南方经济２００７年第”期
技术外部性、工业集聚与简区经济的非均衡增长
内容摘要经济增长的空间不平衡和路径依赖特征是近年来中国经济面临的重要问题。基于技术外部性产生的规模报酬递增。这篇文章从理论和经验上分析了技术外部性、工业集聚和地区经济非均衡增长之间的动态相互作用。分析结果表明，在逐渐成长起来的市场力量的作用下．这些因素动态相互作用产生的规模报酬递增延续和放大了地区间不平衡的工业化过程．从而导致了经济增长空间上的不平衡和地区收入差距时间上的持久性和自我增强的特征。
关键词技术外部性规模报酬递增工业集聚经济非均衡增长
ＪＥ盼类：０４０，０３３，Ｃ１４中图分类号：Ｆ０６１．２文献标识码：Ａ文章编号：１０００－６２４９（２００７）１１．００３７－０１６
一引言
近年来。中国经济一个非常引人注目的特征是经济增长的地区不平衡。从总体上看，东部沿海地区的经济增长率在过去２０多年里明显高于中西部地区：在２０世纪８０年代．中西部地区的平均经济增长率比东部地区低１个百分点；进入９０年代后，东部地区与中西部地区平均经济增长率的差距扩大到２—３个百分点（王小鲁和樊纲，２００４）。正如Ｌｕｅａｓ（１９８８）强调的那样，“增长率的差异是非常重要的，经过一个适当的时期。增长速度的微小差别可能产生巨大的收入不平等”。在１９８５年，作为全国最富裕的省份，上海的实际劳均产出水平是最贫穷省份一贵州的１５倍；到２００４年，两个省份实际劳均产出水平的差距扩大到３２倍。新古典增长模型预言。在经济增长的过程中，地区间的劳均产出水平将逐渐收敛到相同的稳态水平．那么。经历了较长时期增长的中国经济为什么没有表现出新古典增长模型预言的收敛特征，而是呈现明显的地区不平等？这种空间上的不平等为什么具有时间上的持久性，并显示出自我增强的特征？
这些在理论上和实践上都很重要的问题把经济学家的注意力转移到了经济增长的地理方面。于是，基于新古典增长模型的条件收敛理论。经济学家们提出了一些重要假说，这些假说强调下列因素在解释我国地区收入差距中的基础性作用：（１）自然地理因素（Ｊｉａｎ
ｅｔａｌ，１９９６；ＫａｎｂｕｒａｎｄＺｈａｎｇ，２００５）；（２）制度和优惠政策（Ｄ６ｍｕｒｇｅｒｅｔａｌ，２００２）；（３）传统经济发展战略下经济布局的影响（林毅夫和刘明兴，２００３）。虽然这些假说对经济增长过程中地区收人差距的产生提供了重要见解．但是。如果不融人其它的机制，它
?简泽：同济大学经济与管理学院上海２０００９２电子信箱：ｊｉａｎｚｅｊｉｌｍ＠１２６．ｃｏｉｎ。
感谢两位匿名审稿人，他们的修改意见使本文有了明显改善；同时，感谢汪晓的支持和鼓励以及李雪博士、吴一平博士和陶新桂博士的合作、帮助与富有价值的讨论。当然。我应该对文中可能存在的所有错误负责。
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地即
技术外部性、工业集聚与地区经济的非均衡增长
们很难解释地区收人差距在时间上的持久性和自我增强的特征。比如，自然地理因素在形成地区增长绩效的最初差异时无疑是重要的，可是，自然地理本身不具有自我加强的机制；在地区收入差距扩大的过程中，改革初期地区偏向的经济政策和制度变迁在空间上的不平衡起到了一些作用，可是，这种作用是十分有限的（Ｆｕｊｉｔａ和ＤａｐｅｎｇＨｕ，２００１）；与东部地区比较起来，对中西部地区影响更大的传统经济发展战略造成了中西部地区的产业结构更大程度地背离了当地的资源禀赋状况，但是，我们可以预期，随着资源配置方式的逐步转型，这种背离应该得到改善．从而经济增长应该表现出收敛而不是持续发散的特征。
在这篇文章里，我们认为，自然地理、历史和政策因素可以帮助我们理解地区间经济增长和收人水平的初始差异，但是，这些初始差异被技术外部性激发的规模报酬递增延续和放大了。由于历史、地理、制度和政策方面的原因，在８０年代中后期，中国的技术创新活动和大规模的工业化主要集中在东部沿海地区的部分省市。依赖于逐步成长起来的市场力量，技术知识在局部范围内的溢出效应作为一种重要的集聚力吸引主要生产要素和工业部门在这些地区集聚，从而放大了地区间不平衡的工业化过程。反过来，工业生产活动的集聚又促进了当地思想和技术知识的交流，进一步提高了工业集聚地区的技术创新水平，如此循环往复。这样，技术外部性激发了一个规模报酬递增的累积过程。在这个累积过程的作用下，经济增长不仅表现出空间上的不平衡，而且地区收入差距呈现时间上的持久性和自我增强的特征。
本文的研究基于这样的动机：虽然经济学家对中国经济增长的地区不平衡提出了许多假说，但是，现有的假说主要建立在新古典增长模型的理论框架上。在这个框架中，经济增长率的地区差异产生于地区间不同的稳态水平以及某一特定时点上不同地区的收入水平与稳态收入水平的差距。在一个完全竞争和规模报酬不变的经济中，如果地区壁垒逐渐削弱，那么，经济倾向于产生分散和均匀分布的力量。在经验上，中国经济过去２０多年来的高速增长与工业部门的空间集聚是相伴发生的：Ｆｕｊｉｔａ和ＤａｐｅｎｇＨｕ（２００１）以及梁琦（２００４）的研究结果都显示，自１９８５年以来，中国的工业部门倾向于在上海、北京、天津、江苏、浙江、辽宁、山东和广东等东部沿海地区的部分省市集聚；王小鲁和樊纲（２００４）进一步探索了经济增长的空间结构与生产要素集聚之间的经验关系，他们发现，在地区收入差距扩大的过程中，基本生产要素，包括物质资本（受市场调节的民间资本）、人力资本和普通劳动力，都存在从贫穷的中西部地区流向相对富裕的东部地区部分省市的趋势。除了物质资本、人力资本和劳动力的集聚外，ＹｉｆｅｉＳｕｎ（２０００）发现，中国的技术创新活动主要集聚在上海、北京、天津、江苏、浙江、辽宁、山东和广东等省市，并且，近年来技术创新活动在这些地区集聚的趋势变得越来越明显。显然，基于新古典增长模型的假说很难与这些经验事实相容．因而它们解释不了我国经济增长过程中地区收人差距的持久性和自我增强的特征。重要的是，在另外一些替代的理论视角中，如果产品和生产要素可以在地区间流动，那么，基于纯粹的随机过程（Ｓｉｍｏｎ，１９５５；Ｇａｂａｉｘ，１９９９）或某种形式的规模报酬递增（Ｒｏｍｅｒ，１９８６；Ｋｒｕｇｍａｎ，１９９１），经济增长与主要经济活动的集聚将同时发生。因此，从这些新的视角考察中国经济增长的地理特征很可能能够为我们带来新的见解。同时，在世界经济发展史上，增长、集聚和地区不平等的现象不仅发生在近年来的中国经济中，而且发生在发达国家经济起飞的历史过程（Ｈｏｈｅｎｂｅｒｇ和Ｌｅｅ，１９８５）１）Ｊ［及一些东欧国家经济转轨的经历中（Ｂｒｕｌｈａｒｔ和Ｋｏｅｎｉｇ，２００６）。这意味着，市场化、工业化和地区不平衡增长之间可能存在某种重要的联系，揭示这些联系很可能成为我们理解经济起飞、工业化和转轨过程中经济增长地理特征的关键。
这篇文章在以下几个方面对现有文献进行了扩展：在理论上席文在规模报酬递增的理论视角下用简明的理论模型阐述了技术外部性、集聚与地区经济不平衡增长之间的内在联系。这个理论模型拥有新经济地理和新增长理论的基本要素，比如外部性、循环积累和劳动力的跨地区流动。但是。它在两个方面一３８一
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是新颖的：一方面．在这个模型中。技术外部性和建立其上的技术创新与工业集聚之间循环积累的因果关系成为地区经济增长过程中规模报酬递增的源泉；另一方面，理论的内在逻辑通过一个简明的图形清楚地表达出来．从而为我们更好地理解富裕地区和贫困地区增长绩效的差异问题提供了一个简洁的视角；在经验上，我们利用探索性数据分析方法揭示了一些关于我国经济增长地理特征的典型事实，并以这些典型事实为基础评估了三个相互竞争的理论——新古典增长模型、随机增长和报酬递增理论对中国经济增长的解释能力。同时，在为我们的假说提供经验证据的证实性数据分析中。我们把计量经济学的参数方法和非参数方法结合起来，在新经济地理和新增长理论的经验分析方面做出了新的尝试，并为强调规模报酬递增的新经济地理和新增长理论提供了新的证据。这些理论和经验分析的价值在于，中国经济正处于工业化和制度转型的过程中，市场力量、技术变迁与经济结构的转变正在改变中国经济的空间结构，因而为经济学家讨论增长、集聚和地区不平等之问的内在联系提供了一个难得的自然实验。
本文的结构是这样安排的，第二节归纳一些典型事实，这些典型事实反映了近年来我国经济增长的地理特征及其时间演变模式：第三节在具有良好经验基础的规模报酬递增的视角下发展一个新的可检验的假说；第四节把非参数方法与参数方法结合起来，为我们的假说提供系统的经验证据；第五节是一个评论性小结，最后是两个附录。
二典型事实
我们的分析从揭示一些重要的典型事实开始．以帮助我们理解１９８５年以来我国经济增长地区分布的静态特征和动态演变模式。在这个过程中，我们把实际劳均产出水平的地区分布作为分析的基本单元．并主要依赖探索性数据分析方法。利用这种方法，我们能在不给经济增长过程施加任何先验限制的条件下探索经济增长的空间特征。从而发展起来的典型事实能够用来评估不同理论的解释能力，进而帮助我们选择一个具有坚实经验基础的理论视角。
我们分析的基本变量是１９８５年以来全国３０个省份（重庆并入四川）的实际劳均产出水平，它是用各个省份的实际ｇｄｐ除以当地从事经济活动的人数计算出来的，所有的数据直接来源于历年来的《中国统计年鉴》。为了描述实际劳均产出水平空间分布的特征，我们采用Ｄａｖｉｓ和Ｗｅｎｓｔｅｉｎ（２００２）的方法计算了实际劳均产出水平对数的标准差。实际劳均产出水平对数的标准差越大，在劳动参与率给定的情况下。地区收入差距就越大。值得说明的是，由于这里的标准差是在对实际劳均产出水平取对数后计算出来的，所以。标准差就有了相对数的形式，因而能够直接进行比较，具体的计算结果描绘在图ｌ中。图１显示，实际劳均产出水平对数的标准差表现出短期波动的特征，但是，从整体上看，它存在一个统计上高度显著的上升趋势。从１９８５年到２００４年，实际劳均产出水平对数的标准差从０．６４增加０．７２，平均每年增长０．６％。不过，在图ｌ中，实际劳均产出水平对数的标准差在２０００年以后降低了，于是，我们需要澄清这种降低是暂时波动的结果，还是由于实际劳均产出水平的地区分布开始表现出收敛的模式？为了澄清这个问题，我们遵循Ｂａｒｒｏ和Ｓａｌａ—Ｉ—Ｍａｒｔｉｎ（１９９５）的方法，用各个省份２００１年以来的增长率对２０００年实际劳均产出水平的对数回归，如果回归系数１３是负的，那么，我们就可以推断地区收入分布表现出收敛的特征。计算结果显示，除了２００２年以外，其余各年的回归系数都是正的，因此，我们并没有观察到地区劳均产出水平在全国范围内收敛的趋势。于是。我们可以得出这样的结论：自１９８５年以来，我国实际劳均产出水平的地区差距不仅持续存在，而且表现出自我加强的趋势。’实际劳均产出水平对数的标准差总括性地反映了地区收入差距的变化趋势，但是，它不能显示经济
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增长空间分布模式的具体信息。为了获得这方面的信息，我们用按升序排列的３０个省份相对劳均产出水平①的对数描述了实际劳均产出水平地区分布的状况，并通过比较１９８５、２０００和２００４年实际劳均产出水平分布状况的变化来考察两个时间段落上劳均产出水平空间分布的变化趋势。主要结果描述在图２中。图２揭示了两个方面的重要特征：第一，在三个相对劳均产出水平对数的分布中，只有五、六个省份相对劳均产出水平的对数大于０，这意味着，少数几个省份的实际劳均产出水平远高于其余的大多数省份，经济增长和收入分布表现出明显空间集聚的特征。第二，在三个年份中。相对劳均产出水平对数的分布曲线具有明显的非线性特征，而且，与１９８５年比较起来，２０００年和２００４年的分布曲线低于零的部分变得越来越陡峭。这说明，在这段时间里，省际间实际劳均产出水平的差异。尤其是少数几个实际劳均产出水平较高的省份与其余省份的差距扩大了。在数量上，这个特征可以从均值和众数增长率的差异中观察出来：在１９８５到２０００年间，众数从１１０７．１增加到３３８２．３５，增长了１０５．５１．９６％，均值从１５６４．１６增加到５５１２．８９１。增长了１５２．４５％；在２０００到２００４年间，众数从３３８２．３５增加到４６４２．９，增长了３７．２７％，均值从５５１２．８９１增加到７６４５．９，增长了３８．６９％。这些观察结果意味着一种很重要的可能性，即少数几个实际劳均产出水平比较高的省份比实际劳均产出水平相对较低的大多数省份增长得更快，从而路径依赖特征使得经济增长的空间集聚在这段时间里明显加强了。
Ｏ．７６０．７４
Ｏ．７２
０．７
０．６８
Ｏ．６６
Ｏ．６４
０．６２
０．６
０．５８
１９８５１９∞１９９５２０∞
——标准差一标准差的变化趋势
图１实际劳均产出水平对数的标准差
Ｉ｝／，．．．．．，．．，．．．．．．．．．．Ｊ．，．．喜ｊ矿。．Ｉ一２０００……．２００４一…－１９８５图２相对劳均产出水平的地区分布表１实际劳均产出水平地区分布的动态转换矩阵
①相对劳均产出水平剔除了收入水平的增长，因而能够更好地帮助我们分析收人水平的空间分布特征。因此。在分析收入的地区分布时，我们使用相对劳均产出水平．而不是绝对劳均产出水平．它是这样计算的：第ｉ个省份的相对劳均产出水平＝第ｆ个省份的实际劳均产出水平÷全国平均实际劳均产出水平。
—．４０－?
５
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为了进一步澄清经济增长空间集聚的加强是由于经济增长的路径依赖特征还是由于少数省份的迅速崛起。我们需要分析各个省份在实际劳均产出水平地区分布中相对位置的稳定性。如果在这２０年的时间里。各个省份的相对位置是稳定的，那么，不仅全国范围内的收敛没有发生，而且，地区收入差距的扩大不是相对位置改变的结果，而是原来实际劳均产出水平较高的地区以更高的速度增长所致。对这个问题的观察，我们首先依据相对劳均产出水平把３０个省份分成４个状态，然后，计算实际劳均产出水平地区分布的动态转换矩阵，矩阵的元素嘞表示初始时期处于第ｉ种状态的省份到最终时期转换到第ｉ种状态的概率，计算结果报告在表１中。与图２分析的结果一致，表ｌ显示，在初始时间里，我国劳均产出水平的地区分布呈现不对称的的正偏状态，８０％的省份落在低于平均水平的两组中，集聚特征十分明显。进一步观察劳均产出水平分布的动态转换矩阵，我们发现，从１９８５年到２０００年，各个省份劳均产出水平的相对位置十分稳定，７０％的省份相对位置没有发生明显的变化，微小的变化发生在相对劳均产出水平处于１．０—１．５的一组中，这一组的两个省份，黑龙江和宁夏都降到０．５—１．０的一组中，同时，原来处于０．５一１．０一组的江苏和浙江上升到１．０—１．５的一组中。但是，这个变化没有改变分布的整体格局；同时，从２０００年到２００４年，所有省份的相对位置都没有发生重要的变化。这些观察结果意味着。在统计上，初始时刻实际劳均产出水平比较低的省份到最终时刻仍然处于相对较低的位置．实际劳均产出水平的地区分布具有明显的持久性和稳定性．从而地区差距的扩大和经济增长空间集聚的加强是实际劳均产出水平比较高的省份比实际劳均产出水平相对较低的大多数省份增长得更快的结果。
总结起来，在这一节里，我们揭示了这样一些典型事实：第一，在我们考察的每一个时点，实际劳均产出水平都存在明显的地区差距；第二，在经济增长过程中，主要经济活动表现出明显空间集聚的特征，这个事实与王小鲁和樊纲（２００４）的发现一致；第三，地区收入差距表现出持续扩大的特征；第四，收人水平的空间分布表现出明显的持久性和稳定性，各个省份的相对位置基本保持不变：第五，地区经济增长表现出明显的路径依赖特征，实际劳均产出水平的增长率与初始水平正相关，从而表现出正的序列相关性。
三假说
围绕近年来经济增长的地理特征，这一节发展一个新的解释性假说。首先。依据前面发展起来的典型事实我们对主要竞争性理论的经验适当性进行评估，以帮助我们选择一个恰当的理论视角。然后，在这个理论视角下构建一个具体的理论模型。从而在本节的末尾形成一个解释我国经济增长地理特征及其动态演变模式的可检验的假说。
在经济学文献中，三种不同的理论——新古典增长模型、随机增长和报酬递增理论都与增长的经济地理存在密切关联，因而被广泛地用来解释地区间增长速度和收入水平的差异。然而，虽然这三种理论都能够在一定程度上解释增长率和地区收入差距的存在，但是，它们在预测经济增长空间分布的动态性质上存在重要差别：建立在规模报酬不变假设上的新古典增长模型强调资本的边际生产率递减及其这个规律作用下资本和劳动的反向流动，因而这个理论预言，在经济增长过程中，经济活动倾向于在各个
①事实上，在这三种理论中，每一种理论都包含了许多有差异的具体模型，这里，我们的目的不是寻求拒绝和接受某一类型的理论．而是试图评估哪一类型的理论与２０多年来我国经济增长的地理特征更接近，从而帮助我们选择一个具有坚实经验基础的理论视角。
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说明：。＋”、“一”和“？”分别表示理论预测结果与典型事实一致、不一致或者无法确定。
地区均匀分布，这意味着，地区间的收入水平和增长率最终将表现出收敛的趋势；随机增长理论把经济增长看作纯粹随机冲击的结果，在随机冲击的累积作用下，收入水平的空间分布可能呈现具有明显集聚特征的正偏模式，但是，各个地区的平均增长率是相等的，同时，由于经济增长的引擎是随机的，所以，在这个理论中，经济增长独立于初始水平；报酬递增理论是内生增长理论（Ｒｏｍｅｒ，１９８６）；ｆ１１新经济地理模型（Ｋｒｕｇｍａｎ，１９９１）的混合物，基于金融或者技术外部性，这两种模型预言，经济增长是一个规模报酬递增的过程，在规模经济的作用下，经济增长不仅伴随着主要经济活动（通常指工业部门）在少数地方的集聚，而且呈现明显的路径依赖特征。于是，增长率和收入水平的地区差距不仅可能持续存在。而且还会表现出自我加强的特征。表２比较了这些相互竞争的理论与前面发展起来的典型事实的一致性，从中我们可以清楚地看到，报酬递增理论对我国经济增长的地理特征具有更强的解释能力，在初始条件给定的情况下，它几乎能够解释我们观察到的全部典型事实；随机增长理论能够解释经济增长过程中出现的地区收入差距和主要经济活动在少数省市集聚的事实．但是．它不能解释经济增长过程中地区收入差距的扩大和路径依赖特征；新古典增长模型的解释能力最差，除了经济增长过程中出现的地区收入差距外，新古典增长模型对其它的典型事实基本没有解释能力。这些结果意味着，我们应该在一个规模报酬递增的理论视角下考察我国经济增长的地理特征。
如果报酬递增对于理解经济增长的空间分布是重要的。那么，规模报酬递增是怎样产生的呢？在Ｍａｒｓｈａｌｌ（１８９０）的经济学原理中，规模报酬递增来源于三种基本的经济机制：第一．大量经济单位对经济基础设施的共享；第二，经济活动的集中提高了生产要素之间匹配的效率和质量；第三，技术知识在局部范围内的溢出效应。因为技术进步是经济增长的基本决定力量，所以，我们的注意力集中在技术外部性导致的规模报酬递增的机制上Ｒｏｍｅｒ，１９８６）。
为了考察技术外部性激发的规模报酬递增对工业化过程中经济增长地理特征的影响．我们设想一个工业化进程中的简单经济。在空间上这个经济被分成两个区域。每一个区域都可以从事农业和工业两种生产活动。在这两种生产活动中。农业依赖于不可移动的土地，因而我们设定初始时间里农业部门的地区分布是外生给定的。与农业生产比较起来，工业部门具有规模报酬递增的特征（Ｍｕｒｐｈｙｅｔａｌ，１９８９），它依赖于资本和劳动两种基本要素，其中，资本具有完全的流动性，因而两个区域存在相同的利率；劳动可以在区域间流动，但是，由于各种条件的限制，劳动力的流动是不完全的。
在这些条件下。由于资本具有完全的流动性，所以，资本积累主要发生在资本边际生产率较高的区域中，这样，每个区域的工业生产在很大程度上依赖于具有部分流动性的劳动要素。在其它条件不变的情况下，工业部门劳动力的需求量取决于当地的净工资水平（Ⅳ形＝Ｗ—ｃ），即工资水平扣除生活成本后的余额。由于工业部门是规模报酬递增的。所以，单位工人的产出水平——劳均产出水平是当地劳动力使用量的增函数。事实上，这等价于工人的工资水平正向地依赖于当地劳动力的使用量。在图三的上半部一４２一’
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分．我们描绘了这条向右上方倾斜的工资曲线Ｗ（Ｌ），其中，斜率的大小反映了规模报酬递增的程度。生活成本主要包括三个方面的内容：日常的交通费用、住房费用和其它消费成本，随着越来越多的人口拥挤在一个区域，生活成本将呈现增加的趋势，于是，在图三的中间，生活成本曲线Ｃ∞）被描绘成一条向右下方倾斜的曲线。这两条曲线的差决定了当地工业部门对劳动力的需求曲线Ｄ伍）。这里，劳动力需求曲线反映了工业部门劳动力需求的两种基本决定力量：第一种力量是规模经济产生的集聚力；第二种力量是生活成本增加产生的分散力。当集聚力超过分散力的时候，劳动力需求将随着当地劳动力数量的增加而增加。反过来，当分散力超过集聚力的时候，劳动力需求将随着当地劳动力数量的增加而减少。于是，描述在图三下半部分的劳动力需求曲线呈钟型状。
显然。在考虑了集聚力和分散力的情况下，劳动力需求曲线表现出与新古典劳动力需求曲线不同的特征。在劳动力的供给方面。由于劳动力具有不完全的地区流动特征，随着一个区域净工资水平的上升，劳动力的供给量将增加，在图三的下半部分，劳动力
供给曲线．ｓ（Ｌ）被描绘成一条向右上方倾斜的曲线。两
条曲线的交点决定了这个模型的均衡状态。在这个模
型中．劳动力需求曲线和劳动力供给曲线分别在Ａ点
和Ｂ点相交，因而交点是不唯一的。但是，由于Ａ点
是不稳定的，所以，Ｂ点构成了这个经济唯一稳定的
均衡状态。①
现在。我们假定。技术创新在一个区域发生了。在
一般情况下．这种创新首先由特定的企业创造或引
进，但是，与其它经济物品不同，技术知识不仅是非竞
争性的，而且，它会通过各种方式溢出到附近的其它
企业中。⑦于是，在技术创新的区域里，一个企业的技
术创新将在几乎不增加成本的情况下迅速提高地理
上临近的其它企业的生产率（Ｌｏｕｒｙ，１９７９；Ｄａｓｇｕｐｔａ
图３技术外部性、工业集聚与经济增长
ａｎｄＳｔｉｄｉｔｚ，１９８０），从而增加了当地工业部门报酬递增
的程度（Ｒｏｍｅｒ，１９８６）。在这种技术外部性的作用下，当地劳动力的边际生产率和工资水平提高了，因而工资曲线向上方移动，并且变得越来越陡峭。这意味着，在其它条件不变的情况下，该地区劳动力需求增加了。自然地，劳动力需求曲线也相应地向上方移动。于是，更高的净工资水平吸引了另一个地区劳动力的流入。这个地区工业部门的均衡就业水平从如增加到￡ｃ。在资本完全流动的条件下，地区间存在相同的利率。由于技术创新提高了资本的边际生产率，所以，在技术创新的区域里存在更多的资本积累的激励。因此。在技术外部性的作用下，以工业为代表的主要经济活动倾向于在技术创新的区域集聚。进一
①为了理解这一点。我们假定一个微小的扰动使得这个区域的工业部门启用了更多的劳动力，从而偏离了Ａ点。在Ａ点的附近，集聚力的作用超过了分散力的作用．于是，这个地区工业部门提供的净工资水平高于劳动力最低可接受的工资水平。在其它条件不变的情况下，这将导致劳动力进一步流人这个区域，经济将进一步偏离Ａ点，直到到达位于Ｂ点的稳定的均衡状态。
②一方面，新技术不仅会通过日常交流、人员流动以及产品技术指南等多种方式传播到相同产业的其它企业中，而且会通过产业间的技术经济联系传播到上游和下游产业中。另一方面．技术知识的传播是有成本的，并且，技术知识的传播成本会随着地理距离的增加而增加，所以．技术知识的溢出效应在空同上是有界的（Ｃｏ，２００２）。于是，基于知识溢出效应的新技术知识在局部范围内的部分非竞争性使用使得区域内工业部门具有规模报酬递增的特征。
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技术外部性、工业集聚与地区经济的非均衡增长
步，经济活动的集聚为当地带来了更多研究与开发的物质资本和人力资本（科学家与工程师），扩大了技术知识的分享和企业间面对面交流的机会。促进了思想和技术知识的交流。反过来推动了集聚区域的技术创新活动（Ａｕｄｒｅｔｓｃｈ和Ｆｅｌｄｍａｎ，１９９６）。这样，技术外部性激发了一个具有循环因果关系的累积过程，在这个过程中，技术创新和工业集聚是互为因果的。如果其它条件不变，通过这个循环因果的累积过程，经济增长和具有明显规模经济效应的工业生产倾向于在一个区域集聚。①
在这个经济里，存在两个可能的均衡状态．即经济增长和具有明显规模经济效应的工业生产可能在两个区域中的任何一个集聚，因此，历史、偶然性和初始状态会对最终均衡的实现产生重要影响。由于历史方面的原因，我国东部沿海地区的北京、上海、辽宁、天津、江苏、浙江、广东和山东是大学和公共研究机构集聚的地方，而且，优越的地理位置促进了这些地区的对外经济活动，从而为这些地区吸收国外技术知识的溢出提供了良好条件。因此，这些地区拥有更好的创新基础设施。同时。在这些地方率先进行的市场化改革不仅带动了这些地区大规模的工业化。而且提高了产品竞争和工艺竞争的重要性，从而为企业系统地从事技术创新活动提供了基本的激励。于是，它们成为引进、创造和传播新技术知识的中心。依赖于图三描述的经济机制．我们的论点可以概括为下面的假说：
由于历史、地理、制度和政策的原因。在８０年代中后期，中国的技术创新活动和市场机制推动的工业化主要集中在东部沿海地区的部分省市。依赖于不断成长的市场力量，技术知识在局部范围内的溢出效应作为一种重要的集聚力吸引了主要生产要素和工业部门在这些地区集聚，从而放大了地区间不平衡的工业化过程。反过来，经济活动的集聚又进一步了推动了思想和技术知识的交流，从而提高了集聚地区的技术创新水平。如此循环往复。这样，技术外部性激发了一个规模报酬递增的累积过程。在规模报酬递增的推动下。经济增长不仅表现出空间上的不平衡。而且经济增长的空间分布呈现时间上的持久性和自我增强的特征。
四经验证据
在这一节里，我们为这个假说提供系统的经验证据。通常，考察假说的经验适当性有两种基本方法：第一种方法是考察从假说中得出的预测与经验观察结果的一致性；第二种方法是考察假说揭示的经济机制与真实世界的相关性。于是，我们的经验证据包括两个部分，第一部分描述我国技术创新活动的空间分布特征。并讨论技术创新的空间结构与工业化和经济增长空间分布的相关性。由于非参数方法在描述变量分布上的优越性。这一部分将主要依赖非参数方法；第二部分试图考察假说揭示的经济机制与真实世界的相关性，因此，在第二部分里，我们的基本策略是依据假说揭示的经济机制建立正式的计量经济模型。利用参数方法去检验技术外部性、规模报酬递增与经济增长的地区差异之间是否存在统计上显著的联系。如果技术外部性产生了显著的规模报酬递增，那么，持续并逐渐扩大的实际劳均产出水平的地区差距便能够从规模经济中得到合理解释。
（一）非参数方法
如果我们的假说在经验上是适当的，那么。我们应该观察到，技术创新、工业部门的就业、资本积累和经济增长都表现出明显空间集聚的特征，并且，以技垛创新活动的空间分布为基础，这些变量的分布
①由于土地等资源的稀缺性和不可流动性，随着工业生产的集聚．生活成本曲线可能向下方移动。自然地，这种内生的分散力量将
。
部分抵消集聚力的作用，这里。我们抽象掉这种因素的作用。
一４４—
南方经济２００７年第１１期
之间应该存在统计上显著的相关关系。
我们首先考察我国技术创新活动地区分布的特征。这里，单位面积上的发明专利受权量被用来作为各个省份技术创新密度的度量。把发明专利受权量当作技术创新活动的测度存在缺陷，但是，它是技术发明少数可观察的测度之一。同时，发明专利受权量与一个地区的技术引进和创新水平应该存在高度正相关的关系，因此，正如Ｔｒａｊｔｅｎｂｅｒｇ（１９９０）指出的那样，发明专利受权量是一个地区技术创新水平的良好替代。表３的第一列描述了１９８７——２００４年间３０个省份技术创新密度对数的标准差。描述结果清楚地显示，随着时间的推移，技术创新密度对数的标准差呈现显著增加的趋势。表３的第二列报告了各个年份发明专利授权量密度省际间排名与２００４年发明专利受权量密度省际间排名的相关系数．①这些相关系数的最小值都达到０．８９的水平，由此我们可以推断，技术创新密度省际间的相对位置没有发生重要变化。这意味着，自８０年代中后期以来，技术发明的地区分布表现出明显的稳定性和路径依赖特征。看起来，与劳均产出水平的地区分布特征一样，技术创新活动表现出明显空间集聚的趋势。进一步观察省际间的技术发明密度，我们发现，技术创新活动主要集中在北京、上海、辽宁、天津、江苏、浙江、广东和山东等省份。
同时。在表３的第三列和第五列里，我们进一步列示了工业部门就业密度对数和资本密度对数的标准差。并在第四列和第六列里列示了各个年份工业部门就业密度和资本密度省际间排名与２００４年这两个指标省际间排名的相关系数。⑦第三列显示，尽管存在波动，工业部门就业密度对数的标准差还是表现出微弱上升的趋势。事实上，近年来存在非常庞大的农村剩余劳动力从中西部地区流向东部地区的工业部门，而现有的统计数据并未将这些流动工业劳动力统计在工业部门的就业数据中（王小鲁和樊纲，２００４），这意味着，表３第三列列示的就业密度对数的标准差严重低估了近年来工业部门就业密度的分散程度，因此，我们有理由相信就业密度对数标准差的扩大是工业部门就业分布变化的基本趋势。类似地，表３第五列的计算结果显示，随着时间的推移，资本密度对数的标准差表现出显著扩大的趋势。注意到表３第四列和第六列列示的数据说明这两种要素的空间分布都表现出非常明显的路径依赖特征，那么，资本和就业密度对数标准差的扩大意味着，８０年代中后期以来，我国的工业化过程在空间上是不平衡的．工业部门的确表现出向东部沿海地区部分省份集聚的趋势。
进一步。为了检验假说的合理性，我们还需要考察技术创新活动的地区分布与工业化和经济增长的地区分布之间是否存在假说预期的相关关系。在统计学中，检验不同变量分布之间联系的经典方法是Ｓｐｅａｒｍａｎ（１９０４）的等级相关系数方法，这里，我们采用这种方法检验技术创新活动的地区分布与用工业部门就业密度的地区分布和资本积累的地区分布表示的工业化的空间结构以及技术创新活动的地区分布与用实际劳均产出水平表示的经济增长的空间结构之间的相关关系，第七、八、九列报告了这个检验程序下１９８７至２００４年间共１８年的检验结果（附录２列示了我们使用的具体检验程序）。检验结果显示．除个别年份外，在通常的显著性水平上，我们都能够拒绝技术创新活动的地区分布与工业化和经济增长的地区分布之间没有相关关系的原假设。
①在非参数统计中，我们通常用某一标志个体间的排名来反映总体关于这个标志的分布，而且，用排名表示的分布之间的相关系数反映了分布的持久性和稳定性。
（参这里，工业部门的就业敷据来源于中经网统计数据库。各省市资本存量的估计方法列示在附录中。将这两个指标除以各省的陆地
’：：
面积便得到了各个省份的就业和资本密度。、
．．４５—－
技术外部性、工业集聚与地区经济的非均衡增长
说明：在本文中．?、事宰、???分别表示等级相关系数在１０％、５％和ｌ％的显著性水平上统计上显著。
非参数分析的结果表明，与我国经济增长的地理模式一样，技术创新、生产要素投入和近年来的工业化过程都表现出明显空间集聚的特征。而且，正如我们的假说预期的那样，技术创新活动的地区分布与工业化和经济增长的地区分布存在统计上显著的相关关系，并呈现逐渐趋于一致的重要趋势。
（－－）参数方法
既然技术创新、工业化与经济增长都表现出在东部沿海地区部分省市集聚的特征，而且，这些变量的空间分布之间具有统计上显著的联系，那么。我们有必要进一步考察把这些分布联系起来的经济机制是否能够获得经验事实的支持。在经验上，如果我们的假说是合理的，那么，基于省份横截面数据估计的总量生产函数应该表现出规模报酬递增的特征，而且，规模报酬递增导致的地区收入差距应该能够从技术外部性中得到解释。为此，我们假定第ｔ年的总量生产函数具有科布一道格拉斯生产函数的形式，即：
Ｌ＝Ｋ孑磁ｅ％（１）其中，ｌ，。是省份ｉ在第ｔ年的实际产出水平，托和￡。是资本和劳动的服务量，ｋ是随机扰动项。在这个生产函数中，参数啦和屈分别度量了资本和劳动的产出弹性，它们的和Ｓ＝儡幅度量了规模经济的状况。选择省份，为基准，那么，在第ｔ年里，省际间实际产出水平和基本要素投入的差异率可以分别表示为ＺＩＹ‘＝ＬｎＹ‘一ＬｎＹ扑／１Ｋ‘＝ＬｎＫ‘一ＬｎＫ扑／１Ｌｄ＝ＬｎＬ‘一￡乩，和么ｕ产Ｍ厂‰，于是，在第ｔ年里，省际间实际产出水平的差异率可以分解为：
△圪＝ａｔｔＡＫ＋屈也＋△％（２）一４６—
南方经济２００７年第１１期
因为Ｓ度量了规模经济的状况，所以，（０６／１Ｋａ喁／１Ｌ．）／Ｓ描述了规模报酬不变情况下基本生产要素的投入差异对省际间实际产出水平差异率的影响，从而（１—１／ｓ）（Ｏｔｔ／３Ｋ．口蚂／１Ｌ，，ｏ）反映了规模报酬递增对省际间实际产出水平差异率的贡献（Ｂｅｅｓｏｎ，１９８７）。这样，省际间实际产出水平的差异率可以进一步分解为：
△Ｚｆ＝（口ｔＡＫｔｆ＋屈Ａ厶；）／ｓ＋（１—１／ｓ）（口。△Ｋｉ＋夕：△乙ｆ）＋△ｕ“（３）从（３）式可以知道，如果我们的假说在经验上是适当的，即规模经济作为一种分异力量推动了经济活动在地理上的集聚和地区收入差距的扩大，那么，我们可以预期Ｓｔ＞１。用ＲＴＳ表示规模报酬递增对地区收入差距的贡献，即ＲＴＳ．亭（１一Ｉ／Ｓ，）（ａ，／１＆Ｆ帼』Ｌ。０，我们进一步设定：。
．．ＲＴＳ．＝ｂｏ＋ｂ１１Ｄ，ｉ＋ｂ２１０：＋８ｔｆ（４）
这里．，佃表示第ｉ个省份的技术创新强度，即单位土地面积上的发明数量，并且，模型函数形式的设定借鉴了Ｃａｒｌｉｎｏ（１９７９）的方法，解释变量的一次项被用来描述基于技术外部性的集聚力，二次项则试图抓住技术创新导致的拥挤效应，因此，模型（４）构成了我们考察规模经济源泉的基准模型。如果技术外部性是规模报酬递增的重要源泉，那么，我们应该观察到ｂ。大于０，ｂ：小于０，而且，ｂ。的绝对值应该远大于ｂ：的绝对值。事实上，为了得到统计上更可靠的结论，模型（４）可以作如下扩展：（１）在模型中引进就业密度ＬＤ和资本密度ＫＤ。
其中，就业密度对规模经济的影响是复杂的，一方面，劳动力的集中提高了生产要素之间匹配的效率和质量，因而它成为集聚力的一个潜在来源；另一方面，劳动力的集中提高了当地的生活成本，于是，它可能成为一种重要的分散力。类似地，资本的集中导致了大量经济单位对经济基础设施的共享，它可能具有正的规模经济性。然而，生产和资本的空间集中容易引起拥挤效应。从而成为规模不经济的源泉。显然，把这两个变量引进模型不仅可以防止估计偏误的发生，而且，可以帮助我们判断规模经济三种潜在来源的相对重要性；（２）在模型中引进省份虚拟变量Ｄｐ以反映各个省份的其他特征，比如特殊的文化、分工和专业化程度等因素对当地规模经济的影响；（３）考虑到时间因素，比如经济周期和不同时间上的重要政策对规模经济的影响，我们还可以在模型中进一步引进年度虚拟变量所。如果我们的假说在统计上是稳健的，在引入这些控制变量的三个扩展模型中，我们仍然应该观察到ｂ。大于０，ｂ：小于０，而且，ｂ。的绝对值远大于ｂ：的绝对值。
在这样的模型设定下。我们的估计和检验是分两步进行的：首先，我们用每个省份的实际ｇｄｐ作为被解释变量、每个省份的经济从业人数和资本存量作为解释变量估计１９８５－－２００４年间每一年的生产函数，并选择实际劳均产出水平最低的贵州作为基准，依据（３）式把各个省份与贵州产出水平的差异率分解为规模报酬不变情况下生产要素的投入差异和规模报酬递增的贡献两个主要部分；然后，把规模报酬递增引起的省际产出水平的差异率作为被解释变量，即围绕模型（４）及其扩展形式考察技术创新密度对这种差异率的影响。重要的是，基于模型（４）及其扩展形式的估计和检验可以在包含２８个省份①１９８５－－２００４年间相关变量组成的大样本面板数据集里进行，估计和检验的主要结果报告在表４和表５中。
从表４可以看出，在１９８５—２００４年间，各个年份生产函数的估计结果都具有很好的统计性质和统计上的稳健性，每一年的生产函数都显示，在０．０１的显著性水平上，资本和劳动的产出弹性都显著地大于０，而且，与资本相对稀缺的现实＿二致，资本产出弹性远大于劳动产出弹性。重要的是，资本和劳动产
（Ｄ因为缺乏数据。我们无法准确估计海南、西藏和重庆的资本存量，于是，下面的分析不包含海南、西藏这两个省份．并把重庆并人四川。
—－４７—－
技术外部性、工业集聚与地区经济的非均衡增长
出弹性的和明显大于１。借助于受约束的最ｉｂ－乘法，在每一年里，对于原假设珧ｅｔ＋１３＝ｌ的右侧Ｆ检验表明。在Ｏ．Ｏｌ的显著性水平上，我们都可以拒绝原假设，从而生产函数表现出明显规模报酬递增的特征。这意味着。规模经济是地区增长绩效和实际劳均产出水平差异的重要源泉。
进一步．表５报告了把规模报酬递增引起的省际产出水平的差异率作为被解释变量对规模经济的源泉进行回归的结果．基准模型的估计结果显示，ｂ。是正的，ｂ：是负的，ｂ，和ｂ：不仅具有预期的符号，而且统计上显著。进一步。与ｂ。的绝对值比较起来，ｂ：是可以忽略不计的，从而集聚力居于支配地位。这意味着，规模经济与技术外部性存在我们的假说所预期的联系。扩展模型ｌ显示，加入就业集聚和资本集聚后，ｂ，和ｂ：仍然具有预期的符号，而且统计上显著。同时，与ｂ。的绝对值比较起来，ｂ：仍然是可以忽略不计的．因而检验结果几乎没有改变。而且，这个模型还显示，劳动力和资本的集聚对规模集聚有正向影响，不过，与技术外部性比较起来，这两个源泉的作用要小得多。进一步加入省份和年度虚拟变量后，我们发现。技术外部性对于规模报酬递增的重要性继续获得经验支持。不过，与模型ｌ不同，劳动力和资本表现出拥挤效应。这意味着，我们的分析对于报酬递增的另外两个源泉不能得到稳健的结论，但是，技术外部性对于规模报酬递增的重要性得到了每一个模型估计结果的支持。
参数分析提供的经验证据表明，基于省份横截面数据估计的总量生产函数的确表现出规模报酬递增的特征。因而规模报酬递增构成地区增长绩效差异和收入差距扩大的重要源泉。进一步，在规模报酬递增的各种源泉中，技术外部性起着主要作用。因此，我们假说描述的经济机制得到了经验数据的支持。??４８—－
南方经济２００７年第１１期。
五小结
在这篇文章里。我们从一些典型事实出发考察了８０年代中后期以来我国经济增长的空间分布问题。理论和经验分析的结果显示，由于历史、地理、制度和政策的原因，在８０年代中后期，我国的技术创新活动和工业化主要集中在东部沿海地区的部分省市。在逐渐成长起来的市场力量的作用下，基于知识溢出效应的规模报酬递增作为一种重要的集聚力吸引了主要生产要素和工业部门在这些地区集聚．从而扩大了地区间不平衡的工业化进程。反过来，工业生产活动的集聚推动了思想和技术知识的交流，进一步提高了集聚地区的技术创新水平。这样，技术外部性激发了创新、集聚与不平衡增长的累积过程。在这个累积过程中，技术创新、工业化和经济增长地理上集中之间的动态相互作用延续和扩大了地区间收入水平的非均衡分布。
我们的结果意味着，在中西部的低收入地区，由于缺乏创造和吸收新技术知识的能力，这些地区的物质和人力资本积累较慢，它们锁定在低生产率的农业和以初级产品为主的工业中，大量剩余劳动力不是转移到东部地区。就是闲置在农业和初级产品加工业中。当这些因素混杂在一起，并存在明显的规模报酬递增和路径依赖特征时，低收入地区便面临着多重困难和严峻挑战。虽然这些地区更快的工业化和经济增长可以依赖高收人工业化地区内生的分散力，但是，如果集聚力足够强，这种力量的作用是十分有限的。因此，政府的政策干预是改变地区分工结构和增长绩效差异的重要力量。而且，在一个存在明显路径依赖、循环因果积累和多重均衡的经济里，如果政策干预足以改变经济空间结构的累积方向，那么，暂时性的政策干预可能对经济活动的长期空间结构产生重要影响。不过，由于土业化和经济增长是规模报酬递增的，中央政府面临着整体增长和地区平衡的两难处境，因而地方政府必须发挥基础性作用。具体地，它们应当加强当地创新基础设施的建设，推动以大学为代表的公共研究机构与当地产业之间的联系，扩大对外经济活动，促进对国内外先进技术的学习和吸收．努力提高当地的技术创新和工业化水平，从而改变经济空间结构的累积方向，自下而上地推动广大中西部地区更快的工业化和经济增长。
最后，我们必须指出，把技术外部性引入新经济地理理论是一个具有挑战性的工作。我们只是借助于新增长理论中企业层面的技术创新能够导致地区经济增长呈现规模报酬递增的思想进行了初步尝
一４９—
技术外部性、工业集聚与地区经济的非均衡增长
试，因此，本文的理论框架并有强调新经济地理理论中不完全竞争的市场结构。我们相信，在一个标准的新经济地理理论框架中引入技术外部性是一个值得进一步研究的领域。同时，新经济地理理论面临的主要困难之一是经验分析远远滞后于理论发展。本文在新经济地理模型的经验分析方面进行了一些探索，但是，这些探索并没有解决一些重要问题，比如，循环积累观念产生的变量内生性问题，这些问题期待着我们进一步的努力。一
附录１：省际资本存量的核算方法
在这篇文章中，各个省份的资本存量是采用永续盘存法计算的，我们选取１９５２年作为基准年份，并把张军、吴桂英和张吉鹏（２００４）估计的１９５２年各个省份的资本存量作为基准年份各个省份的资本存量，然后，按照下面的公式推算出各个省份１９５２年以来的资本存量：
Ｋｎ２Ｋｄ—ｌ＋，玉一ｄｎＫ“一ｌ
其中，甩代表第ｉ个省份第ｔ年的资本存量，厶代表第ｉ个省份第ｔ年的投资额，也代表折旧率。在估计中，依照张军、吴桂英和张吉鹏（２００４）的方法，我们用固定资本形成总额作为各个省份当年投资额的估计。各个省份历年来的固定资本形成总额来源于《中国国内生产总值核算历史资料》（１９５２－－１９９５和１９９６－－２００２）以及２００４年和２００５年的《中国统计年鉴》。为了把当年投资额还算成不变价格形式，我们依据《中国国内生产总值核算历史资料》以及２００４年和２００５年的《中国统计年鉴》报告的名义ｇｄｐ和实际ｇｄｐ指数计算出以１９５２年为ｌ的各个省份历年来的ｇｄｐ折算因子，并利用它对当年投资额贴现。事实上，现有的研究采用了各不相同的贴现方法，比如用各个省份商品零售价格指数进行贴现或者用上海市固定资产投资价格指数作为全国各个省份共同的固定资产投资价格指数等（参见张军、吴桂英和张吉鹏（２００４），我们采用ｇｄｐ折算因子主要考虑到我们能够从两本《中国国内生产总值核算历史资料》以及２００４年和２００５年的《中国统计年鉴》中得到各个省份历年来的可靠数据。确定折旧率是项困难的工作，张军、吴桂英和张吉鹏（２００４）的研究把９．６％作为全国各个省份各个年份共同的折旧率，而龚六堂和谢丹阳（２００４）选择了１０％的共同折旧率。考虑到我们需要的是近年来的资本存量数据，我们选择了较高的１０％作为各个省份各个年份共同的折旧率。按照这个方法，我们得到了除海南、西藏和重庆（并人四川）外全国２８个省份１９５２年以来的资本存量序列。
附录２：等级相关系数的检验程序
具体地，我们的检验程序是这样的：对于任何一年，我们首先通过排序获得每一个省份技术创新密度、工业部门就业密度、资本密度和劳均产出水平的秩，然后，对每一省份不同标志的秩进行比较，并计毋＝（吃一Ｒ，）２，这样，我们就可以计算出变量Ｘ和Ｙ的等级相关系数：
ｎ，
％＝１一【６∑ｄ；／凡（ｎ２一１）】
ｉ＝１，
设定我们的原假设是凰：冠。＝０，备择假设是日。：尺珂＞０，在原假设为真且自由度ｎ＞８的条件下，统计量ｆ＝岛√ｎ一２／√１一砖服从自由度为凡一２的ｔ分布，这样，我们就能正式地检验这些分布的相关性了。
一５０一
南方经济２００７年第”期
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技术外部性、工业集聚与地区经济的非均衡增长
ＴｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌＥｘｔｅｒｎａｌｉｔｙ，ＩｎｄｕｓｔｒｙＣｏｎｖｅｒｇｅｎｃｙａｎｄＤｉｓｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍＧｒｏｗｔｈｏｆＲｅｇｉｏｎａｌ
Ｅｃｏｎｏｍｙ
ＺｅＪ／ａｎ
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅｓｐａｔｉａｌｕｎｂａｌａｎｃｅａｎｄｐａｔｈ－ｄｅｐｅｎｄｅｎｃｅｏｆｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈｉｓａｃｒｉｔｉｃａｌｐｒｏｂｌｅｍｏｆＣｈｉｎｅｓｅｅｃｏｎｏｍｙ．Ｂａｓｅｄｏｎｉｎｃｒｅａｓｉｎｇｒｅｔｕｒｎｓｔｏｓｃａｌｅａｒｉｓｉｎｇｆｒｏｍｔｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌｅｘｔｅｒｎａｌｉｔｙ，ｔｈｅｄｙｎａｍｉｃｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎａｍｏｎｇｔｅｃｈｍｅａｌｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ，
ｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌａｎｄｅｍｐｉｒｉｃａｌｒｅｓｕｌｔｓＣｏｎｖｅｒｇｅｎｃｙｉｎｄｕｓｔｒｙａｎｄｓｐａｔｉａｌｌｙｕｎｂａｌａｎｃｅｄｅｃｏｎｏｍｉｃｇｒｏｗｔｈｉｓａｎａｌｙｚｅｄｉｎｔｈｉｓｐａｐｅｒ．Ｔｈｅ
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Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ＴｅｃｈｎｏｌｏｇｉｃａｌＥｘｔｅｒｎａｌｉｔｙ；ＩｎｃｒｅａｓｉｎｇＲｅｍｒｎｓｔｏＳｃａｌｅ；ＩｎｄｕｓｔｒｙＣｏｎｖｅｒｇｅｎｃｙ；ＤｉｓｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍＥｃｏｎｏｍｉｃＧｒｏｗｔｈ
（责任编辑：张莉）
一５２～
技术外部性、工业集聚与地区经济的非均衡增长
作者：简泽， Ze Jian
作者单位：同济大学经济与管理学院,上海,200092
刊名：
南方经济
英文刊名：SOUTH CHINA JOURNAL OF ECONOMICS
年，卷(期)：2007，""(11)
被引用次数：2次
参考文献(40条)
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33.相对劳均产出水平剔除了收入水平的增长,因而能够更好地帮助我们分析收入水平的空间分布特征.因此,在分析收入的地区分布时,我们使用相对劳均产出水平,而不是绝对劳均产出水平,它是这样计算的:第i个省份的相对劳均产出水平=第i个省份的实际劳均产出水平÷全国平均实际劳均产出水平
34.事实上,在这三种理论中,每一种理论都包含了许多有差异的具体模型,这里,我们的目的不是寻求拒绝和接受某一类型的理论,而是试图评估哪一类型的理论与20多年来我国经济增长的地理特征更接近,从而帮助我们选择一个具有坚实经验基础的理论视角
35.为了理解这一点,我们假定一个微小的扰动使得这个区域的工业部门雇用了更多的劳动力,从而偏离了A点.在A点的附近,集聚力的作用超过了分散力的作用,于是,这个地区工业部门提供的净工资水平高于劳动力最低可接受的工资水平.在其它条件不变的情况下,这将导致劳动力进一步流入这个区域,经济将进一步偏离A点,直到到达位于B点的稳定的均衡状态
36.一方面,新技术不仅会通过日常交流、人员流动以及产品技术指南等多种方式传播到相同产业的其它企业中,而且会通过产业间的技术经济联系传播到上游和下游产业中.另一方面,技术知识的传播是有成本的,并且,技术知识的传播成本会随着地理距离的增加而增加,所以,技术知识的溢出效应在空间上是有界的(Co,2002).于是,基于知识溢出效应的新技术知识在局部范围内的部分非竞争性使用使得区域内工业部门具有规模报酬递增的特征
37.由于土地等资源的稀缺性和不可流动性,随着工业生产的集聚,生活成本曲线可能向下方移动.自然地,这种内生的分散力量将部分抵消集聚力的作用,这里,我们抽象掉这种因素的作用
38.在非参数统计中,我们通常用某一标志个体间的排名来反映总体关于这个标志的分布,而且,用排名表示的分布之间的相关系数反映了分布的持久性和稳定性
39.这里,工业部门的就业数据来源于中经网统计数据库,各省市资本存量的估计方法列示在附录中.将这两个指标除以各省的陆地面积便得到了各个省份的就业和资本密度
40.因为缺乏数据,我们无法准确估计海南、西藏和重庆的资本存量,于是,下面的分析不包含海南、西藏这两个省份,并把重庆并入四川
引证文献(1条)
1.简泽技术外部性、工业空间组织与经济增长的地理结构[期刊论文]-当代经济科学 2009(1)
本文链接：https://www.doczj.com/doc/f89356967.html,/Periodical_nfjj200711004.aspx
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