地区性行政垄断的经济增长效应

1、当代财经 contemporary finance economics 2010年第6期 总第307期 当 代 财 经 contemporaryfinanceeconomics no6，2010 serial no307 收稿日期：2010- 02- 25 基金项目：教育部哲学社会科学研究重大课题攻关项目“转轨经济中的反行政垄断与促进竞争政策研究” （ 06jzd0015 ） 作者简介：于林，山东大学研究生，主要从事反垄断与规制政策研究；于良春，山东大学教授，博士生导师，主要从事反 垄断与规制政策研究。 一、引言及文献综述 地区性行政垄断是我国经济转轨时期的一种特殊现象，是指地方政府运用行政权

2、力对市场竞争的 限制和排斥，往往造成了要素价格扭曲，进而诱致地方保护和市场分割。地区性行政垄断不同于地 方保护和市场分割。地方保护和市场分割仅仅反映了区域之间的地区性行政垄断，是政府运用行政权 力对正常的跨区域的市场竞争进行限制和替代的结果，而并没有涵盖区域内部的地区性行政垄断，即 政府在本行政区内运用行政权力对市场配置资源和完全竞争进行限制和排斥的行为和状态。分权式改 革使得地方政府的目标多元化，包括经济增长、区域就业稳定、税收收入最大化等。为了实现这些目 标，地方政府人为扭曲生产要素的价格，以使得资本流向地方政府偏好的能实现其政绩最大化的产业 和部门。这不仅使得我国所拥有的区际分工和贸易优

3、势远未得到利用，反而造成了重复建设、产业结 构趋同、过度竞争、规模不经济、技术进步延缓等系列现实政策难题。 1 既然地区性行政垄断造成了如此之多的现实经济恶果，那么相伴随的一个问题是：地方政府为什 么有激励采取地区性行政垄断？然而，放开市场的经验证据也是存在的，例如地方政府推动的民营 化， 2那么如何解释这种现实悖论？与之相关的一个问题是：地区性行政垄断对经济增长有什么影响？ 如果地区性行政垄断对经济增长毫无帮助，就难以解释地方政府采取地区性行政垄断的动机。 在以往的研究文献中，大多数学者直接将地区性行政垄断等同于地方保护和市场分割，因此，现 有考察地区性行政垄断经济增长效应的文献主要集中于地

4、方保护和市场分割对经济增长的影响上。 poncet （ 2003 ） 研究发现市场分割对于经济增长是不利的。 3陆铭、陈钊 （ 2009 ） 利用省级的不同商品 的价格指数信息，基于“一价原理”构造了省级的市场分割指数的面板数据，并将其用于解释省级的 即期和未来的经济增长，结果发现，分割市场对于当地的经济增长具有倒 u 型的影响。 4张俊生、曾 亚敏 （ 2008 ） 研究发现，在地方保护越严重的地区，农业企业预期的可持续增长率越低，实际增长率 地区性行政垄断的经济增长效应 于 林，于良春 （ 山东大学 经济学院，山东 济南250100 ） 摘要：地区性行政垄断是指地方政府运用行政权力对市场竞

5、争的限制和排斥，往往造成了 要素价格扭曲，进而诱致地方保护和市场分割。本文基于一个经济增长模型，并将地区性行政垄断 指数纳入该模型中，实证研究了地区性行政垄断对经济增长的影响以及这种影响在开放程度不同的 地方会发生什么样的变化。结果表明，地区性行政垄断与经济增长呈倒 u型关系，而且经济开放程 度越高，地区性行政垄断越不利于经济增长。 关 键 词：地区性行政垄断；经济增长；市场分割；地方保护；倒 u型 中图分类号：f061.2文献标识码：a文章编号：10050892 (2010) 06001207 12 当代财经 contemporary finance economics 图 1实行地区性政垄

6、断与发挥比较优势的相对收益变化 越容易低于预期增长率，实际增长率的可持续性也越差，也就是说地方保护阻碍农业企业的可持续增 长。 5周业安 （ 2003 ） 说明地方保护和市场分割使得地方之间贸易的交易成本增加，从而损害经济增 长。 6吴旬等 （ 2004 ） 以及阳国亮、何元庆 （ 2002 ） 借用博弈论对地方市场分割问题进行论证，研究发 现地方市场分割对于中国持续的经济增长具有相当大的危害。 7-8另外，从国外研究来看，更多文献开 始关注中国经济增长与市场一体化研究，一些文献对中国省份经济增长进行动态分析，其中绝大部分 也集中在贸易集中度、fdi、财政权下放或者基础设施的增长影响等方面。

7、9-10 以往的研究将地方保护和市场分割等同于地区性行政垄断，然而，本文认为地方保护和市场分割 仅仅反映了区域之间的地区性行政垄断，并没有涵盖区域内部的地区性行政垄断。因此，本文在一个 增长的框架下，开创性地引入地区性行政垄断指数，实证探讨了地区性行政垄断的经济增长效应。 二、理论假说提出与实证模型设定 （ 一 ） 理论假说的提出 随着经济的发展，虽然地方市场分割行为仍然存在，但我国地方保护和市场分割程度在减轻，总 体上市场不断走向一体化。 11-1520 世纪 90 年代出现的长三角、珠三角地区自发的市场一体化为上述观 点提供了现实依据。在 20 世纪 80 年代，中央极力推进长三角一体化，

8、1984 年国务院还成立上海经 济区域规划办公室，但各个地方政府却选择了市场分割，比如 young（ 2000 ） 在其论文中所列举的我 国省区采取地方保护、进行各种贸易战的例子，几乎都来源于长三角。 10到了 1989 年，上海经济区规 划办公室被撤销，长三角第一次整合热潮就此结束。但进入 20 世纪 90 年代，长三角却自发地选择了 市场一体化。周边的一些城市也纷纷表示要加入这一轮的长三角一体化进程。珠三角地区以广东为发 展极和突破点，近年来也出现了自发的市场一体化。另外，徐现祥、李郇 （ 2005 ） 以 1990- 2002 年的 长三角城市群为样本，结果发现，随着长江三角洲城市经济协

9、调会的成立、运行，地方市场分割对区 域协调发展的阻碍作用已经下降了近 50%。 16 基于上述理论研究和现实情况，我们会问：为什么在市场不断走向一体化的进程中，地方政府仍 然有激励采取地区性行政垄断的经济政策呢？本文认为，各级地方政府作为理性的代理人，对经济效 率和经济利益都高度关注。地方政府的政策取向是更倾向于采取地区性行政垄断以获得制度租金，还 是利用市场重新配置资源，发挥地区比较优势，取决于从哪一类活动中获得的收益更大，也就是说取 决于哪一类活动更能促进经济增长。 我们用图 1 来说明选择实行地区性行政垄断或发挥比较优势的相对收益与成本变化。图中横轴表 示市场扭曲程度的降低，价格改革、产

10、品市场发育和生产要素市场的发育等都推进这个过程；纵轴表 示地方政府从某种特殊的活动中获得的边际收益，包括从实行地区性行政垄断或者发挥比较优势获得 的收益。aa为发挥比较优势、实行地区专业化分工的边际收益曲线，ff为实行地区性行政垄断的边 际收益曲线。从这两条曲线的变化趋势可见， 随着市场扭曲程度的降低，生产者从实行地区 性行政垄断中获得的边际收益趋于减少，而从 发挥比较优势、实行地区专业化分工中获得的 边际收益趋于增加。假设有一个转折点 （ 在图 中用 e 表示 ），在到达该点之前，实行地区性 行政垄断的边际收益较大；超越该点之后，实 行地区专业化分工的边际收益较大。 基于上述分析，本文提出假

11、说 1：地区性 行政垄断与经济增长呈现倒 u 型关系，即在 地区性行政垄断的经济增长效应 13 当代财经 contemporary finance economics 地区性行政垄断程度较低时，提高地区性行政垄断的程度有利于当地的经济增长，而当地区性行政垄 断程度较高时，提高地区性行政垄断的程度则会损害当地的经济增长。 在中国经济开放程度已经非常高的今天，她的经济增长如何持续发挥规模效应是当前研究的热点 问题之一。我们知道，市场规模的大小是决定规模经济的重要因素。亚当 斯密在 国富论 中指出， 市场范围的大小决定社会分工的精细程度；社会分工越细，规模经济就越显著、生产效率也就越高。 young

12、（1928 ） 指出社会分工取决于市场范围，而市场范围也取决于社会分工。 17rosenstein- rodan （ 1943 ） 和 murphy et al （ 1989 ） 认为，经济发展是一个从传统不变技术的低水平均衡走向现代递增技 术的高水平均衡的“大推进” （ big push ） 过程，市场规模在这一过程中发挥着至为关键的作用。 18-19 chenery（ 1986 ） 认为对于大国来说，省际贸易对经济增长的贡献大于国际贸易。 20陈敏等 （ 2007 ） 认 为在融入全球经济的进程中，中国经济的开放度大大提高，参与经济全球化进程作为实现规模经济的 途径难以长期维持，作为一个区

13、域间地理和自然条件存在巨大差异的经济体，协调这些差异，充分发 挥省际比较优势，建立统一的国内市场，是进一步利用国内经济的规模效应推动经济发展的有效途径。 21 黄玖立、李坤望 （ 2006 ） 从市场规模的角度出发，研究发现市场规模是决定经济增长绩效的重要因素。 地区市场和国外市场是相互替代的，只有降低国外市场的重要性，区域经济才能得以协调发展。 22 在当前我国外贸依存度已经非常高的情况下，以参与经济全球化进程作为实现规模经济的途径难 以持续。 23若要实现经济的持续增长，必须依托巨大的国内需求，促使国内市场一体化。然而，地区 性行政垄断阻碍了生产要素和商品在全国范围内的流动，使得市场处于零

14、碎分割状态，无法发挥规模 经济效应，不利于经济可持续增长。基于上述讨论，本文提出假说 2：经济开放程度越高，地区性行 政垄断越不利于经济增长。 （ 二 ） 实证模型 我们将采用一个基于 barro（ 2000 ） 经济增长的实证模型， 24并在此基础上增加了地区性行政垄断 指数作为解释变量。这个模型可以写作如下形式： git=0+1 gdpit-1+2 gdp2it-1+1 monpolyit-1+2 monopoly2it-1+xit-1+i+it（ 1 ） 其中，git表示 i 省在 t 年的人均 gdp 增长率，monpoly 和 monopoly2 分别表示地区性行政垄断指数及 其平方

15、项，gdp 和 gdp2 分别表示人均 gdp 水平及其平方项，我们用这两个变量来考察不同地区之间 是否存在“- 收敛” 。i表示与特定省份相关的不可观测因素，it表示随机扰动项。 x 表示其他控制变量，包括 （ 1 ） k：人均资本。对资本数据的处理，本文采用 keller 建议的方 法，即首先将历年的固定资本形成额折算为 1985 年的不变价，然后估算 1985 年的资本存量，假设起 始年份以前资本存量的常态增长率和实际的资本形成量平均增长率都为 g，因此，k1985=i1985/(g+)。其 中，g以 1985- 2006 年固定资本形成量的平均增长率代替， 为折旧率，本文设 =5%。然

16、后采用永续 盘存法对各年的资本存量进行估算，那么，kt=(1- )*kt-1+it，其中，k0=k1985。然后使用估算后的资本 存量数据与年底总人口的比例作为人均资本的指标。 （ 2 ） l：人均劳动力，即从业人数占年底总人口 的比重。 （ 3 ） edu：人力资本，我们使用高等学校在校学生数占年底总人口的比重即人均受教育年限 作为人力资本的指标。 （ 4 ） epi：通货膨胀率； （ 5 ） open：进出口总额占gdp 的比重，即外贸依存 度。经济增长研究的理论基础是索罗斯旺模型和拉姆齐模型，其经济增长的实质是人均意义上的经 济增长。相应地，本文采用了人均的度量方法对解释变量中的资本、劳

17、动力和教育这三个状态变量进 行了度量。 上述数据中人均 gdp1992 年、1997- 2006 年的原始数据源自 中国统计年鉴 ；地区性行政垄断 指数源自于良春、余东华 （ 2009 ）；其他变量的 1992 年、1997- 2006 年的原始数据源自 中国统计年 鉴 ，而 1985 年的原始数据源自 新中国 55 年统计资料汇编 。样本中共有 28 个省、自治区、直辖 市，海南、西藏、重庆以及港澳台地区没有被包括在样本内。 当代财经 2010 年第 6 期 总第 307 期 14 当代财经 contemporary finance economics 三、实证分析 利用 （ 1 ） 式的回

18、归结果见表 1。由方程(1)可知，当不包含控制变量 k、l、edu、cpi、open 时，我 们最关心的系数 1=0.836，2=- 0.614，而且二者均在 5%水平下显著。具体而言，地区性行政垄断的 系数为正，而其平方项的系数为负。也就是说，在地区性行政垄断程度较低时，提高地区性行政垄断 程度有利于当地的经济增长，而当地区性行政垄断程度较高时，提高地区性行政垄断程度则会损害当 地的经济增长。这就验证了假说 1。对这一结果的可能解释是：在经济发展的早期，企业的规模小， 本地的狭小市场就能够满足企业发展的需要，这时，提高地区性行政垄断程度有利于本地企业发展， 从而有利于本地的经济增长；但就今天

19、的中国企业而言，特别是民营企业的规模不断壮大，对跨越省 界的规模经济的要求势必加强，最终，民营企业会对地区性行政垄断行为说“不” 。此时，若提高地 区性行政垄断程度，就会导致企业“用脚投票” ，这势必会损害当地的经济增长和经济发展。 表 1地区性行政垄断对经济增长的影响 （ 1 ）（ 2 ）（ 3 ）（ 4 ）（ 5 ）（ 6 ） monopoly 0.836 (2.48)* 0.848 (2.54)* 0.816 (2.40)* 0.808 (2.38)* 0.714 (2.13)* 0.652 (1.87)* monopoly2 - 0.614 (- 2.07) * - 0.634 (-

20、2.16)* - 0.608) (- 2.03)* - 0.606 (- 2.03)* - 0.554 (- 1.88)* - 0.500 (- 1.64)* k 0.067 (2.86)* 0.068 (2.89)* 0.058 (2.36)* 0.076 (3.04)* 0.072 (2.85)* l 0.021 (0.5) 0.024 (0.57) 0.022 (0.54) 0.025 (0.61) edu 0.854 (1.35) 0.515 (0.82) 0.540 (0.850) cpi 0.002 (3.27)* 0.002 (3.33)* open - 0.006 (- 0.6

21、6) gdp 0.0000133 (5.01)* 0.0000113 (4.19)* 0.0000112 (4.08)* 8.78e- 06 (2.70)* 0.0000107 (3.27) 0.0000115 (3.28) gdp2 - 7.63e- 10 (- 4.44)* - 6.64e- 10 (- 3.83)* - 6.55e- 10 (- 3.74)* - 5.89e- 10 (- 3.25)* - 6.81e- 10 (- 3.77) - 6.98e- 10 (- 3.82) 常数项 - 0.204 (- 2.12)* - 0.226 (- 2.37)* - 0.227 (- 2

22、.37)* - 0.220 (- 2.30)* - 0.439 (- 0.438)* - 0.431 (- 3.70) 观察点336336336336336336 r- squared0.0820.1040.1050.1100.1380.139 注：(1)括号中数值为 t 值，(2) *、*、* 分别表示在 1%、5%和 10%水平上显著。 在方程(1)的基础上我们分别引入了控制变量 k、l、edu、cpi、open。在所有结果中，人均资本的 系数都是正的，而且都很显著。由方程(3)- (6)可以看出，人均劳动力的系数都不太显著，这可能是 因为中国长期以来存在着国有部门的富余劳动力和未进入就业

23、统计的跨省流动的劳动力，使得劳动力 的统计大大偏离实际的劳动力投入，造成度量的误差。人均受教育年限的符号虽然与预期一致，但不 显著。这可能是由于考察期内各省区的增长仍然主要依靠非熟练劳动力投入和物质资本积累推动；也 可能是因为各省区人口或劳动中，高等学校在校学生数所占比重相差并不是很大。通货膨胀的系数为 正；经济开放的系数为负，即经济开放不利于经济增长，这可能是因为随着经济开放度的不断提高， 各地企业依托国际市场的巨大需求，而放弃国内市场规模的形成，也使得各地不按照比较优势进行分 工合作，从而损害各地的经济增长。 地区性行政垄断的经济增长效应 15 当代财经 contemporary fina

24、nce economics 我们还发现，在所有结果中 gdp 的系数均是正的，而其平方项的系数均是负的。也就是说，经济 发展水平与经济增长率之间呈现倒 u型的关系，即人均 gdp 水平越高，经济增长率越低，经济发展 水平的收敛性越可能存在。这一结论验证了“- 收敛” 。 另外，既有的研究发现中国总体上仍然处在经济开放不利于国内市场整合的阶段， 21中国的地方 政府在利用出口发展当地经济的同时，本地的市场规模对经济增长的作用却有所下降。 22于是，我们 还需考察，对于处在经济开放不同阶段的地区来说，地区性行政垄断对经济增长的影响会发生怎样的 变化？为此，我们引入了地区性行政垄断指数与经济开放度及

25、其平方项的交互项。结果见下表 2。 表 2地区性行政垄断和经济开放交互对经济增长的影响 (1)(2)(3)(4) monopen - 0.0143 (- 2.38)* - 0.112 (- 1.88)* - 0.112 (- 1.88)* - 0.105 (- 1.69)* monopen2 0.145 (2.19)* 0.125 (1.90)* 0.122 (1.87) 0.114 (1.66)* cpi 0.003 (4.34)* 0.003 (4.69)* 0.003 (4.65)* 0.003 (4.39)* k 0.083 (3.37)* 0.084 (3.52)* 0.081 (3

26、.19) l 0.040 (1.00) 0.042 (1.03) edu 0.287 (0.43) gdp 0.0000165 (4.78)* 0.0000133 (3.80)* 0.0000132 (3.76)* 0.0000121 (2.85)* gdp2 - 9.33e- 10 (- 4.75)* - 8.05e- 10 (- 4.10)* - 7.90e- 10 (- 4.01)* - 7.54e- 10 (- 3.53)* 常数项 - 0.259 (- 3.33)* - 0.308 (- 3.96)* 0.326 (- 4.09)* - 0.317 (- 3.83)* 观察值3363

27、36336336 r- squared0.0880.1200.1230.124 注：(1)括号中数值为 t 值，(2) *、*、* 分别表示在 1%、5%和 10%水平上显著。 由表 2 可知，变量 cpi、k、l、edu、gdp 及 gdp2 对经济增长的影响与表 1 中的相同。特别值得关 注的是地区性行政垄断指数与经济开放度的交互项的系数都显著为负。这说明经济开放程度越高，地 区性行政垄断越不利于经济增长，这就验证了假说 2。这是因为随着对外开放程度的提高，地方政府 利用来自国际贸易规模经济效应的同时，放弃了国内市场的规模经济效应，造成了区际贸易量的不断 减少，若地方政府实施地区性行政垄断

28、，就会进一步加剧国内市场的分割程度，导致国内市场的潜力 不能充分发挥出来，进而损害各地的经济增长。 四、基本结论和政策建议 本文将于良春、余东华 （ 2009 ） 的地区性行政垄断指数纳入 barro （2000 ） 24回归方程，系统地实证 研究了地区性行政垄断对经济增长的影响以及这种影响在开放程度不同的地方会发生怎样的变化。结 果证明，地区性行政垄断与经济增长呈现倒 u型关系，这说明地区性行政垄断程度存在一个临界值， 只有将地区性行政垄断程度控制在临界水平之下，提高地区性行政垄断程度，才会促进当地的经济增 长。实证结果还表明经济开放程度越高，地区性行政垄断越不利于经济增长。在改革开放和经济

29、全球 化的新形势下，保持适度的地区性行政垄断，不仅有利于提高我国的国际竞争力，而且有利于平衡区 当代财经 2010 年第 6 期 总第 307 期 16 当代财经 contemporary finance economics 域经济发展。基于经济增长目标的实现，本文提出以下几点政策建议。 （ 一 ） 建立和完善科学规范的政绩考核机制 在以往的政绩考核中，经济增长指标是决定官员晋升与否的最重要的依据之一，这种重经济指 标、轻社会全面发展指标的考核机制往往造成有些官员大搞“形象工程” 、“政绩工程” ，出现不择手 段创政绩、数字出政绩等现象，使得国家经济遭受极大的损失。因此，必须对当前的政绩考核制

30、度进 行改革。要降低 gdp 等指标的重要性，建立对地方政府的科学合理的绩效考核。这种考核指标体系 中不仅要有经济数量指标，更要关注经济增长的质量指标；不仅要考核官员在促进当地经济社会发展 方面的政绩，也要考核他们在遵守国家法律法规方面的表现；不仅考核地方官员对本地区内的业绩贡 献，还要综合考虑他们在发展本地经济时给邻近地区带来的正负效应。 （ 二 ） 硬化制度约束，制约地方政府的不当行为 财政分权和晋升激励使得地方政府之间为吸引要素、资源展开竞争，中央政府为了充分调动地方 政府发展经济的积极性，往往对地方政府的“越位”行为采取宽容的态度，在执行约束地方政府不当 行为的法律法规时也大打折扣。随

31、着地方政府“越位”行为地区性行政垄断的负面影响越来越 大，中央政府的这种宽容行为就会变成纵容，因此，是时候收紧约束了。一是健全监督机制，加强地 方人大的监督和制约权力；二是加强执法队伍建设，加大执法力度，决不能再让地方政府存有侥幸心 理；三是保持司法体系的公正独立，必要时设立专门的受理地区性行政垄断案件的司法和执法部门， 并统一由中央政府直接管理。 （ 三 ） 建立地方政府间利益协调与合作机制，促进地方政府之间的良好沟通 协调地方政府之间的利益关系，单纯寄希望于中央政府的宏观调控，不仅成本太高，而且也难以 达到目标。而且，由于各地资源禀赋等的差异，各地区之间客观上存在着通过互利合作而实现利益最

32、 大化的相互需要。因此，应加强地方政府间的合作。一是建立协调的基础设施网络，增强信息披露的 有效性和政府的服务能力；二是完善政府决策的回应机制，提高政府决策的可行性；三是成立省际贸 易仲裁委员会之类的机构，协调处理省际之间的贸易争执。 注释： 定义参见于良春. 转轨时期中国反行政垄断与促进竞争政策研究r. 山东大学反垄断与促进竞争政策研究中心工 作论文，no.2007001，1997。 参见于良春，余东华. 中国地区性行政垄断程度的测度研究j. 经济研究，2009，(2)。 为了与于良春、余东华 （ 2009 ） 的地区性行政垄断指数涉及的地区相匹配，我们剔除了西藏、海南、重庆以及港 澳台地区

33、。 参考文献： 1陈抗，arye l.hillman，顾清扬. 财政集权与地方政府行为变化从援助之手到攫取之手j. 经济学(季刊), 2002, 2(1)：111- 130. 2张维迎，栗树和. 地区间竞争与中国国有企业的民营化j. 经济研究，1998, (12)：13- 22. 3poncet, sandra. domestic market fragmentation and economic growth in chinar. mimeo，2003. 4陆铭, 陈钊. 分割市场的经济增长为什么经济开放可能加剧地方保护j. 经济研究，2009，(3)：42- 52. 5张俊生，曾亚敏. 地

34、方保护对农业企业可持续增长的影响一项初步的经验研究j. 中国农村经济，2008，(10)： 67- 73. 6周业安. 地方政府竞争与经济增长j. 中国人民大学学报，2003，(1)：97- 103. 7吴旬，王丽. 转型时期我国的地方市场分割：基于博弈论的分析及对策j. 云南财贸学院学报，2004，20(5)： 51- 54. 8阳国亮，何元庆. 地方保护主义的成因及其博弈分析j. 经济学动态，2002，(8)：29- 33. 地区性行政垄断的经济增长效应 17 当代财经 contemporary finance economics 9tao zhang, heng- fu zou. fis

35、cal decentralization, public spending, and economic growth in chinaj. journal of public economics，1998，67(2)：221- 240. 10young, a. the razor s edge：distortions, incremental reform and the theory of the second best in the peoples republic of chinaj. quarterly journal of economics，2000，115(7)：1091- 11

36、35. 11naughton, b. how much can regional integration do to unify china s markets?r. paper for conference on policy reform in china，1999. 12park, albert and yang du. blunting the razor s edge：regional development in reform chinar. mimeo，2003. 13林毅夫，刘培林. 地方保护和市场分割：从发展战略的角度考察r. 北京大学中国经济研究中心工作论文，no. c20

37、04015. 14胡向婷，张璐. 地方保护主义对地区产业结构的影响理论与实证分析j. 经济研究，2005，(2)：102- 112. 15xu xinpeng. have the chinese provinces become integrated under reform?j. china economic review，2002，(13)： 116- 133. 16徐现祥，李郇. 市场一体化与区域协调发展j. 经济研究，2005，(12)：57- 67. 17young, allyn. increasing returns and economic progressj. economic

38、 journal，1928，38：527- 542. 18rosenstein- rodan, paul. problems of industrialization of eastern and south- eastern europej. economic journal， 1943，53(210/211)：202- 211. 19murphy, kevin; andrei shleifer and robert vishny. industrialization and the big push j. journal of political economy，1989，(5)：1003- 1026. 20chenery，h. industrialization and growth：a comparatire studym. oxford：oxfoad university press，1986. 21陈敏，桂琦寒，陆铭，陈钊. 中国经济增长如何持续发挥规模效应？经济开放与国内商品市场分割的 实证研究j. 经济学(季刊)，2007，7(1)：125- 150. 22黄玖立，李坤望. 出口开放、地区市场规模和经济增长j. 经济研究，2006，(6)：27- 38. 23