申亮+董千里+李毅斌+劉睿君

摘 要：利用門檻回歸模型，分別以鐵路和高速公路路網(wǎng)密度作為交通基礎設施門檻變量，以貿(mào)易開放度、國際投資開放度作為對外開放程度解釋變量，證實了交通基礎設施在對外開放程度提升制造業(yè)生產(chǎn)效率這一運行機制上存在著非線性的調節(jié)作用。結果表明：2003—2012年，鐵路交通基礎設施作為門檻，使得貿(mào)易開放度、國際投資開放度分別對制造業(yè)生產(chǎn)效率的促進、阻礙作用表現(xiàn)出顯著的“倒U”型相關關系;公路交通基礎設施作為門檻變量，對外開放程度對制造業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用表現(xiàn)出了“U”型的關系。

關鍵詞：交通基礎設施;對外開放;制造業(yè);門檻回歸

中圖分類號：F752 ? 文獻標識碼：A ? 文章編號：1003-3890（2015）01-0060-06

一、引言

在我國漸進式對外開放進程中所采取的比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略，對交通基礎設施有著很強的依賴性，從局部地區(qū)逐步擴展至全國的交通基礎設施網(wǎng)絡，極大地促進了進出口貿(mào)易，吸引了外商直接投資（FDI），進而對我國制造業(yè)部門生產(chǎn)效率的提升起到了顯著促進作用。交通基礎設施建設作為我國政府實現(xiàn)反經(jīng)濟周期宏觀調控的重要手段，其發(fā)展過程有著明顯的階段性特征，但以往的研究并未考慮其與對外開放進程之間的非線性關系，這可能導致了研究結論之間出現(xiàn)的一些矛盾。作為我國這樣一個漸進式擴大對外開放程度的經(jīng)濟體，制造業(yè)產(chǎn)出高度依賴進出口和外商直接投資（FDI）[1]。雖然，從對發(fā)達國家和發(fā)展中國家制造業(yè)市場所進行的研究來看，對外開放通過競爭的方式顯著地提高了制造業(yè)勞動生產(chǎn)效率（Hine et al，1998;Milner et al，1998）[2，3];但是，對外開放度越大，我國制造業(yè)生產(chǎn)效率受世界經(jīng)濟波動的影響也就越大。在我國，對外開放顯著地促進了制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高，而交通基礎設施情況又是我國發(fā)展比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，是提高制造業(yè)生產(chǎn)效率的決定因素，因此在分析對外開放對制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響時，需要以交通基礎設施的差異作為前提條件加以考慮，否則會因為忽略背景因素而導致研究結論的偏誤。對此類含有調節(jié)因素的非線性問題進行研究時，根據(jù)調節(jié)變量客觀地劃分數(shù)據(jù)區(qū)間是研究的首要問題。為避免傳統(tǒng)的主觀劃分方式可能導致的回歸偏誤，本文采用漢森（Hansen）在1999年發(fā)展的“門檻面板模型”（Panel Threshold Model），使用數(shù)據(jù)本身客觀地確定交通基礎設施水平的門檻值[4]，從而達到在不同門檻區(qū)間內(nèi)研究變量間線性關系的目的。

二、理論分析和研究假說

對外開放可以促進技術的轉移和擴散，根據(jù)李嘉圖的比較優(yōu)勢理論：一國的出口企業(yè)相對其他部門來說應該具有相對較高的生產(chǎn)率水平，一國的出口越多，則說明具有高生產(chǎn)率的企業(yè)所占比重越大，從而對提高這個經(jīng)濟體的生產(chǎn)率水平更有利。一國企業(yè)通過對外貿(mào)易不斷加強與國外企業(yè)的交流合作，從而有更多的機會通過“干中學”和進口產(chǎn)品的外溢效應實現(xiàn)更高的技術水平，其他非貿(mào)易部門的技術水平也可以通過學習得到相應提高。（Quah et al，1990;劉文君 等，2013）[5，6]。當跨國公司進入一國市場之后，會把跨國企業(yè)的知識和經(jīng)驗傳播到東道國企業(yè)從而產(chǎn)生知識和技術的溢出效應，即東道國本土企業(yè)和跨國公司能夠產(chǎn)生產(chǎn)業(yè)關聯(lián)效應。

然而，企業(yè)在對外開放的過程中通過“干中學”、競爭效應促進制造業(yè)生產(chǎn)效率提升，這一機制的良好運行必須依賴東道國有效市場范圍的擴大和交易費用的降低。蔣偉（2004）指出，龐大的市場規(guī)模和便利的交通基礎設施都有利于吸引FDI，高工資、低市場化程度和過多政府干預對FDI的進入有顯著的負面影響[7]。FDI對制造業(yè)生產(chǎn)效率的溢出效應明顯呈現(xiàn)出地區(qū)性的特點，即外資能夠幫助其周邊地區(qū)同行業(yè)企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率，而對較遠地區(qū)企業(yè)影響不大。劉鋸強、趙永亮（2010）研究指出交通基礎設施對東、西部地區(qū)制造業(yè)發(fā)展的促進作用存在顯著差異且均顯著[8]，吸收空間、吸收能力、內(nèi)外資合作程度和適度競爭均對中國制造業(yè)外資生產(chǎn)率行業(yè)間溢出效應有顯著影響。其中，吸收空間是最大的影響因素。所有這些因素都會促進市場規(guī)模的擴大和交易費用的降低，其對經(jīng)濟發(fā)展至關重要。

然而，有效市場的擴大和降低交易費用對交通基礎設施的發(fā)展水平有著很強的依賴性，進而影響對外開放的進程。劉倫武（2013）研究發(fā)現(xiàn)我國交通基礎設施建設與對外貿(mào)易增長之間，存在長期均衡關系[9]。鄭荷芬等（2013）研究發(fā)現(xiàn)，交通基礎設施與服務貿(mào)易結構水平呈顯著正相關[10]。

但是，我國交通基礎設施的發(fā)展過程呈現(xiàn)明顯的階段性，因此其對對外開放與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間的調節(jié)效應應該會呈現(xiàn)出相應的非線性特征。國內(nèi)學者從我國特殊的對外開放進程出發(fā)，大量地研究了對外開放程度與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間的關系，但目前研究結論之間還有一些矛盾之處。

研究表明二者正相關的文獻有：陳勇、李小平（2006）利用包絡分析的方法分析我國1985年至2003年工業(yè)的技術轉型特征，他們認為對外開放有利于工業(yè)行業(yè)技術和生產(chǎn)效率水平的提升[11]。余淼杰（2010）研究認為貿(mào)易自由化顯著地促進了企業(yè)生產(chǎn)率的提高，出口企業(yè)相對于非出口企業(yè)有較高的生產(chǎn)率提升[12]。

發(fā)現(xiàn)二者不是正相關的代表性文獻：劉建翠（2007）分析了企業(yè)的研發(fā)活動、國內(nèi)公共部門的研發(fā)活動以及對外開放等三部分對我國高技術產(chǎn)業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)對外開放并沒有促進我國高技術行業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，反而抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高[13]。胡兵等（2006）的實證研究結果顯示出口規(guī)模的擴張促進全要素生產(chǎn)率的提高，而進口對全要素生產(chǎn)率沒有Granger影響[14]。

在此基礎上，包群（2008）考慮對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長之間的非線性關系，將這個作用描繪為一個倒U型曲線[15]。本文在此基礎上研究交通基礎設施克服地理距離的限制，進而影響對外開放促進制造業(yè)生產(chǎn)效率作用機制的發(fā)揮。Moscho（1989）在研究對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長作用之時，發(fā)現(xiàn)這個促進作用存在一個門檻水平。即只有在一國的經(jīng)濟發(fā)展水平達到這個門檻之后，這個促進作用才會較為明顯。如果經(jīng)濟發(fā)展水平小于這一門檻，那么對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用幾乎可以忽略不計[16]。余春嬌、唐威（2013）研究發(fā)現(xiàn)中東部地區(qū)鐵路基礎設施對出口的貢獻率呈現(xiàn)遞減的趨勢，而公路基礎設施對東、中部地區(qū)出口貢獻率影響為正;西部地區(qū)鐵路交通基礎設施對出口的貢獻率的影響為正，而公路的作用卻是相反的[17]。

針對以上研究結論所呈現(xiàn)出的矛盾之處，我們判斷出對外開放與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間可能不是單純的線性相關關系，需要根據(jù)交通基礎設施的不同發(fā)展階段進一步研究其因果關系。

依據(jù)陳勇、李小平等研究結論中的觀點，對外開放與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間是線性關系[11]，提出假說1;依據(jù)劉建翠，胡兵等對這一作用機制存在非線性調節(jié)因素的論述[13-14]提出假說2。

假說1：考慮交通基礎設施差異的情況下，對外開放程度與制造業(yè)生產(chǎn)效率正相關。

假說2：交通基礎設施發(fā)展水平較高的情況下，對外開放程度對制造業(yè)生產(chǎn)效率促進作用較強;水平較低的情況下，對外開放程度對制造業(yè)生產(chǎn)效率促進作用較弱。

如果假說1得到實證檢驗的支持，就表明對外開放效應存在著線性的作用關系;相反地，如果假說2得到實證檢驗的支持，則表明對外開放促進制造業(yè)效率提高這一機制存在非線性作用關系。

三、研究設計

（一）模型

依據(jù)前文理論分析可知，我國交通基礎設施發(fā)展的差異性，可能會導致對外開放促進制造業(yè)生產(chǎn)效率的作用呈現(xiàn)差異。由于Hansen（1999）發(fā)展的門檻面板模型[4]，可以首先依據(jù)數(shù)據(jù)本身客觀地將門檻變量劃分出不同的區(qū)間，進而在此門檻變量區(qū)間內(nèi)研究對外開放程度與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間的線性相關關系。（1）式是設定的單一門檻模型，在此基礎上可擴展至多重門檻模型。

yit=？滋i+？茲1xitIi（qi？燮？酌）+？茲2xitIi（qi>？酌）+■？琢jControljt+eit（1）

式（1）中，μi消除截面效應的不可觀測效應系數(shù)，xit為解釋變量，是一個m維列向量;qi為門限變量，既可以是解釋變量xit中的一個回歸元，也可以是獨立于xit的一個變量;γ為門限值，將上述樣本分為兩組，Ii（γ）={qi≤γ}為指示函數(shù)，當qi≤γ時，Ii（γ）=1，否則為0;θ1、θ2、αj和門限值γ為待估參數(shù)，Controljt為控制變量，eit為誤差項。多重門檻模型的假設檢驗與單一門檻情況下相似，這里不再贅述。

（二）變量定義和描述性統(tǒng)計

本文選取數(shù)據(jù)為2003—2012年10年31個省份（未考慮港澳臺）的平衡面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》。所選變量的名稱、定義、計算方法及其統(tǒng)計性描述如表1所示。

被解釋變量制造業(yè)生產(chǎn)效率（PT）指標的選取，我們依據(jù)陳勇、李小平（2006）的方法，用人均限額以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值來表示[11]。解釋變量中，與劉建翠（2007）只選用國際貿(mào)易以及胡兵等（2006）只采用FDI等做法不同[13，14]，本文同時選取貿(mào)易開放度（OPEN1）、國際投資開放度（OPEN2）兩項指標分別進行測度，盡可能穩(wěn)定及可信地反映變量間作用關系。門檻變量鐵路交通基礎設施（TLJC）和公路交通基礎設施（GLJC）指標，我們基于劉鋸強、趙永亮（2010），申亮等（2014）的選取方法[8，18]，分別采用鐵路和高速公路每百萬公里運營里程數(shù)來表示?？刂谱兞恐笜耍罕疚倪x取人均受教育年限（TEDUP）、城市化率（UBR）和固定資產(chǎn)投資（FAR）四個變量，反映這些指標對地區(qū)間制造業(yè)生產(chǎn)效率的影響。

四、實證結果和分析

（一）門檻效果檢驗

我們依據(jù)Hansen（1999）提供的方法及步驟完成變量的門檻個數(shù)確定，進而確定模型形式。表2中列出了數(shù)據(jù)在無門檻、一重門檻和兩重門檻時對模型（1）進行的計量檢驗結果（F統(tǒng)計量和“自抽樣法”得出的P值）。計量結果顯示：公路交通基礎設施發(fā)展水平（GLJC）在貿(mào)易開放度（OPEN1）對制造業(yè)生產(chǎn)效率這一機制中呈現(xiàn)出三重門檻特性，但由于一重門檻值I1（4.163）較為接近表1中門限變量（GLJC）的邊界值0.649，故將其舍去，研究兩重門檻效應;而且由于表2中其余門檻效應均為兩重門檻顯著，模型得以確定。

（二）鐵路基礎設施門檻的計量模型估計

利用式（1）對鐵路交通基礎設施發(fā)展水平進行面板門檻模型估計，分析其在對外開放促進制造業(yè)生產(chǎn)效率提高的作用機制中所發(fā)揮的調節(jié)作用，具體估計結果見表3;其中被解釋變量為“PT（制造業(yè)生產(chǎn)效率）”;在不同鐵路交通基礎設施（TLJC）門檻區(qū)間內(nèi)的兩個解釋變量分別為“OPEN1（TLJC）（貿(mào)易開放度）”和“OPEN2（TLJC）（國際投資開放度）”。

（三）公路基礎設施門檻的計量模型估計

同上，利用式（1）對公路交通基礎設施發(fā)展水平進行面板門檻模型估計，分析其調節(jié)作用，具體估計結果見表4;其中被解釋變量為“PT（制造業(yè)生產(chǎn)效率）”;在不同公路交通基礎設施（GLJC）門檻區(qū)間內(nèi)的兩個解釋變量分別為“OPEN1（GLJC）（貿(mào)易開放度）”和“OPEN2（GLJC）（國際投資開放度）”。

（四）實證分析

表3、表4的實證結果分析：組內(nèi)判定系數(shù)R2超過70%，Hauseman檢驗結果表明采用固定效應模型進行估計可行，F(xiàn)檢驗結果表明變截距模型進行估計可行，因此，模型的解釋力良好。反映對外開放程度的兩個指標貿(mào)易開放度（OPEN1）和國際投資開放度（OPEN2），模型中幾乎所有的系數(shù)均通過了1%水平的顯著性檢驗，反映了交通基礎設施水平在經(jīng)濟發(fā)展中的顯著調節(jié)效應。

鐵路交通基礎設施發(fā)展水平門檻調節(jié)效應，使得貿(mào)易開放度（OPEN1）、國際投資開放度（OPEN2）分別對制造業(yè)生產(chǎn)效率的促進、阻礙作用表現(xiàn)出顯著的“倒U”型相關關系;假設2得到支持。本文做出如下解釋：第一，在鐵路交通基礎設施發(fā)展程度較低階段，貿(mào)易開放度（國際投資開放度）對制造業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用顯著為正（負）;在鐵路交通基礎設施較低水平時，進出口貿(mào)易的增長會促進制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高（FDI的增加反而會降低制造業(yè)生產(chǎn)效率）。我們認為造成這一現(xiàn)象的原因如下：由于鐵路交通基礎設施較弱，資源流動效率較低，進出口貿(mào)易的擴大使得企業(yè)市場容量增加，會促使制造業(yè)提升生產(chǎn)效率;但是，F(xiàn)DI的投資卻由于資源利用效率低而導致制造業(yè)競爭加劇，反而導致生產(chǎn)效率的降低。第二，隨著鐵路交通基礎設施的改善，進出口貿(mào)易的增長對制造業(yè)生產(chǎn)效率的提升作用逐步降低（從0.364降至0.071），F(xiàn)DI對制造業(yè)生產(chǎn)效率的阻礙作用逐步減弱（從-7.369降至-0.677）。我們認為在此階段由于資源流動的效率提升，國際貿(mào)易對制造業(yè)市場范圍擴大提升作用減弱，但是FDI的進入?yún)s可以由于技術的溢出效應而對制造業(yè)阻礙作用顯著降低。第三，隨著制造業(yè)的進一步發(fā)展，進出口貿(mào)易的增長對制造業(yè)生產(chǎn)效率的提升作用逐步提高（從0.071升至0.134），F(xiàn)DI對制造業(yè)生產(chǎn)效率的阻礙作用增強（從-0.677升至-2.987）。我們認為，隨著資源流動水平進一步提高，國際貿(mào)易市場容量增大進而導致分工深化，制造業(yè)生產(chǎn)效率進一步提高;而FDI會由于國內(nèi)資本的成長其作用被削弱。

公路交通基礎設施發(fā)展水平門檻調節(jié)效應，使得對外開放程度對制造業(yè)的促進作用表現(xiàn)出了顯著的“U”型相關關系，假設2得到支持。本文做出如下解釋：第一，公路交通基礎設施較低水平時，對外開放程度顯著地正向促進制造業(yè)生產(chǎn)效率的提升（0.364、0.327），由于國內(nèi)市場范圍狹小，制造業(yè)生產(chǎn)效率的提升主要來自于國際貿(mào)易和國際投資。第二，隨著公路交通基礎設施的改善，國內(nèi)市場的容量增長，從而導致商品內(nèi)銷，對外開放和制造業(yè)生產(chǎn)效率變量的系數(shù)不斷降低（從0.364降低至0.071;從0.327降低至-2.364）。第三，隨著高速公路交通基礎設施發(fā)展水平的提高，交易費用降低所導致的市場規(guī)模擴大使制造業(yè)產(chǎn)品向更高端發(fā)展，產(chǎn)品需要更大的市場范圍，對外開放的程度對制造業(yè)的促進作用便出現(xiàn)了進一步的增長（從0.071提高至0.134;從-2.364提高至0.404）。

控制變量的回歸結果中，均通過了10%水平的顯著性檢驗，其中人均受教育水平（TEDUP）和固定資產(chǎn)投資（FAR）起到了正向促進作用，符合理論預期;城市化率（UBR）對制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高作用不一致，本文不做詳述。

五、研究結論與政策建議

針對現(xiàn)有文獻中關于對外開放與制造業(yè)生產(chǎn)效率間的作用關系存在一些爭議，本文提出應考慮對外開放所依賴的交通基礎設施水平作為前提條件，由此出發(fā)提出了相應的研究假說。本文利用Hansen發(fā)展的面板門限技術，通過2003—2012年中國31個省市平衡面板數(shù)據(jù)實證檢驗了研究假說，得出了交通基礎設施的非線性發(fā)展是導致對外開放與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間呈現(xiàn)非線性關系的原因，即：鐵路交通基礎設施作為門檻變量，使得貿(mào)易開放度（OPEN1）、國際投資開放度（OPEN2）分別對制造業(yè)生產(chǎn)效率的促進、阻礙作用表現(xiàn)出“倒U”型的相關關系;公路交通基礎設施作為門檻變量，使得對外開放程度對制造業(yè)的促進作用表現(xiàn)出了“U”型的關系。

以上研究結論表明，忽視交通基礎設施的條件限制，單純強調對外開放程度與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間的關系，不僅會形成對理論本身的錯誤理解，還會產(chǎn)生更嚴重的政策錯配。對外開放政策和比較優(yōu)勢發(fā)展戰(zhàn)略的選擇，是我國制造業(yè)生產(chǎn)效率得以大幅提高的關鍵因素，但其所產(chǎn)生的負效應同樣也不容忽視，如盲目開放導致我國企業(yè)承受國際市場波動影響加劇，給企業(yè)經(jīng)營帶來短期內(nèi)的競爭壓力。產(chǎn)生這些負效應的原因在于，我國部分地區(qū)的比較優(yōu)勢已經(jīng)發(fā)生了重大轉變，傳統(tǒng)依靠人口紅利和市場規(guī)模優(yōu)勢，通過國際貿(mào)易和吸引外商直接投資從而促進制造業(yè)生產(chǎn)效率大幅提高的發(fā)展模式可能難以為繼。擁有傳統(tǒng)比較優(yōu)勢的資源和勞動密集產(chǎn)業(yè)將逐步讓位于資本、技術和人力資源更為密集的產(chǎn)業(yè)，但這些因素所發(fā)揮的作用卻面臨著嚴重的外部性。因此，忽略當前我國經(jīng)濟結構調整的背景，探討對外開放與制造業(yè)生產(chǎn)效率之間關系有失偏頗。

鑒于此，本文認為應系統(tǒng)動態(tài)地審視對外開放政策對制造業(yè)生產(chǎn)效率的促進作用，應該實施與自身交通基礎設施水平相匹配的對外開放政策，促進地區(qū)比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。對于交通基礎設施水平相對較高的東部地區(qū)，國際貿(mào)易和外商直接投資的內(nèi)容面臨重要轉變，應該進一步降低制度及技術層面的交易成本，通過支持企業(yè)“走出去”實現(xiàn)制造業(yè)生產(chǎn)效率提高。但是在經(jīng)濟欠發(fā)達的中、西部地區(qū)，由于交通基礎設施水平較低，經(jīng)濟發(fā)展的對外依存度并不高，盲目強調對外開放可能會使有限的資源因配置不合理而造成浪費，反而阻礙制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高。只有通過改善交通基礎設施這一制約因素，中、西部地區(qū)才能夠通過國際貿(mào)易和吸引外商投資來促進制造業(yè)生產(chǎn)效率的提高。因此，政府需要全面考慮地區(qū)間交通基礎設施水平差異，盡力避免對外開放政策傾斜帶來的負效應，縮小制造業(yè)發(fā)展的地區(qū)間差距，實現(xiàn)經(jīng)濟全面持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展。

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責任編輯：高鐘庭

Traffic Infrastructure Threshold， Openness and Manufacturing Efficiency

Shen Liang， Dong Qianli， Li Yibin， Liu Ruijun

（School of Economics and Management， Chang'an University， Xi'an 710064， China）

Abstract： In view of the defects in the explanation of growth of manufacturing efficiency in China from the angles of development of openness， this paper puts forward a proposition that development of openness have non-linear relations with manufacturing efficiency， and confirms the non-linear relations by panel threshold mode with the railway and highway transportation infrastructure network density as the threshold variable.The conclusion show that during the period of 2003～2012， by the railway infrastructure as the threshold， the mechanism of two variables showed 'inverted U' by the both of trade openness and international investment liberalization. With the highway infrastructure as the threshold， the two variables showed a significant 'U' type of relationship.

Key words：Transportation infrastructure; Manufacturing efficiency; Panel threshold mode