區域市場分割對中國制造業全要素生產率的影響

余 世 勇，朱 咸 永，張 琦 雯

(1.2.西南大學 經濟管理學院，重慶 400715；3.中共重慶市北碚區委黨校，重慶 400700)

一、引言和文獻綜述

改革開放以來，中國制造業的發展壯大為國民經濟和社會發展提供了強有力的支撐，也為世界制造業發展做出了重要貢獻。1978-2019年，中國制造業增加值占國內生產總值的比重年均超過30%，2019年達到36.8%。2010年以來，中國制造業增加值連續位居世界第一，2020年達到26.6萬億元，占全球制造業比重近30%[1]。然而，中國制造業量大而不強，主要是粗放發展，依靠要素投入，生產率不高；傳統制造業占據著制造業的主體部分，高新技術產業發展相對滯后；制造業擴張主要依靠低成本優勢，大多處于產業鏈中低端，產品附加值不高[2]。隨著中國經濟進入高質量發展階段，粗放型的發展模式難以為繼[3]。中國要實現由制造業大國向制造業強國的轉變，必須提升制造業發展質量，促進制造業全要素生產率的增長。

按照經濟學中的斯密定理，市場規模擴大引發分工和專業化程度加強，從而促進經濟增長和生產效率提高。市場在經濟增長和效率提升中具有決定性作用[4]。國內外市場經濟發展的實踐也告訴我們，統一開放、競爭有序市場是促進全要素生產率(TFP)提高的前提和基礎，全要素生產率提升需要一個暢通的國際國內市場。然而，我國制造業國內市場仍是一種“零散”的市場[5-7]。各地區以鄰為壑，以實現本地區利益最大化為目標，形成自身的利益體系，通過非市場行為人為分割了國內市場[8]，國內制造業發展處于比較明顯的“條塊”狀態，國內市場存在比較嚴重的分割現象[9]。這使我們自然而然產生一種疑問：區域間的市場分割是不是阻礙了我國制造業全要素生產率提升？如果是，其中的具體影響機制和影響路徑是什么？

從理論上講，區域市場分割限制了區域市場效應和規模經濟的充分發揮，減少了區域分工與合作的機會，降低了要素配置效率，造成區域產業同質化，抑制了區域市場有效需求的充分釋放，阻礙了制造業轉型升級和全要素生產率提高。部分學者用中國1978-2006年省際數據分析結果表明，市場分割會阻礙全要素生產率上升[10]；另有研究顯示對外開放與區域市場一體化在提升全要素生產率方面具有替代作用[11]，即從側面證明了市場分割不利于全要素生產率增長；基于中國工業企業1985-2010年的數據研究的結果顯示，市場分割對工業企業全要素生產率的影響具有顯著的地區差異，如西北地區市場分割度與全要素生產率水平就呈現正向關系，其他地區則是顯著的反向關系[12]。在影響機制方面，基于中國工業企業數據分析認為市場分割通過削弱規模經濟效應、降低R&D投入、過度保護國企等方式阻礙企業全要素生產率的提升[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企業生產率呈倒“U”型關系，認為適當的市場分割可以增加該地區企業的收入，從而可以提高企業R&D投入，促進企業全要素生產率提升[14]。也有學者研究了市場開放度的提高對TFP的提升作用，即國內市場的整合和對外開放度的提升，可以破除要素流動的障礙，促進要素自由流動，提高資源配置效率，從而提升TFP水平[15-16]。

目前文獻對市場分割與全要素生產率關系的探討仍然存在不足和進一步研究的空間：首先是現有文獻主要聚焦在市場分割與經濟“量”的增長方面，而在“質”的方面，即關于市場分割與全要素生產率關系的研究則相對不足，這不能有效契合我國現階段經濟高質量發展的背景；其次是在涉及市場分割與制造業全要素生產率關系的文獻中，更多的是研究市場分割與中國制造業企業層面的全要素生產率之間的關系。實際上中國制造業微觀層面的最新數據只到2013年，在時間維度上不能有效反映相關變量的變動趨勢，因此拓展時間維度并從宏觀層面對兩者之間的關系進行研究有一定必要性；最后是在市場分割影響制造業全要素生產率的機制方面，現有文獻大都從資源配置角度來解釋[17]，缺乏系統的梳理和完整的分析框架，研究結論的科學性有待加強。鑒于此，本文可能貢獻首先在于豐富已有關于市場分割與全要素生產率關系的研究；其次，實證研究中所有研究變量均選擇宏觀省際層面最新的數據進行分析，克服已有研究中的數據年限的限制；最后，從理論和實證上系統分析市場分割影響制造業全要素生產率的機制，完善市場分割與全要素生產率相關的研究。

二、理論分析與研究假說

(一)全要素生產率影響因素的理論分析

為了厘清市場分割對制造業全要素生產率的作用機制，我們首先需要分析市場分割通過什么因素對制造業全要素生產率(也簡稱“生產率”，以下不再區分)產生作用。根據DEA-Malmquist指數法測度全要素生產率的內容，在規模收益不變(CRS)的情況下，我們可以定義某決策單元在t-1時期技術水平下，從t-1到t時期全要素生產率變動的Malmquist生產率指數[18]：

(2-1)

其中，L、K分別指勞動和資本投入。同理，可以定義某決策單元在t期技術水平下，從t-1到t時期全要素生產率變動的Malmquist生產率指數：

(2-2)

為了回避技術水平期數選擇的隨意性對TFP結果的影響，取兩期指數變動的幾何平均數作為t-1期到t期TFP的變動量：

(2-3)

當式2-3大于0、等于0、小于0時，分別表示TFP上升、不變、下降。

將式2-1進一步等價變形得：

式2-4中的前半部分為技術效率的變動，當該部分的數值大于1時，表示技術效率提升，小于1時表示技術效率下降，等于1則表示技術效率未發生變化；后半部分表示技術水平的變動，同理，當該部分的數值大于1時，表示技術進步，小于1時表示技術退步，等于1表示技術水平未發生變化。

部分學者認為CRS模型基于規模收益不變的假設不符合實際[19]，因為現實中許多生產單位可能并未處于規模收益不變階段，技術效率部分可能含有規模效率因素，需要放松規模收益不變的假設。他們將CRS模型修正后得到了VRS模型，其中的技術效率進一步分解成純技術效率的變動與規模效率的變動，即：

=SEit×PEit×TCit

(2-6)

式2-6中，決策單元全要素生產率的變動可以分解為規模效率的變動SE、純技術效率的變動PE、技術水平的變動TC。其中，規模效率的變動SE表示在技術水平一定的前提及規模收益變動的情況下決策單元的實際經濟規模與最優規模之間的距離；純技術效率的變動PE指在技術和產出規模一定的條件下，決策單元的實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]；技術水平的變動TC表示技術前沿面的移動，反映新技術研發、引進等活動，即技術創新對全要素生產率變動的貢獻。

通過上述分析，本文認為，市場分割對制造業全要素生產率產生作用，不外乎是影響制造業的規模效率、資源配置效率和技術創新水平三個方面。分析市場分割與制造業全要素生產率的關系實質上可以轉化為分析市場分割與技術創新、資源配置效率和規模效率的關系。

(二)研究假說

1.市場分割通過規模效率對制造業全要素生產率的影響機理

從理論上來看，任何企業都存在一個最優的生產規模。規模效率的提升會使企業的實際生產規模不斷接近最優生產規模，生產成本逐漸靠近最小成本水平，從而推動全要素生產率的增長。如果存在區域市場分割，規模效率提升的過程就會受到阻礙。一方面是高效企業的生產規模不能擴大。市場分割使制造業企業缺乏充足生產的原材料，區域內企業的生產規模被限制在本地區，不能進行有效地跨區域重構和擴張，致使企業達不到最優的生產規模，規模效率不能提升。另一方面是低效企業不斷吸收區域內的資源進行擴張。特別是在GDP考核機制的激勵下，重復建設和低效企業憑借地方政府的保護不僅不會退出市場，還會不斷吸收區域內生產要素資源，進行生產擴張，擠壓高效企業的生存發展空間，市場充斥著“僵尸企業”，表現為規模無效率。

假設1：要素市場分割會削弱制造業的規模效率，不利于制造業全要素生產率的增長。

2.市場分割通過資源配置效率對制造業全要素生產率的影響機理

資源配置效率的提高對企業全要素生產率的改善主要是通過提高要素的使用效率、優化要素結構而實現的，基本要求是要素要向高效率的企業或地區流動。從靜態來看，市場分割直接抑制了生產要素的自由流動，各地區制造業部門的生產要素不能進行有效更新重組，這會造成一些生產要素處于過度使用的狀態，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。從動態的角度來看，區域市場分割阻礙生產要素自由流動，會導致要素價格的市場決定機制失效，市場信號失真，要素價格扭曲，進一步惡化原本配置效率低下的資源配置效率，加劇資源錯配[22]。

假設2：市場分割會削弱制造業的資源配置效率，從而阻礙制造業全要素生產率的提升。

3.市場分割通過技術進步對制造業全要素生產率的影響機理

技術進步對全要素生產率的影響主要體現在先進技術的出現會直接推動生產技術前沿面的移動，從而促進全要素生產率的增長。人才、資本投入和學習(或干中學)是技術進步不可或缺的因素[23]。如果存在市場分割，制造業企業的技術進步將會受到影響。首先，要素市場分割阻礙了外部資本的投入，不利于企業增加研發投入進行技術創新，從而抑制了制造業全要素生產率的增長。其次，區域市場分割在阻礙生產要素流動的同時也將優質生產要素排除在外，這會帶來兩個顯著的后果：一是優質人才跨區域流動面臨比較大的障礙，企業無法獲得充足的所需高素質專業人才，從而削弱了企業技術創新的基礎；二是優質人才要素不能自由流動阻礙了知識技術的外溢，不利于先進技術的傳播，使企業的學習范圍受到限制與約束，降低了知識外溢對技術創新的推動作用。

假設3：市場分割會阻礙制造業企業的技術進步，從而抑制制造業全要素生產率的增長。

通過上文分析，區域市場分割對制造業的規模效率、資源配置效率和技術進步的影響，從而對制造業全要素生產率的影響機理和路徑如圖1所示。

圖1 市場分割影響制造業全要素生產率的機理和路徑

三、研究設計

(一)回歸模型的設定

自新古典經濟增長理論被提出以來[24]，全要素生產率不斷受到學界的重視，學者們不僅注重從理論上分析影響全要素生產率的因素，更注重從實證角度對理論進行驗證，如國外學者分別將經濟開放水平和人力資本積累水平納入具有?？怂怪行缘腃obb-Douglas生產函數，通過對數處理建立計量模型，實證了經濟開放水平和人力資本積累水平對全要素生產率的正向促進作用[25]；國內學者亦在此方面作了深入研究[26]?；诖?，結合本文主題及前述理論分析部分內容，本文將建立如下基準多元線性回歸方程：

lnMTFPit=α+β1lnSegit+β2Z+μi+δt+εit

(3-1)

其中，i代表不同地區，t表示不同的年份；MTFP表示不同地區的制造業全要素生產率，Seg表示市場分割指數，Z表示一系列控制變量；μ表示不隨時間變化的量，用來控制不同地區無法觀測的異質性產生的固定效應；δ用來控制不同年份產生的時間固定效應；ε為隨機干擾項；其他各項表示變量的系數。各變量的選擇與設置如下：

核心解釋變量：市場分割指數(SEG)。關于市場分割的測度方法，這是本文研究的難點之一，具體的測算方法較多，為了保持測算結果的合理性和相對準確性，本文采用學界使用較多的相對價格法(1)具體測算時使用各地區包括糧食、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類商品零售價格指數。進行測算[26，32-33]。

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

制造業對外開放水平(MOPEN)：包括制造業外商直接投資和對外貿易兩個部分。從資金層面來看，外商直接投資可以緩解區域內企業發展的資金約束，有利于企業增加研發投入，提高全要素生產率；從技術層面來看，外商直接投資可以產生技術溢出效應，直接提升本土企業的技術水平，促進全要素生產率增長[34]。對外貿易可以擴大生產規模，促進企業發揮規模經濟效應，提高資源的使用效率；同時，在貿易的過程中，一個地區可以獲得更多的學習機會，從而為企業技術創新提供堅實的基礎。因此，本文認為對外貿易可以提升制造業全要素生產率。由于使用單一的外商直接投資或對外貿易無法全面衡量制造業的對外開放水平，本文用主成分分析法將外商直接投資與對外貿易進行加權，將加權值作為衡量制造業對外開放水平的指標[35]。其中外商直接投資采用制造業港澳臺資本與外商資本之和與制造業銷售產值的比值來衡量；制造業對外貿易用各省制造業出口交貨值與制造業銷售產值的比值衡量。

制造業對外開放水平與市場分割的交乘項(MOPEN×SEG)：從理論上來講，經濟的對外開放意味著企業可以利用國際市場來發展，對外經濟開放與區域市場一體化對地區全要素生產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市場分割帶來的不利影響，引入兩者的交乘項可以有效地控制這種作用。

制造業研發投入(MR&D)：研發投入指公司在產品研發上所支付的費用，是內生經濟增長的動力源泉。研發投入的增加可以促進技術進步，從而提高資源的利用效率，最終提高全要素生產率。由于各地區制造業細分行業研發投入數據的獲取相對困難，本文使用工業指標來替代，具體為各地區規模以上工業企業研發內部支出占銷售產值的比例衡量(2)根據聶輝華等(2012年)的研究，在我國的規模以上工業企業數據統計中，制造業的占比占90%以上，因而本文認為用規模以上工業企業的內部研發支出衡量制造業相應的狀況誤差較小。。

制造業人力資本投資(MHUM)：內生經濟增長理論認為人力資本投資可以提高人的創造力和創新能力，推動要素使用效率的提升，進而促進全要素生產率增長[36]。本文將使用各省制造業企業科技活動人員占總就業人員數的比例估算。

基礎設施建設(INFRA)：區域內的基礎設施建設狀況直接關系到地區發展環境的優劣。完善基礎設施建設可以促進地區產業分工，發揮規模經濟效應[37]，優化資源配置效率[38]，從而改善該地區的全要素生產率；同時，亦可以通過外溢效應推動本地區經濟發展?；诖耍⒖紤]數據的可得性和統計口徑的一致性，本文以人均城市道路面積來衡量不同地區的基礎設施建設水平[39]。

(二)數據的來源與描述性統計

數據的質量關系到本文研究結果的科學性，因而對數據來源的把關和數據的處理非常重要。在數據的來源方面，本文的數據主要來自《中國工業經濟統計年鑒》(2002―2004年)、《中國經濟普查年鑒》(2004年)、《中國工業經濟統計年鑒》(2006―2012年)、《中國工業統計年鑒》(2013―2017年)、《中國經濟普查年鑒》(2018年)、《中國工業統計年鑒》(2020年)、《中國科技統計年鑒》(2002―2020年)、《中國統計年鑒》(2002―2020年)。在數據的處理方面，鑒于我國制造業行業分類及統計標準在樣本期間進行了多次調整，為盡量保證數據的連續性和可比性，本文將對數據進行一定處理，具體如下：

首先，我國2011年開始調整了“規模以上工業企業”的統計標準，由2011年以前的“主營業務收入500萬以上”變更為“主營業務收入2 000萬以上”，因而制造業各項經濟指標可能不具有可比性，但實際上，標準的提高對經濟總量的影響比較小(3)根據國家統計局相關負責人2011年3月8日就提高工業和投資統計起點答記者問的回答，據2009年數據測算，盡管全國主營業務收入2 000萬以上的工業企業數比500萬以上的企業數減少40.6%，但工業增加值和利潤增加額僅減少2%和1.3%，因而對工業總體數據不會有太大影響，詳見http：//www.stats.gov.cn/tjgz/tjdt/201103/t20110308_17519.html。，因而本文的相關數據不作調整。

其次，由于西藏自治區的數據缺失過多，本文予以剔除，即本文的樣本為包含除西藏自治區外中國大陸30個省(自治區、直轄市)2001—2019年的面板數據。樣本區間之所以選擇從2001年開始，主要是因為我國于2001年加入世界貿易組織(WTO)，對我國經濟發展有重要影響；截止日期選擇2019年，主要原因是《中國工業統計年鑒》最新的關于各地區制造業細分行業統計數據只統計到了2019年。

再次，《中國工業經濟統計年鑒》中缺少2001—2003年共3年的出口交貨值數據，2017年度開始沒有公布出口交貨值數據；《中國工業統計年鑒》中2012年制造業各細分行業年底平均就業人數缺失；2017年度制造業相關數據缺失。對于缺失的出口交貨值及就業人數，本文按照差分法進行了補充；對于2017年制造業缺失的數據，取2016年度和2018年度數據的均值補齊。

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

主要變量(非對數形式)的描述性統計情況如下表1所示：

表1 主要變量的描述性統計

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果分析

計量回歸分析的方法主要有普通OLS混合回歸(OLS)、固定效應回歸(FE)、隨機效應回歸(RE)及動態面板回歸(GMM)等4種方法。OLS的假定之一是回歸方程的擾動項是獨立同分布的，但實際上同一地區不同年份的隨機因素一般相關，因而會出現較大誤差。FE認為不同地區的區情不一樣，這種特殊的區情可能是不同地區很難變動的因素，故而需要考慮個體固定因素。RE則認為上述個體的區情因素中有些因素有可能以隨機形式存在，需要考慮不同地區的隨機因素。

上述回歸方法主要是靜態回歸，容易形成聯立方程偏誤且忽視了解釋變量的內生性問題。由于經濟系統的復雜性，不僅回歸方程的擾動項相關，解釋變量與隨機干擾項往往也相關(cov(Xt，μt)≠0)，即存在內生性問題，從而違背了OLS解釋變量與隨機干擾項不相關的假定。為了得到相對可靠的研究結果，需要盡量減輕解釋變量的內生性。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)方法從矩條件出發，不需要對變量的分布進行假定，對隨機干擾項的分布也沒有嚴格要求，因而可以較好地解決內生性問題。GMM方法可以分為差分GMM和系統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，當面板數據的時間維度較短而截面維度較長時，原解釋變量的滯后值在差分方程中的工具性會比較弱，從而產生偏誤[40]。鑒于本文的數據結構截面維度較長、時間維度較短，因此從理論的角度看，使用系統GMM比差分GMM更合適。但具體應用于本文，還要求差分方程的隨機擾動項沒有二階及以上的自相關性，而且工具變量不會出現過度識別問題，即需要分別進行Arellano-Bond和Sargan和檢驗。綜合上述的分析，本文采用系統GMM進行計量檢驗，為了保持經驗結果的穩健，回歸過程中逐次加入控制變量進行比較，結果如表2所示，可以看出滯后一期制造業全要素生產率作為工具變量不存在自相關和過度識別問題，工具變量有效。

表2 市場分割對全要素生產率影響的基準檢驗結果

根據表2的結果，我們可以看出：

(1)市場分割的回歸系數顯著為負。在回歸過程中，我們通過逐次加入控制變量驗證經驗結果的穩健性，發現市場分割的回歸系數一直顯著為負，即表明市場分割明顯阻礙了制造業全要素生產率的增長，這與前述的研究假設一致，主要有三個方面的原因：首先是市場分割阻礙了企業的跨區重組和規模的擴大，不利于制造業企業規模效率的提升，企業達不到最優的生產規模；其次是給要素的自由流動設置了障礙，不利于要素資源的優化配置，在同樣的規模和技術水平下，企業不能實現投入成本最小化；最后是市場分割弱化了知識技術外溢的效果，抑制了創新要素的流動，致使企業缺乏新技術研發的基礎和動力，技術水平停滯不前。因此，制造業的發展質量得不到有效提升。

(2)對外開放水平的回歸系數為正。這表明對外開放水平的提高有利于制造業全要素生產率的增長。對外開放的過程實際上就是技術外溢的過程，制造業企業可以發揮“干中學”的效應，在開放的過程中學習到新的技術；同時可以參與國際競爭，提高產品質量。

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

(4)研發投入的增加對制造業全要素生產率有顯著的正向作用，這是因為研發投入的增加有利于技術進步，推動技術前沿面的拓展。人力資本投資同樣促進了制造業全要素生產率的增長，主要是由于人力資本投資可以提高要素的使用效率?；A設施建設則主要通過溢出效應和優化營商環境推動地區制造業發展質量的提升。此外，GMM在運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的結果顯示LMTFP相對于當期的制造業全要素生產率具有顯著正向影響，說明前期全要素生產率的提高是下一期制造業全要素生產率提高的基礎，前期生產率的改善將有利于下一期生產率的提高。

(二)穩健性檢驗

上文的基準回歸已經說明市場分割對制造業具有顯著的負向影響，為了檢驗該結論的穩健性，本文采用SFA法(隨機前沿法)來測算制造業全要素生產率，以此來替換本文DEA法測算的制造業全要素生產率[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GMM回歸得到的穩健性檢驗的結果如表3所示。

表3 穩健性檢驗結果：不同的全要素生產率測量方法

穩健性檢驗的結果中，核心解釋變量市場分割的回歸系數與基準回歸結果略有變化，但整體上顯著性和方向均未改變；對外開放水平、制造業研發投入、制造業人力資本投資和基礎設施建設等控制變量整體上也基本與基準回歸結果一致。因此，上述基準回歸的結果十分穩健，即市場分割程度的提高，將抑制制造業全要素生產率的增長，不利于制造業發展質量的提升。

(三)影響機制檢驗

基于上文對市場分割與制造業全要素生產率的關系進行基準回歸分析和穩健性檢驗，結果表明市場分割與制造業全要素生產率是顯著的負向關系。為了進一步驗證市場分割影響制造業全要素生產率的傳導機制，這里將按照前文中所提的三個研究假說進行實證檢驗，即檢驗市場分割與規模效率、資源配置效率及技術進步之間的關系?；貧w結果如表4所示：

表4 市場分割影響制造業TFP的機制檢驗

從表4可以看出，加入控制變量前后，不論是規模效率、資源配置效率還是技術進步，市場分割的回歸系數始終為負，且比較顯著，說明市場分割確實是通過阻礙企業規模效率、資源配置效率和技術進步的提升，抑制了制造業全要素生產率的提高。與此同時，對外開放與市場分割的交互項也具有較高的顯著性，但作用方向有差異。規模效率與技術進步的回歸方程中，對外開放與市場分割的系數顯著為正，表明對外開放擴大了企業的市場規模，推動了制造業企業的技術創新；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顯著為負，說明經濟的開放對于國內資源配置效率的改善效果不明顯。這可能是因為資源配置效率涉及多種要素的結合，然而現實中往往引進的是較單一的要素資源，在國內相關要素的配套不充足的條件下，容易導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中國制造業全要素生產率增長量的貢獻中資源配置效率不明顯是對應的。

五、研究結論與政策建議

本文在分析區域市場分割對制造業全要素生產率影響機理基礎上，使用中國30個省自治區、直轄市2001-2019年的面板數據進行實證檢驗，分析了區域市場分割對制造業全要素生產率的影響。研究結果表明：區域市場分割會顯著阻礙中國制造業全要素生產率的增長，而且主要通過抑制制造業規模效率提升、資源配置效率的提升及制造業的技術進步來體現；同時，制造業研發投入、人力資本投資及基礎設施建設對制造業全要素生產率的提升均有正向促進作用，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全要素生產率的不利影響。

為了提升中國制造業全要素生產率，進而推動制造業高質量發展，本文提出如下政策建議：第一，推進中國統一大市場建設。加快建立全國統一的市場基礎規則、高標準聯通的市場設施、統一的商品與服務市場、公平監管體系，打破不同地區間的市場壁壘，促進商品和要素的自由流動，助力實施擴大內需戰略，暢通國內經濟大循環。第二，加快技術創新和人力資本積累。加大對制造業的研發投入和人力資本投資，降低技術創新成本，集聚創新人才與資源，進一步優化基礎設施建設。第三，推進中國區域經濟一體化。探索經濟區與行政區適度分離改革，減少地方政府在地區經濟增長方面的過度競爭，促進區域分工與協作，發展各具特色的優勢制造業，避免地方制造業低水平同質競爭。第四，繼續推進對外開放。統籌利用國際市場與國內市場，在推動國內區域經濟一體化發展的同時，積極利用外資，擴大對外貿易，推動國內經濟循環與國際經濟循環的相互促進，從而提升中國制造業國際競爭力，實現中國由制造業大國向制造業強國轉變。