王守坤
(江西財經大學 經濟學院,江西 南昌 330013)
自1978年實施改革開放政策以來,我國經濟在發(fā)展速度與規(guī)模上的表現被稱為“中國奇跡”。然而,在這種奇跡的背后,地區(qū)居民人均收入差異問題卻持續(xù)存在,并越來越成為社會各界討論民生問題的焦點。學者們通常采用加權變異回歸系數[1-2]、泰爾回歸系數或熵回歸系數[3]、基尼回歸系數及其分解[4-6]等指標來衡量我國地區(qū)收入的不平等狀況。雖然這些指標尤其是基尼回歸系數的計算方法及其在我國的適用性的爭論比較激烈,但我國地區(qū)收入水平存在嚴重的不均衡已經是不爭的事實。
關于我國在經濟發(fā)展過程中所凸顯的收入分配差異問題,學者們從各種不同角度做出了分析。其中,較多文獻分析立足于新古典經濟學來展開,如Fleisher and Chert認為投資分布的區(qū)域差異是造成中國省區(qū)居民人均收入差異的重要原因[7]。蔡昉、王德文認為東部省份的勞動力市場發(fā)育程度、平均受教育年限更高,勞動力與人力資本的邊際回報也始終較中西部省區(qū)大,自然也就對地區(qū)居民人均收入差異有貢獻[8]。徐現祥、王海港則討論了我國初次收入分配中的兩極分化,并指出這主要是由“按勞動貢獻分配”這個標準在產業(yè)間的差異造成的[9]。除此之外,Démurger et al.發(fā)現改革開放以來地理位置因素對各省區(qū)經濟增長的差異有顯著影響[10],而樊綱、王小魯、朱恒鵬等則通過構建中國市場化指數揭示出政策差異也是解釋地區(qū)收入差異擴大的一個重要變量[11]。特別值得指出的是,部分青年學者倡導從新地理經濟學解釋我國的地區(qū)收入差異,他們認為地理位置、對外開放以及優(yōu)惠政策的傾斜化造成了工業(yè)在東部省份的集聚[12-13],這不僅產生了規(guī)模經濟效應,還造成勞動力的跨區(qū)域轉移和生產率以及要素邊際報酬的地區(qū)差異[14-15],這這種地區(qū)差異反過來又進一步引發(fā)了產業(yè)和要素轉移,并最終構成地區(qū)收入差異不斷擴大的動力。
無疑,上述文獻會增加我們對于我國地區(qū)收入差異狀況以及影響因素的認知。然而,基于以下事實,本文將著重考察地區(qū)交通基礎設施建設與我國地區(qū)居民人均收入差異的關聯效應。我們知道,中國是世界范圍內基礎設施實現跨越式發(fā)展的成功案例,對于那些30年前來過中國而在過去10年里又重訪中國的客人來說,中國基礎設施建設水平所發(fā)生的變化肯定會讓他們驚詫不已[16],尤其是對我國經濟增長發(fā)揮著先導與基礎支撐作用的地區(qū)交通基礎設施建設而言更是如此。自改革開放以來,特別是從1998年第一次實施擴大內需政策以應對亞洲金融危機沖擊開始,我國先后實施了西部大開發(fā)、振興東北老工業(yè)基地、中部省區(qū)崛起戰(zhàn)略,一直到2008年開始實施第二次擴大內需政策應對新的國際金融危機沖擊,各級政府都把加速地區(qū)交通基礎設施建設作為重大舉措。值得指出的是,雖然有部分文獻關注了地區(qū)交通基礎設施建設對我國經濟增長[17-18]以及全要素生產率[19]產生的影響,但是尚未有文獻專門探討地區(qū)交通基礎設施建設與地區(qū)居民人均收入差異間的關聯。鑒于經濟增長的成果與這種成果的分配是否均等化是兩個層面的問題,本文認為考察地區(qū)交通基礎設施建設與我國地區(qū)居民人均收入差異的關聯效應是必要的。
綜上,在我國地方地區(qū)交通基礎設施建設主要由各級政府推動并主導的前提下,地區(qū)交通基礎設施建設對于地區(qū)居民人均收入差異的影響究竟如何?也就是說,地區(qū)交通基礎設施建設是強化了居民人均收入差異還是削弱了這種差異?本文第二部分將通過理論分析證明地區(qū)交通基礎設施建設對地方收入差異的綜合作用方向并不是顯而易見的。以此為基礎,第三部分構建了相應的計量方程,并介紹了適用的回歸方法與數據來源。接下來,第四部分對回歸結果進行解析,最后本文第五部分是結論與政策內涵。
首先需要指出的是,我國各級地方政府在我國獨特的政治經濟體制的激勵與約束下,具有不斷擴大地區(qū)交通基礎設施建設投資的內在激勵。改革開放以后,中央政府對于地方政府的考核從單純的政治掛帥擴展到以經濟增長績效為主。由于地區(qū)交通基礎設施建設對于地區(qū)經濟增長進入快速發(fā)展軌道發(fā)揮著先導與支撐作用,而且其本身也是經濟增長核算的組成部分,所以,在上級政府基于GDP增長績效的政治錦標賽激勵機制下[20],地方政府傾向于注重能夠很快進入GDP核算的地區(qū)交通基礎設施建設等物質資本投入,而相對地忽視其他那些有利于社會福利發(fā)展的教科文衛(wèi)等公共投入[21]。
顯然,地區(qū)交通基礎設施建設作為實現地方經濟增長的支撐性前提,會對本地居民人均收入的增長產生促進作用。新古典經濟增長模型中,資源要素的流動往往表現為無摩擦的瞬間物理運動,然而,現實世界中這種流動顯然是有成本的,交通運輸成本便是其中的一個重要組成部分。地區(qū)交通基礎設施建設規(guī)模的提升則通過降低運輸成本支持了技術、物質資本與勞動力等生產要素的邊際回報率,這就使得收入水平能夠從原有的低水平均衡向高水平均衡靠近。可見,一個地區(qū)的地區(qū)交通基礎設施建設水平越高,該地區(qū)的居民人均收入水平也就越高。當然,我國不同地區(qū)的初始經濟狀態(tài)、經濟規(guī)模與發(fā)展速度、自然地理與政策優(yōu)惠條件均具有相當大的差異,這就使得雖然不同地區(qū)的地方政府雖然面臨著基本相同的政治與經濟激勵,但是其地區(qū)交通基礎設施建設水平也會出現差異。這樣,基礎設施建設水平的差異就可能強化各地區(qū)原有的收入差異。
然而,作為一種典型的網絡化基礎設施,我們還需要注意到地區(qū)交通基礎設施建設的空間溢出效應對地區(qū)收入差異產生的影響。對于這種空間溢出作用,學者們的結論并不一致[22-24]。概括來講,一方面,交通運輸線路的建設會改變或增強一個遠離市場中心地區(qū)的可達性,從而通過區(qū)位優(yōu)勢的改變可能會使得原有的“以鄰為壑”式的兩極化收入分配結構發(fā)生改變,從而使地區(qū)居民人均收入差異逐漸縮小。同時,地區(qū)交通基礎設施建設會加強區(qū)域之間的經濟聯系與信息交流能力,減少不同區(qū)域之間進行經濟聯系與融合的交易成本,改善區(qū)間貿易和生產要素流動條件。從這個角度來看,地區(qū)交通基礎設施建設會對地區(qū)居民人均收入差異產生緩沖作用。但是,另一方面,在一定時期內生產要素數量既定或有限的情況下,提高本地區(qū)的地區(qū)交通基礎設施建設水平也有可能會吸引原本可能會流向其他區(qū)域的生產要素,從而使得地區(qū)居民人均收入水平進一步加重。從這個角度來看,地區(qū)交通基礎設施建設也可能會對地區(qū)居民人均收入差異產生強化作用。
綜上分析可知,地區(qū)交通基礎設施建設對于地區(qū)居民人均收入差異的作用方向并不明顯。一方面,雖然地區(qū)交通基礎設施建設本身有利于本地居民的收入增長,但是不同地區(qū)的地區(qū)交通基礎設施建設水平的差異可能會強化各地區(qū)原有的收入差異。同時,在一定時期內生產要素數量既定或有限的情況下,地區(qū)交通基礎設施建設水平較高的省份可能會吸引更多的流動性生產要素,從而也就可能對地區(qū)居民人均收入差異產生加強作用;另一方面,網絡化的地區(qū)交通基礎設施建設也可能會在區(qū)域之間產生較強的溢出效應,從而對地區(qū)居民人均收入差異的擴大起到緩沖作用。那么,若要在數據統計特征上判斷地區(qū)交通基礎設施建設對于我國地區(qū)居民人均收入差異的作用方向,就需要進行合理的計量分析。
在構建計量方程之前,我們首先對模型的解釋變量、被解釋變量進行說明。本文所選擇的關鍵解釋變量是各省區(qū)公路網絡密度(HD:Highway Density)。廣義上,地區(qū)交通基礎設施建設包含公路、鐵路、水路等多種形式。但是,基于以下兩個原因,本文選擇選擇公路網絡密度作為地區(qū)交通基礎設施建設水平的代理變量:第一,相對于主要由國家部門負責建設的鐵路交通以及受制于自然地理條件的水路交通來講,各地區(qū)公路交通建設的發(fā)展變化最為明顯,從而也就最為符合回歸分析的需要;第二,公路運輸在各地區(qū)均承擔了大部分的貨運周轉任務,這表現在根據近年《中國公路運輸行業(yè)投資分析及前景預測報告》,我國公路運輸在客運量、貨運量、客運周轉量等方面遙遙領先于其他交通運輸方式的總和,從而成為了主體性交通方式。為了使各地區(qū)在不同年份的地區(qū)交通基礎設施建設存量上具備可比性,本文采用公路網絡密度,即各省區(qū)每平方公里的公路數據作為地區(qū)交通基礎設施建設的代理變量。
本文計量方程的被解釋變量設定為省區(qū)居民人均收入差異,該指標用各省區(qū)當年居民人均收入額占該年份所有樣本居民人均收入總額的比率來表示(HIP:Households’In?come Proportion)。我們知道,城鄉(xiāng)二元經濟體制的存在使得我國各類統計年鑒中均將居民人均收入分為城鎮(zhèn)與農村兩部分。根據此分類,本文就可以采用三個變量來衡量收入差距,分別是城鎮(zhèn)居民人均收入差異、農村居民人均收入差異以及全部居民人均收入差異。值得指出的是,全部居民人均收入差異的表征方法與前二者一致,即采用各省區(qū)某年城鎮(zhèn)及農村居民人均收入的簡單平均值除以全部省區(qū)城鄉(xiāng)居民收入水平的簡單平均值之和來表示。
綜合上文,本文所構建的面板模型如下:
其中,我們對模型解釋變量與被解釋變量進行了對數值處理。顯然,居民收入水平的變動是一個持續(xù)的過程,也就是說該變量的滯后值會對水平值產生邊際影響,所以本文在計量方程的等號右邊加入了被解釋變量的滯后值,并進一步根據Arellano-Bond殘差相關性檢驗將被解釋變量滯后兩期。同時,為了考察地區(qū)交通基礎設施建設對居民人均收入差異所產生的非線性作用,在計量方程中本文還加入了關鍵解釋變量的二次項。除此之外,Provincei為截面啞變量,為了盡量節(jié)約樣本自由度,本文未分別對各個省區(qū)構造啞變量,而是按照各省區(qū)是否隸屬于東中西部來構造;Yeart為時間啞變量,該變量是為了控制與時間因素有關的非觀測效應;Mit是控制變量集;β為回歸參數,εit為擾動項。
計量方程中對地區(qū)居民人均收入差異產生作用的控制變量集包含:(1)勞動力變量。其中,采用社會就業(yè)人數占全部人口規(guī)模的比率來表示勞動力數量,并采用在校生數量占全部人口規(guī)模的比率,其中,在校生數量由普通與中等學校及小學生數量組成。(2)全社會固定資產投資占地區(qū)GDP的比率。全社會固定資產投資可以通過提升要素配置效率的途徑對居民收入水平產生積極影響。(3)開放程度變量,包含地區(qū)人均實際利用外資額與進出口總額,兩者均進行對數值化處理。(4)1994年體制改革啞變量。自1994年我國開始了分稅制改革與國企改制。首先,分稅制改革的主要內容就是重新劃分中央與地方政府的收入,這就應該在宏觀上對地方居民人均收入水平產生影響。其次,1994年開始的國企改制同樣會對居民人均收入水平產生影響。具體來講,因為1994年之前地方政府是國有企業(yè)的所有者,此時的經濟發(fā)展激勵效應來自于扶持乃至保護本地政府所有的國有企業(yè)。但是隨著1994年之后地方國有企業(yè)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的改制,地方政府在經濟發(fā)展中的角色就從地方企業(yè)的所有者演變?yōu)榉潜镜卣衅髽I(yè)的征稅者。在這個階段地方政府經濟發(fā)展的財政激勵來自于通過加強省區(qū)間投資競爭來培養(yǎng)以私營、外資企業(yè)為主的制造業(yè)稅基和相應的服務業(yè)稅基[25]。在這種情況下,原有的地區(qū)居民人均收入結構就會被打破?;谝陨蟽牲c,這里構建控制1994年體制改革效應的啞變量,將1994年之前賦值為0,1994年之后賦值為1。
正是因為計量方程中包含了被解釋變量的滯后值,所以本文的計量模型屬于動態(tài)面板模型。這時如果直接采用傳統的最小二乘法估計,就很可能得到有偏甚至無效的參數估計。為了盡量弱化動態(tài)模型所固有的估計偏誤,本文采用系統GMM估計方法對動態(tài)面板模型展開估計。GMM估計分為一步(One-step)和兩步(Two-step)估計,雖然兩步GMM估計方法相比于一步GMM更加漸進有效,但是由于本文動態(tài)面板數據的樣本容量相對較少,為避免小樣本偏差,這里采取了一步系統GMM回歸。因為廣義矩估計(GMM)的一致性估計要求變量沒有二階序列相關,故本文在回歸結果解釋中列出了Arellano-Bond殘差一階和二階相關性檢驗。同時,下文中也列出了判斷GMM估計中工具變量有效性的相關檢驗值。
本文采用中國1980—2010年的分省面板數據進行計量分析。自2007年開始我國統計部門改變了公路統計口徑,這使得自2007年起公路數據與之前不能比。幸運的是,本文觀察了1980—2006年各省區(qū)公路數據的演變,發(fā)現大部分省區(qū)的公路數據增長率雖有波動,但在較大程度上保持了穩(wěn)定性。基于此,本文使用原統計口徑下各省區(qū)公路數據的5年移動平均增長率對2007年到2010年的公路數據做了填充估算。至于大部分省區(qū)公路數據呈現出相對穩(wěn)定增長率的原因,本文認為其一方面來自于公路工程本身的建設周期較長,許多公路建設項目都是提前規(guī)劃并簽訂合約;另一方面,在地方官員任期約束以及政績考核體制下,地方政府在基礎設施建設方面同時面臨著橫向上與其他地區(qū)的競爭以及縱向上前任政府的建設“慣性”,也就是說地方政府有保持基礎設施建設指標穩(wěn)步增長的內在激勵,這其中顯然包含了可以直接進入GDP核算并體現政績的公路建設指標。另外,值得指出的是,采用移動平均法對變量某些缺失值進行填補也是現有文獻中常見的一種做法。
本文中使用到的其余控制變量值都取自不同年份的《中國統計年鑒》、《新中國60年統計資料匯編》以及各省區(qū)統計年鑒。值得說明的是,按當年價發(fā)布的相關統計值已用1980年作為基期進行了平減??紤]到數據的完整性,這里所采用動態(tài)面板數據集中未包含西藏、海南以及港澳臺地區(qū)。最后,本文將1997年后四川與重慶的數據進行了基于簡單均值法的歸并處理。
采用GMM估計方法進行動態(tài)面板估計的重要前提是判斷各經濟變量的性質,即某一變量應歸類為外生變量還是內生變量或前定變量?;诨貧w的穩(wěn)健性考慮,本文僅將計量方程中出現的啞變量設定為外生變量。如前所述,本文采用了一步系統GMM估計方法對動態(tài)面板模型展開估計?;貧w結果如表1。
表1報告了被解釋變量為城鎮(zhèn)居民人均收入差異、農村居民人均收入差異以及全部居民人均收入差異時采用一步系統GMM估計方法進行估計得到的結果。表格中Arella?no-Bond一階與二階自相關檢驗說明,三次估計后的殘差雖然都呈現出一階相關性,但卻沒有二階自相關性,這就達到了使用GMM法進行參數估計的首要條件。與此同時,工具變量類檢驗也獲得了通過。
表1 地區(qū)交通基礎設施建設與中國地區(qū)居民收入差異的GMM回歸結果
從表1中三個模型回歸結果知道,各省區(qū)公路網絡密度的回歸系數均為負值,且至少通過了10%的t檢驗。對于關鍵解釋變量平方數而言,其回歸系數也一直顯示為負值,然而其只有在對農村居民人均收入的回歸估計中才通過t檢驗。這就說明,一方面,對于城鎮(zhèn)居民人均收入差異與全部居民人均收入差異而言,提升地區(qū)交通基礎設施建設水平確實可以降低區(qū)域間收入差異,且其邊際作用并沒有隨著交通基礎設施建設水平的改變而發(fā)生變化;另一方面,對于農村居民人均收入差異而言,提升地區(qū)交通基礎設施建設水平對其產生的邊際作用不是線性的,而是倒U型的。也就是說,地區(qū)交通基礎設施建設可能在某一階段內并不會削弱農村居民人均收入水平的差異,只有在達到某個門檻值之后才會產生這種削弱作用。
考慮到前文對2007年后公路數據進行移動平均估算可能帶來的誤差,我們上述回歸結論進行了穩(wěn)健性檢驗。首先,我們只使用1980—2006年的省區(qū)面板數據集展開估計;其次,由于GMM估計也適用于非平衡面板數據,故我們將2007年以后各年的公路數據變量設定為缺省值進行了回歸;再次,我們也采用了公路數據2年與3年移動平均增長率也進行了公路數據估算。以上三種穩(wěn)健性檢驗中,各變量回歸參數只發(fā)生了微小變動,顯著性與符號均為改變,也就是未改變我們結論的性質。
為了闡釋上述回歸所蘊含的結論,即地區(qū)交通基礎設施建設對農村居民人均收入差異所產生的作用之所以呈現出非線性的原因,我們可以從我國經濟上分權與政治上集權這種體制背景入手。在包括人事任命權等核心權力保持中央政府控制的前提下,我國中央政府在省份之間構建了基于GDP政績考核的官員治理機制,這種治理機制使得各省區(qū)之間在招商引資、擴大經濟規(guī)模等方面展開了激烈的標尺競爭。顯而易見,比較能傳遞地方政府政績信號的領域在于城鎮(zhèn)地區(qū),而不是人口密度相對較小、規(guī)模報酬也比較難以實現的農村地區(qū),以上邏輯就使得各個省區(qū)的政府都將交通基礎設施建設的重心放在城鎮(zhèn)。
基于以上體制背景,當各地區(qū)交通基礎設施建設水平不高時,尤其是這個階段的有限的地區(qū)交通基礎設施建設的存量與流量均更多地集中于城鎮(zhèn)地區(qū),戶籍制度限制下的農村居民中只有那些較為富裕的居民才更有可能享受到地區(qū)交通基礎設施建設的收入增長效應,比如經濟上比較富裕的農村居民更有實力通過經濟手段是到城鎮(zhèn)地區(qū)居住,相對富裕的農村家庭也有更好的條件供孩子讀書從而進一步提高收入等等。這就意味著,越能夠從日益增長的偏向城鎮(zhèn)的地區(qū)交通基礎設施建設中獲得福利效應的農民,其越能突破戶籍等二元體制的約束實現自身收入增長。這種情形在數據統計上就表現為地區(qū)交通基礎設施建設與農村居民人均收入差異呈現出負相關關系。
然而,隨著偏向城鎮(zhèn)的地區(qū)交通基礎設施建設水平不斷提高,到一定階段上越來越多的農村居民能夠突破松動的戶籍限制,并依靠不斷擴大的地區(qū)交通基礎設施建設網絡溢出效應實現自身收入的增長。同時,城鎮(zhèn)地區(qū)的地區(qū)交通基礎設施建設容量得到了較充分的滿足,此時,地方政府也會基于城鎮(zhèn)地區(qū)基礎設施建設邊際回報率下降以及國家城鄉(xiāng)統籌城鄉(xiāng)發(fā)展政策的考慮,更多地提高農村地區(qū)的基礎設施建設水平。到這個階段,在數據統計上地區(qū)交通基礎設施建設與農村居民人均收入差異就表現出正相關關系。
雖然我國經濟在發(fā)展速度與規(guī)模上的表現被稱為“中國奇跡”,但是在此過程中地區(qū)居民收入差異的逐步擴大也是不爭的事實?;诘貐^(qū)交通基礎設施建設在我國所取得的跨越式發(fā)展,本文考察了地區(qū)交通基礎設施建設對于地區(qū)居民人均收入差異的作用方向。針對1980—2010年的分省面板數據并采用系統GMM估計方法展開估計的結果顯示,對于城鎮(zhèn)居民人均收入與全部居民人均收入而言,地區(qū)交通基礎設施建設水平的提高可以顯著降低其地區(qū)差異。然而,對于農村居民人均收入而言,地區(qū)交通基礎設施建設水平的提高對其產生的邊際效應是非線性的。對于地區(qū)交通基礎設施建設對于農村居民人均收入差異所表現出來的這種非線性效應,本文從我國經濟分權與政治集權這種獨特的體制角度給出了解釋。
本文的結論預示著我國各級政府繼續(xù)加強地區(qū)交通基礎設施建設對于縮小地區(qū)居民收入差異具有重要意義。然而,正如張軍等所言,相對投資于人力資本(如基礎教育、公共衛(wèi)生等)或者其他社會公共服務而言,地方政府在交通等物質基礎設施和城鎮(zhèn)建設上的投資活動更容易給政府官員腐敗的機會[16],這就意味著繼續(xù)加強地區(qū)交通基礎設施建設中可能會出現的腐敗問題應該成為我國中央政府發(fā)揮監(jiān)管職能的重要方面。另外,本文也指出,由于上級政府基于GDP主義的錦標賽式的晉升考核,再加上城鎮(zhèn)地區(qū)在體現經濟增長規(guī)模與速度上具有先天優(yōu)勢,這就使得地方政府往往傾向于借助于戶籍制度選擇有利于城鎮(zhèn)利益的經濟偏向政策,并使得城鎮(zhèn)部門獲得相對較高水平的地區(qū)交通基礎設施建設。那么,逐步改變對地方政府的基于GDP增長率的一元化考核機制,弱化地方政府單純追求經濟增長率上的激勵,加強對其在城鎮(zhèn)與農村居民收入均等化實現程度方面的考核權重,就成為未來實現我國經濟可持續(xù)發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。
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