段玉彬

(安徽科技學(xué)院 財經(jīng)學(xué)院，安徽 鳳陽 233100)

改革開放以來，安徽經(jīng)濟一直保持了較高的增長速度，經(jīng)濟總量日益提高，民生福祉也不斷改善。1992-2016年年均增長速度達到了12.1%，但同期的實際固定資產(chǎn)投資年均增長率也達到22.3%。長期高速增長的背后是要素的高投入，高消耗，不僅經(jīng)濟增長的可持續(xù)性受到了約束，也給環(huán)境和資源帶來了沉重的壓力。2010年后，安徽經(jīng)濟增長速度不斷下滑，從2010年的14.6%下降到了2016年的8.7%。一方面是由于國內(nèi)外大環(huán)境的影響，但更重要的原因是資本邊際報酬率的不斷遞減，人口紅利的逐漸消失，使得要素驅(qū)動型的經(jīng)濟增長不可持續(xù)。在這種背景下，推動安徽經(jīng)濟持續(xù)增長的關(guān)鍵在于實現(xiàn)經(jīng)濟增長模式的轉(zhuǎn)變，提高經(jīng)濟增長效率。經(jīng)濟理論揭示了市場潛能的提高能促進經(jīng)濟活動在空間上的集聚，帶來較強的技術(shù)溢出效應(yīng)，進而提高生產(chǎn)效率，促進經(jīng)濟增長效率的提升[1，2]。因此，充分挖掘安徽市場潛能，促進經(jīng)濟增長效率的提高，對于新常態(tài)背景下的安徽經(jīng)濟增長有著重要的意義。

一、相關(guān)文獻綜述

Solow(1957)在新古典經(jīng)濟學(xué)框架內(nèi)建立的經(jīng)濟增長模型，不僅成為了分析要素投入與產(chǎn)出關(guān)系的主要理論模型，也引起了學(xué)術(shù)界對全要素生產(chǎn)率的廣泛關(guān)注。按Solow的定義，全要素生產(chǎn)率是指經(jīng)濟增長中無法被要素投入所解釋的，其它因素對增長的貢獻。全要素生產(chǎn)率的增長可以提高要素的利用效率，增加產(chǎn)出，提升經(jīng)濟增長效率。因此全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型的基本要求，也是判斷一個地區(qū)經(jīng)濟增長效率的重要標(biāo)志。在Krugman(1994)對東亞經(jīng)濟增長模式提出質(zhì)疑后，全要素生產(chǎn)率也引起了中國學(xué)者的廣泛興趣，并取得了豐碩的研究成果[3-6]。不可否認，已有的研究對研判中國經(jīng)濟增長質(zhì)量與經(jīng)濟增長模式的轉(zhuǎn)型都有著重要的參考價值，但多數(shù)都傾向于分析全要素生產(chǎn)率在經(jīng)濟增長中的貢獻，對于全要素生產(chǎn)率的分解與實證研究還相對缺乏，特別是對于市場潛能與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的分析更是少見。

市場潛能通過產(chǎn)業(yè)集聚對經(jīng)濟增長及其效率產(chǎn)生重要的影響。新經(jīng)濟地理學(xué)表明市場潛能與產(chǎn)業(yè)集聚有著較強的正向關(guān)系。市場潛能大的地區(qū)意味著較高的市場需求與較低的運輸成本，在市場交互作用下，會吸引企業(yè)向該地區(qū)集聚[7]。而產(chǎn)業(yè)的集聚則會帶來較強的技術(shù)外部性，從而促進經(jīng)濟效率的提高。首先，企業(yè)在特定地區(qū)的集聚能帶來專業(yè)化的好處(MAR外部性)，促進相同行業(yè)企業(yè)之間的信息共享與知識外溢；同時，經(jīng)濟活動的空間集聚也會帶來多樣化的的好處(Jacobs外部性)，不僅會帶來知識外溢，也會通過促進競爭，提高企業(yè)效率。因此，市場潛能可以通過“市場潛能—產(chǎn)業(yè)集聚”機制，提升經(jīng)濟增長效率。Davis和Weinstein(2003)使用日本40個地區(qū)的數(shù)據(jù)考察了市場潛能對其勞動生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)市場潛能對勞動生產(chǎn)率有顯著的正向影響。Ottavino和Pinelli(2006)對芬蘭地區(qū)數(shù)據(jù)的驗證得出了市場潛能對地區(qū)經(jīng)濟增長效率顯著為正的結(jié)論。劉修巖等(2007)使用中國地級數(shù)據(jù)，也證明了市場潛能可以顯著提升非農(nóng)勞動生產(chǎn)率。潘文卿(2012)通過對中國區(qū)域經(jīng)濟增長溢出效應(yīng)的考察，發(fā)現(xiàn)市場潛能對地區(qū)經(jīng)濟增長效率有著顯著的正面影響。

從上面的分析可以看出，有關(guān)市場潛能與經(jīng)濟效率關(guān)系的研究并不多見，而從全要素生產(chǎn)率角度進行考察的更顯不足。因此，本文基于已有的研究基礎(chǔ)，將以全要素生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟增長效率的指標(biāo)，使用安徽1997-2016年數(shù)據(jù)對安徽全要素生產(chǎn)率進行測算并分解，進而判斷市場潛能對經(jīng)濟增長效率的影響。

二、安徽全要素生產(chǎn)率的測算

目前，對宏觀經(jīng)濟中全要素生產(chǎn)率進行測算并得到廣泛應(yīng)用的方法是索洛余值法。索洛(1957)基于新古典生產(chǎn)函數(shù)，將產(chǎn)出增長率扣除要素投入增長率之后的余值作為全要素生產(chǎn)率的增長率。余值不僅包括技術(shù)進步的貢獻，也包括測量偏差以及其它未被測量到的因素的影響。在具體估算中，一般采用包括資本與勞動兩要素的 生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

Yt為實際產(chǎn)出，Kt為資本投入，Lt為勞動投入，α、β為資本和勞動產(chǎn)出的彈性系數(shù)。假設(shè)規(guī)模收益不變與?？怂怪行?，則全要素生產(chǎn)率的增長率為：

(2)

為求出資本與勞動的產(chǎn)出彈性系數(shù)，對方程(1)兩邊取自然對數(shù)有：

ln(Yt)=ln(A)+αln(Kt)+βln(Lt)+εt

(3)

其中，εt為誤差項，假設(shè)規(guī)模收益不變，即α+β=1，則方程可以變化為：

ln(Yt/Lt)=ln(A)+αln(Kt/Lt)+εt

(4)

方程(4)為雙對數(shù)模型，可以通過OLS回歸，估算出資本彈性系數(shù)α，代入方程(2)即可得出全要素生產(chǎn)率的增長率。

在確定了測算方法之后，就涉及到模型所使用的數(shù)據(jù)采集。其中實際產(chǎn)出與勞動投入都可以從《安徽統(tǒng)計年鑒》中直接得到，實際產(chǎn)出本文選用以1997年為基期的安徽國內(nèi)生產(chǎn)總值；勞動投入借鑒趙志耘和楊韓峰的方法(2011)，采用歷年全社會從業(yè)人員的年中數(shù)，即上一年年末從業(yè)人數(shù)與本年年末從業(yè)人數(shù)的平均值[8]。資本投入使用資本存量來度量，采用Goldsmith(1951)提出的永續(xù)盤存法來計算①。其中，2008年以前數(shù)據(jù)來源于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》，2008年之后數(shù)據(jù)來源于《安徽統(tǒng)計年鑒》。為減少基期資本存量計算誤差的影響，本文以1952年為基期計算樣本期的資本存量，最后折算成1997年價格計的資本存量。當(dāng)期投資以固定資本形成額來度量；折舊系數(shù)采用張軍(2004)年的研究成果，按9.6%計算[9]；價格平減指數(shù)采用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，因為1991年國家統(tǒng)計局才公布固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)，所以1991年以前借鑒樊綱等(2011)的做法使用商品零售價格指數(shù)替代[10]。

因為索洛余值法建立在規(guī)模收益不變的基礎(chǔ)上，我們首先用Wald檢驗考察安徽經(jīng)濟增長是否滿足規(guī)模收益不變即α+β=1的假設(shè)。對方程(3)進行OLS回歸，并進行線性約束檢驗，結(jié)果如表1所示：

表1 線性約束檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果表明，無法拒絕α+β=1的原假設(shè)，因此，我們可以認為安徽經(jīng)濟增長在1997-2016年間是規(guī)模收益不變的。對方程(4)進行線性回歸，結(jié)果如下：

lnY=-0.475+0.798ln(K/L)

(5)

調(diào)整后的R2為0.998，F(xiàn)值為9568.33，并在1%的顯著水平上通過檢驗。由此可得資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α為0.798，勞動產(chǎn)出彈性系β為0.202，代入方程(2)即可得出1998-2016年安徽全要素生產(chǎn)率的增長率，如圖1所示。從1998年到2007年安徽全要素生產(chǎn)率基本保持不斷增長的趨勢，但這一增長趨勢被2008年全球金融危機所打斷，除2010年有小幅回升外，金融危機后的其它年份增長率都是負值。說明為應(yīng)對金融危機，政府加大了投資力度，經(jīng)濟增長更多的來自于投資的增加；另一方面，金融危機后，農(nóng)村剩余勞動力向城市遷移放緩，不僅不利于資源優(yōu)化配置，對資本報酬遞減的阻止作用也日益降低，因此導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的持續(xù)下降。

圖11998-2016年安徽全要素生產(chǎn)率增長率

三、市場潛能與安徽經(jīng)濟增長效率關(guān)系的實證分析

(一)模型設(shè)定與變量說明

全要素生產(chǎn)率是扣除經(jīng)濟增長中勞動和資本投入增長貢獻之后，其它因素貢獻的總和，包括了技術(shù)進步，制度改善、人力資本和其它未被測量到的因素。易綱(2003)在反駁Krugman“東亞無奇跡”的觀點時，也指出衡量中國經(jīng)濟增長效率時，要考慮到改革所帶來的制度變遷、技術(shù)進步以及人力資本的提高。因此，我們在分析市場潛能與安徽經(jīng)濟增長效率關(guān)系的模型中加入技術(shù)進步、人力資本和市場化改革等控制變量，建立如下計量模型：

TEPt=C+α1MPt+α2lnRDt+α3MARKt+α4EDU+εt

(6)

其中，TEPt為全要素生產(chǎn)率的增長率；C為常數(shù)項；MPt為市場潛能；RDt為研發(fā)投入(取對數(shù))，用來衡量技術(shù)進步；MARKt為市場化指數(shù)，用來衡量市場化改革的程度；EDUt為人均教育年限，用來衡量人力資本的提升；α1、α2、α3、α4為相應(yīng)變量的系數(shù)；εt為隨機誤差項。

全要素生產(chǎn)率增長率的數(shù)據(jù)在前文已經(jīng)估算出來；研發(fā)投入可通過歷年《安徽統(tǒng)計年鑒》直接獲得，并以1997年為基期使用朱平芳等(2003)設(shè)計的研發(fā)經(jīng)費價格指數(shù)進行了平減[11]；市場化指數(shù)借鑒樊綱、王小魯和余靜文的歷年《中國分省份市場化指數(shù)報告》中的計算結(jié)果；人均教育年限使用歷年《中國統(tǒng)計年鑒》中分地區(qū)人口教育結(jié)構(gòu)抽樣數(shù)據(jù)計算②。

在研究中常使用Harris(1951)提出的模型進行計算市場潛能，但Harris的市場潛能僅將地區(qū)間距離作為衡量地區(qū)間貿(mào)易成本的權(quán)數(shù)，其經(jīng)濟思想是：隨著地區(qū)間距離的增大，地區(qū)間的貿(mào)易成本也會逐漸上升，其它地區(qū)的經(jīng)濟增長對本地經(jīng)濟的帶動作用逐漸減小。但模型忽略了地區(qū)間一體化水平對市場潛能的影響，如果一地區(qū)與其它地區(qū)一體化水平程度提高，地區(qū)間的貿(mào)易成本就會降低，市場通達程度就會提升，其市場潛能也會提高；反之，一地區(qū)與其它地區(qū)市場分割嚴重，地區(qū)間貿(mào)易成本則會大幅度提升，本地市場潛能也會隨之降低。而長期以來，中國由于行政分權(quán)、傳統(tǒng)體制以及GDP激勵的原因，國內(nèi)市場的一體化水平較低。因此在計算國內(nèi)市場潛能時有必要將地區(qū)間一體化水平也作為權(quán)重，對Harris模型進行調(diào)整，以度量一地區(qū)的真實市場潛能。我們借鑒范劍勇(2004)的方法，使用地區(qū)間相對專業(yè)化指數(shù)作為度量地區(qū)間一體水平的指標(biāo)[12]，調(diào)整后的市場潛能計算公式如下：

(7)

(二)單位根檢驗

為避免出現(xiàn)偽回歸，在實證分析前，我們先使用ADF檢驗方法，通過計量軟件Stata12對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果如表2所示。從表2中可以看出，變量的一階差分在5%水平下都拒絕了有單位根的原假設(shè)，可以認為變量的水平值是I(1)時間序列。

表2 ADF單位根檢驗結(jié)果

說明：ΔTFPt表示TFPt的一階差分，其余類同。*表示小于5%顯著水平下的臨界值，**表示小于1%顯著水平下的臨界值。

(三)協(xié)整關(guān)系檢驗

雖然各變量是非平穩(wěn)的一階單整序列，但變量具有相同的漂移過程，可能存存某種平穩(wěn)的線性組合反映了變量長期的線性關(guān)系，由此，可以預(yù)期變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。下面我們使用Johansen方法進行協(xié)整檢驗。由于協(xié)整檢驗基于VAR模型基礎(chǔ)上進行的，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則判定VAR模型的最優(yōu)滯后期為2，而協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ蜑閰f(xié)整約束后得到的VAR模型，因此確定協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ妥顑?yōu)滯后期為1。然后對變量進行Johansen檢驗，結(jié)果如表4所示，根據(jù)跡統(tǒng)計量判斷，變量之間存在一個協(xié)整關(guān)系，將協(xié)整關(guān)系寫成數(shù)學(xué)表達式，將令其等于VECM，可得：

VECM=TFPt-0.476-0.008MPt-0.635lnRDt-0.187MARKt-0.544EDUt

(8)

對VECM序列進行單位根檢驗，ADF值為-3.757，小于1%顯著水平下的臨界值(-3.750)，VECM序列已經(jīng)是平穩(wěn)序列，取值在0上下波動。驗證了變量之間長期協(xié)整關(guān)系是成立的。協(xié)整關(guān)系式為：

TFPt=0.476+0.008MPt+0.635lnRDt+0.187MARKt+0.544EDUt

(9)

(3.00 )(2.50)(2.26)(2.93)

括號內(nèi)為T值，各解釋變量均在5%顯著水平下對全要素生產(chǎn)率的增長率有顯著影響，并且系數(shù)符號與理論預(yù)期相符。為驗證變量之間的因果關(guān)系，我們使用Granger方法進行檢驗，檢驗結(jié)果變量MPi、MARKt、EDUt都在5%水平下拒絕了原假設(shè)，lnRDt在10%水平下拒絕了原假設(shè)。由此可得，市場潛能、研發(fā)投入、市場化改革和人均教育年限是全要素生產(chǎn)率增長率的Granger原因。

從協(xié)整方程來看，市場潛能與全要素生產(chǎn)率的增長有著顯著正向的關(guān)系，市場潛能的增長會提高全要素生產(chǎn)率的增長率，市場潛能每提高一單位，安徽全要素生產(chǎn)率的增長率會提高0.008。從解釋變量的系數(shù)值來看，市場潛能的作用較小，并不如人力資本、市場化改革等因素明顯，可能的原因是：安徽地理位置靠近沿海發(fā)達省份，使計算出的以地理距離為權(quán)重的市場潛能較高，但由于產(chǎn)業(yè)的發(fā)展基礎(chǔ)和競爭力與沿海省份還存在一定的差距，制約了企業(yè)向安徽的集聚，市場潛能的提高并沒有帶來產(chǎn)出的相應(yīng)增加。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

四、結(jié)論與建議

本文以全要素生產(chǎn)率作為衡量安徽經(jīng)濟增長效率的指標(biāo)，在測算1998—2016年安徽全要素生產(chǎn)率增長率的基礎(chǔ)上，對影響安徽全要素生產(chǎn)率變動的因素進行了分解，構(gòu)建了市場潛能與全要素生產(chǎn)率變動的計量模型，實證檢驗了市場潛能與安徽經(jīng)濟增長效率的關(guān)系。結(jié)果顯示，市場潛能是促進安徽全要素生產(chǎn)率增長的重要原因，二者之間存在著顯著正向關(guān)系，市場潛能每提高一單位，安徽全要素生產(chǎn)率增長率將提高0.008。這也與前文的文獻分析一致，市場潛能的提高會促進產(chǎn)業(yè)的集聚，進而帶來較強的技術(shù)外部性，推動經(jīng)濟增長效率的提升。在要素邊際報酬不斷降低、人口紅利逐漸消失的背景下，依賴于要素投入的經(jīng)濟增長日益難以為繼，因此，提高安徽市場潛能，是推動安徽經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)變和可持續(xù)增長重要途徑。

而市場潛能的大小和作用的發(fā)揮無疑又與基礎(chǔ)設(shè)施、地區(qū)間的一體化水平和產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平有關(guān)。有鑒于此，本文得出以下幾點建議。一是加強安徽交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以有效降低地區(qū)間貿(mào)易成本，促進商品在地區(qū)間的流動，提高地區(qū)市場潛能。同時，交通運輸成本也是制約產(chǎn)業(yè)集聚的重要原因，隨著交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善和運輸成本的降低，也會進一步促進產(chǎn)業(yè)的集聚，并形成產(chǎn)業(yè)集聚與市場潛能的循環(huán)累積機制，推動安徽經(jīng)濟增長效率的提高。二是降低安徽與其它地區(qū)的貿(mào)易壁壘，提升區(qū)域一體化水平。地區(qū)間壁壘的消除會降低貿(mào)易的邊界效應(yīng)，導(dǎo)致市場需求的溢出，提高安徽的市場規(guī)模，促進市場潛能的提高。特別是應(yīng)著力消除與東南沿海發(fā)達省份的貿(mào)易壁壘，不僅有利于通過沿海省份的經(jīng)濟增長溢出效應(yīng)帶動安徽經(jīng)濟增長效率的提高，也有利安徽承接沿海省份的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移。三是促進安徽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和競爭力的提高。只有具備一定的產(chǎn)業(yè)競爭力才能充分利用市場潛能提高所帶來的市場需求擴大效應(yīng)，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)與生產(chǎn)效率的提升。并且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級和競爭力的提高也會推動產(chǎn)業(yè)的持續(xù)集聚，促進產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間的知識溢出，從而提升安徽經(jīng)濟增長效率。

注釋：

①其計算公式為：Kt=It/Pt+(1-δ)Kt-1，其中，Kt為t期的資本存量，It為t期的固定資本形成額，Pt為t期的價格指數(shù)，δ為折舊率，所蘊含的經(jīng)濟思想是本期資本存量是本期實際投資與上一期資本存量之和。基期資本存量采用國際常用方法計算：K0=I0/(1+δ)，其中g(shù)為樣本期真實投資年增長率。

②計算方法為將一定的教育程度折算成教育年限，并乘以該教育程度的人數(shù)，加總后除以相應(yīng)年份總?cè)丝凇Ｎ拿?、小學(xué)、初中、高中、大專以上的教育年限分別按0、6、9、12和16年計。

③因中國國民經(jīng)濟行業(yè)分類前后經(jīng)過多次修訂，為保證數(shù)據(jù)的一致性本文選取了農(nóng)副食品加工業(yè)、食品制造業(yè)、酒、飲料和精制茶制造業(yè)、煙草制造業(yè)、紡織業(yè)、紡織服裝、服飾業(yè)、造紙和紙制品業(yè)、石油加工、煉焦和核燃料加工業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、橡膠制品業(yè)、塑料制品業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、黑色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉和壓延加工業(yè)、金屬制品業(yè)、通用設(shè)備制造業(yè)、專用設(shè)備制造業(yè)、交通運輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機械和器材制造業(yè)、計算機、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)和儀器儀表制造業(yè)等23個制造業(yè)行業(yè)計算地區(qū)間相對專業(yè)化指數(shù)。