商貿(mào)流通業(yè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的實(shí)證分析

汪艷

內(nèi)容摘要：商貿(mào)流通業(yè)與制造業(yè)全要素生產(chǎn)率相關(guān)性的研究一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)研究熱點(diǎn)問題。本文遵循文獻(xiàn)梳理、理論探究、實(shí)證分析、政策建議的邏輯行文，從理論和實(shí)證兩方面考察驗(yàn)證商貿(mào)流通業(yè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

關(guān)鍵詞：商貿(mào)流通業(yè) 制造業(yè) 全要素生產(chǎn)率

相關(guān)文獻(xiàn)綜述

有關(guān)商貿(mào)流通業(yè)與制造業(yè)的研究較為豐富，多數(shù)集中在商貿(mào)流通業(yè)對制造業(yè)經(jīng)濟(jì)效率水平、增長方式轉(zhuǎn)變、轉(zhuǎn)型升級的影響上。王俊（2011）以流通規(guī)模、流通效率、流通結(jié)構(gòu)、流通專業(yè)化指數(shù)四個指標(biāo)表示流通業(yè)發(fā)展水平，并以2000-2008年我國31個省市區(qū)面板數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)了流通業(yè)發(fā)展水平對制造業(yè)TFP的影響，認(rèn)為流通規(guī)模擴(kuò)大顯著提升制造業(yè)TFP，且在東部地區(qū)最為顯著。但上述研究缺乏理論機(jī)制的分析，李曉慧（2014）從理論上分析了流通業(yè)對制造業(yè)效率影響的渠道，并基于2000-2011年省際面板數(shù)據(jù)，利用隨機(jī)前沿生產(chǎn)函數(shù)模型對理論假說進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)流通業(yè)專業(yè)化水平有利于提升制造業(yè)效率水平。其他學(xué)者基于不同數(shù)據(jù)和區(qū)域性分析進(jìn)一步支持了上述結(jié)論?？梢园l(fā)現(xiàn)上述研究僅停留在商貿(mào)流通業(yè)與制造業(yè)效率的相關(guān)性上，忽略了制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的動態(tài)效應(yīng)。宋則等（2010）基于描述性方式探究流通業(yè)影響力與制造業(yè)的結(jié)構(gòu)調(diào)整，認(rèn)為流通業(yè)的高效運(yùn)作可以發(fā)揮配置資源的基礎(chǔ)性作用。詹浩勇（2014）進(jìn)一步基于集群供應(yīng)鏈網(wǎng)絡(luò)競合的視角探究商貿(mào)流通業(yè)集聚對制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的作用機(jī)理。張淵陽（2015）考慮到地區(qū)商貿(mào)流通與制造業(yè)發(fā)展的非均衡性，以浙江省為樣本研究流通業(yè)發(fā)展對制造業(yè)升級的影響。李楊超（2016）構(gòu)造制造業(yè)增長方式轉(zhuǎn)變測度指標(biāo)，深入系統(tǒng)探究商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展與制造業(yè)增長方式轉(zhuǎn)變的相關(guān)關(guān)系。

既有研究對于厘清商貿(mào)流通業(yè)與制造業(yè)的相關(guān)關(guān)系具有重要的借鑒意義，但仍存在改進(jìn)空間：制造業(yè)持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵在于全要素生產(chǎn)率的提升，因此本文將被解釋變量設(shè)定為制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，而非生產(chǎn)效率或者增長方式轉(zhuǎn)變。一旦企業(yè)全要素生產(chǎn)率得以提升，效率水平必將大幅改進(jìn)，且生產(chǎn)方式則朝著質(zhì)量與效率并存的方向轉(zhuǎn)變；就全要素生產(chǎn)率的測度而言，多數(shù)學(xué)者僅考慮靜態(tài)效率，本文結(jié)合曼奎斯特指數(shù)（Malmquist Index）測度其動態(tài)效率，并分解為技術(shù)變動和效率變動。

商貿(mào)流通業(yè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率影響的機(jī)制分析

（一）商貿(mào)流通業(yè)可以促進(jìn)制造業(yè)企業(yè)有效生產(chǎn)

就當(dāng)前鋼鐵、水泥、煤炭等制造業(yè)出現(xiàn)的嚴(yán)重產(chǎn)能過剩而言，運(yùn)行機(jī)制方面，與上述行業(yè)關(guān)聯(lián)的批發(fā)零售部門可以在產(chǎn)前提供有效及時的市場供求信息，通過“以產(chǎn)能決定銷售”的模式轉(zhuǎn)向“以銷售決定產(chǎn)能”的模式，從粗放經(jīng)營方式向精益化生產(chǎn)與物流轉(zhuǎn)變，主要體現(xiàn)在如下三個方面：其一，建立長期有效的供求均衡機(jī)制，抑制企業(yè)在缺乏市場導(dǎo)向性前提下的市場擴(kuò)張；其二，在充分滿足市場需求的前提下贏得市場認(rèn)可和份額，為企業(yè)持續(xù)性發(fā)展奠定基礎(chǔ)；其三，全面了解市場供求信息，減少企業(yè)產(chǎn)品積壓，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)銷售環(huán)節(jié)的無縫零庫存銜接，借助現(xiàn)代互聯(lián)網(wǎng)信息技術(shù)，構(gòu)建企業(yè)現(xiàn)代物聯(lián)網(wǎng)，將精益化思路切實(shí)融入物流。最終保證市場需求，避免制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)能過剩，實(shí)現(xiàn)有效生產(chǎn)。

（二）商貿(mào)流通業(yè)可以實(shí)現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)優(yōu)化分工

從制造業(yè)宏觀行業(yè)在區(qū)域?qū)用娴姆植歼M(jìn)行分析。特有的區(qū)域生產(chǎn)要素資源的特定分布，決定了區(qū)域間生產(chǎn)和商貿(mào)流通存在較為顯著的互補(bǔ)效應(yīng)。改革開放以來，為促進(jìn)各地區(qū)均衡發(fā)展，我國先后提出東南沿海開放港口、成立直轄市、經(jīng)濟(jì)特區(qū)和計劃單列城市、西部大開發(fā)戰(zhàn)略、中部崛起和振興東北老工業(yè)基地政策，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)布局有所完善，但仍存在諸多缺陷。較為明顯的是各地區(qū)仍以引進(jìn)外資為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要手段，甚至地方政府通過行政干預(yù)的手段限制區(qū)域間商品和生產(chǎn)要素流通，構(gòu)建區(qū)域內(nèi)相對獨(dú)立性質(zhì)的產(chǎn)業(yè)體系，使得地區(qū)產(chǎn)品難以獲取區(qū)域外的市場份額，無法進(jìn)行全國流通。隨著以擴(kuò)大內(nèi)需為導(dǎo)向的中央政府所提出的政策的落地，地方政府通過利用商貿(mào)流通來克服商品和要素在空間交換的壁壘，有效促成區(qū)域性產(chǎn)業(yè)推廣深化，雙邊正向利益顯著。商貿(mào)流通業(yè)通過其在全國區(qū)域結(jié)構(gòu)中點(diǎn)、線、面的合理配置，有效改善地區(qū)貿(mào)易基礎(chǔ)，刺激帶動城鄉(xiāng)消費(fèi)需求，實(shí)現(xiàn)不同區(qū)域制造業(yè)企業(yè)分工，有利于全要素生產(chǎn)率的提升。

（三）商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展倒逼制造業(yè)企業(yè)提升生產(chǎn)技術(shù)和清潔技術(shù)

從商貿(mào)流通業(yè)的特征來看，其顯著的生產(chǎn)性服務(wù)能力，特別是在勞動密集型或生產(chǎn)工藝技術(shù)復(fù)雜的技術(shù)密集型企業(yè)的生產(chǎn)網(wǎng)絡(luò)及價值鏈中處于主導(dǎo)地位，有助于實(shí)現(xiàn)制造業(yè)企業(yè)研發(fā)的先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)或清潔技術(shù)的推廣，提升企業(yè)核心競爭力，促進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率提升。具體來看，其一，在產(chǎn)業(yè)鏈中商貿(mào)流通企業(yè)基于預(yù)測企業(yè)產(chǎn)品需求信息的動態(tài)變化，指導(dǎo)企業(yè)分周期、有步驟的更新調(diào)整其生產(chǎn)計劃，降低庫存率，同時啟示制造商應(yīng)開發(fā)新產(chǎn)品和新工藝。其二，在生產(chǎn)交易流程方面，交通運(yùn)輸體系的“最后一公里”，同時也是企業(yè)商品交易的“最后一公里”，商貿(mào)零售企業(yè)購買商品并進(jìn)行銷售，需要利用現(xiàn)代信息技術(shù)、高效的物流運(yùn)作體系、高效的運(yùn)輸路徑和專業(yè)化的管理團(tuán)隊，如此便可以有效節(jié)約運(yùn)輸層面的時間成本、交通成本、產(chǎn)品保鮮成本等，為企業(yè)贏得市場占有率，同時預(yù)留并搶占大量用于技術(shù)創(chuàng)新的時間段和人才資源，間接提升企業(yè)技術(shù)水平，最終實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率的提高?；诖?，本文提出如下研究假說：商貿(mào)流通業(yè)有助于提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，但作用路徑是效率改善還是技術(shù)進(jìn)步是不確定的。

模型設(shè)定、變量與數(shù)據(jù)

（一）計量模型設(shè)定

本文旨在研究商貿(mào)流通業(yè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，考慮到樣本時間段內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展不確定性，采用簡約型模型。選取全要素生產(chǎn)率為被解釋變量，商貿(mào)流通業(yè)為核心解釋變量，同時添加外商直接投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和信息化水平為控制變量。需要指出的是，全要素生產(chǎn)率可能存在一定的惰性，本年度的全要素生產(chǎn)率變動可能對下年度全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生作用，故將其一階滯后項(xiàng)納入計量模型，同時為減少數(shù)據(jù)波動性的影響，對變量取自然對數(shù)處理，如此便得到如下計量模型：endprint

LnTFPit=α0+α1LnTFPit-1+α2LnTRAit+α3LnFDIit+α4LnSTRit+α5LnINFit+εit （1）

式（1）中，TFPit是指i地區(qū)t年份的全要素生產(chǎn)率水平，TFPit-1為全要素生產(chǎn)率的一階滯后項(xiàng)，TRAit是指i地區(qū)t年份的商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展水平，F(xiàn)DIit是指i地區(qū)t年份的外商直接投資水平，STRit是指i地區(qū)t年份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，INFit是指i地區(qū)t年份的信息化水平。就全要素生產(chǎn)率的變化測度而言，本文選擇數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）進(jìn)行測度，常用模型有可變規(guī)模CCR和BCC模型。參考李斌等（2016）的做法，本文基于曼奎斯特指數(shù)（Malmquist Index），將TFP分解為技術(shù)效率變化（EC）和技術(shù)進(jìn)步（TP），具體MI及其分解公式如下：

（2）

式（2）中，D表示生產(chǎn)單元（DMU），x、y、d分別表示生產(chǎn)過程中的投入要素、期望產(chǎn)出水平和方向向量。EC表示技術(shù)效率變化，即t+1時期的決策單元相對t時期是否更接近生產(chǎn)前沿，EC>1表示技術(shù)效率改善，否則為惡化。同理，TP>1表示技術(shù)進(jìn)步，否則為技術(shù)倒退。如此，為進(jìn)一步探究商貿(mào)流通業(yè)對制造業(yè)的影響機(jī)制是效率改善還是技術(shù)進(jìn)步，分別以EC和TP作為被解釋變量，構(gòu)建計量模型（3）和（4）：

LnECit=β0+β1LnTFPit-1+β2LnTRAit+β3LnFDIit+β4LnSTRit+β5LnINFit+εit （3）

LnTPit=γ0+γ1LnTFPit-1+γ2LnTRAit+γ3LnFDIit+γ4LnSTRit+γ5LnINFit+εit （4）

就參數(shù)估算方法論而言，適用于傳統(tǒng)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)（FE）和隨機(jī)效應(yīng)（RE）會產(chǎn)生有偏估計，因?yàn)槠錈o法有效解決被解釋變量與其一階滯后項(xiàng)和其他解釋變量之間潛在的內(nèi)生性問題。而廣義矩估計（GMM）則可以通過構(gòu)建工具變量和樣本矩來估算總體矩，以計算模型中參數(shù)，具體可以分為一步、兩步、差分和系統(tǒng)四種，本文將采用二步系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行回歸分析。

（二）變量說明與數(shù)據(jù)來源

被解釋變量。本文選擇DEA-Malmquist指數(shù)測度制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，對于投入要素和產(chǎn)出變量指標(biāo)的確定，參考張杰等（2011）和丁寧等（2013）的做法，使用制造業(yè)生產(chǎn)總值作為其產(chǎn)出指標(biāo)，制造業(yè)從業(yè)人數(shù)和資產(chǎn)總額表示投入要素，數(shù)據(jù)源于《中國統(tǒng)計年鑒（2006-2016）》、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)年鑒》和EPS數(shù)據(jù)庫，部分年份缺失數(shù)據(jù)通過擬合所得。資產(chǎn)總額測度采用永續(xù)盤存法進(jìn)行計算而得，參考丁寧等（2013）的做法，折舊率設(shè)定為5%。同時，為消除價格因素的影響，通過構(gòu)建以2005年為基期的省際年度面板國內(nèi)生產(chǎn)總值價格指數(shù)進(jìn)行平減。上述方法測度所得數(shù)據(jù)為制造業(yè)動態(tài)全要素生產(chǎn)率，之后根據(jù)Malmquist進(jìn)行分解為EC和TP，為求得靜態(tài)截面生產(chǎn)率，按照2005年各變量為基期，設(shè)定為1，之后采用累積法進(jìn)行測算。另考慮到生產(chǎn)率為1時取自然對數(shù)后無法進(jìn)行回歸分析，故在測得生產(chǎn)率數(shù)值之后再進(jìn)行加1處理。

解釋變量。核心解釋變量為商貿(mào)流通業(yè)（TRA），考慮到本文主要依據(jù)商貿(mào)流通業(yè)引致的消費(fèi)需求來影響制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，故采用社會消費(fèi)品零售總額表示，為消除價格因素的影響，通過構(gòu)建的省際層面的居民消費(fèi)價格指數(shù)進(jìn)行平減，原始數(shù)據(jù)均源于《中國統(tǒng)計年鑒（2006-2016）》?？刂谱兞慷?，外商直接投資（FDI）以測度外商引進(jìn)后對制造業(yè)市場供求均衡產(chǎn)生的影響效應(yīng)，采用各地區(qū)實(shí)際使用外商直接投資額度表示，通過年均人民幣美元匯率進(jìn)行折算，并經(jīng)過省際GDP價格指數(shù)進(jìn)行平減，數(shù)據(jù)源于EPS數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計年鑒（2006-2016）》，相關(guān)缺失數(shù)據(jù)通過擬合所得；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（STR）用來分析工業(yè)行業(yè)對制造業(yè)的帶動效應(yīng)，本文采用國內(nèi)生產(chǎn)總值中第二產(chǎn)業(yè)占比測度，數(shù)據(jù)直接源自《中國統(tǒng)計年鑒（2006-2016）》；信息化水平（INF）用以探究制造業(yè)在生產(chǎn)和交易過程中信息傳遞水平的促進(jìn)效應(yīng)，采用郵政和電信業(yè)務(wù)總量表示，數(shù)據(jù)源自EPS數(shù)據(jù)庫和《中國統(tǒng)計年鑒（2016）》，同時采用上述國內(nèi)生產(chǎn)總值省際價格指數(shù)表進(jìn)行平減。為體現(xiàn)地區(qū)差異性，本文添加同時反映區(qū)域差異和年份差異的區(qū)域虛擬變量和年份虛擬變量。

實(shí)證分析

（一）全國層面回歸分析

為分析商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率及其效率變動和技術(shù)變動的相關(guān)性，首先基于全國層面面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計量分析，表1給出了與之對應(yīng)的計量回歸結(jié)果。為進(jìn)行對比分析以說明GMM方法的有效性，表1同時給出計量模型（1）、（2）、（3）在FE方法下的回歸結(jié)果，即模型1、模型2、模型3所示；GMM方法下的回歸結(jié)果，即模型4、模型5和模型6所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，除EC為被解釋變量下的LnSTR回歸系數(shù)的正負(fù)效應(yīng)存在差異外，其他變量的回歸結(jié)果表現(xiàn)為高度一致，需要指出的是，被解釋變量的一階滯后項(xiàng)均表現(xiàn)為高度顯著為正，側(cè)面印證動態(tài)模型設(shè)定的合理性。就檢驗(yàn)而言，AR（2）檢驗(yàn)和Sargan檢驗(yàn)表征模型殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)和工具變量的過度識別效應(yīng)，即GMM方法有效解決了模型可能存在的內(nèi)生性，并得出無偏有效估算系數(shù)。下面采用模型4、模型5、模型6的回歸結(jié)果具體闡述說明，為控制地區(qū)差異性和時間維度差異變化產(chǎn)生的影響，所有模型均添加了時間虛擬變量和空間虛擬變量。

就回歸結(jié)果而言，被解釋變量一階滯后項(xiàng)（LnTFPt-1、LnECt-1、LnTPt-1）系數(shù)分別為0.663、0.712、0.735（T=7.97、T=7.49、T=7.08），均通過顯著性水平為1%的假設(shè)統(tǒng)計檢驗(yàn)，表示本期制造業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解項(xiàng)的變化率提升1%，將促進(jìn)下期對應(yīng)數(shù)值增加0.663%、0.712%、0.735%。如此便啟示企業(yè)管理層應(yīng)注重企業(yè)管理的連續(xù)性和有效性，有利于提升企業(yè)生產(chǎn)率的措施應(yīng)加大執(zhí)行力度與強(qiáng)度，充分協(xié)調(diào)利用生產(chǎn)率自身的惰性和傳承性。商貿(mào)流通業(yè)（LnTRA）在模型4、模型5和模型6中回歸系數(shù)分別為0.068、0.077、0.004（T=3.14、T=4.82、T=1.62），前二者通過顯著性水平為1%的假設(shè)檢驗(yàn)，后者并未通過10%以內(nèi)顯著性水平下的假設(shè)檢驗(yàn)，意味著商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展有助于實(shí)現(xiàn)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，且提升途徑主要依靠企業(yè)效率進(jìn)步實(shí)現(xiàn)，這種企業(yè)效率進(jìn)步主要包含技術(shù)效率進(jìn)步、規(guī)模效應(yīng)和工人生產(chǎn)積極性三方面，而不利于企業(yè)技術(shù)水平進(jìn)步。主要是因?yàn)楦母镩_放初期我國東南沿海地區(qū)自身資本存量較低、交通基礎(chǔ)設(shè)施并不發(fā)達(dá)，但受惠于國家開放優(yōu)惠的稅收、地租、人才等政策，大量外資企業(yè)入駐該地區(qū)，同時農(nóng)村廉價勞動力流動性逐步放開，企業(yè)可獲取較為廉價的勞動力生產(chǎn)要素，導(dǎo)致企業(yè)多關(guān)注于低端制造業(yè)，附加產(chǎn)值低，只需要通過攫取勞動力資本、擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模實(shí)現(xiàn)規(guī)模效應(yīng)等便可以有效占領(lǐng)市場，保證就業(yè)，推動地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，卻缺乏提升企業(yè)生產(chǎn)效率的技術(shù)水平動力和壓力。endprint

就其他控制變量而言，外商直接投資（LnFDI）回歸系數(shù)分別為0.117、0.065、0.12（T=4.71、T=1.85、T=3.84），均通過顯著性水平為10%的假設(shè)檢驗(yàn)，表示外商直接投資總量水平的增加促進(jìn)地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解項(xiàng)，且其技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)較為顯著。主要是因?yàn)橥馍掏顿Y企業(yè)的門檻是基于中國實(shí)際國情和國民需要逐步放寬的，由中外合資向外資獨(dú)資轉(zhuǎn)變，意味著中國企業(yè)之前的模式主要是依靠外資實(shí)現(xiàn)企業(yè)技術(shù)改良與進(jìn)步，隨著自身技術(shù)水平的提升，其對外資技術(shù)依賴逐步弱化，但其對制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率效率變動還是產(chǎn)生一定的正向促進(jìn)效應(yīng)。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（LnSTR）系數(shù)分別為-0.040、-0.019和0.007（T=-2.04、T=-1.08、T=1.00），只有模型4通過顯著性水平檢驗(yàn)，表明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變動并未提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，且對技術(shù)變動的影響并未通過顯著性檢驗(yàn)。主要是因?yàn)橹袊恢碧幱诠I(yè)化發(fā)展期間，巨大的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿Φ贡浦圃鞓I(yè)提升生產(chǎn)速度和生產(chǎn)規(guī)模，降低了居民對高品質(zhì)產(chǎn)品的需求，同時壓縮了企業(yè)供給高端高附加值產(chǎn)品的偏好和資金量，不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。信息化水平（LnINF）系數(shù)高度顯著為正，分別為0.238、0.185、0.074，且均通過了顯著性水平為5%的假設(shè)檢驗(yàn)，表示郵政與電信業(yè)務(wù)量的提升，可以促進(jìn)企業(yè)與市場的信息互通量的增大，顯著促進(jìn)市場信息交流，降低企業(yè)獲取信息的成本，優(yōu)化企業(yè)資本要素和勞動力要素合理配置，促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。

（二）區(qū)域?qū)用婊貧w分析

生產(chǎn)要素資源分布、政府政策導(dǎo)向、區(qū)域位置和天氣環(huán)境的顯著差異決定了中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的地區(qū)特點(diǎn)，各地發(fā)展重點(diǎn)和模式不同?？紤]地區(qū)非均衡性，將國土面積按照傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)劃分方式，分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)。表2給出了分區(qū)域?qū)用鎻V義矩估計方法論下的計量回歸結(jié)果，可知變量參數(shù)回歸結(jié)果在影響行為方式和假設(shè)檢驗(yàn)的顯著性水平上存在顯著不同。就方法檢驗(yàn)而言，AR（2）和Sargan test表示模型7-模型12的殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)效應(yīng)，工具變量的設(shè)定有效合理，不存在過度識別效應(yīng)。為體現(xiàn)各省市樣本之間的差異和單位年份之間的影響，模型中加入空間和時間虛擬變量。就回歸結(jié)果而言，被解釋變量的一階滯后項(xiàng)和商貿(mào)流通業(yè)的回歸系數(shù)高度顯著為正，且均通過顯著性水平為5%的假設(shè)檢驗(yàn)，這與全國層面回歸結(jié)果一致。但就影響程度而言，東部地區(qū)商貿(mào)流通業(yè)對制造業(yè)全要素生產(chǎn)率及其分解項(xiàng)的影響程度由大到小依次是全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率、技術(shù)進(jìn)步，而在中西部地區(qū)則為技術(shù)進(jìn)步、全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率，主要是因?yàn)橹形鞑康貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后，表現(xiàn)在人民收入水平、生活質(zhì)量、技術(shù)水平、交通系統(tǒng)均偏低，一旦商貿(mào)流通業(yè)快速發(fā)展，意味著中西部地區(qū)的基建設(shè)施逐步完善，可以快速引進(jìn)企業(yè)投資，提升地區(qū)制造業(yè)技術(shù)水平、全要素生產(chǎn)率和技術(shù)效率。

政策建議

第一，結(jié)合時代發(fā)展特征，進(jìn)一步促進(jìn)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。研究表明商貿(mào)流通業(yè)和制造業(yè)之間存在顯著的正相關(guān)促進(jìn)效應(yīng)，而當(dāng)前商貿(mào)流通業(yè)的發(fā)展應(yīng)結(jié)合時代特征，把握時代發(fā)展機(jī)遇，切實(shí)從硬件和軟件方面促進(jìn)商貿(mào)流通業(yè)發(fā)展。具體而言，要加大城鎮(zhèn)與農(nóng)村商貿(mào)市場基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)，構(gòu)建屬于地區(qū)或者國家層面的物聯(lián)網(wǎng)信息共享與管理實(shí)時系統(tǒng)，培養(yǎng)本土優(yōu)秀的物聯(lián)網(wǎng)管理人才，挖掘與引進(jìn)國外跨國公司高管，推動農(nóng)村地區(qū)公路建設(shè)與網(wǎng)絡(luò)通信設(shè)施建設(shè)。

第二，因地制宜，求同存異，實(shí)行差異化戰(zhàn)略與措施。研究表明商貿(mào)流通業(yè)對于制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率、技術(shù)效率和技術(shù)進(jìn)步的影響存在梯度性，啟示地區(qū)研究機(jī)構(gòu)應(yīng)深入微觀企業(yè)進(jìn)行調(diào)研，切實(shí)發(fā)現(xiàn)地區(qū)實(shí)際情況，有針對性的制定招商引資計劃，在可持續(xù)發(fā)展和共享福利的前提下引進(jìn)合適的投資項(xiàng)目，切不可一刀切。

第三，注重外商投資質(zhì)量，提高地區(qū)信息化水平。研究表明外商直接投資不利于東部地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，卻促進(jìn)西部地區(qū)制造業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。主要是因?yàn)闁|部地區(qū)外商直接投資規(guī)模大、種類多、監(jiān)管缺位，引致環(huán)境污染嚴(yán)重，因此東部地區(qū)在引進(jìn)外商投資時，應(yīng)加大環(huán)境質(zhì)量把關(guān)，提高涉及環(huán)境質(zhì)量考核指標(biāo)的權(quán)重。中西部地區(qū)應(yīng)引以為戒，在投資規(guī)模較小時就提升企業(yè)投資環(huán)保要求，政府應(yīng)逐步放權(quán)，發(fā)動群眾力量，實(shí)現(xiàn)全民監(jiān)督，降低污染。另外，信息化水平可以顯著提升制造業(yè)全要素生產(chǎn)率，主要是信息交流的便利化和低成本化，啟示政府要進(jìn)一步發(fā)展高科技網(wǎng)絡(luò)通信技術(shù)，但同時應(yīng)注重系統(tǒng)危險、網(wǎng)絡(luò)黑客危險等，加強(qiáng)網(wǎng)絡(luò)安全管理。

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