中国区域经济增长空间溢出效应研究中国区域经济增长的空间溢出效应究竟有多大基于NEG理论的分析与经验结论

中国区域经济增长空间溢出效应研究中国区域经济增长的空间溢出效应究竟有多大基于NEG理论的分析与经验结论

自20世纪80年代以来，中国经济增长了近10%的快速增长。增长为何如此高速?国内学者从不同角度进行了研究。部分学者认为,经济体制的市场化改革与对外开放程度的不断提高极大解放了生产力,是促进经济高速增长的重要原因。还有人直接认为中国经济高速增长的基础就是产权重新确定的制度变迁。此外,部分学者依据内生增长理论,从经验上证明了教育、健康等人力资本是实现经济持续高速内生增长的又一重要原因,也有学者证明了专业化、多样化、地方竞争有利于中国区域经济增长。近年来,随着研究的不断深入,学者们发现制度变迁、人力资本投入、R&D等并不能完全解释中国经济高速增长之谜,一定程度上,中国经济增长经历了这样的过程:在某种外生制度安排下,东南沿海地区经济率先进入高速增长轨道,这种高速增长影响到了与沿海地区邻近的一些内陆地区,促成了这些地区经济的腾飞,经济增长的高速率就像“星星之火”,足以燎原,最终成就了我国经济长达几十年的高速发展。学者们认为,这正好说明,我国经济增长在各地区间存在某种溢出效应(spillovereffect),是一种经济增长在地区之间的扩散机制,也正是克鲁格曼(Krugman)在上个世纪90年代所提出的“货币外部性”或藤田昌久(Fujita)等所提出的“大地理范围聚集的空间外部性”。还有学者进而认为,这种“空间外部性”或“空间溢出效应”可以解释相当部分中国经济高速增长之谜。一、结论与讨论:企业空间投入的市场潜能目前国内学术界关于中国经济增长空间溢出效应的研究已经非常丰富,较有代表性的文献包括:刘修岩、贺小海、殷醒民(2007)研究了市场潜能与地区工资差距的关系,基于FKV(1)中所使用迪克西特-斯蒂格利茨模型,简要回顾了“市场潜能”的推导,进而利用一个1998-2004年的地级面板数据在回归中测度了市场潜能对于职工平均工资的影响,发现“市场潜能”每提高10%会使得职工平均工资提高6.1%左右。由于平均工资是人均收入的重要组成部分,而人均收入正好是经济增长研究中的重要关注变量,所以这篇文章在国内较早研究了经济增长的空间溢出效应。基于同样的理论模型,刘修岩等人还进一步研究了市场潜能对于制造业空间集聚、非农劳动生产率的影响,发现市场潜能对制造业空间集聚、非农劳动生产率有显著为正的影响。这些研究中都使用了哈里斯市场潜能来测度空间溢出效应。骆永民(2008)考察了一个“中央-地方”财政分权框架下的内生增长模型,通过将地方公共资本分解为本地区与相邻地区公共资本,推导了经济增长率的空间溢出效应模型;进而利用空间面板回归的计量模型,使用中国大陆31个省份1998—2005年的面板数据进行空间计量分析,发现我国的财政分权对经济增长有着显著的促进作用和空间溢出效应。其用于衡量空间溢出效应的方式是空间滞后模型,用以衡量空间自相关的程度。在雷丁、维纳布尔斯模型的基础上,范剑勇、张雁(2009)基于FKV的理论框架,推导出了计算市场潜能的所谓贸易引力模型。(2)进而,参照了雷丁、维纳布尔斯模型关于出口国的市场准入(MA)及进口国的供给准入(SA)的构造与分解,利用1997年中国区域间投入产出表的流量数据,通过引力模型计算了衡量各地级城市空间需求大小的市场准入,并以此解释地级城市间的职工工资差异。发现工资对市场准入的弹性系数在0.22~0.32之间。进而认为:各地级城市的市场准入差异是其工资差距存在的重要原因,而市场准入差异是劳动力流动的不充分性所产生的。在此基础上,范剑勇、高人元、张雁(2010)又进一步研究了中国的出口地区所面对的真实市场潜能(RMP),他们发现:中国区域的真实市场潜能按从高到低顺序分为东南部沿海,京津与北部沿海,中部,东北、西北与西南地区等四个层次。同时,所有地区的真实市场潜能主要是由本地区内部需求引致的,东南部沿海地区较快发展产生的对非沿海地区的溢出效应较弱。金少胜和德永澄宪(2010)运用《中国进出企业一览》(2003—2004年版)中的数据实证研究了市场潜能和原材料接近度在日本食品产业在华投资区位选择中的作用效果。周伟林、林琳、郝前进(2011)通过中国1997年八大区域间投入产出表建立贸易引力模型,从而计算出市场潜能。同样借鉴雷丁、维纳布尔斯做法,将每个省份的市场潜能分为三部分———省内需求形成的市场潜能、区域内其他省份需求形成的市场潜能和区域外需求形成的市场潜能。实证研究表明,克鲁格曼市场潜能对制造业的产值分布具有显著为正的影响,并针对市场潜能内部结构进行分析,发现区域内市场潜能(含本省内部市场潜能和区域内其他省份需求形成的市场潜能)所占比重越高,制造业产值越高。潘文卿(2012)利用1999-2010年31个省区11年的面板数据,利用Moran’I指数测算了中国各地区人均GDP的空间相关性,并通过人均GDP对市场潜能等变量回归,分别从全局和局域两大视角考察了中国区域经济发展的空间溢出效应。发现空间溢出效应是中国地区经济发展的重要影响因素,市场潜能每增长1%,地区人均GDP增长率将提高0.47%,超过了地区固定资产投资增长的弹性值。王晓硕、王维国(2012)利用中国2000-2009年30个省份的面板数据以及分位数回归的方法,检验了各种类型的市场潜能(金融外部性或空间效率)、就业密度(技术外部性)和地区工资的关系。发现市场潜能对地区工资的正向效应显著,除中西部地区外,国外市场潜能(出口开放)和国内市场潜能之间具有明显的替代关系;不同分位点处,不同区域下的解释变量对于职工平均工资的影响具有鲜明的区域特征。二、fkv的直接解释与间接机制分析总体看来,目前国内学者对中国区域经济增长的空间溢出效应研究主要包括两大类,一类是对中国各区域间GDP空间相关性的研究,主要包括利用空间面板回归计量模型进行分析、使用Moran’I指数进行测度等(骆永民,2008;潘文卿,2012);另一类是利用市场潜能这一重要指标进行分析,研究市场潜能对于地区工资差异、制造业空间集聚、非农劳动生产率、特定产业投资区位选择、人均GDP的影响(刘修岩等,2007;范剑勇等,2009;王晓硕等,2012;刘修岩等,2007;刘修岩和贺小海,2007;金少胜等,2010;周伟林等,2011;潘文卿,2012)。[9,15,18,11,12,16,17,8]前一类研究比较粗略,对经济增长的空间溢出效应之考察还停留在相关性大小测度上,相对而言,利用市场潜能这一指标,通过回归的方式考察名义/真实市场潜能对于经济集聚、生产效率乃至经济增长率的边际影响,能更为精确且直观地揭示经济发展过程中的空间溢出机制及溢出效应大小。在后一类研究中,关于中国区域经济增长的空间溢出效应分析又分为间接机制分析、直接效应分析两大类。间接机制分析主要是细致考察了市场潜能是如何促进区域工资(主要是制造业)增长、加快制造业空间集聚、促进投资区位选择的集中等,印证了克鲁格曼所提出的中心-外围机制,即通过前向关联与后向关联两种效应交替强化,加快经济集聚,形成中心-外围的区域发展格局。(1)间接机制分析总体上是严格在FKV的理论分析框架下进行的,分析细致入微,较好印证了中心-外围机制在解释中国区域经济增长中的适用性;与数量众多的间接机制分析文献相比,国内关于中国区域经济增长空间溢出效应的直接分析方面的文献相对较少,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,根据李稻葵等(2009)、白重恩和钱震杰(2009a,2009b,2009c)、龚刚和杨光(2010a,2010b)等人的研究,由于中国二元经济结构下劳动力的接近无限供给,工资无法对劳动力市场的供求关系进行反映,中国的工资性收入占国民收入比例自20世纪90年代以来呈不断下降趋势,已经从1991年的40%左右下降到2005年的23%。[19,20,21,22,23,24]这表明,直接使用人均收入代替工资方程中的因变量———工资———构造回归模型,显然存在较大问题。不可否认,雷丁、维纳布尔斯在实证分析中也使用了人均收入作为工资的代理变量,但考虑到其所使用的样本主要来自西方资本主义发达国家1992-1996年的数据,这些国家的经济在这一阶段早已跨过了刘易斯拐点、顺利完成二元经济转换,基本满足FKV工资方程推导条件,因此使用人均收入作为工资的代理变量并无不妥。在工资性收入占国民收入比重逐渐下降的中国,用人均国民收入代替人均工资作为因变量,不可避免将一些重要因素(如资本性收入)遗漏到了扰动项,从而引起计量估计中的内生性问题,导致高估偏误;第二,使用哈里斯测度空间溢出效应的经验分析框架缺乏理论依据,无法构造结构方程。(3)相比而言,在新经济地理框架下,根据类贸易引力模型计算出的克鲁格曼市场潜能(KMP,又称真实市场潜能)完全适用于工资方程,因而据之建立的经验分析框架也是一个结构方程;第三,到目前为止,国内文献在估计市场潜能的有关效应时,都是根据贸易引力模型计算出克鲁格曼市场潜能(KMP),然后再用所关注方面的变量(如工资、区位选择等)直接对KMP回归,没有考虑“生成回归元”问题。(1)事实上,由于KMP系根据类贸易引力模型回归结果计算生成,这使得工资方程(乃至收入方程)的扰动项中必然包含类贸易引力方程的残差在内。这一残差如果未加以适当处理,就会导致工资方程估计缺乏有效性,从而影响回归分析的所有统计推断,使得经验分析缺乏稳健性。因此,本文拟在潘文卿(2012)的基础上进行拓展,更加深入细致考察中国省域经济增长的溢出效应,以确定我国区域经济增长的空间溢出效应之确切值。首先,在雷丁、维纳布尔斯、海德、迈尔的启发下,将“类贸易引力”理论模型整合到FKV的工资方程中,确定用KMP作为测度市场潜能的指标(Redding等,2004;Mayer等,2003;Mayer,2006,2011);其次,依据基础理论模型,构造空间计量经济学经验分析模型,一方面,仍然采用人均国民收入作为被解释变量,但将“国民收入/工资比”变量引入解释变量集,以避免在新的结构方程中出现由于遗漏变量而导致的内生性问题,另一方面,通过使用自助法再抽样技术(bootstrapresample)克服KMP的“生成回归元”问题,提高估计结果的稳健性;最后,使用省际面板数据进行分析,得出若干实证结论,提出政策建议。三、空间交叉效应的理论和测量模型(一)理论模型1.地区产品物价指数及投入要素根据FKV(2009)、雷丁、维纳布尔斯(2004),考虑一个只有农业和制造业两个部门的经济体,由于这两个部门之间相互独立,因此可只关注制造业部门。假设所关注区域(如某国境内)由i=1,…,R个地区组成,所有企业都是规模经济递增,产品市场结构是垄断竞争,任何一对产品之间存在常替代弹性σ,则产品按照CES加总形式同时进入效用函数和生产函数:n表示制造业产品种类数,ni是地区i生产产品种类的集合,xij(z)是地区j对于该集合中的第z种产品的消费需求,在均衡时,在每个地区生产的所有产品都会以同样的数量成为每个地区的需求。地区j的产品物价指数即定义在地区i生产且在地区j出售的产品价格pij(即到岸价)上的一个CES形式:地区j在制造业产品的总支出为Ej,根据谢泼德引理,则可得地区j对于地区i每种产品的希克斯需求函数为:对于生产者而言,每个代表性地区i的企业都可获得利润:利润函数等于收入减去成本。收入方面,销售到地区j的产品销售额为pijxij,但存在运输费用,这种运输费用表现为对收入的损耗,并以“冰山”形式表示为T-1ij,Tij≥1,而且由此定义两种价格:一是离岸价pi(又称出厂价),一是到岸价pij,二者之间由“冰山成本”联系:pij=piTij。考虑了“冰山”运输费用,则希克斯需求方程变为:而地区j的产品物价指数变为(以离散形式):成本方面,每个企业的总产出是对每个地区销售量的加总:xi≡Σjxij,生产一种产品有三种投入要素,每种要素都有其价格,一是Gi,即地区i消耗的不可跨区流动产品的综合物价指数;二是wi,即地区i的劳动工资率;三是vi,即地区可跨区流动的原材料成本。三者按照柯布-道格拉斯技术结合在一起,各自投入的份额分别为:α、β、γ,满足α+β+γ=1。每个地区的全部制成品的生产技术都不相同,生产中只有一种要素投入即劳动,则ci[F+xi]中,ciF为地区i企业生产中的固定劳动投入,cixi为地区i企业生产中的边际劳动投入。假定离岸价为成本加成定价模式,则有:将其代入利润函数,得到:2.fvi定义的工资方程假定零利润均衡条件成立,即:假定厂商瞬时完成自由进出,则长期来看,企业均衡利润为零,即πi=0。令ue0af≡(σ-1)F,根据上述希克斯需求方程,有:再将离岸价函数代入上式,可得:这就是FKV定义的工资方程。工资方程为本地制造业工资水平与其具有的市场潜能水平之间建立了一个简单明晰的函数关系,因而成为空间经济学研究中最重要的工具之一。3.克鲁格曼市场潜能指数cmp为了方便进行实证分析,对工资方程的右边部分,雷丁、维纳布尔斯将其定义为:,并称之为“市场准入”指标;在雷丁、维纳布尔斯的基础上,海德和迈尔进而构造了真实市场潜能指标(RMP),即,并认为该RMP指标与雷丁等所谓MA指标实质上是同一的,都是克鲁格曼意义上的市场潜能指标。无论是雷丁等定义的MA还是海德等定义的RMP,都体现了克鲁格曼市场潜能的重要特征,即:该指标由三个变量组成,一是目标市场地区的总支出水平,Ej越高则市场潜能越大;二是目标市场地区的物价指数,Gj越高则本地产品在价格上越有竞争力,市场潜能越大;三是冰山运输成本,Tij越高则销往异地成本越高,市场潜能越小。总体上,KMP较为全面地考察了市场潜能的微观作用机制,因而一直以来成为人们研究空间溢出效应时所偏爱的工具。海德、迈尔的研究并未实现对雷丁、维纳布尔斯研究的实质性突破,不过他们正式提出了“真实市场潜能(RMP)”这一术语,并进行了计量回归分析,这为本文提供了较好的参考。为了计量分析的方便,后文中拟按照海德、迈尔方法对上述基本工资方程进行简化,并对若干变量的形式进行特殊设定,以更好地服务于本文目的。4.类贸易引力对地区i每种产品的希克斯需求函数乘以出厂价(离岸价),可以得到产地销售额函数:令Xij=nipixij为地区i的贸易销售额,则上式变为:这就是所谓的“类贸易引力”模型。通过对该模型进行计量分析,就可以估计出有关参数(尤其是关于贸易自由度、市场准入及运输成本等方面的参数),进而通过将这些参数代入“市场潜能”指标,就可计算出具体的市场潜能数值。(二)计量模型1.类贸易引力模型雷丁、维纳布尔斯在使用“类贸易引力”方程进行经验估计时,提出对“类贸易引力”模型进行适当改造,构造“供给容量”(sj)和“市场容量”(mi)两大指标,即:mi=EjGσ-1j,而sj=nip1-σi,则“类贸易引力”模型变为:对上式取对数,得:将“冰山”运输成本Tij的函数形式设为:disij为两地区直线距离,bordij为两地区“是否接壤”虚拟变量,则原引力模型变为:于是得到经验引力方程:2.劳动创造要素为了更好地服务于本文目的,借鉴海德、迈尔对雷丁、维纳布尔斯利润函数进行简化,令α=γ=0,则β=1,生产技术简化为只有一种要素投入,即劳动。同时,设边际投入劳动ci包含人力资本因素,即设:ci=φexp-ρhi(其中,hi为受教育年限)。得到如下工资方程:3.真实市场潜能rpp值的估计由于FKV模型假设企业生产只有一种投入,即劳动力投入,而对于中国而言,企业投资比重很高,且资本回报也较高,这使得在经验分析中必须对FKV模型进行适当修正才符合中国实际。为此,令κi=yi/wi为企业产值与工资的比值,用以衡量不同地区的人均国民收入相对工资收入的倍数,并将其称为“国民收入/工资比”。在工资方程两边同乘以κi,得:即:两边取对数,得:于是得到经验估计方程:lnyi=δ0+δ1lnRMPi+δ2hi+δ3lnκi+εi。其中,为常值截距项,项,δ1=1/σ为真实市场潜能的人均产出弹性,δ2=ρ为人力资本的回报率,δ3为资本性收入的人均产出弹性,主要用来控制遗漏变量所导致对市场潜能的高估偏误。为测算真实市场潜能对经济增长的作用,须引入时间维度t:两式相减可得上述经验估计方程的增长率形式:亦即:由于真实市场潜能(RMP)变量是生成回归元,因此,必须采用适当方式进行处理。雷丁、维纳布尔斯通过在数据集里对超过10000对“地区-贸易对手”观测值进行自助法模拟再抽样,以估计第一阶段“类贸易引力”方程,产生“市场准入”和“供给容量”的预测值,并估计第二阶段的工资方程。本文同样采用自助法解决生成回归元非随机的问题,具体做法是:通过第一阶段“类贸易引力”方程,得到“对数距离”、“是否接壤(或邻省)”这两个变量的系数估计,代入RMP计算公式,得到RMP的计算值;将计算所得RMP值作为第二阶段国民收入增长方程的回归元,进行回归,得到RMP的系数估计与未经修正的标准差估计。然后,采用有放回抽样技术将上述两阶段回归重复计算300次(因为第二阶段回归的样本量为300个),就可计算出基于300个自助法复制的标准差,从而重新计算RMP的t值,以重估显著性水平,解决了因生成回归元导致的回归结果不稳健的问题。四、区域经济增长的空间转移效应(一)基于省际铁路运输量的衡量本文贸易引力方程中使用的贸易流量数据,取自2002-2011年的《中国交通年鉴》的省际铁路货运量,徐现祥、李郇(2011)认为,“该数据库可能是考察中国省级贸易最合适的数据库”。中国省际贸易的货物运输方式可以分为铁路运输、公路运输、航空运输和水运四种,国内现有的统计年鉴报告每个省区的四种运输方式的贸易量和贸易额,但只提供铁路运输方式的省际间的贸易量(万吨)。考虑到目前国内省际贸易主要还是通过铁路运输方式,公路运输、航空运输及水运份额相对较小,虽然近年来随着高速公路修建,公路运输量有所增长,但其所占份额与铁路运输相比差距仍然很大,所以使用铁路运输货运量作为省际贸易水平的衡量指标仍不失为一个较好选择。此外,引入铁路运输量这一指标还有个好处,就是极大补充了信息量,范剑勇、张雁(2009)采用将截面数据细分到地级市层级方式来扩大样本量,该做法仅仅使对空间溢出效应的考察更为微观,无法带来新的信息量,而基于省际样本,引入多年样本,在面板数据背景下重新考虑此问题,则较大丰富了信息量,可以得出更为稳健的结论。因此,本文遵循徐现祥、李郇(2011)的做法,将省际铁路货运量作为衡量国内省际贸易水平的指标。同时,参考范剑勇、张雁(2009)做法,将全国30个省的数据划分为8个地区,八大地区及其中心城市包括:东北区域(沈阳)、京津地区(北京)、北部沿海区域(济南)、东部沿海区域(上海)、南部沿海区域(广州)、中部区域(武汉)、西北区域(兰州)、西南区域(成都),中心城市选取的原则主要是城市的经济规模和尽可能处在整个区域的中心位置。由于仅考察国内区域经济增长的空间溢出效应,本文不考虑国外贸易量数据。对于第二阶段回归方程,被解释变量GDP、除真实市场潜能RMP外的其他全部变量数据均来源于2002-2011年的《中国统计年鉴》。本文以某个省(直辖市、自治区)大专及以上学历人口占比(大专及以上学历人口量/6岁以上人口量)来代表该省(直辖市、自治区)人力资本存量的代理变量。此外,使用“GDP总值/工资总额”而非“人均GDP/人均工资”来计算κi,一方面因为二者在数学上等价,另一方面为统一数据口径,由于在《中国统计年鉴》中,人均GDP计算方式是用某省全部人口加以平均,而人均工资计算方式只用就业人口加以平均,二者口径不同,如果使用“人均GDP/人均工资”来计算κi会得出错误结论。为统一数据口径,使用“GDP总值/工资总额”计算κi。经整理,第二阶段回归样本量为30×10=300个样本。限于篇幅,这里不提供各变量的统计描述。(二)模型预测器1.关于贸易模型的回归模型由于市场供给容量nipi1-σ和需求容量EjGj(σ-1)都难以直接获得,在实证部分中,主要通过各个地区的虚拟变量来替代。逐年回归结果报告见表1。省际贸易量的距离弹性在2002-2011年的10年间始终为负,2003年起呈逐年上升态势,到2009年时,省际距离每增加1%导致贸易量下降幅度已缩至0.6%,说明随着交通运输条件的逐年改善的确降低了省际贸易的成本,但交通运输条件在现有科技水平限制下,存在改善的极限,省际贸易成本始终存在,并且在2009年存在“拐点”,“拐点”之前持续下降,之后又有扩大趋势;与之相应,“邻省”因素始终是发达省际贸易的重要支撑条件,邻省因素对贸易量的促进作用逐年增长,且趋势未改,充分说明,近年来随着国家层面区域发展战略的深入推进,全国各大区域内部省际联系日趋紧密,相互间贸易已经非常繁荣。从统计显著性看,省际贸易的距离弹性在2002-2005年期间一直高度显著(5%的显著性水平),之后不显著;而邻省因素直到2009年才变得较显著(10%的显著性水平)。由于理论模型已经证明存在距离、邻省(或接壤)等因素对区域贸易的持续影响机制,本文不采用逐年回归计算距离弹性、邻省边际效应方式,而是采用10年混合最小二乘法(POLS)回归方法,得出一个长期内持续存在的效应。经回归,省际距离弹性为-0.742,邻省边际效应为0.599,且二者都在1%的水平下高度显著。2.分解计算公式利用“类贸易引力”模型所估计参数可计算出各省的真实市场潜能值。海德、迈尔(2006)以及郝林、庞赛特(2010)在雷丁、维纳布尔斯方法基础上,进一步提出一种分解计算公式,即根据某个省在其所属区域GDP的比重大小进行拆分:其中,mc表示c省的市场容量,yc,yj分别为c省以及其所在的j区域的GDP的大小。根据(16)式拆分方法,每一个省的真实市场潜能可分解为三个部分:(17)式表明,每个省份的市场潜能包括省内自身需求形成的市场潜能、所在区域内部(除本省份之外)需求形成的市场潜能以及其他区域需求形成的市场潜能。3.全国省份省市市场潜能比较根据上文中市场准入的计算方法和引力方程回归所得出的系数,经代入计算可得每个省三部分真实市场潜能的值。(1)从RMP的平均值来看,每个省自身需求所形成的市场潜能占总市场潜能的比重占绝对的主体地位,平均达到了86.81%,全国范围内的需求、所在区域需求对各省所形成的市场潜能有限,前者比后者稍高,这表明,在2002-2011年期间,我国各省(直辖市、自治区)的市场潜能主要来自本省内部,省际间尤其是本区域内的市场需求有待形成更大的市场潜能。从全国各省(直辖市、自治区)真实市场潜能状况来看,(2)市场潜能的地区分布也表现出明显的地域特征:从10年间的整体水平看,市场潜能较高的地区主要集中在环渤海、长三角、珠三角等东南地区,如北京、天津、辽宁、山东、江苏、广东以及浙江等省份,市场潜能就比较高。相对而言,大部分内陆地区尤其是西北、西南地区的市场潜能较低,如新疆、青海、甘肃、四川、云南等地,市场潜能显然不如东南地区省份,这与近年来我国区域经济发展的基本面是相吻合的。另外,从10年来的走势看,辽宁省自2009年以来进入了市场潜能最高的前五名,内蒙古2008年、黑龙江2009年进入前15名。而且随着时间推移,各省市场潜能水平值都存在不同程度的提升,这表明经济发展的直接成果之一就是市场潜能的全面提升。从散点拟合图来看,可明显看出人均收入、真实市场潜能二者之间存在正相关关系。为了获得市场潜能对于国民收入的精确影响程度,有必要控制住一些变量,对市场潜能之于国民收入的促进作用进行考察。(三)收入方程增加1.基本模型的回归利用上文构建的真实市场潜能变量,笔者首先利用面板数据模型估计了NEG(新经济地理)框架下的国民收入方程。表2报告了基本方程及添加控制变量后方程(主要将城镇化、对外开放程度及政府支出等影响国民收入的因素以指数形式加入到回归方程中)的回归结果。从表2可知,当添加了城镇化这一重要控制变量后,基本模型的拟合优度水平从0.64大幅上升至0.84,而且城镇化指数这一变量高度显著(1%的水平下显著),可见,应当将城镇化指数作为决定国民收入方程的重要控制变量,以避免遗漏变量带来的偏误。在面板数据估计下,通过豪斯曼检验可知,由于P值小于1%,拒绝原假设,该方程估计适用固定效应模型。通过回归可知,基本的国民收入决定模型中,国民收入的市场潜能弹性非常显著(1%的水平下显著),当市场潜能每提高1%时会导致国民收入大约0.13%的提升。此外,人力资本、资本性因素、城镇化指数都在1%的水平下显著。2.优化回归模型,检验其影响两两两市潜能比表3报告了NEG框架下的国民收入增长方程面板数据回归结果。豪斯曼检验表明,该增长方程适用随机效应模型。表3还同时报告了未经过自助法修正方差及已经过自助法修正方差的两类回归结果,其中自助法回归利用stata软件完成。我们再一次发现,两类回归中,两期国民收入比的两期市场潜能比弹性显著为正(1%的水平下显著),两期市场潜能比每提高1%,会导致两期国民收入比提高0.671%,影响幅度比国内前期同类研究所得结论要高0.002左右。(1)与此同时,两期投资比、城镇化指数增长等对两期国民收入比的促进作用也极为显著。为检验该效应的显著性是否因回归元“生成”而伪显著,通过再抽样300次,利用自助法修正回归方差发现,两期国民收入比的两期市场潜能比弹性仍显著为正(5%的水平下显著)。控制了“生成回归元”问题后,市场潜能对经济增长仍存在明显的正向影响。3.hads市场潜能由于上文真实市场潜能变量是基于“类贸易引力”模型生成,所用数据与国内同类研究不同,这有可能造成本文研究结论与国内同类研究结论的不同。为增加本文结论的稳健性,同时提高与其他学者研究结论的可比性,本文同样引入了Harris市场潜能指标:进行回归。表4报告了用Harris市场潜能替代RMP后的国民收入增长方程面板数据回归结果