE、純技術(shù)效率的變動(dòng)PE、技術(shù)水平的變動(dòng)TC。其中，規(guī)模效率的變動(dòng)SE表示在技術(shù)水平一定的前提及規(guī)模收益變動(dòng)的情況下決策單元的實(shí)際經(jīng)濟(jì)規(guī)模與最優(yōu)規(guī)模之間的距離；純技術(shù)效率的變動(dòng)PE指在技術(shù)和產(chǎn)出規(guī)模一定的條件下，決策單元的實(shí)際要素投入與最小投入之比，反映的是決策單元使用要素的效率狀況，即資源配置效率的大小[20-21]；技術(shù)水平的變動(dòng)TC表示技術(shù)前沿面的移動(dòng)，反映新技術(shù)研發(fā)、引進(jìn)等活動(dòng)，即技術(shù)創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的貢獻(xiàn)。

通過上述分析，本文認(rèn)為，市場分割對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生作用，不外乎是影響制造業(yè)的規(guī)模效率、資源配置效率和技術(shù)創(chuàng)新水平三個(gè)方面。分析市場分割與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系實(shí)質(zhì)上可以轉(zhuǎn)化為分析市場分割與技術(shù)創(chuàng)新、資源配置效率和規(guī)模效率的關(guān)系。

(二)研究假說

1.市場分割通過規(guī)模效率對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理

從理論上來看，任何企業(yè)都存在一個(gè)最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模。規(guī)模效率的提升會使企業(yè)的實(shí)際生產(chǎn)規(guī)模不斷接近最優(yōu)生產(chǎn)規(guī)模，生產(chǎn)成本逐漸靠近最小成本水平，從而推動(dòng)全要素生產(chǎn)率的增長。如果存在區(qū)域市場分割，規(guī)模效率提升的過程就會受到阻礙。一方面是高效企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模不能擴(kuò)大。市場分割使制造業(yè)企業(yè)缺乏充足生產(chǎn)的原材料，區(qū)域內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模被限制在本地區(qū)，不能進(jìn)行有效地跨區(qū)域重構(gòu)和擴(kuò)張，致使企業(yè)達(dá)不到最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模，規(guī)模效率不能提升。另一方面是低效企業(yè)不斷吸收區(qū)域內(nèi)的資源進(jìn)行擴(kuò)張。特別是在GDP考核機(jī)制的激勵(lì)下，重復(fù)建設(shè)和低效企業(yè)憑借地方政府的保護(hù)不僅不會退出市場，還會不斷吸收區(qū)域內(nèi)生產(chǎn)要素資源，進(jìn)行生產(chǎn)擴(kuò)張，擠壓高效企業(yè)的生存發(fā)展空間，市場充斥著“僵尸企業(yè)”，表現(xiàn)為規(guī)模無效率。

假設(shè)1：要素市場分割會削弱制造業(yè)的規(guī)模效率，不利于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。

2.市場分割通過資源配置效率對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理

資源配置效率的提高對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的改善主要是通過提高要素的使用效率、優(yōu)化要素結(jié)構(gòu)而實(shí)現(xiàn)的，基本要求是要素要向高效率的企業(yè)或地區(qū)流動(dòng)。從靜態(tài)來看，市場分割直接抑制了生產(chǎn)要素的自由流動(dòng)，各地區(qū)制造業(yè)部門的生產(chǎn)要素不能進(jìn)行有效更新重組，這會造成一些生產(chǎn)要素處于過度使用的狀態(tài)，而其他要素尚未得到充分使用，資源配置效率處于較低的狀態(tài)。從動(dòng)態(tài)的角度來看，區(qū)域市場分割阻礙生產(chǎn)要素自由流動(dòng)，會導(dǎo)致要素價(jià)格的市場決定機(jī)制失效，市場信號失真，要素價(jià)格扭曲，進(jìn)一步惡化原本配置效率低下的資源配置效率，加劇資源錯(cuò)配[22]。

假設(shè)2：市場分割會削弱制造業(yè)的資源配置效率，從而阻礙制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

3.市場分割通過技術(shù)進(jìn)步對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理

技術(shù)進(jìn)步對全要素生產(chǎn)率的影響主要體現(xiàn)在先進(jìn)技術(shù)的出現(xiàn)會直接推動(dòng)生產(chǎn)技術(shù)前沿面的移動(dòng)，從而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的增長。人才、資本投入和學(xué)習(xí)(或干中學(xué))是技術(shù)進(jìn)步不可或缺的因素[23]。如果存在市場分割，制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步將會受到影響。首先，要素市場分割阻礙了外部資本的投入，不利于企業(yè)增加研發(fā)投入進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，從而抑制了制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。其次，區(qū)域市場分割在阻礙生產(chǎn)要素流動(dòng)的同時(shí)也將優(yōu)質(zhì)生產(chǎn)要素排除在外，這會帶來兩個(gè)顯著的后果：一是優(yōu)質(zhì)人才跨區(qū)域流動(dòng)面臨比較大的障礙，企業(yè)無法獲得充足的所需高素質(zhì)專業(yè)人才，從而削弱了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)；二是優(yōu)質(zhì)人才要素不能自由流動(dòng)阻礙了知識技術(shù)的外溢，不利于先進(jìn)技術(shù)的傳播，使企業(yè)的學(xué)習(xí)范圍受到限制與約束，降低了知識外溢對技術(shù)創(chuàng)新的推動(dòng)作用。

假設(shè)3：市場分割會阻礙制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，從而抑制制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。

通過上文分析，區(qū)域市場分割對制造業(yè)的規(guī)模效率、資源配置效率和技術(shù)進(jìn)步的影響，從而對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理和路徑如圖1所示。

圖1 市場分割影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)理和路徑

三、研究設(shè)計(jì)

(一)回歸模型的設(shè)定

自新古典經(jīng)濟(jì)增長理論被提出以來[24]，全要素生產(chǎn)率不斷受到學(xué)界的重視，學(xué)者們不僅注重從理論上分析影響全要素生產(chǎn)率的因素，更注重從實(shí)證角度對理論進(jìn)行驗(yàn)證，如國外學(xué)者分別將經(jīng)濟(jì)開放水平和人力資本積累水平納入具有?？怂怪行缘腃obb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，通過對數(shù)處理建立計(jì)量模型，實(shí)證了經(jīng)濟(jì)開放水平和人力資本積累水平對全要素生產(chǎn)率的正向促進(jìn)作用[25]；國內(nèi)學(xué)者亦在此方面作了深入研究[26]?；诖耍Y(jié)合本文主題及前述理論分析部分內(nèi)容，本文將建立如下基準(zhǔn)多元線性回歸方程：

lnMTFPit=α+β1lnSegit+β2Z+μi+δt+εit

(3-1)

其中，i代表不同地區(qū)，t表示不同的年份；MTFP表示不同地區(qū)的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，Seg表示市場分割指數(shù)，Z表示一系列控制變量；μ表示不隨時(shí)間變化的量，用來控制不同地區(qū)無法觀測的異質(zhì)性產(chǎn)生的固定效應(yīng)；δ用來控制不同年份產(chǎn)生的時(shí)間固定效應(yīng)；ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)；其他各項(xiàng)表示變量的系數(shù)。各變量的選擇與設(shè)置如下：

核心解釋變量：市場分割指數(shù)(SEG)。關(guān)于市場分割的測度方法，這是本文研究的難點(diǎn)之一，具體的測算方法較多，為了保持測算結(jié)果的合理性和相對準(zhǔn)確性，本文采用學(xué)界使用較多的相對價(jià)格法(1)具體測算時(shí)使用各地區(qū)包括糧食、服裝鞋帽、飲料煙酒、文化辦公用品、藥品、書包雜志、日用品及燃料等8類商品零售價(jià)格指數(shù)。進(jìn)行測算[26，32-33]。

控制變量組(Z)：由于存在多種影響全要素生產(chǎn)率的因素，實(shí)證研究中容易因遺漏變量造成結(jié)果的偏誤。為盡量減少這種偏誤，本文通過閱讀已有文獻(xiàn)，擬在實(shí)證模型中引入一系列控制變量，具體如下：

制造業(yè)對外開放水平(MOPEN)：包括制造業(yè)外商直接投資和對外貿(mào)易兩個(gè)部分。從資金層面來看，外商直接投資可以緩解區(qū)域內(nèi)企業(yè)發(fā)展的資金約束，有利于企業(yè)增加研發(fā)投入，提高全要素生產(chǎn)率；從技術(shù)層面來看，外商直接投資可以產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，直接提升本土企業(yè)的技術(shù)水平，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長[34]。對外貿(mào)易可以擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，促進(jìn)企業(yè)發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，提高資源的使用效率；同時(shí)，在貿(mào)易的過程中，一個(gè)地區(qū)可以獲得更多的學(xué)習(xí)機(jī)會，從而為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。因此，本文認(rèn)為對外貿(mào)易可以提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率。由于使用單一的外商直接投資或?qū)ν赓Q(mào)易無法全面衡量制造業(yè)的對外開放水平，本文用主成分分析法將外商直接投資與對外貿(mào)易進(jìn)行加權(quán)，將加權(quán)值作為衡量制造業(yè)對外開放水平的指標(biāo)[35]。其中外商直接投資采用制造業(yè)港澳臺資本與外商資本之和與制造業(yè)銷售產(chǎn)值的比值來衡量；制造業(yè)對外貿(mào)易用各省制造業(yè)出口交貨值與制造業(yè)銷售產(chǎn)值的比值衡量。

制造業(yè)對外開放水平與市場分割的交乘項(xiàng)(MOPEN×SEG)：從理論上來講，經(jīng)濟(jì)的對外開放意味著企業(yè)可以利用國際市場來發(fā)展，對外經(jīng)濟(jì)開放與區(qū)域市場一體化對地區(qū)全要素生產(chǎn)率的影響存在替代作用[26]。因此，對外開放水平的提高一定程度上可能會緩解國內(nèi)市場分割帶來的不利影響，引入兩者的交乘項(xiàng)可以有效地控制這種作用。

制造業(yè)研發(fā)投入(MR&D)：研發(fā)投入指公司在產(chǎn)品研發(fā)上所支付的費(fèi)用，是內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長的動(dòng)力源泉。研發(fā)投入的增加可以促進(jìn)技術(shù)進(jìn)步，從而提高資源的利用效率，最終提高全要素生產(chǎn)率。由于各地區(qū)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)研發(fā)投入數(shù)據(jù)的獲取相對困難，本文使用工業(yè)指標(biāo)來替代，具體為各地區(qū)規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)研發(fā)內(nèi)部支出占銷售產(chǎn)值的比例衡量(2)根據(jù)聶輝華等(2012年)的研究，在我國的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中，制造業(yè)的占比占90%以上，因而本文認(rèn)為用規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)的內(nèi)部研發(fā)支出衡量制造業(yè)相應(yīng)的狀況誤差較小。。

制造業(yè)人力資本投資(MHUM)：內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為人力資本投資可以提高人的創(chuàng)造力和創(chuàng)新能力，推動(dòng)要素使用效率的提升，進(jìn)而促進(jìn)全要素生產(chǎn)率增長[36]。本文將使用各省制造業(yè)企業(yè)科技活動(dòng)人員占總就業(yè)人員數(shù)的比例估算。

基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)(INFRA)：區(qū)域內(nèi)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)狀況直接關(guān)系到地區(qū)發(fā)展環(huán)境的優(yōu)劣。完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)分工，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[37]，優(yōu)化資源配置效率[38]，從而改善該地區(qū)的全要素生產(chǎn)率；同時(shí)，亦可以通過外溢效應(yīng)推動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展?；诖?，并考慮數(shù)據(jù)的可得性和統(tǒng)計(jì)口徑的一致性，本文以人均城市道路面積來衡量不同地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平[39]。

(二)數(shù)據(jù)的來源與描述性統(tǒng)計(jì)

數(shù)據(jù)的質(zhì)量關(guān)系到本文研究結(jié)果的科學(xué)性，因而對數(shù)據(jù)來源的把關(guān)和數(shù)據(jù)的處理非常重要。在數(shù)據(jù)的來源方面，本文的數(shù)據(jù)主要來自《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002―2004年)、《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒》(2004年)、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2006―2012年)、《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2013―2017年)、《中國經(jīng)濟(jì)普查年鑒》(2018年)、《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2020年)、《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002―2020年)、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2002―2020年)。在數(shù)據(jù)的處理方面，鑒于我國制造業(yè)行業(yè)分類及統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)在樣本期間進(jìn)行了多次調(diào)整，為盡量保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性和可比性，本文將對數(shù)據(jù)進(jìn)行一定處理，具體如下：

首先，我國2011年開始調(diào)整了“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)”的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，由2011年以前的“主營業(yè)務(wù)收入500萬以上”變更為“主營業(yè)務(wù)收入2 000萬以上”，因而制造業(yè)各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)可能不具有可比性，但實(shí)際上，標(biāo)準(zhǔn)的提高對經(jīng)濟(jì)總量的影響比較小(3)根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局相關(guān)負(fù)責(zé)人2011年3月8日就提高工業(yè)和投資統(tǒng)計(jì)起點(diǎn)答記者問的回答，據(jù)2009年數(shù)據(jù)測算，盡管全國主營業(yè)務(wù)收入2 000萬以上的工業(yè)企業(yè)數(shù)比500萬以上的企業(yè)數(shù)減少40.6%，但工業(yè)增加值和利潤增加額僅減少2%和1.3%，因而對工業(yè)總體數(shù)據(jù)不會有太大影響，詳見http：//www.stats.gov.cn/tjgz/tjdt/201103/t20110308_17519.html。，因而本文的相關(guān)數(shù)據(jù)不作調(diào)整。

其次，由于西藏自治區(qū)的數(shù)據(jù)缺失過多，本文予以剔除，即本文的樣本為包含除西藏自治區(qū)外中國大陸30個(gè)省(自治區(qū)、直轄市)2001—2019年的面板數(shù)據(jù)。樣本區(qū)間之所以選擇從2001年開始，主要是因?yàn)槲覈?001年加入世界貿(mào)易組織(WTO)，對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展有重要影響；截止日期選擇2019年，主要原因是《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》最新的關(guān)于各地區(qū)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)只統(tǒng)計(jì)到了2019年。

再次，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》中缺少2001—2003年共3年的出口交貨值數(shù)據(jù)，2017年度開始沒有公布出口交貨值數(shù)據(jù)；《中國工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》中2012年制造業(yè)各細(xì)分行業(yè)年底平均就業(yè)人數(shù)缺失；2017年度制造業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)缺失。對于缺失的出口交貨值及就業(yè)人數(shù)，本文按照差分法進(jìn)行了補(bǔ)充；對于2017年制造業(yè)缺失的數(shù)據(jù)，取2016年度和2018年度數(shù)據(jù)的均值補(bǔ)齊。

最后，各制造業(yè)相關(guān)的變量均為22(4)即農(nóng)副食品加工業(yè)(C13)、食品制造業(yè)(C14)、飲料制造業(yè)(C15)、煙草制品業(yè)(C16)、紡織業(yè)(C17)、紡織服裝鞋帽制造業(yè)(C18)、造紙及紙制品業(yè)(C22)、石油加工煉焦及核燃料加工業(yè)(C25)、化學(xué)燃料及化學(xué)制品制造業(yè)(C26)、醫(yī)藥制造業(yè)(C27)、化學(xué)纖維制造業(yè)(C28)、非金屬礦物制造業(yè)(C30)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)(C31)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)(C32)、金屬制品業(yè)(C33)、通用設(shè)備制造業(yè)(C34)、專用設(shè)備制造業(yè)(C34)、交通運(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)(C36、C37)、電器機(jī)械及器材制造業(yè)(C38)、通信設(shè)備計(jì)算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)(C39)、儀器儀表及文化辦公機(jī)械制造業(yè)(C40)。個(gè)細(xì)分行業(yè)的加總數(shù)據(jù)；原始數(shù)據(jù)均為名義值，本文均以2001年為基期平減為實(shí)際值；由于引入變量的交互項(xiàng)可能產(chǎn)生多重共線性問題，本文在回歸前對相關(guān)變量進(jìn)行了中心化處理；各變量均以對數(shù)形式進(jìn)入回歸方程；所有回歸均在stata15.0軟件中完成。

主要變量(非對數(shù)形式)的描述性統(tǒng)計(jì)情況如下表1所示：

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

計(jì)量回歸分析的方法主要有普通OLS混合回歸(OLS)、固定效應(yīng)回歸(FE)、隨機(jī)效應(yīng)回歸(RE)及動(dòng)態(tài)面板回歸(GMM)等4種方法。OLS的假定之一是回歸方程的擾動(dòng)項(xiàng)是獨(dú)立同分布的，但實(shí)際上同一地區(qū)不同年份的隨機(jī)因素一般相關(guān)，因而會出現(xiàn)較大誤差。FE認(rèn)為不同地區(qū)的區(qū)情不一樣，這種特殊的區(qū)情可能是不同地區(qū)很難變動(dòng)的因素，故而需要考慮個(gè)體固定因素。RE則認(rèn)為上述個(gè)體的區(qū)情因素中有些因素有可能以隨機(jī)形式存在，需要考慮不同地區(qū)的隨機(jī)因素。

上述回歸方法主要是靜態(tài)回歸，容易形成聯(lián)立方程偏誤且忽視了解釋變量的內(nèi)生性問題。由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的復(fù)雜性，不僅回歸方程的擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)往往也相關(guān)(cov(Xt，μt)≠0)，即存在內(nèi)生性問題，從而違背了OLS解釋變量與隨機(jī)干擾項(xiàng)不相關(guān)的假定。為了得到相對可靠的研究結(jié)果，需要盡量減輕解釋變量的內(nèi)生性。主要解決方法是引入工具變量，然而找到合適的工具變量的難度非常大。GMM(廣義矩估計(jì))方法從矩條件出發(fā)，不需要對變量的分布進(jìn)行假定，對隨機(jī)干擾項(xiàng)的分布也沒有嚴(yán)格要求，因而可以較好地解決內(nèi)生性問題。GMM方法可以分為差分GMM和系統(tǒng)GMM，前者采用差分方程估算，用解釋變量的滯后值作差分方程的工具變量；后者不僅采用了前者的做法，還采用差分變量的滯后值作原方程的工具變量。但是，當(dāng)面板數(shù)據(jù)的時(shí)間維度較短而截面維度較長時(shí)，原解釋變量的滯后值在差分方程中的工具性會比較弱，從而產(chǎn)生偏誤[40]。鑒于本文的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)截面維度較長、時(shí)間維度較短，因此從理論的角度看，使用系統(tǒng)GMM比差分GMM更合適。但具體應(yīng)用于本文，還要求差分方程的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)沒有二階及以上的自相關(guān)性，而且工具變量不會出現(xiàn)過度識別問題，即需要分別進(jìn)行Arellano-Bond和Sargan和檢驗(yàn)。綜合上述的分析，本文采用系統(tǒng)GMM進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，為了保持經(jīng)驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健，回歸過程中逐次加入控制變量進(jìn)行比較，結(jié)果如表2所示，可以看出滯后一期制造業(yè)全要素生產(chǎn)率作為工具變量不存在自相關(guān)和過度識別問題，工具變量有效。

表2 市場分割對全要素生產(chǎn)率影響的基準(zhǔn)檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)表2的結(jié)果，我們可以看出：

(1)市場分割的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。在回歸過程中，我們通過逐次加入控制變量驗(yàn)證經(jīng)驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，發(fā)現(xiàn)市場分割的回歸系數(shù)一直顯著為負(fù)，即表明市場分割明顯阻礙了制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，這與前述的研究假設(shè)一致，主要有三個(gè)方面的原因：首先是市場分割阻礙了企業(yè)的跨區(qū)重組和規(guī)模的擴(kuò)大，不利于制造業(yè)企業(yè)規(guī)模效率的提升，企業(yè)達(dá)不到最優(yōu)的生產(chǎn)規(guī)模；其次是給要素的自由流動(dòng)設(shè)置了障礙，不利于要素資源的優(yōu)化配置，在同樣的規(guī)模和技術(shù)水平下，企業(yè)不能實(shí)現(xiàn)投入成本最小化；最后是市場分割弱化了知識技術(shù)外溢的效果，抑制了創(chuàng)新要素的流動(dòng)，致使企業(yè)缺乏新技術(shù)研發(fā)的基礎(chǔ)和動(dòng)力，技術(shù)水平停滯不前。因此，制造業(yè)的發(fā)展質(zhì)量得不到有效提升。

(2)對外開放水平的回歸系數(shù)為正。這表明對外開放水平的提高有利于制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。對外開放的過程實(shí)際上就是技術(shù)外溢的過程，制造業(yè)企業(yè)可以發(fā)揮“干中學(xué)”的效應(yīng)，在開放的過程中學(xué)習(xí)到新的技術(shù)；同時(shí)可以參與國際競爭，提高產(chǎn)品質(zhì)量。

(3)市場分割與對外開放水平的交互項(xiàng)的符號顯著為正。這說明對外開放一定程度上可以削弱市場分割對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)向影響，即國內(nèi)市場與國際市場在影響制造業(yè)全要素方面存在一定的替代作用。在國內(nèi)市場分割比較嚴(yán)重的情況下，地區(qū)間的交易成本比較高，企業(yè)會轉(zhuǎn)向國際市場尋求發(fā)展。

(4)研發(fā)投入的增加對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率有顯著的正向作用，這是因?yàn)檠邪l(fā)投入的增加有利于技術(shù)進(jìn)步，推動(dòng)技術(shù)前沿面的拓展。人力資本投資同樣促進(jìn)了制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，主要是由于人力資本投資可以提高要素的使用效率?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)則主要通過溢出效應(yīng)和優(yōu)化營商環(huán)境推動(dòng)地區(qū)制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升。此外，GMM在運(yùn)算過程中將被解釋變量MTFP的滯后一期LMTFP納入了解釋變量，表2的結(jié)果顯示LMTFP相對于當(dāng)期的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著正向影響，說明前期全要素生產(chǎn)率的提高是下一期制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的基礎(chǔ)，前期生產(chǎn)率的改善將有利于下一期生產(chǎn)率的提高。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文的基準(zhǔn)回歸已經(jīng)說明市場分割對制造業(yè)具有顯著的負(fù)向影響，為了檢驗(yàn)該結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用SFA法(隨機(jī)前沿法)來測算制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，以此來替換本文DEA法測算的制造業(yè)全要素生產(chǎn)率[27]。SFA法與DEA法一樣，同屬于測算宏觀層面效率的方法。同樣采用系統(tǒng)GMM回歸得到的穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果如表3所示。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：不同的全要素生產(chǎn)率測量方法

穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果中，核心解釋變量市場分割的回歸系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果略有變化，但整體上顯著性和方向均未改變；對外開放水平、制造業(yè)研發(fā)投入、制造業(yè)人力資本投資和基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等控制變量整體上也基本與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。因此，上述基準(zhǔn)回歸的結(jié)果十分穩(wěn)健，即市場分割程度的提高，將抑制制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，不利于制造業(yè)發(fā)展質(zhì)量的提升。

(三)影響機(jī)制檢驗(yàn)

基于上文對市場分割與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的關(guān)系進(jìn)行基準(zhǔn)回歸分析和穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果表明市場分割與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率是顯著的負(fù)向關(guān)系。為了進(jìn)一步驗(yàn)證市場分割影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制，這里將按照前文中所提的三個(gè)研究假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，即檢驗(yàn)市場分割與規(guī)模效率、資源配置效率及技術(shù)進(jìn)步之間的關(guān)系?；貧w結(jié)果如表4所示：

表4 市場分割影響制造業(yè)TFP的機(jī)制檢驗(yàn)

從表4可以看出，加入控制變量前后，不論是規(guī)模效率、資源配置效率還是技術(shù)進(jìn)步，市場分割的回歸系數(shù)始終為負(fù)，且比較顯著，說明市場分割確實(shí)是通過阻礙企業(yè)規(guī)模效率、資源配置效率和技術(shù)進(jìn)步的提升，抑制了制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。與此同時(shí)，對外開放與市場分割的交互項(xiàng)也具有較高的顯著性，但作用方向有差異。規(guī)模效率與技術(shù)進(jìn)步的回歸方程中，對外開放與市場分割的系數(shù)顯著為正，表明對外開放擴(kuò)大了企業(yè)的市場規(guī)模，推動(dòng)了制造業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新；與此相反的是，在資源配置效率的回歸方程中，對外開放與市場分割的交互系數(shù)顯著為負(fù)，說明經(jīng)濟(jì)的開放對于國內(nèi)資源配置效率的改善效果不明顯。這可能是因?yàn)橘Y源配置效率涉及多種要素的結(jié)合，然而現(xiàn)實(shí)中往往引進(jìn)的是較單一的要素資源，在國內(nèi)相關(guān)要素的配套不充足的條件下，容易導(dǎo)致該要素的過度使用或不充分使用，因而不利于資源配置效率的提高，這與前述分析中有關(guān)中國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率增長量的貢獻(xiàn)中資源配置效率不明顯是對應(yīng)的。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文在分析區(qū)域市場分割對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率影響機(jī)理基礎(chǔ)上，使用中國30個(gè)省自治區(qū)、直轄市2001-2019年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分析了區(qū)域市場分割對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究結(jié)果表明：區(qū)域市場分割會顯著阻礙中國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，而且主要通過抑制制造業(yè)規(guī)模效率提升、資源配置效率的提升及制造業(yè)的技術(shù)進(jìn)步來體現(xiàn)；同時(shí)，制造業(yè)研發(fā)投入、人力資本投資及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升均有正向促進(jìn)作用，對外開放水平的提高一定程度上可以緩解市場分割對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的不利影響。

為了提升中國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而推動(dòng)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，本文提出如下政策建議：第一，推進(jìn)中國統(tǒng)一大市場建設(shè)。加快建立全國統(tǒng)一的市場基礎(chǔ)規(guī)則、高標(biāo)準(zhǔn)聯(lián)通的市場設(shè)施、統(tǒng)一的商品與服務(wù)市場、公平監(jiān)管體系，打破不同地區(qū)間的市場壁壘，促進(jìn)商品和要素的自由流動(dòng)，助力實(shí)施擴(kuò)大內(nèi)需戰(zhàn)略，暢通國內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)。第二，加快技術(shù)創(chuàng)新和人力資本積累。加大對制造業(yè)的研發(fā)投入和人力資本投資，降低技術(shù)創(chuàng)新成本，集聚創(chuàng)新人才與資源，進(jìn)一步優(yōu)化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。第三，推進(jìn)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化。探索經(jīng)濟(jì)區(qū)與行政區(qū)適度分離改革，減少地方政府在地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長方面的過度競爭，促進(jìn)區(qū)域分工與協(xié)作，發(fā)展各具特色的優(yōu)勢制造業(yè)，避免地方制造業(yè)低水平同質(zhì)競爭。第四，繼續(xù)推進(jìn)對外開放。統(tǒng)籌利用國際市場與國內(nèi)市場，在推動(dòng)國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化發(fā)展的同時(shí)，積極利用外資，擴(kuò)大對外貿(mào)易，推動(dòng)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)循環(huán)與國際經(jīng)濟(jì)循環(huán)的相互促進(jìn)，從而提升中國制造業(yè)國際競爭力，實(shí)現(xiàn)中國由制造業(yè)大國向制造業(yè)強(qiáng)國轉(zhuǎn)變。