研發(fā)強(qiáng)度、本地市場效應(yīng)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長

關(guān)鍵詞：研發(fā)強(qiáng)度;本地市場效應(yīng);經(jīng)濟(jì)增長;新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)

中圖分類號(hào)：F061.5;F062.3??文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A??文章編號(hào)：1001-148X（2021）04-0017-08

收稿日期：2020-12-22

作者簡介：范曉莉（1982-），女，黑龍江綏棱人，天津城建大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：城市與區(qū)域經(jīng)濟(jì)。

基金項(xiàng)目：天津市科技發(fā)展戰(zhàn)略研究計(jì)劃項(xiàng)目“天津市科技創(chuàng)新生態(tài)系統(tǒng)演化路徑與發(fā)展建設(shè)研究”，項(xiàng)目編號(hào)：18ZLZXZF00280;天津城鎮(zhèn)化與新農(nóng)村建設(shè)研究中心開放基金項(xiàng)目“新時(shí)代天津市創(chuàng)新環(huán)境與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)耦合研究”，項(xiàng)目編號(hào)：KFJJ18-03。

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，科技創(chuàng)新已成為引領(lǐng)現(xiàn)階段我國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要引擎。因此，我國各地區(qū)不斷出臺(tái)各種創(chuàng)新政策，推動(dòng)創(chuàng)新活動(dòng)集聚，研發(fā)投入強(qiáng)度也隨之提高，集聚創(chuàng)新已成為各地區(qū)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要抓手。然而，由于研發(fā)強(qiáng)度存在周期行為特征，僅依靠單一創(chuàng)新政策來推動(dòng)研發(fā)強(qiáng)度的提升，這一政策支持效果并不明顯[1]。如何發(fā)揮研發(fā)強(qiáng)度對產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用、實(shí)現(xiàn)本地市場效應(yīng)已成為亟待解決的重要問題。

目前，國內(nèi)外關(guān)于研發(fā)強(qiáng)度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的相關(guān)研究也較為豐富。部分學(xué)者首先從研發(fā)強(qiáng)度的周期特征開展了系統(tǒng)分析。一種觀點(diǎn)認(rèn)為研發(fā)強(qiáng)度存在逆周期特征。Walde（2002）的研究認(rèn)為資源通過資本積累與研發(fā)活動(dòng)邊際產(chǎn)出之間的相對變化而發(fā)生流動(dòng)，從而發(fā)現(xiàn)研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出這一逆周期變化特征[2]。Francois?&?Lloyd-Ellis（2003）發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)緊縮時(shí)企業(yè)家更傾向于開展研發(fā)活動(dòng)并投入更多的研發(fā)經(jīng)費(fèi)[3]。程惠芳等（2015）認(rèn)為我國研發(fā)強(qiáng)度與宏觀經(jīng)濟(jì)總量呈反方向變動(dòng)，而持續(xù)的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)又會(huì)對研發(fā)強(qiáng)度產(chǎn)生強(qiáng)烈的負(fù)效應(yīng)[1]。文武等（2015）又進(jìn)一步證實(shí)產(chǎn)生這種逆周期的原因是機(jī)會(huì)成本效應(yīng)以及研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出變化幅度較低[4]。另一種觀點(diǎn)則以發(fā)達(dá)國家為例研究研發(fā)強(qiáng)度與一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，驗(yàn)證支持研發(fā)活動(dòng)和強(qiáng)度的順周期特征[5-6]。另外，還有部分學(xué)者探討了研發(fā)強(qiáng)度對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的間接效應(yīng)。Lucas（1988）認(rèn)為研發(fā)強(qiáng)度有助于企業(yè)提高自主研發(fā)能力，獲得更多的技術(shù)進(jìn)步[7]。這一過程中，可以促使企業(yè)提供種類多、技術(shù)含量高的產(chǎn)品，也通過技術(shù)成果轉(zhuǎn)化推動(dòng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)[8]。

“本地市場效應(yīng)”這一重要概念的提出對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的意義。學(xué)者們也相繼從不同視角研究本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用機(jī)理。Donald等?（1999）研究本地市場效應(yīng)與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的關(guān)聯(lián)性，提出若某個(gè)產(chǎn)業(yè)具有本地市場效應(yīng)，則更易形成產(chǎn)業(yè)集聚[9]。此后，國內(nèi)學(xué)者研究也將關(guān)注點(diǎn)集中在產(chǎn)業(yè)集聚的本地市場效應(yīng)，大部分觀點(diǎn)認(rèn)為中國的制造業(yè)存在很強(qiáng)的本地市場效應(yīng)，而本地市場效應(yīng)也加快了勞動(dòng)力在區(qū)域間的轉(zhuǎn)移[10-11]。還有學(xué)者更為關(guān)注本地市場效應(yīng)與出口、消費(fèi)及研發(fā)之間的關(guān)系，研究認(rèn)為：本地市場效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)有助于促進(jìn)出口，而國內(nèi)大市場也是發(fā)揮本地市場效應(yīng)的關(guān)鍵[12-13];本地市場規(guī)模的擴(kuò)大還有助于企業(yè)自主研發(fā)，從而推動(dòng)技術(shù)進(jìn)步[14]?？傮w來看，本地市場效應(yīng)主要通過產(chǎn)業(yè)布局的調(diào)整和消費(fèi)需求導(dǎo)致的市場規(guī)模變化將需求的空間分布與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長聯(lián)系起來[15]。

綜上所述，本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正向影響已被學(xué)者們廣泛證實(shí)，而研發(fā)強(qiáng)度對經(jīng)濟(jì)增長的影響則觀點(diǎn)各異。本文認(rèn)為，研發(fā)強(qiáng)度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)是復(fù)雜的，并受到研究區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段的影響，存在周期行為特征。與此同時(shí)，隨著我國各地區(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的不斷提升和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的完善，本地市場效應(yīng)對推動(dòng)我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)大小也可能各異。因此，本文以新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論為基礎(chǔ)構(gòu)建理論模型，將研發(fā)強(qiáng)度和本地市場效應(yīng)納入統(tǒng)一研究框架，探尋研發(fā)強(qiáng)度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的內(nèi)在機(jī)理，并以中國2010-2017年省際面板數(shù)據(jù)模型為樣本，分別運(yùn)用全樣本和分區(qū)域樣本分析研發(fā)強(qiáng)度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響效應(yīng)，據(jù)此提供相應(yīng)的針對性建議。

二、理論模型

（一）基本假設(shè)

Dixit?&?Stiglitz（1977）[16]的研究將規(guī)模經(jīng)濟(jì)的收益遞增和不完全競爭兩個(gè)條件納入一般均衡模型，研究認(rèn)為統(tǒng)一市場規(guī)模的擴(kuò)大有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢。Krugman（1980）進(jìn)一步討論了本地市場效應(yīng)，對于企業(yè)來說，接近大市場區(qū)生產(chǎn)可實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，又可降低運(yùn)輸成本，此外，消費(fèi)者集中在大市場區(qū)也有助于自身的福利狀況改善[17]。在此基礎(chǔ)上，Martin?&?Rogers（1995）通過構(gòu)建自由資本模型并提出本地市場放大效應(yīng)的存在，其強(qiáng)調(diào)產(chǎn)業(yè)傾向于集中在規(guī)模更大的市場，且本地市場規(guī)模的變化將會(huì)導(dǎo)致本地主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)份額更大比例的變化[18]。然而，對于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的政策制定者更為關(guān)心如何發(fā)揮經(jīng)濟(jì)要素的作用促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。由此，Baldwin等（2001）研究證實(shí)創(chuàng)新部門技術(shù)溢出效應(yīng)的存在會(huì)促進(jìn)企業(yè)持續(xù)的投資，進(jìn)而促進(jìn)實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際收入水平的提升，從而實(shí)現(xiàn)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長[19];這里，將資本視為知識(shí)資本，隨著知識(shí)的積累，當(dāng)期知識(shí)的創(chuàng)新效率也會(huì)提升，但空間距離對知識(shí)的擴(kuò)散和吸收也會(huì)產(chǎn)生影響，即距離越近，知識(shí)溢出越強(qiáng)。這也為本文的理論研究提供了指引。

假設(shè)經(jīng)濟(jì)空間包括兩個(gè)區(qū)域（經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)E和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)W）、三個(gè)部門（現(xiàn)代部門M、傳統(tǒng)部門A和創(chuàng)新部門I）、三種要素（資本K、普通勞動(dòng)力L和技能勞動(dòng)力H）。傳統(tǒng)部門（A）僅使用普通勞動(dòng)力生產(chǎn)同質(zhì)產(chǎn)品，且在兩個(gè)地區(qū)之間交易無成本。在壟斷競爭和規(guī)模報(bào)酬遞增的條件下，現(xiàn)代部門（M）以資本和普通勞動(dòng)作為生產(chǎn)要素投入，其中，生產(chǎn)每種現(xiàn)代部門產(chǎn)品使用一單位資本，每單位產(chǎn)出使用aM單位的勞動(dòng)。假設(shè)現(xiàn)代部門產(chǎn)品在不同區(qū)域之間進(jìn)行交易存在冰山交易成本τ（τ1），區(qū)域內(nèi)交易無成本。為簡化起見，進(jìn)一步假設(shè)，兩個(gè)地區(qū)的普通勞動(dòng)力稟賦是長期不變的。創(chuàng)新部門使用技能勞動(dòng)力進(jìn)行研發(fā)成果的創(chuàng)造，用以反映知識(shí)資本的創(chuàng)造過程，當(dāng)研發(fā)成果在區(qū)域之間不能流動(dòng)時(shí)，r區(qū)域（r=E，W）在每一t時(shí)期生產(chǎn)的現(xiàn)代部門產(chǎn)品的種類等于在這一區(qū)域研發(fā)創(chuàng)造的成果數(shù)量，技能勞動(dòng)力的工資增長率為λ。

（二）消費(fèi)者行為

假設(shè)代表性消費(fèi)者擁有相同的偏好，存在跨期效用最大化問題，假設(shè)消費(fèi)者的跨期替代彈性為1，則消費(fèi)者的效應(yīng)函數(shù)和生活成本指數(shù)如式（1）和式（2）所示：

Uw=∫SymboleB@

i=0e-tρlnUdt，U=CμMC1-μA，CM=∫nwi=0c1-1/σidi1/1-1/σ，0<μ<1<σ（1）

P=p-1-μAP-μM，PM=∫nwi=0p-σ-1idi1/1-σ（2）

其中，CM和CA分別代表現(xiàn)代部門產(chǎn)品和傳統(tǒng)部門產(chǎn)品的消費(fèi)量;μ為消費(fèi)者用于現(xiàn)代部門產(chǎn)品的支出占消費(fèi)者總支出的比重;σ為兩種現(xiàn)代部門產(chǎn)品之間的替代彈性;Y為消費(fèi)者的名義支出，也為消費(fèi)者收入;PM為現(xiàn)代部門產(chǎn)品的價(jià)格指數(shù);pi為第i種現(xiàn)代部門產(chǎn)品的價(jià)格;pA為傳統(tǒng)部門產(chǎn)品的價(jià)格。

那么，消費(fèi)者間接效用函數(shù)可以表示為：

V=YP=YP-μMpA-1-μ（3）

（三）生產(chǎn)者行為

1.傳統(tǒng)部門。假設(shè)傳統(tǒng)部門實(shí)現(xiàn)了完全競爭的瓦爾拉斯一般均衡且產(chǎn)品交易無須成本，傳統(tǒng)產(chǎn)品的需求量為CA=1-μY/pA。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)的傳統(tǒng)產(chǎn)品價(jià)格相等，可以表示為pA=aAwL=p*A=aAw*L，則兩個(gè)地區(qū)傳統(tǒng)部門勞動(dòng)力工資也相等，即wL=w*L。

2.現(xiàn)代部門。假設(shè)現(xiàn)代部門生產(chǎn)的差異化產(chǎn)品均為規(guī)模報(bào)酬遞增的，f為固定成本中的要素投入，xi為第i種現(xiàn)代部門差異化產(chǎn)品的數(shù)量。則該廠商的利潤函數(shù)πi和經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)對該廠商產(chǎn)品的總需求xi分別如式（4）和式（5）所示：

πi=pixi-wf+aMxi?（4）

xi=μYp-σi/P1-σM（5）

3.創(chuàng)新部門。文中假設(shè)資本由創(chuàng)新部門（I）來創(chuàng)造，不能跨區(qū)域流動(dòng)，且資本折舊率為δ，資本的創(chuàng)造同樣依靠消耗勞動(dòng)力，每單位資本K的生產(chǎn)需要aI單位的勞動(dòng)投入。一個(gè)區(qū)域的研發(fā)成本取決于資本的區(qū)位，創(chuàng)造單位資本的邊際成本為F。創(chuàng)新部門研發(fā)積累的知識(shí)資本數(shù)量和企業(yè)數(shù)量相等。則資本形成成本如式（6）和式（7）所示：

F=aIwL，aI=1/KwA，A=θK+η1-θK（6）

F*=a*IwL，a*I=1/KwA*，A*=ηθK+1-θK（7）

θn=θK，θ*n=θ*K（8）

其中，η用于反映知識(shí)技術(shù)在經(jīng)濟(jì)空間內(nèi)傳播的難易程度。η∈0，1，η=1表示知識(shí)技術(shù)在經(jīng)濟(jì)空間可以自由傳播，η=0表示知識(shí)技術(shù)在區(qū)域間不能傳播，0<η<1時(shí)，1-η表示知識(shí)技術(shù)在區(qū)域間傳播過程中損耗的部分。θn表示資本的空間分布，θK表示創(chuàng)新部門研發(fā)積累的知識(shí)資本所占份額。

（四）短期均衡

由于每個(gè)企業(yè)以一個(gè)單位的資本作為固定成本，因此，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)和經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)經(jīng)營利潤如式（9）和式（10）所示。

π=μσθKθn+τ1-σ1-θn+τ1-σ·1-θKτ1-σθn+1-θnYwKw（9）

π*=μστ1-σ·θKθn+τ1-σ1-θn+1-θKτ1-σθn+1-θnYwKw（10）

文中假設(shè)經(jīng)濟(jì)空間的總支出等于要素總收入與新資本的支出之差，新創(chuàng)造的資本主要用于補(bǔ)償資本折舊、資產(chǎn)的再創(chuàng)造以及支付技能勞動(dòng)力從事研發(fā)活動(dòng)的工資。另外，資本形成成本還受到資本的區(qū)位影響，因此經(jīng)濟(jì)空間的總支出可表示為：

Yw=Lw+μYw/σ-g+δ+λKaI+K*a*I（11）

其中，Lw勞動(dòng)收入，且Lw=wLL+w*LL*，μYw/σ為資本收益，δ為資本折舊率，g為資本增長率，λ為技能勞動(dòng)力的工資增長率。

經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的相對市場份額為：

θY=μθKτ1-σσ1-θKτ1-σθn+1-θn+1-μσθLLw-g+δ+λθKALw-g+δ+λθKA+1-θKA*1-μθKσ1θn+τ1-σ1-θn-τ1-στ1-σθn+1-θn（12）

另外，文中運(yùn)用歐拉方程解釋消費(fèi)者支出的最優(yōu)跨期分配，即延期支出的邊際成本等于延期支出的邊際收益，如式（13）所示，這里，r為利率，γ為邊際效用隨時(shí)間遞減速率。

Y·/Y=r-γ（13）

（五）長期均衡

長期均衡通過資本的生產(chǎn)與折舊而實(shí)現(xiàn)，使用“托賓q”內(nèi)涵解釋，即資本價(jià)值與創(chuàng)造資本的成本相等時(shí)實(shí)現(xiàn)長期均衡條件。一種情況是當(dāng)兩個(gè)地區(qū)資本增長率相同時(shí)，經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)實(shí)現(xiàn)內(nèi)部均衡;另一種情況是當(dāng)某一區(qū)域占有經(jīng)濟(jì)空間內(nèi)的全部資本時(shí)，該地區(qū)也是唯一創(chuàng)造新資本的區(qū)域，并實(shí)現(xiàn)長期均衡。根據(jù)創(chuàng)新部門研發(fā)積累的知識(shí)資本所占份額θK隨時(shí)間的變化，可以寫出如下恒等式：

θ·K≡g-g*θK1-θK（14）

這里，長期均衡條件可寫成三種情況：（1）g=g*?;（2）θK=0;（3）θK=1。當(dāng)存在內(nèi)部均衡（g=g*）時(shí)，存在θK=1/2，則經(jīng)濟(jì)空間總支出Yw可以表示為：

Yw=11-μ/σLw-g+δ+λθKθK+η1-θK+1-θKηθK+1-θK?（15）

1.對稱均衡。當(dāng)長期對稱均衡時(shí)，即θL=θK=θY=1/2時(shí)，則Yw簡化成：

Yw=11-μ/σLw-2g+δ+λ1+η（16）

又知，兩個(gè)地區(qū)的單位資本在當(dāng)期的價(jià)值v和v*如式（17）所示，托賓q則為資本的價(jià)值與資本成本之比，如式（18）所示：

v=∫SymboleB@

0e-ρte-δte-λtπe-gtdt=πρ+δ+λ+g;v*=π*ρ+δ+λ+g（17）

q=vF=πρ+δ+λ+gwLaI=μ1+ηYw2σρ+δ+λ+g（18）

將式（16）代入托賓q，得到長期總支出：

gsym=μ1+η2σLw-1-μ/σρ-δ-λ（19）

Yw=Lw+2ρ1+η（20）

2.核心-邊緣結(jié)構(gòu)均衡。當(dāng)長期核心-邊緣結(jié)構(gòu)下的均衡時(shí)，即θK=1時(shí)，所有資本集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)時(shí)，資本的長期均衡增長率可以寫成：

gcp=μLw/σ-1-μ/σρ-δ-λ（21）

通過比較對稱均衡和核心-邊緣結(jié)構(gòu)下的均衡兩個(gè)情況，如式（22）所示，在集聚情況下，資本的長期增長率更高。

gcp-gsym=μ1-ηLw/2σ>0（22）

其中，當(dāng)η=1時(shí)，即知識(shí)技術(shù)在經(jīng)濟(jì)空間可以自由傳播情況下，對稱均衡和核心-邊緣結(jié)構(gòu)均衡的經(jīng)濟(jì)增長率相等;當(dāng)η=0時(shí)，即知識(shí)技術(shù)在區(qū)域間不能傳播情況下，對稱均衡與核心-邊緣結(jié)構(gòu)均衡時(shí)的經(jīng)濟(jì)增長率差距最大。

以上分析可得，隨著交易成本的降低，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)通過擴(kuò)大資本份額，強(qiáng)化了本地市場放大效應(yīng)，直至核心-邊緣結(jié)構(gòu)均衡實(shí)現(xiàn)，并且核心-邊緣結(jié)構(gòu)下資本的經(jīng)濟(jì)增長率更高。同時(shí)，若當(dāng)區(qū)域間存在知識(shí)技術(shù)轉(zhuǎn)移壁壘時(shí)，知識(shí)資本壟斷會(huì)促進(jìn)本地區(qū)的資本創(chuàng)造，從而通過知識(shí)資本的循環(huán)累積因果效應(yīng)擴(kuò)大了本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)份額，從而區(qū)域經(jīng)濟(jì)得到快速發(fā)展。由此，本文提出如下經(jīng)驗(yàn)假說：

由于知識(shí)技術(shù)溢出存在循環(huán)累積因果效應(yīng)，影響本地區(qū)的產(chǎn)業(yè)發(fā)展和產(chǎn)品種類，從而產(chǎn)生本地市場效應(yīng)，進(jìn)一步對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生重要影響。因此，本地市場效應(yīng)是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長提升的重要因素，而研發(fā)強(qiáng)度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響則受到知識(shí)技術(shù)溢出的制約，知識(shí)技術(shù)擴(kuò)散成本的高低也會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)和欠發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的“增長極”和“塌陷區(qū)”出現(xiàn)。

三、計(jì)量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明

（一）計(jì)量模型選擇

文中以地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為被解釋變量，基于我國2010-2017年30個(gè)省市（除澳門、香港、西藏和臺(tái)灣）的面板數(shù)據(jù)，來驗(yàn)證研發(fā)強(qiáng)度、本地市場效應(yīng)對我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長影響的事實(shí)。模型設(shè)定如下：

pgit=α+β1tiit+β2siit+β3kfit+γ1clit+γ2rdit+μit（23）

i=1，…，N;t=1，…T

μit=μi+νit;μi～I(xiàn)ID0，σ2μ;νit～I(xiàn)ID0，σ2ν

其中，i表示截面?zhèn)€體，t表示年份，N表示界面的個(gè)數(shù)，T表示年份跨度，α表示常數(shù)項(xiàng)。β和γ為估計(jì)參數(shù)，μit表示誤差項(xiàng)，μi表示不可觀測到的個(gè)體特殊效應(yīng)，νit表示剩余的隨機(jī)擾動(dòng)。文中的指標(biāo)變量說明如下：

（1）經(jīng)濟(jì)增長（pgit）。企業(yè)對新資本的持續(xù)投資，會(huì)引起經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間聚集，而這種聚集必然帶來地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。為真實(shí)反映持續(xù)的長期經(jīng)濟(jì)增長狀況，探究影響內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長的原因，文中采用人均地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值來衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。

（2）產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平。經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中伴隨著交易成本的變化，企業(yè)的利潤和個(gè)人的福利也隨之發(fā)生改變，從而進(jìn)行區(qū)位選擇。這一過程反映出產(chǎn)業(yè)空間布局的變化過程，從而通過產(chǎn)業(yè)區(qū)位的改變來實(shí)現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。這里采用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來表示第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（siit），采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重來衡量第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平（tiit）。

（3）資本投資（kfit）。資本投入的增加將會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大，促進(jìn)消費(fèi)者支出的增加，從而進(jìn)一步放大了本地市場規(guī)模。這里采用資本形成總額衡量資本投資。

（4）地區(qū)居民收入水平（clit）。初始收入水平高的地區(qū)，隨著資本份額的擴(kuò)大，產(chǎn)品種類也隨之增加，將降低該地區(qū)的生活成本指數(shù)，居民的實(shí)際收入將會(huì)上升，從而該地區(qū)也將會(huì)越來越富裕，進(jìn)一步強(qiáng)化了這種放大效應(yīng)，即產(chǎn)生本地市場放大效應(yīng)。這里選用地區(qū)人均可支配收入來代表地區(qū)居民收入水平。

（5）研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度（rdit）。隨著資本的增加，溢出效應(yīng)增強(qiáng)，技能人才將會(huì)創(chuàng)造更多的知識(shí)和技術(shù)，從而對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。但需要關(guān)注的是，區(qū)際之間的知識(shí)技術(shù)溢出要比區(qū)域內(nèi)部知識(shí)技術(shù)溢出受到更大的阻礙，從而長期均衡區(qū)位將最終影響長期的經(jīng)濟(jì)增長速度。文中參考郝壽義和曹清峰（2019）的研究，采用研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出占GDP的比重來衡量研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文選用的數(shù)據(jù)來源于2011-2018年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》;變量以2009年為基期進(jìn)行消除通貨膨脹處理，并對所有變量均取自然對數(shù)，以消除異方差的影響。

四、研發(fā)強(qiáng)度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)評(píng)估

（一）面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

文中設(shè)定以人均地區(qū)生產(chǎn)總值為被解釋變量，以資本投資、第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平為核心解釋變量的計(jì)量模型，逐步引入變量地區(qū)居民收入水平和研究經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度，從而分析創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展轉(zhuǎn)型的路徑。為保證面板數(shù)據(jù)模型參數(shù)估計(jì)的有效性，文中分別采用LLC檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)、PP檢驗(yàn)形式來驗(yàn)證各變量的平穩(wěn)性（表1）。其中，人均地區(qū)生產(chǎn)總值（pgit）、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重（siit）、資本投入（kfit）、居民收入水平（clit）、研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度（rdit）等5個(gè)變量為0階單整，而第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重（tiit）為一階單整。因此，運(yùn)用Kao協(xié)積檢驗(yàn)（1999）對變量Δtiit、siit、kfit、clit、rdit和pgit之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，ADF值為-4.6309（p=0.0000），通過了1%的顯著性檢驗(yàn)，說明變量資本投資、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP的比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的增長率、居民收入水平、研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度和人均地區(qū)生產(chǎn)總值之間存在長期協(xié)整關(guān)系。

（二）面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)結(jié)果與解釋

為了考察我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的驅(qū)動(dòng)因素，分別構(gòu)建了2010-2017年的全國樣本、分區(qū)域靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型來分析研發(fā)強(qiáng)度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)，驗(yàn)證我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度的逆周期特征。根據(jù)似然比LR檢驗(yàn)，上述面板數(shù)據(jù)構(gòu)建的模型均設(shè)定為固定效應(yīng)模型（FE），如表2和表3所示為全國和分區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響因素的回歸結(jié)果。

根據(jù)表2和表3所示的研發(fā)強(qiáng)度、本地市場效應(yīng)對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)估計(jì)結(jié)果，具體解釋如下：

首先，第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的提升將有助于促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。模型（1）—模型（3）中第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的系數(shù)均顯著為正，說明第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平是現(xiàn)階段加快我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要影響因素，特別是第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的加快對經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用仍十分顯著。當(dāng)引入全部變量后，在其他變量不變的情況下，模型（3）中第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重每提高1%，會(huì)提高人均地區(qū)生產(chǎn)總值0.5007個(gè)百分點(diǎn)，相比之下，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重的增長率每提高1%，僅會(huì)提高人均地區(qū)內(nèi)生產(chǎn)總值0.0691個(gè)百分點(diǎn)，顯著低于第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展指標(biāo)對經(jīng)濟(jì)增長的推動(dòng)作用。這也說明了我國現(xiàn)階段第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的正向促進(jìn)作用還未能全部發(fā)揮出來。與全樣本一致的是，我國東、中、西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的提升仍是促進(jìn)三大區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素，特別是對中西部地區(qū)而言，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)仍以第二產(chǎn)業(yè)為主，第二產(chǎn)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的特征仍較為明顯，其中，西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整成效凸顯，第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP的比重由2013年的37.3%增加到2017年的46.7%。相對于第二產(chǎn)業(yè)而言，東部地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)主要以附加值高、低能耗的服務(wù)業(yè)為主，其對地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向效應(yīng)十分顯著;與全樣本有所差異的是，中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平帶動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用尚未發(fā)揮出來，甚至呈現(xiàn)出一定的負(fù)效應(yīng)，原因在于中部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)單一，呈現(xiàn)出明顯的重型化和同質(zhì)化現(xiàn)象，工業(yè)能源消費(fèi)總量占比高，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同化明顯，導(dǎo)致地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長、短時(shí)期內(nèi)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整難度大。

其次，資本投入的增加與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。模型（1）—模型（3）中資本投入的系數(shù)均顯著為正，說明資本投資仍是現(xiàn)階段推動(dòng)我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。模型（1）中資本投入每增加1%，人均地區(qū)生產(chǎn)總值將提升0.1246個(gè)百分點(diǎn)，當(dāng)引入全部變量后，人均地區(qū)生產(chǎn)總值也將増至0.1592個(gè)百分點(diǎn)。這說明，多年來擴(kuò)大資本投資一直是推動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵因素，這與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展所處階段是分不開的。但區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡仍是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要問題，資本投資對我國東部地區(qū)的正向推動(dòng)效應(yīng)最為明顯，資本投資每擴(kuò)大1%，將促進(jìn)我國東、中、西部人均地區(qū)生產(chǎn)總值分別提升0.4729、0.2195和0.0757個(gè)百分點(diǎn)。綜合研判，與東部相比，中西部地區(qū)資本的投資效率偏低，特別是西部地區(qū)資本的產(chǎn)出效率相對較低，這也導(dǎo)致了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距逐步拉大。

再次，居民收入水平的提高是促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要原因。模型（2）—模型（3）中居民收入水平的系數(shù)顯著為正，在其他因素不變的條件下，地區(qū)居民收入水平每提高1%，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升0.1634%，原因在于居民收入結(jié)構(gòu)改善且平穩(wěn)增長，特別是農(nóng)村居民收入持續(xù)保持較快增長，一方面拉動(dòng)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)的消費(fèi)力度，另一方面縮小了城鄉(xiāng)收入差距，從而提高了居民收入水平，實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)提質(zhì)增效。分區(qū)域來看，我國東、中、西部地區(qū)這一帶動(dòng)效應(yīng)也十分明顯，人均可支配收入增長1%，三大區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平將分別提升0.3107%、0.2662%和0.2641%。整體來看，東部地區(qū)的收入增長效應(yīng)仍是最為顯著的，這也帶來了較大的市場消費(fèi)需求，本地市場放大效應(yīng)十分明顯。另外，隨著我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展和新型城鎮(zhèn)化進(jìn)程的加快，中西部地區(qū)的居民收入水平也在逐步提升，特別是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口進(jìn)入城鎮(zhèn)地區(qū)，獲得了更高的收入，其收入增長帶來的本地市場效應(yīng)又會(huì)進(jìn)一步推進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。

最后，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)出一定的負(fù)向效應(yīng)。模型（3）中研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度的系數(shù)顯著為負(fù)，為-0.076。說明研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度與人均地區(qū)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，仍呈現(xiàn)出較為顯著的逆周期特征。分區(qū)域來看，東部和中部地區(qū)的這一負(fù)向效應(yīng)還是十分顯著的，系數(shù)分別為-0.1692和-0.0839，再次驗(yàn)證了研發(fā)強(qiáng)度的這一逆周期特征。相比之下，西部地區(qū)由于本地區(qū)的研究與開發(fā)能力有限，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度對人均地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正向效應(yīng)并不顯著，系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)。整體來看，我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度整體處于逐步增長態(tài)勢，但絕大部分省市的研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度仍低于2%，特別是由于我國各區(qū)域間要素稟賦差異較大，各地區(qū)培育創(chuàng)新主體能力有限，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度不足也成為制約各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力轉(zhuǎn)換的主要原因。此外，我國研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度低的省份差距呈現(xiàn)逐步縮小趨勢，但研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度相對較高的省份差距仍呈逐步擴(kuò)大態(tài)勢，分化趨勢仍較為明顯，這也是制約我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的又一重要原因。

五、結(jié)論與建議

為深入探究研發(fā)強(qiáng)度、本地市場效應(yīng)對我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)，文中以新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論為基礎(chǔ)，構(gòu)建了兩區(qū)域三要素兩部門模型分析其內(nèi)在相互影響機(jī)理，在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用我國2010-2017年省際面板數(shù)據(jù)模型分析我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響因素，并驗(yàn)證研發(fā)強(qiáng)度的逆周期特征。結(jié)論如下：（1）第二、三產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平是影響我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展水平的提升仍是促進(jìn)東、中、西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，特別是對中西部地區(qū)第二產(chǎn)業(yè)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的特征仍較為明顯，值得關(guān)注的是中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)尚未體現(xiàn)出推動(dòng)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用。（2）擴(kuò)大資本投資一直是推動(dòng)我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?，由于東部地區(qū)資本投資引致的消費(fèi)規(guī)模和力度較強(qiáng)，本地市場放大效應(yīng)凸顯，由此資本投資對我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的正向推動(dòng)效應(yīng)最為明顯。（3）居民收入水平是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提升的重要原因。我國東、中、西部地區(qū)這一正向促進(jìn)效應(yīng)均十分明顯，但東部地區(qū)的收入增長效應(yīng)仍是最為顯著的，由此引致的本地市場效應(yīng)更為突出。（4）研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度對我國人均地區(qū)生產(chǎn)總值的積極作用尚未發(fā)揮出來，仍然存在研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出與宏觀經(jīng)濟(jì)總量呈反方向變動(dòng)這一逆周期特征，研發(fā)經(jīng)費(fèi)支出強(qiáng)度不夠和區(qū)域分化特征是制約我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)動(dòng)力轉(zhuǎn)換及協(xié)調(diào)發(fā)展的主要短板，一定程度上阻礙了區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

根據(jù)上述研究結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，結(jié)合本地區(qū)要素稟賦，加大重點(diǎn)行業(yè)和領(lǐng)域的資本投資力度，運(yùn)用政策工具推進(jìn)資本的跨區(qū)域有序流動(dòng)。各地區(qū)應(yīng)加快營造良好的營商環(huán)境，聚焦各地區(qū)重點(diǎn)產(chǎn)業(yè)和領(lǐng)域，構(gòu)建推進(jìn)東中西地區(qū)互動(dòng)協(xié)調(diào)發(fā)展的全國統(tǒng)一市場;推進(jìn)各區(qū)域重大工程和新型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，重點(diǎn)加強(qiáng)對中部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的投資力度，加大促進(jìn)中西部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的政策扶持力度;充分利用域內(nèi)和域外的創(chuàng)新資源，重視科技人才的原始自主創(chuàng)新，打造區(qū)域創(chuàng)新協(xié)同發(fā)展共同體;激發(fā)社會(huì)資本的活力，拓寬多元資本投資渠道，健全多元投入保障機(jī)制，促進(jìn)資本跨區(qū)域有序自由流動(dòng)。

第二，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，以產(chǎn)業(yè)需求為導(dǎo)向，切實(shí)推進(jìn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長由投資驅(qū)動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變，實(shí)現(xiàn)本地區(qū)產(chǎn)業(yè)鏈向高端化發(fā)展。各地區(qū)應(yīng)加強(qiáng)要素資源配置，集聚智能創(chuàng)新資源，積極通過自主創(chuàng)新推進(jìn)制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，打造完善可靠的全產(chǎn)業(yè)閉環(huán)供應(yīng)鏈;由單一制造型向“制造+服務(wù)”轉(zhuǎn)變，實(shí)現(xiàn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)協(xié)同集聚和發(fā)展，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新動(dòng)力[20]。

第三，打通區(qū)域間、行業(yè)間科技資源的共享渠道，制定匹配本地區(qū)要素稟賦的科技創(chuàng)新政策，提高研發(fā)強(qiáng)度和創(chuàng)新效率。充分發(fā)揮政府引導(dǎo)基金的作用，出臺(tái)科技創(chuàng)新精準(zhǔn)扶貧政策，打造跨區(qū)域、跨行業(yè)產(chǎn)學(xué)研聯(lián)盟，激勵(lì)企業(yè)自主創(chuàng)新的積極性;加大科技創(chuàng)新資源與研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入，以科技成果轉(zhuǎn)化為導(dǎo)向鼓勵(lì)中西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)中小企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，并在政策層面予以相應(yīng)支持;逐步推進(jìn)東部地區(qū)的創(chuàng)新資源向中西部地區(qū)轉(zhuǎn)移，優(yōu)化區(qū)域科技資源的合理配置，從而助推我國創(chuàng)新能力和創(chuàng)新效率的整體提升。

第四，多措并舉提升居民可支配收入水平，積極拓展新型消費(fèi)形態(tài)，打造地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展新引擎。強(qiáng)化工資收入與企業(yè)效益同向聯(lián)動(dòng)機(jī)制，落實(shí)工資性收入穩(wěn)步提升的政策，完善社會(huì)保障機(jī)制，同步推進(jìn)農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口群體的社保全覆蓋，努力提升經(jīng)營性、財(cái)產(chǎn)性收入對居民的人均可支配收入水平的貢獻(xiàn)率;在持續(xù)推進(jìn)精準(zhǔn)扶貧的基礎(chǔ)上，拓寬中低收入群體的增收渠道，加大對經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的轉(zhuǎn)移支付力度，有效激發(fā)消費(fèi)的潛力和活力;放寬生活服務(wù)消費(fèi)領(lǐng)域市場準(zhǔn)入，構(gòu)建生活性服務(wù)業(yè)發(fā)展體系，以產(chǎn)業(yè)能級(jí)提升吸引創(chuàng)新型企業(yè)集聚，打造吸納本地就業(yè)與推動(dòng)消費(fèi)升級(jí)的新引擎;強(qiáng)化技術(shù)創(chuàng)新引領(lǐng)產(chǎn)品市場需求的提升，培育壯大新型消費(fèi)形態(tài)，推動(dòng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和升級(jí)，以科技創(chuàng)新促進(jìn)區(qū)域消費(fèi)能力的提升。

參考文獻(xiàn)：

[1]?程惠芳，文武，胡晨光.研發(fā)強(qiáng)度、經(jīng)濟(jì)周期與長期經(jīng)濟(jì)增長[J].統(tǒng)計(jì)研究，2015，32（1）：26-32.

[2]?K.?Walde.?The?Economic?Determinants?of?Technology?Shocks?in?a?Real?Business?Cycle?Model[J].?Journal?of?Economic?Dynamics?and?Control，?2002（27）：1-28.

[3]?P.?Francois，?Lloyd-Ellis.?H.?Animal?Spirits?through?Creative?Destruction[J].American?Economic?Review，2003（93）：530-550.

[4]?文武，程惠芳，湯臨佳.經(jīng)濟(jì)周期對我國研發(fā)強(qiáng)度的非對稱影響[J].科學(xué)學(xué)研究，2015，33（9）：1357-1364.

[5]?M.?C.?Rafferty.?Do?business?Cycles?Alter?the?Composition?of?Research?and?Development?Expenditures？?[J].?Contemporary?Economic?Policy，?2003（21）：394-405.

[6]?M.?Quyang.?On?the?Cyclicality?of?R&D?[J].?The?Review?of?Economics?and?Statistics，?2011（93）：542-553.

[7]?Lucas?Jr，?R.?E.?On?the?Mechanics?of?Economic?Development[J].?Journal?of?Monetary?Economics，?1988，?22（1）：3-42.

[8]?耿曄強(qiáng)，白力芳.人力資本結(jié)構(gòu)高級(jí)化、研發(fā)強(qiáng)度與制造業(yè)全球價(jià)值鏈升級(jí)[J].世界經(jīng)濟(jì)研究，?2019（8）：?88-102.

[9]?Donald?R.?Davis，?David?E.?Weinstein.?Economic?Geography?and?Regional?Production?Structure：?An?Empirical?Investigation[J].European?Economic?Review，1999，43（2）：379-407.

[10]范劍勇，謝強(qiáng)強(qiáng).地區(qū)間產(chǎn)業(yè)分布的本地市場效應(yīng)及其對區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的啟示[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010（4）：107-119.

[11]馮偉，徐康寧.產(chǎn)業(yè)發(fā)展中的本地市場效應(yīng)：基于我國2004-2009年面板數(shù)據(jù)的實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2012（2）：62-70.

[12]蔣為，周荃，干鎧駿.國內(nèi)市場規(guī)模擴(kuò)張的方言壁壘及其出口效應(yīng)——基于本地市場效應(yīng)的視角[J].財(cái)經(jīng)研究，2019，45（5）：125-138.

[13]張奕芳.互聯(lián)網(wǎng)貿(mào)易、產(chǎn)品質(zhì)量改善及本地市場效應(yīng)——一個(gè)新的理論模型及來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].當(dāng)代財(cái)經(jīng)，2019（5）：108-118.

[14]寇宏偉，陳璋.中等收入陷阱跨越機(jī)制分析——需求規(guī)模與技術(shù)進(jìn)步[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2020（2）：65-77.

[15]李云娥.擴(kuò)大內(nèi)需背景下的效率與公平研究——基于本地市場效應(yīng)模型的分析[J].財(cái)經(jīng)問題研究，2016（7）：12-18.

[16]Dixit，?A.K.，and?Stiglitz，?J.E.?Monopolistic?Competition?and?Optimum?Product?Diversity[J].?American?Economic?Review，?1977（67）：297-308.

[17]Krugman，?P.?Scale?Economies，?Product?Differentiation，?and?the?Pattern?of?Trade[J].?American?Economic?Review，?1980（70）：950-959.

[18]Martin，?P.?and?C.?A.?Rogers.?Industrial?Location?and?Public?Infrastructure[J].?Journal?of?International?Economics，1995（39）：335-351.

[19]Baldwin，?R.，?P.?Martin?and?G.?Ottaviano.?Global?Income?Divergence，?Trade?and?Industrialization：?The?Geography?of?Growth?Take-off[J].?Journal?of?Economic?Growth，?2001（6）：?5-37.

[20]劉萬麗.政府引領(lǐng)核心技術(shù)創(chuàng)新支撐經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展研究[J].理論探討，2020（6）：129-133.

（責(zé)任編輯：鄭州）