中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出效應(yīng)研究中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)究竟有多大基于NEG理論的分析與經(jīng)驗(yàn)結(jié)論

中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出效應(yīng)研究中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)究竟有多大基于NEG理論的分析與經(jīng)驗(yàn)結(jié)論

自20世紀(jì)80年代以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)了近10%的快速增長(zhǎng)。增長(zhǎng)為何如此高速?國(guó)內(nèi)學(xué)者從不同角度進(jìn)行了研究。部分學(xué)者認(rèn)為,經(jīng)濟(jì)體制的市場(chǎng)化改革與對(duì)外開(kāi)放程度的不斷提高極大解放了生產(chǎn)力,是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的重要原因。還有人直接認(rèn)為中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的基礎(chǔ)就是產(chǎn)權(quán)重新確定的制度變遷。此外,部分學(xué)者依據(jù)內(nèi)生增長(zhǎng)理論,從經(jīng)驗(yàn)上證明了教育、健康等人力資本是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)高速內(nèi)生增長(zhǎng)的又一重要原因,也有學(xué)者證明了專業(yè)化、多樣化、地方競(jìng)爭(zhēng)有利于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。近年來(lái),隨著研究的不斷深入,學(xué)者們發(fā)現(xiàn)制度變遷、人力資本投入、R&D等并不能完全解釋中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)之謎,一定程度上,中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)經(jīng)歷了這樣的過(guò)程:在某種外生制度安排下,東南沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)率先進(jìn)入高速增長(zhǎng)軌道,這種高速增長(zhǎng)影響到了與沿海地區(qū)鄰近的一些內(nèi)陸地區(qū),促成了這些地區(qū)經(jīng)濟(jì)的騰飛,經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的高速率就像“星星之火”,足以燎原,最終成就了我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)達(dá)幾十年的高速發(fā)展。學(xué)者們認(rèn)為,這正好說(shuō)明,我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在各地區(qū)間存在某種溢出效應(yīng)(spillovereffect),是一種經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在地區(qū)之間的擴(kuò)散機(jī)制,也正是克魯格曼(Krugman)在上個(gè)世紀(jì)90年代所提出的“貨幣外部性”或藤田昌久(Fujita)等所提出的“大地理范圍聚集的空間外部性”。還有學(xué)者進(jìn)而認(rèn)為,這種“空間外部性”或“空間溢出效應(yīng)”可以解釋相當(dāng)部分中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)之謎。一、結(jié)論與討論:企業(yè)空間投入的市場(chǎng)潛能目前國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出效應(yīng)的研究已經(jīng)非常豐富,較有代表性的文獻(xiàn)包括:劉修巖、賀小海、殷醒民(2007)研究了市場(chǎng)潛能與地區(qū)工資差距的關(guān)系,基于FKV(1)中所使用迪克西特-斯蒂格利茨模型,簡(jiǎn)要回顧了“市場(chǎng)潛能”的推導(dǎo),進(jìn)而利用一個(gè)1998-2004年的地級(jí)面板數(shù)據(jù)在回歸中測(cè)度了市場(chǎng)潛能對(duì)于職工平均工資的影響,發(fā)現(xiàn)“市場(chǎng)潛能”每提高10%會(huì)使得職工平均工資提高6.1%左右。由于平均工資是人均收入的重要組成部分,而人均收入正好是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)研究中的重要關(guān)注變量,所以這篇文章在國(guó)內(nèi)較早研究了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)?；谕瑯拥睦碚撃Ｐ?劉修巖等人還進(jìn)一步研究了市場(chǎng)潛能對(duì)于制造業(yè)空間集聚、非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率的影響,發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)潛能對(duì)制造業(yè)空間集聚、非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率有顯著為正的影響。這些研究中都使用了哈里斯市場(chǎng)潛能來(lái)測(cè)度空間溢出效應(yīng)。駱永民(2008)考察了一個(gè)“中央-地方”財(cái)政分權(quán)框架下的內(nèi)生增長(zhǎng)模型,通過(guò)將地方公共資本分解為本地區(qū)與相鄰地區(qū)公共資本,推導(dǎo)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的空間溢出效應(yīng)模型;進(jìn)而利用空間面板回歸的計(jì)量模型,使用中國(guó)大陸31個(gè)省份1998—2005年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行空間計(jì)量分析,發(fā)現(xiàn)我國(guó)的財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有著顯著的促進(jìn)作用和空間溢出效應(yīng)。其用于衡量空間溢出效應(yīng)的方式是空間滯后模型,用以衡量空間自相關(guān)的程度。在雷丁、維納布爾斯模型的基礎(chǔ)上,范劍勇、張雁(2009)基于FKV的理論框架,推導(dǎo)出了計(jì)算市場(chǎng)潛能的所謂貿(mào)易引力模型。(2)進(jìn)而,參照了雷丁、維納布爾斯模型關(guān)于出口國(guó)的市場(chǎng)準(zhǔn)入(MA)及進(jìn)口國(guó)的供給準(zhǔn)入(SA)的構(gòu)造與分解,利用1997年中國(guó)區(qū)域間投入產(chǎn)出表的流量數(shù)據(jù),通過(guò)引力模型計(jì)算了衡量各地級(jí)城市空間需求大小的市場(chǎng)準(zhǔn)入,并以此解釋地級(jí)城市間的職工工資差異。發(fā)現(xiàn)工資對(duì)市場(chǎng)準(zhǔn)入的彈性系數(shù)在0.22~0.32之間。進(jìn)而認(rèn)為:各地級(jí)城市的市場(chǎng)準(zhǔn)入差異是其工資差距存在的重要原因,而市場(chǎng)準(zhǔn)入差異是勞動(dòng)力流動(dòng)的不充分性所產(chǎn)生的。在此基礎(chǔ)上,范劍勇、高人元、張雁(2010)又進(jìn)一步研究了中國(guó)的出口地區(qū)所面對(duì)的真實(shí)市場(chǎng)潛能(RMP),他們發(fā)現(xiàn):中國(guó)區(qū)域的真實(shí)市場(chǎng)潛能按從高到低順序分為東南部沿海,京津與北部沿海,中部,東北、西北與西南地區(qū)等四個(gè)層次。同時(shí),所有地區(qū)的真實(shí)市場(chǎng)潛能主要是由本地區(qū)內(nèi)部需求引致的,東南部沿海地區(qū)較快發(fā)展產(chǎn)生的對(duì)非沿海地區(qū)的溢出效應(yīng)較弱。金少勝和德永澄憲(2010)運(yùn)用《中國(guó)進(jìn)出企業(yè)一覽》(2003—2004年版)中的數(shù)據(jù)實(shí)證研究了市場(chǎng)潛能和原材料接近度在日本食品產(chǎn)業(yè)在華投資區(qū)位選擇中的作用效果。周偉林、林琳、郝前進(jìn)(2011)通過(guò)中國(guó)1997年八大區(qū)域間投入產(chǎn)出表建立貿(mào)易引力模型,從而計(jì)算出市場(chǎng)潛能。同樣借鑒雷丁、維納布爾斯做法,將每個(gè)省份的市場(chǎng)潛能分為三部分———省內(nèi)需求形成的市場(chǎng)潛能、區(qū)域內(nèi)其他省份需求形成的市場(chǎng)潛能和區(qū)域外需求形成的市場(chǎng)潛能。實(shí)證研究表明,克魯格曼市場(chǎng)潛能對(duì)制造業(yè)的產(chǎn)值分布具有顯著為正的影響,并針對(duì)市場(chǎng)潛能內(nèi)部結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析,發(fā)現(xiàn)區(qū)域內(nèi)市場(chǎng)潛能(含本省內(nèi)部市場(chǎng)潛能和區(qū)域內(nèi)其他省份需求形成的市場(chǎng)潛能)所占比重越高,制造業(yè)產(chǎn)值越高。潘文卿(2012)利用1999-2010年31個(gè)省區(qū)11年的面板數(shù)據(jù),利用Moran’I指數(shù)測(cè)算了中國(guó)各地區(qū)人均GDP的空間相關(guān)性,并通過(guò)人均GDP對(duì)市場(chǎng)潛能等變量回歸,分別從全局和局域兩大視角考察了中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)。發(fā)現(xiàn)空間溢出效應(yīng)是中國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要影響因素,市場(chǎng)潛能每增長(zhǎng)1%,地區(qū)人均GDP增長(zhǎng)率將提高0.47%,超過(guò)了地區(qū)固定資產(chǎn)投資增長(zhǎng)的彈性值。王曉碩、王維國(guó)(2012)利用中國(guó)2000-2009年30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)以及分位數(shù)回歸的方法,檢驗(yàn)了各種類型的市場(chǎng)潛能(金融外部性或空間效率)、就業(yè)密度(技術(shù)外部性)和地區(qū)工資的關(guān)系。發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)潛能對(duì)地區(qū)工資的正向效應(yīng)顯著,除中西部地區(qū)外,國(guó)外市場(chǎng)潛能(出口開(kāi)放)和國(guó)內(nèi)市場(chǎng)潛能之間具有明顯的替代關(guān)系;不同分位點(diǎn)處,不同區(qū)域下的解釋變量對(duì)于職工平均工資的影響具有鮮明的區(qū)域特征。二、fkv的直接解釋與間接機(jī)制分析總體看來(lái),目前國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)研究主要包括兩大類,一類是對(duì)中國(guó)各區(qū)域間GDP空間相關(guān)性的研究,主要包括利用空間面板回歸計(jì)量模型進(jìn)行分析、使用Moran’I指數(shù)進(jìn)行測(cè)度等(駱永民,2008;潘文卿,2012);另一類是利用市場(chǎng)潛能這一重要指標(biāo)進(jìn)行分析,研究市場(chǎng)潛能對(duì)于地區(qū)工資差異、制造業(yè)空間集聚、非農(nóng)勞動(dòng)生產(chǎn)率、特定產(chǎn)業(yè)投資區(qū)位選擇、人均GDP的影響(劉修巖等,2007;范劍勇等,2009;王曉碩等,2012;劉修巖等,2007;劉修巖和賀小海,2007;金少勝等,2010;周偉林等,2011;潘文卿,2012)。[9,15,18,11,12,16,17,8]前一類研究比較粗略,對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)之考察還停留在相關(guān)性大小測(cè)度上,相對(duì)而言,利用市場(chǎng)潛能這一指標(biāo),通過(guò)回歸的方式考察名義/真實(shí)市場(chǎng)潛能對(duì)于經(jīng)濟(jì)集聚、生產(chǎn)效率乃至經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的邊際影響,能更為精確且直觀地揭示經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中的空間溢出機(jī)制及溢出效應(yīng)大小。在后一類研究中,關(guān)于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)分析又分為間接機(jī)制分析、直接效應(yīng)分析兩大類。間接機(jī)制分析主要是細(xì)致考察了市場(chǎng)潛能是如何促進(jìn)區(qū)域工資(主要是制造業(yè))增長(zhǎng)、加快制造業(yè)空間集聚、促進(jìn)投資區(qū)位選擇的集中等,印證了克魯格曼所提出的中心-外圍機(jī)制,即通過(guò)前向關(guān)聯(lián)與后向關(guān)聯(lián)兩種效應(yīng)交替強(qiáng)化,加快經(jīng)濟(jì)集聚,形成中心-外圍的區(qū)域發(fā)展格局。(1)間接機(jī)制分析總體上是嚴(yán)格在FKV的理論分析框架下進(jìn)行的,分析細(xì)致入微,較好印證了中心-外圍機(jī)制在解釋中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中的適用性;與數(shù)量眾多的間接機(jī)制分析文獻(xiàn)相比,國(guó)內(nèi)關(guān)于中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)空間溢出效應(yīng)的直接分析方面的文獻(xiàn)相對(duì)較少,主要是潘文卿(2012)的研究。但是其直接分析仍然存在如下不足:第一,根據(jù)李稻葵等(2009)、白重恩和錢(qián)震杰(2009a,2009b,2009c)、龔剛和楊光(2010a,2010b)等人的研究,由于中國(guó)二元經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)下勞動(dòng)力的接近無(wú)限供給,工資無(wú)法對(duì)勞動(dòng)力市場(chǎng)的供求關(guān)系進(jìn)行反映,中國(guó)的工資性收入占國(guó)民收入比例自20世紀(jì)90年代以來(lái)呈不斷下降趨勢(shì),已經(jīng)從1991年的40%左右下降到2005年的23%。[19,20,21,22,23,24]這表明,直接使用人均收入代替工資方程中的因變量———工資———構(gòu)造回歸模型,顯然存在較大問(wèn)題。不可否認(rèn),雷丁、維納布爾斯在實(shí)證分析中也使用了人均收入作為工資的代理變量,但考慮到其所使用的樣本主要來(lái)自西方資本主義發(fā)達(dá)國(guó)家1992-1996年的數(shù)據(jù),這些國(guó)家的經(jīng)濟(jì)在這一階段早已跨過(guò)了劉易斯拐點(diǎn)、順利完成二元經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)換,基本滿足FKV工資方程推導(dǎo)條件,因此使用人均收入作為工資的代理變量并無(wú)不妥。在工資性收入占國(guó)民收入比重逐漸下降的中國(guó),用人均國(guó)民收入代替人均工資作為因變量,不可避免將一些重要因素(如資本性收入)遺漏到了擾動(dòng)項(xiàng),從而引起計(jì)量估計(jì)中的內(nèi)生性問(wèn)題,導(dǎo)致高估偏誤;第二,使用哈里斯測(cè)度空間溢出效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析框架缺乏理論依據(jù),無(wú)法構(gòu)造結(jié)構(gòu)方程。(3)相比而言,在新經(jīng)濟(jì)地理框架下,根據(jù)類貿(mào)易引力模型計(jì)算出的克魯格曼市場(chǎng)潛能(KMP,又稱真實(shí)市場(chǎng)潛能)完全適用于工資方程,因而據(jù)之建立的經(jīng)驗(yàn)分析框架也是一個(gè)結(jié)構(gòu)方程;第三,到目前為止,國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)在估計(jì)市場(chǎng)潛能的有關(guān)效應(yīng)時(shí),都是根據(jù)貿(mào)易引力模型計(jì)算出克魯格曼市場(chǎng)潛能(KMP),然后再用所關(guān)注方面的變量(如工資、區(qū)位選擇等)直接對(duì)KMP回歸,沒(méi)有考慮“生成回歸元”問(wèn)題。(1)事實(shí)上,由于KMP系根據(jù)類貿(mào)易引力模型回歸結(jié)果計(jì)算生成,這使得工資方程(乃至收入方程)的擾動(dòng)項(xiàng)中必然包含類貿(mào)易引力方程的殘差在內(nèi)。這一殘差如果未加以適當(dāng)處理,就會(huì)導(dǎo)致工資方程估計(jì)缺乏有效性,從而影響回歸分析的所有統(tǒng)計(jì)推斷,使得經(jīng)驗(yàn)分析缺乏穩(wěn)健性。因此,本文擬在潘文卿(2012)的基礎(chǔ)上進(jìn)行拓展,更加深入細(xì)致考察中國(guó)省域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的溢出效應(yīng),以確定我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng)之確切值。首先,在雷丁、維納布爾斯、海德、邁爾的啟發(fā)下,將“類貿(mào)易引力”理論模型整合到FKV的工資方程中,確定用KMP作為測(cè)度市場(chǎng)潛能的指標(biāo)(Redding等,2004;Mayer等,2003;Mayer,2006,2011);其次,依據(jù)基礎(chǔ)理論模型,構(gòu)造空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)驗(yàn)分析模型,一方面,仍然采用人均國(guó)民收入作為被解釋變量,但將“國(guó)民收入/工資比”變量引入解釋變量集,以避免在新的結(jié)構(gòu)方程中出現(xiàn)由于遺漏變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題,另一方面,通過(guò)使用自助法再抽樣技術(shù)(bootstrapresample)克服KMP的“生成回歸元”問(wèn)題,提高估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性;最后,使用省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,得出若干實(shí)證結(jié)論,提出政策建議。三、空間交叉效應(yīng)的理論和測(cè)量模型(一)理論模型1.地區(qū)產(chǎn)品物價(jià)指數(shù)及投入要素根據(jù)FKV(2009)、雷丁、維納布爾斯(2004),考慮一個(gè)只有農(nóng)業(yè)和制造業(yè)兩個(gè)部門(mén)的經(jīng)濟(jì)體,由于這兩個(gè)部門(mén)之間相互獨(dú)立,因此可只關(guān)注制造業(yè)部門(mén)。假設(shè)所關(guān)注區(qū)域(如某國(guó)境內(nèi))由i=1,…,R個(gè)地區(qū)組成,所有企業(yè)都是規(guī)模經(jīng)濟(jì)遞增,產(chǎn)品市場(chǎng)結(jié)構(gòu)是壟斷競(jìng)爭(zhēng),任何一對(duì)產(chǎn)品之間存在常替代彈性σ,則產(chǎn)品按照CES加總形式同時(shí)進(jìn)入效用函數(shù)和生產(chǎn)函數(shù):n表示制造業(yè)產(chǎn)品種類數(shù),ni是地區(qū)i生產(chǎn)產(chǎn)品種類的集合,xij(z)是地區(qū)j對(duì)于該集合中的第z種產(chǎn)品的消費(fèi)需求,在均衡時(shí),在每個(gè)地區(qū)生產(chǎn)的所有產(chǎn)品都會(huì)以同樣的數(shù)量成為每個(gè)地區(qū)的需求。地區(qū)j的產(chǎn)品物價(jià)指數(shù)即定義在地區(qū)i生產(chǎn)且在地區(qū)j出售的產(chǎn)品價(jià)格pij(即到岸價(jià))上的一個(gè)CES形式:地區(qū)j在制造業(yè)產(chǎn)品的總支出為Ej,根據(jù)謝潑德引理,則可得地區(qū)j對(duì)于地區(qū)i每種產(chǎn)品的?？怂剐枨蠛瘮?shù)為:對(duì)于生產(chǎn)者而言,每個(gè)代表性地區(qū)i的企業(yè)都可獲得利潤(rùn):利潤(rùn)函數(shù)等于收入減去成本。收入方面,銷(xiāo)售到地區(qū)j的產(chǎn)品銷(xiāo)售額為pijxij,但存在運(yùn)輸費(fèi)用,這種運(yùn)輸費(fèi)用表現(xiàn)為對(duì)收入的損耗,并以“冰山”形式表示為T(mén)-1ij,Tij≥1,而且由此定義兩種價(jià)格:一是離岸價(jià)pi(又稱出廠價(jià)),一是到岸價(jià)pij,二者之間由“冰山成本”聯(lián)系:pij=piTij?？紤]了“冰山”運(yùn)輸費(fèi)用,則?？怂剐枨蠓匠套?yōu)?而地區(qū)j的產(chǎn)品物價(jià)指數(shù)變?yōu)?以離散形式):成本方面,每個(gè)企業(yè)的總產(chǎn)出是對(duì)每個(gè)地區(qū)銷(xiāo)售量的加總:xi≡Σjxij,生產(chǎn)一種產(chǎn)品有三種投入要素,每種要素都有其價(jià)格,一是Gi,即地區(qū)i消耗的不可跨區(qū)流動(dòng)產(chǎn)品的綜合物價(jià)指數(shù);二是wi,即地區(qū)i的勞動(dòng)工資率;三是vi,即地區(qū)可跨區(qū)流動(dòng)的原材料成本。三者按照柯布-道格拉斯技術(shù)結(jié)合在一起,各自投入的份額分別為:α、β、γ,滿足α+β+γ=1。每個(gè)地區(qū)的全部制成品的生產(chǎn)技術(shù)都不相同,生產(chǎn)中只有一種要素投入即勞動(dòng),則ci[F+xi]中,ciF為地區(qū)i企業(yè)生產(chǎn)中的固定勞動(dòng)投入,cixi為地區(qū)i企業(yè)生產(chǎn)中的邊際勞動(dòng)投入。假定離岸價(jià)為成本加成定價(jià)模式,則有:將其代入利潤(rùn)函數(shù),得到:2.fvi定義的工資方程假定零利潤(rùn)均衡條件成立,即:假定廠商瞬時(shí)完成自由進(jìn)出,則長(zhǎng)期來(lái)看,企業(yè)均衡利潤(rùn)為零,即πi=0。令ue0af≡(σ-1)F,根據(jù)上述?？怂剐枨蠓匠?有:再將離岸價(jià)函數(shù)代入上式,可得:這就是FKV定義的工資方程。工資方程為本地制造業(yè)工資水平與其具有的市場(chǎng)潛能水平之間建立了一個(gè)簡(jiǎn)單明晰的函數(shù)關(guān)系,因而成為空間經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中最重要的工具之一。3.克魯格曼市場(chǎng)潛能指數(shù)cmp為了方便進(jìn)行實(shí)證分析,對(duì)工資方程的右邊部分,雷丁、維納布爾斯將其定義為:,并稱之為“市場(chǎng)準(zhǔn)入”指標(biāo);在雷丁、維納布爾斯的基礎(chǔ)上,海德和邁爾進(jìn)而構(gòu)造了真實(shí)市場(chǎng)潛能指標(biāo)(RMP),即,并認(rèn)為該RMP指標(biāo)與雷丁等所謂MA指標(biāo)實(shí)質(zhì)上是同一的,都是克魯格曼意義上的市場(chǎng)潛能指標(biāo)。無(wú)論是雷丁等定義的MA還是海德等定義的RMP,都體現(xiàn)了克魯格曼市場(chǎng)潛能的重要特征,即:該指標(biāo)由三個(gè)變量組成,一是目標(biāo)市場(chǎng)地區(qū)的總支出水平,Ej越高則市場(chǎng)潛能越大;二是目標(biāo)市場(chǎng)地區(qū)的物價(jià)指數(shù),Gj越高則本地產(chǎn)品在價(jià)格上越有競(jìng)爭(zhēng)力,市場(chǎng)潛能越大;三是冰山運(yùn)輸成本,Tij越高則銷(xiāo)往異地成本越高,市場(chǎng)潛能越小?？傮w上,KMP較為全面地考察了市場(chǎng)潛能的微觀作用機(jī)制,因而一直以來(lái)成為人們研究空間溢出效應(yīng)時(shí)所偏愛(ài)的工具。海德、邁爾的研究并未實(shí)現(xiàn)對(duì)雷丁、維納布爾斯研究的實(shí)質(zhì)性突破,不過(guò)他們正式提出了“真實(shí)市場(chǎng)潛能(RMP)”這一術(shù)語(yǔ),并進(jìn)行了計(jì)量回歸分析,這為本文提供了較好的參考。為了計(jì)量分析的方便,后文中擬按照海德、邁爾方法對(duì)上述基本工資方程進(jìn)行簡(jiǎn)化,并對(duì)若干變量的形式進(jìn)行特殊設(shè)定,以更好地服務(wù)于本文目的。4.類貿(mào)易引力對(duì)地區(qū)i每種產(chǎn)品的?？怂剐枨蠛瘮?shù)乘以出廠價(jià)(離岸價(jià)),可以得到產(chǎn)地銷(xiāo)售額函數(shù):令Xij=nipixij為地區(qū)i的貿(mào)易銷(xiāo)售額,則上式變?yōu)?這就是所謂的“類貿(mào)易引力”模型。通過(guò)對(duì)該模型進(jìn)行計(jì)量分析,就可以估計(jì)出有關(guān)參數(shù)(尤其是關(guān)于貿(mào)易自由度、市場(chǎng)準(zhǔn)入及運(yùn)輸成本等方面的參數(shù)),進(jìn)而通過(guò)將這些參數(shù)代入“市場(chǎng)潛能”指標(biāo),就可計(jì)算出具體的市場(chǎng)潛能數(shù)值。(二)計(jì)量模型1.類貿(mào)易引力模型雷丁、維納布爾斯在使用“類貿(mào)易引力”方程進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)估計(jì)時(shí),提出對(duì)“類貿(mào)易引力”模型進(jìn)行適當(dāng)改造,構(gòu)造“供給容量”(sj)和“市場(chǎng)容量”(mi)兩大指標(biāo),即:mi=EjGσ-1j,而sj=nip1-σi,則“類貿(mào)易引力”模型變?yōu)?對(duì)上式取對(duì)數(shù),得:將“冰山”運(yùn)輸成本Tij的函數(shù)形式設(shè)為:disij為兩地區(qū)直線距離,bordij為兩地區(qū)“是否接壤”虛擬變量,則原引力模型變?yōu)?于是得到經(jīng)驗(yàn)引力方程:2.勞動(dòng)創(chuàng)造要素為了更好地服務(wù)于本文目的,借鑒海德、邁爾對(duì)雷丁、維納布爾斯利潤(rùn)函數(shù)進(jìn)行簡(jiǎn)化,令α=γ=0,則β=1,生產(chǎn)技術(shù)簡(jiǎn)化為只有一種要素投入,即勞動(dòng)。同時(shí),設(shè)邊際投入勞動(dòng)ci包含人力資本因素,即設(shè):ci=φexp-ρhi(其中,hi為受教育年限)。得到如下工資方程:3.真實(shí)市場(chǎng)潛能rpp值的估計(jì)由于FKV模型假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)只有一種投入,即勞動(dòng)力投入,而對(duì)于中國(guó)而言,企業(yè)投資比重很高,且資本回報(bào)也較高,這使得在經(jīng)驗(yàn)分析中必須對(duì)FKV模型進(jìn)行適當(dāng)修正才符合中國(guó)實(shí)際。為此,令κi=yi/wi為企業(yè)產(chǎn)值與工資的比值,用以衡量不同地區(qū)的人均國(guó)民收入相對(duì)工資收入的倍數(shù),并將其稱為“國(guó)民收入/工資比”。在工資方程兩邊同乘以κi,得:即:兩邊取對(duì)數(shù),得:于是得到經(jīng)驗(yàn)估計(jì)方程:lnyi=δ0+δ1lnRMPi+δ2hi+δ3lnκi+εi。其中,為常值截距項(xiàng),項(xiàng),δ1=1/σ為真實(shí)市場(chǎng)潛能的人均產(chǎn)出彈性,δ2=ρ為人力資本的回報(bào)率,δ3為資本性收入的人均產(chǎn)出彈性,主要用來(lái)控制遺漏變量所導(dǎo)致對(duì)市場(chǎng)潛能的高估偏誤。為測(cè)算真實(shí)市場(chǎng)潛能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用,須引入時(shí)間維度t:兩式相減可得上述經(jīng)驗(yàn)估計(jì)方程的增長(zhǎng)率形式:亦即:由于真實(shí)市場(chǎng)潛能(RMP)變量是生成回歸元,因此,必須采用適當(dāng)方式進(jìn)行處理。雷丁、維納布爾斯通過(guò)在數(shù)據(jù)集里對(duì)超過(guò)10000對(duì)“地區(qū)-貿(mào)易對(duì)手”觀測(cè)值進(jìn)行自助法模擬再抽樣,以估計(jì)第一階段“類貿(mào)易引力”方程,產(chǎn)生“市場(chǎng)準(zhǔn)入”和“供給容量”的預(yù)測(cè)值,并估計(jì)第二階段的工資方程。本文同樣采用自助法解決生成回歸元非隨機(jī)的問(wèn)題,具體做法是:通過(guò)第一階段“類貿(mào)易引力”方程,得到“對(duì)數(shù)距離”、“是否接壤(或鄰省)”這兩個(gè)變量的系數(shù)估計(jì),代入RMP計(jì)算公式,得到RMP的計(jì)算值;將計(jì)算所得RMP值作為第二階段國(guó)民收入增長(zhǎng)方程的回歸元,進(jìn)行回歸,得到RMP的系數(shù)估計(jì)與未經(jīng)修正的標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)。然后,采用有放回抽樣技術(shù)將上述兩階段回歸重復(fù)計(jì)算300次(因?yàn)榈诙A段回歸的樣本量為300個(gè)),就可計(jì)算出基于300個(gè)自助法復(fù)制的標(biāo)準(zhǔn)差,從而重新計(jì)算RMP的t值,以重估顯著性水平,解決了因生成回歸元導(dǎo)致的回歸結(jié)果不穩(wěn)健的問(wèn)題。四、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間轉(zhuǎn)移效應(yīng)(一)基于省際鐵路運(yùn)輸量的衡量本文貿(mào)易引力方程中使用的貿(mào)易流量數(shù)據(jù),取自2002-2011年的《中國(guó)交通年鑒》的省際鐵路貨運(yùn)量,徐現(xiàn)祥、李郇(2011)認(rèn)為,“該數(shù)據(jù)庫(kù)可能是考察中國(guó)省級(jí)貿(mào)易最合適的數(shù)據(jù)庫(kù)”。中國(guó)省際貿(mào)易的貨物運(yùn)輸方式可以分為鐵路運(yùn)輸、公路運(yùn)輸、航空運(yùn)輸和水運(yùn)四種,國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的統(tǒng)計(jì)年鑒報(bào)告每個(gè)省區(qū)的四種運(yùn)輸方式的貿(mào)易量和貿(mào)易額,但只提供鐵路運(yùn)輸方式的省際間的貿(mào)易量(萬(wàn)噸)?？紤]到目前國(guó)內(nèi)省際貿(mào)易主要還是通過(guò)鐵路運(yùn)輸方式,公路運(yùn)輸、航空運(yùn)輸及水運(yùn)份額相對(duì)較小,雖然近年來(lái)隨著高速公路修建,公路運(yùn)輸量有所增長(zhǎng),但其所占份額與鐵路運(yùn)輸相比差距仍然很大,所以使用鐵路運(yùn)輸貨運(yùn)量作為省際貿(mào)易水平的衡量指標(biāo)仍不失為一個(gè)較好選擇。此外,引入鐵路運(yùn)輸量這一指標(biāo)還有個(gè)好處,就是極大補(bǔ)充了信息量,范劍勇、張雁(2009)采用將截面數(shù)據(jù)細(xì)分到地級(jí)市層級(jí)方式來(lái)擴(kuò)大樣本量,該做法僅僅使對(duì)空間溢出效應(yīng)的考察更為微觀,無(wú)法帶來(lái)新的信息量,而基于省際樣本,引入多年樣本,在面板數(shù)據(jù)背景下重新考慮此問(wèn)題,則較大豐富了信息量,可以得出更為穩(wěn)健的結(jié)論。因此,本文遵循徐現(xiàn)祥、李郇(2011)的做法,將省際鐵路貨運(yùn)量作為衡量國(guó)內(nèi)省際貿(mào)易水平的指標(biāo)。同時(shí),參考范劍勇、張雁(2009)做法,將全國(guó)30個(gè)省的數(shù)據(jù)劃分為8個(gè)地區(qū),八大地區(qū)及其中心城市包括:東北區(qū)域(沈陽(yáng))、京津地區(qū)(北京)、北部沿海區(qū)域(濟(jì)南)、東部沿海區(qū)域(上海)、南部沿海區(qū)域(廣州)、中部區(qū)域(武漢)、西北區(qū)域(蘭州)、西南區(qū)域(成都),中心城市選取的原則主要是城市的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和盡可能處在整個(gè)區(qū)域的中心位置。由于僅考察國(guó)內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的空間溢出效應(yīng),本文不考慮國(guó)外貿(mào)易量數(shù)據(jù)。對(duì)于第二階段回歸方程,被解釋變量GDP、除真實(shí)市場(chǎng)潛能RMP外的其他全部變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于2002-2011年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。本文以某個(gè)省(直轄市、自治區(qū))大專及以上學(xué)歷人口占比(大專及以上學(xué)歷人口量/6歲以上人口量)來(lái)代表該省(直轄市、自治區(qū))人力資本存量的代理變量。此外,使用“GDP總值/工資總額”而非“人均GDP/人均工資”來(lái)計(jì)算κi,一方面因?yàn)槎咴跀?shù)學(xué)上等價(jià),另一方面為統(tǒng)一數(shù)據(jù)口徑,由于在《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》中,人均GDP計(jì)算方式是用某省全部人口加以平均,而人均工資計(jì)算方式只用就業(yè)人口加以平均,二者口徑不同,如果使用“人均GDP/人均工資”來(lái)計(jì)算κi會(huì)得出錯(cuò)誤結(jié)論。為統(tǒng)一數(shù)據(jù)口徑,使用“GDP總值/工資總額”計(jì)算κi。經(jīng)整理,第二階段回歸樣本量為30×10=300個(gè)樣本。限于篇幅,這里不提供各變量的統(tǒng)計(jì)描述。(二)模型預(yù)測(cè)器1.關(guān)于貿(mào)易模型的回歸模型由于市場(chǎng)供給容量nipi1-σ和需求容量EjGj(σ-1)都難以直接獲得,在實(shí)證部分中,主要通過(guò)各個(gè)地區(qū)的虛擬變量來(lái)替代。逐年回歸結(jié)果報(bào)告見(jiàn)表1。省際貿(mào)易量的距離彈性在2002-2011年的10年間始終為負(fù),2003年起呈逐年上升態(tài)勢(shì),到2009年時(shí),省際距離每增加1%導(dǎo)致貿(mào)易量下降幅度已縮至0.6%,說(shuō)明隨著交通運(yùn)輸條件的逐年改善的確降低了省際貿(mào)易的成本,但交通運(yùn)輸條件在現(xiàn)有科技水平限制下,存在改善的極限,省際貿(mào)易成本始終存在,并且在2009年存在“拐點(diǎn)”,“拐點(diǎn)”之前持續(xù)下降,之后又有擴(kuò)大趨勢(shì);與之相應(yīng),“鄰省”因素始終是發(fā)達(dá)省際貿(mào)易的重要支撐條件,鄰省因素對(duì)貿(mào)易量的促進(jìn)作用逐年增長(zhǎng),且趨勢(shì)未改,充分說(shuō)明,近年來(lái)隨著國(guó)家層面區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略的深入推進(jìn),全國(guó)各大區(qū)域內(nèi)部省際聯(lián)系日趨緊密,相互間貿(mào)易已經(jīng)非常繁榮。從統(tǒng)計(jì)顯著性看,省際貿(mào)易的距離彈性在2002-2005年期間一直高度顯著(5%的顯著性水平),之后不顯著;而鄰省因素直到2009年才變得較顯著(10%的顯著性水平)。由于理論模型已經(jīng)證明存在距離、鄰省(或接壤)等因素對(duì)區(qū)域貿(mào)易的持續(xù)影響機(jī)制,本文不采用逐年回歸計(jì)算距離彈性、鄰省邊際效應(yīng)方式,而是采用10年混合最小二乘法(POLS)回歸方法,得出一個(gè)長(zhǎng)期內(nèi)持續(xù)存在的效應(yīng)。經(jīng)回歸,省際距離彈性為-0.742,鄰省邊際效應(yīng)為0.599,且二者都在1%的水平下高度顯著。2.分解計(jì)算公式利用“類貿(mào)易引力”模型所估計(jì)參數(shù)可計(jì)算出各省的真實(shí)市場(chǎng)潛能值。海德、邁爾(2006)以及郝林、龐賽特(2010)在雷丁、維納布爾斯方法基礎(chǔ)上,進(jìn)一步提出一種分解計(jì)算公式,即根據(jù)某個(gè)省在其所屬區(qū)域GDP的比重大小進(jìn)行拆分:其中,mc表示c省的市場(chǎng)容量,yc,yj分別為c省以及其所在的j區(qū)域的GDP的大小。根據(jù)(16)式拆分方法,每一個(gè)省的真實(shí)市場(chǎng)潛能可分解為三個(gè)部分:(17)式表明,每個(gè)省份的市場(chǎng)潛能包括省內(nèi)自身需求形成的市場(chǎng)潛能、所在區(qū)域內(nèi)部(除本省份之外)需求形成的市場(chǎng)潛能以及其他區(qū)域需求形成的市場(chǎng)潛能。3.全國(guó)省份省市市場(chǎng)潛能比較根據(jù)上文中市場(chǎng)準(zhǔn)入的計(jì)算方法和引力方程回歸所得出的系數(shù),經(jīng)代入計(jì)算可得每個(gè)省三部分真實(shí)市場(chǎng)潛能的值。(1)從RMP的平均值來(lái)看,每個(gè)省自身需求所形成的市場(chǎng)潛能占總市場(chǎng)潛能的比重占絕對(duì)的主體地位,平均達(dá)到了86.81%,全國(guó)范圍內(nèi)的需求、所在區(qū)域需求對(duì)各省所形成的市場(chǎng)潛能有限,前者比后者稍高,這表明,在2002-2011年期間,我國(guó)各省(直轄市、自治區(qū))的市場(chǎng)潛能主要來(lái)自本省內(nèi)部,省際間尤其是本區(qū)域內(nèi)的市場(chǎng)需求有待形成更大的市場(chǎng)潛能。從全國(guó)各省(直轄市、自治區(qū))真實(shí)市場(chǎng)潛能狀況來(lái)看,(2)市場(chǎng)潛能的地區(qū)分布也表現(xiàn)出明顯的地域特征:從10年間的整體水平看,市場(chǎng)潛能較高的地區(qū)主要集中在環(huán)渤海、長(zhǎng)三角、珠三角等東南地區(qū),如北京、天津、遼寧、山東、江蘇、廣東以及浙江等省份,市場(chǎng)潛能就比較高。相對(duì)而言,大部分內(nèi)陸地區(qū)尤其是西北、西南地區(qū)的市場(chǎng)潛能較低,如新疆、青海、甘肅、四川、云南等地,市場(chǎng)潛能顯然不如東南地區(qū)省份,這與近年來(lái)我國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本面是相吻合的。另外,從10年來(lái)的走勢(shì)看,遼寧省自2009年以來(lái)進(jìn)入了市場(chǎng)潛能最高的前五名,內(nèi)蒙古2008年、黑龍江2009年進(jìn)入前15名。而且隨著時(shí)間推移,各省市場(chǎng)潛能水平值都存在不同程度的提升,這表明經(jīng)濟(jì)發(fā)展的直接成果之一就是市場(chǎng)潛能的全面提升。從散點(diǎn)擬合圖來(lái)看,可明顯看出人均收入、真實(shí)市場(chǎng)潛能二者之間存在正相關(guān)關(guān)系。為了獲得市場(chǎng)潛能對(duì)于國(guó)民收入的精確影響程度,有必要控制住一些變量,對(duì)市場(chǎng)潛能之于國(guó)民收入的促進(jìn)作用進(jìn)行考察。(三)收入方程增加1.基本模型的回歸利用上文構(gòu)建的真實(shí)市場(chǎng)潛能變量,筆者首先利用面板數(shù)據(jù)模型估計(jì)了NEG(新經(jīng)濟(jì)地理)框架下的國(guó)民收入方程。表2報(bào)告了基本方程及添加控制變量后方程(主要將城鎮(zhèn)化、對(duì)外開(kāi)放程度及政府支出等影響國(guó)民收入的因素以指數(shù)形式加入到回歸方程中)的回歸結(jié)果。從表2可知,當(dāng)添加了城鎮(zhèn)化這一重要控制變量后,基本模型的擬合優(yōu)度水平從0.64大幅上升至0.84,而且城鎮(zhèn)化指數(shù)這一變量高度顯著(1%的水平下顯著),可見(jiàn),應(yīng)當(dāng)將城鎮(zhèn)化指數(shù)作為決定國(guó)民收入方程的重要控制變量,以避免遺漏變量帶來(lái)的偏誤。在面板數(shù)據(jù)估計(jì)下,通過(guò)豪斯曼檢驗(yàn)可知,由于P值小于1%,拒絕原假設(shè),該方程估計(jì)適用固定效應(yīng)模型。通過(guò)回歸可知,基本的國(guó)民收入決定模型中,國(guó)民收入的市場(chǎng)潛能彈性非常顯著(1%的水平下顯著),當(dāng)市場(chǎng)潛能每提高1%時(shí)會(huì)導(dǎo)致國(guó)民收入大約0.13%的提升。此外,人力資本、資本性因素、城鎮(zhèn)化指數(shù)都在1%的水平下顯著。2.優(yōu)化回歸模型,檢驗(yàn)其影響兩兩兩市潛能比表3報(bào)告了NEG框架下的國(guó)民收入增長(zhǎng)方程面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果。豪斯曼檢驗(yàn)表明,該增長(zhǎng)方程適用隨機(jī)效應(yīng)模型。表3還同時(shí)報(bào)告了未經(jīng)過(guò)自助法修正方差及已經(jīng)過(guò)自助法修正方差的兩類回歸結(jié)果,其中自助法回歸利用stata軟件完成。我們?cè)僖淮伟l(fā)現(xiàn),兩類回歸中,兩期國(guó)民收入比的兩期市場(chǎng)潛能比彈性顯著為正(1%的水平下顯著),兩期市場(chǎng)潛能比每提高1%,會(huì)導(dǎo)致兩期國(guó)民收入比提高0.671%,影響幅度比國(guó)內(nèi)前期同類研究所得結(jié)論要高0.002左右。(1)與此同時(shí),兩期投資比、城鎮(zhèn)化指數(shù)增長(zhǎng)等對(duì)兩期國(guó)民收入比的促進(jìn)作用也極為顯著。為檢驗(yàn)該效應(yīng)的顯著性是否因回歸元“生成”而偽顯著,通過(guò)再抽樣300次,利用自助法修正回歸方差發(fā)現(xiàn),兩期國(guó)民收入比的兩期市場(chǎng)潛能比彈性仍顯著為正(5%的水平下顯著)?？刂屏恕吧苫貧w元”問(wèn)題后,市場(chǎng)潛能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍存在明顯的正向影響。3.hads市場(chǎng)潛能由于上文真實(shí)市場(chǎng)潛能變量是基于“類貿(mào)易引力”模型生成,所用數(shù)據(jù)與國(guó)內(nèi)同類研究不同,這有可能造成本文研究結(jié)論與國(guó)內(nèi)同類研究結(jié)論的不同。為增加本文結(jié)論的穩(wěn)健性,同時(shí)提高與其他學(xué)者研究結(jié)論的可比性,本文同樣引入了Harris市場(chǎng)潛能指標(biāo):進(jìn)行回歸。表4報(bào)告了用Harris市場(chǎng)潛能替代RMP后的國(guó)民收入增長(zhǎng)方程面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果