段玉彬

(安徽科技學(xué)院 財(cái)經(jīng)學(xué)院，安徽 鳳陽 233100)

改革開放以來，安徽經(jīng)濟(jì)一直保持了較高的增長(zhǎng)速度，經(jīng)濟(jì)總量日益提高，民生福祉也不斷改善。1992-2016年年均增長(zhǎng)速度達(dá)到了12.1%，但同期的實(shí)際固定資產(chǎn)投資年均增長(zhǎng)率也達(dá)到22.3%。長(zhǎng)期高速增長(zhǎng)的背后是要素的高投入，高消耗，不僅經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)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(guó)內(nèi)外大環(huán)境的影響，但更重要的原因是資本邊際報(bào)酬率的不斷遞減，人口紅利的逐漸消失，使得要素驅(qū)動(dòng)型的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不可持續(xù)。在這種背景下，推動(dòng)安徽經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)鍵在于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的轉(zhuǎn)變，提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率。經(jīng)濟(jì)理論揭示了市場(chǎng)潛能的提高能促進(jìn)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)在空間上的集聚，帶來較強(qiáng)的技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而提高生產(chǎn)效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的提升[1，2]。因此，充分挖掘安徽市場(chǎng)潛能，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的提高，對(duì)于新常態(tài)背景下的安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著重要的意義。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

Solow(1957)在新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)框架內(nèi)建立的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)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(jì)增長(zhǎng)中無法被要素投入所解釋的，其它因素對(duì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)可以提高要素的利用效率，增加產(chǎn)出，提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率。因此全要素生產(chǎn)率是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型的基本要求，也是判斷一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的重要標(biāo)志。在Krugman(1994)對(duì)東亞經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式提出質(zhì)疑后，全要素生產(chǎn)率也引起了中國(guó)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(rèn)，已有的研究對(duì)研判中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式的轉(zhuǎn)型都有著重要的參考價(jià)值，但多數(shù)都傾向于分析全要素生產(chǎn)率在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的貢獻(xiàn)，對(duì)于全要素生產(chǎn)率的分解與實(shí)證研究還相對(duì)缺乏，特別是對(duì)于市場(chǎng)潛能與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的分析更是少見。

市場(chǎng)潛能通過產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)及其效率產(chǎn)生重要的影響。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)表明市場(chǎng)潛能與產(chǎn)業(yè)集聚有著較強(qiáng)的正向關(guān)系。市場(chǎng)潛能大的地區(qū)意味著較高的市場(chǎng)需求與較低的運(yùn)輸成本，在市場(chǎng)交互作用下，會(huì)吸引企業(yè)向該地區(qū)集聚[7]。而產(chǎn)業(yè)的集聚則會(huì)帶來較強(qiáng)的技術(shù)外部性，從而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)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(jìn)相同行業(yè)企業(yè)之間的信息共享與知識(shí)外溢；同時(shí)，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間集聚也會(huì)帶來多樣化的的好處(Jacobs外部性)，不僅會(huì)帶來知識(shí)外溢，也會(huì)通過促進(jìn)競(jìng)爭(zhēng)，提高企業(yè)效率。因此，市場(chǎng)潛能可以通過“市場(chǎng)潛能—產(chǎn)業(yè)集聚”機(jī)制，提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率。Davis和Weinstein(2003)使用日本40個(gè)地區(qū)的數(shù)據(jù)考察了市場(chǎng)潛能對(duì)其勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)潛能對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率有顯著的正向影響。Ottavino和Pinelli(2006)對(duì)芬蘭地區(qū)數(shù)據(jù)的驗(yàn)證得出了市場(chǎng)潛能對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率顯著為正的結(jié)論。劉修巖等(2007)使用中國(guó)地級(jí)數(shù)據(jù)，也證明了市場(chǎng)潛能可以顯著提升非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率。潘文卿(2012)通過對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)的考察，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)潛能對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(chǎng)潛能與經(jīng)濟(jì)效率關(guān)系的研究并不多見，而從全要素生產(chǎn)率角度進(jìn)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(jì)增長(zhǎng)效率的指標(biāo)，使用安徽1997-2016年數(shù)據(jù)對(duì)安徽全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)算并分解，進(jìn)而判斷市場(chǎng)潛能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的影響。

二、安徽全要素生產(chǎn)率的測(cè)算

目前，對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)中全要素生產(chǎn)率進(jìn)行測(cè)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(zhǎng)率扣除要素投入增長(zhǎng)率之后的余值作為全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率。余值不僅包括技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)，也包括測(cè)量偏差以及其它未被測(cè)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(dòng)兩要素的 生產(chǎn)函數(shù)：

(1)

Yt為實(shí)際產(chǎn)出，Kt為資本投入，Lt為勞動(dòng)投入，α、β為資本和勞動(dòng)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(zhǎng)率為：

(2)

為求出資本與勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)，對(duì)方程(1)兩邊取自然對(duì)數(shù)有：

ln(Yt)=ln(A)+αln(Kt)+βln(Lt)+εt

(3)

其中，εt為誤差項(xiàng)，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(duì)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(zhǎng)率。

在確定了測(cè)算方法之后，就涉及到模型所使用的數(shù)據(jù)采集。其中實(shí)際產(chǎn)出與勞動(dòng)投入都可以從《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》中直接得到，實(shí)際產(chǎn)出本文選用以1997年為基期的安徽國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值；勞動(dòng)投入借鑒趙志耘和楊韓峰的方法(2011)，采用歷年全社會(huì)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(jì)算①。其中，2008年以前數(shù)據(jù)來源于《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，2008年之后數(shù)據(jù)來源于《安徽統(tǒng)計(jì)年鑒》。為減少基期資本存量計(jì)算誤差的影響，本文以1952年為基期計(jì)算樣本期的資本存量，最后折算成1997年價(jià)格計(jì)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(jì)算[9]；價(jià)格平減指數(shù)采用固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)，因?yàn)?991年國(guó)家統(tǒng)計(jì)局才公布固定資產(chǎn)投資價(jià)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(jià)格指數(shù)替代[10]。

因?yàn)樗髀逵嘀捣ń⒃谝?guī)模收益不變的基礎(chǔ)上，我們首先用Wald檢驗(yàn)考察安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否滿足規(guī)模收益不變即α+β=1的假設(shè)。對(duì)方程(3)進(jìn)行OLS回歸，并進(jìn)行線性約束檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示：

表1 線性約束檢驗(yàn)結(jié)果

檢驗(yàn)結(jié)果表明，無法拒絕α+β=1的原假設(shè)，因此，我們可以認(rèn)為安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在1997-2016年間是規(guī)模收益不變的。對(duì)方程(4)進(jìn)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(yàn)。由此可得資本產(chǎn)出彈性系數(shù)α為0.798，勞動(dòng)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(zhǎng)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(zhǎng)的趨勢(shì)，但這一增長(zhǎng)趨勢(shì)被2008年全球金融危機(jī)所打斷，除2010年有小幅回升外，金融危機(jī)后的其它年份增長(zhǎng)率都是負(fù)值。說明為應(yīng)對(duì)金融危機(jī)，政府加大了投資力度，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)更多的來自于投資的增加；另一方面，金融危機(jī)后，農(nóng)村剩余勞動(dòng)力向城市遷移放緩，不僅不利于資源優(yōu)化配置，對(duì)資本報(bào)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(zhǎng)率

三、市場(chǎng)潛能與安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率關(guān)系的實(shí)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(jì)增長(zhǎng)中勞動(dòng)和資本投入增長(zhǎng)貢獻(xiàn)之后，其它因素貢獻(xiàn)的總和，包括了技術(shù)進(jìn)步，制度改善、人力資本和其它未被測(cè)量到的因素。易綱(2003)在反駁Krugman“東亞無奇跡”的觀點(diǎn)時(shí)，也指出衡量中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率時(shí)，要考慮到改革所帶來的制度變遷、技術(shù)進(jìn)步以及人力資本的提高。因此，我們?cè)诜治鍪袌?chǎng)潛能與安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率關(guān)系的模型中加入技術(shù)進(jìn)步、人力資本和市場(chǎng)化改革等控制變量，建立如下計(jì)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(zhǎng)率；C為常數(shù)項(xiàng)；MPt為市場(chǎng)潛能；RDt為研發(fā)投入(取對(duì)數(shù))，用來衡量技術(shù)進(jìn)步；MARKt為市場(chǎng)化指數(shù)，用來衡量市場(chǎng)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(jī)誤差項(xiàng)。

全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)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(jì)年鑒》直接獲得，并以1997年為基期使用朱平芳等(2003)設(shè)計(jì)的研發(fā)經(jīng)費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減[11]；市場(chǎng)化指數(shù)借鑒樊綱、王小魯和余靜文的歷年《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》中的計(jì)算結(jié)果；人均教育年限使用歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中分地區(qū)人口教育結(jié)構(gòu)抽樣數(shù)據(jù)計(jì)算②。

在研究中常使用Harris(1951)提出的模型進(jìn)行計(jì)算市場(chǎng)潛能，但Harris的市場(chǎng)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(jì)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(huì)逐漸上升，其它地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)本地經(jīng)濟(jì)的帶動(dòng)作用逐漸減小。但模型忽略了地區(qū)間一體化水平對(duì)市場(chǎng)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(huì)降低，市場(chǎng)通達(dá)程度就會(huì)提升，其市場(chǎng)潛能也會(huì)提高；反之，一地區(qū)與其它地區(qū)市場(chǎng)分割嚴(yán)重，地區(qū)間貿(mào)易成本則會(huì)大幅度提升，本地市場(chǎng)潛能也會(huì)隨之降低。而長(zhǎng)期以來，中國(guó)由于行政分權(quán)、傳統(tǒng)體制以及GDP激勵(lì)的原因，國(guó)內(nèi)市場(chǎng)的一體化水平較低。因此在計(jì)算國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能時(shí)有必要將地區(qū)間一體化水平也作為權(quán)重，對(duì)Harris模型進(jìn)行調(diào)整，以度量一地區(qū)的真實(shí)市場(chǎng)潛能。我們借鑒范劍勇(2004)的方法，使用地區(qū)間相對(duì)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(chǎng)潛能計(jì)算公式如下：

(7)

(二)單位根檢驗(yàn)

為避免出現(xiàn)偽回歸，在實(shí)證分析前，我們先使用ADF檢驗(yàn)方法，通過計(jì)量軟件Stata12對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(rèn)為變量的水平值是I(1)時(shí)間序列。

表2 ADF單位根檢驗(yàn)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(yàn)

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(zhǎng)期的線性關(guān)系，由此，可以預(yù)期變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。下面我們使用Johansen方法進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。由于協(xié)整檢驗(yàn)基于VAR模型基礎(chǔ)上進(jìn)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(yàn)?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(yàn)?zāi)Ｐ妥顑?yōu)滯后期為1。然后對(duì)變量進(jìn)行Johansen檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示，根據(jù)跡統(tǒng)計(jì)量判斷，變量之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，將協(xié)整關(guān)系寫成數(shù)學(xué)表達(dá)式，將令其等于VECM，可得：

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

(8)

對(duì)VECM序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，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(dòng)。驗(yàn)證了變量之間長(zhǎng)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(hào)內(nèi)為T值，各解釋變量均在5%顯著水平下對(duì)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率有顯著影響，并且系數(shù)符號(hào)與理論預(yù)期相符。為驗(yàn)證變量之間的因果關(guān)系，我們使用Granger方法進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)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(chǎng)潛能、研發(fā)投入、市場(chǎng)化改革和人均教育年限是全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的Granger原因。

從協(xié)整方程來看，市場(chǎng)潛能與全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)有著顯著正向的關(guān)系，市場(chǎng)潛能的增長(zhǎng)會(huì)提高全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率，市場(chǎng)潛能每提高一單位，安徽全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)率會(huì)提高0.008。從解釋變量的系數(shù)值來看，市場(chǎng)潛能的作用較小，并不如人力資本、市場(chǎng)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(dá)省份，使計(jì)算出的以地理距離為權(quán)重的市場(chǎng)潛能較高，但由于產(chǎn)業(yè)的發(fā)展基礎(chǔ)和競(jìng)爭(zhēng)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(chǎng)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(yàn)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(jì)增長(zhǎng)效率的指標(biāo)，在測(cè)算1998—2016年安徽全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率的基礎(chǔ)上，對(duì)影響安徽全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的因素進(jìn)行了分解，構(gòu)建了市場(chǎng)潛能與全要素生產(chǎn)率變動(dòng)的計(jì)量模型，實(shí)證檢驗(yàn)了市場(chǎng)潛能與安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的關(guān)系。結(jié)果顯示，市場(chǎng)潛能是促進(jìn)安徽全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的重要原因，二者之間存在著顯著正向關(guān)系，市場(chǎng)潛能每提高一單位，安徽全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)率將提高0.008。這也與前文的文獻(xiàn)分析一致，市場(chǎng)潛能的提高會(huì)促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的集聚，進(jìn)而帶來較強(qiáng)的技術(shù)外部性，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率的提升。在要素邊際報(bào)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(jì)增長(zhǎng)日益難以為繼，因此，提高安徽市場(chǎng)潛能，是推動(dòng)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變和可持續(xù)增長(zhǎng)重要途徑。

而市場(chǎng)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(diǎn)建議。一是加強(qiáng)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(jìn)商品在地區(qū)間的流動(dòng)，提高地區(qū)市場(chǎng)潛能。同時(shí)，交通運(yùn)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(yùn)輸成本的降低，也會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)產(chǎn)業(yè)的集聚，并形成產(chǎn)業(yè)集聚與市場(chǎng)潛能的循環(huán)累積機(jī)制，推動(dòng)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(huì)降低貿(mào)易的邊界效應(yīng)，導(dǎo)致市場(chǎng)需求的溢出，提高安徽的市場(chǎng)規(guī)模，促進(jìn)市場(chǎng)潛能的提高。特別是應(yīng)著力消除與東南沿海發(fā)達(dá)省份的貿(mào)易壁壘，不僅有利于通過沿海省份的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)溢出效應(yīng)帶動(dòng)安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(jìn)安徽產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和競(jìng)爭(zhēng)力的提高。只有具備一定的產(chǎn)業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力才能充分利用市場(chǎng)潛能提高所帶來的市場(chǎng)需求擴(kuò)大效應(yīng)，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)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(jí)和競(jìng)爭(zhēng)力的提高也會(huì)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)的持續(xù)集聚，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間的知識(shí)溢出，從而提升安徽經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率。

注釋：

①其計(jì)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(jià)格指數(shù)，δ為折舊率，所蘊(yùn)含的經(jīng)濟(jì)思想是本期資本存量是本期實(shí)際投資與上一期資本存量之和?；谫Y本存量采用國(guó)際常用方法計(jì)算：K0=I0/(1+δ)，其中g(shù)為樣本期真實(shí)投資年增長(zhǎng)率。

②計(jì)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?。文盲、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(jì)。

③因中國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)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(yùn)輸設(shè)備制造業(yè)、電氣機(jī)械和器材制造業(yè)、計(jì)算機(jī)、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(gè)制造業(yè)行業(yè)計(jì)算地區(qū)間相對(duì)專業(yè)化指數(shù)。