市场潜力与地区工资差异：来自中国地级面板数据的实证分析

陈 博

(宁波市智慧城市规划标准发展研究院，浙江宁波315000)

一、引言

地区收入差距问题一直以来都是经济增长理论和发展经济学中一个经久不衰的话题。开始于20世纪70年代末的改革开放和经济改革使我国经济实现了令人瞩目的成绩，但整体的经济增长并没有带来各地区间均衡的经济发展。这引起了国内外众多学者从不同的角度对我国地区差距问题进行了大量的研讨，取得了较为丰富的研究成果。

虽然关于我国地区差距日益扩大的呼声主要是从20世纪90年代开始的，但Tsui(1991)使用较长时期的分地区人均工农业总产值等历史数据进行的分析表明，早在改革开放之前的计划经济时期，我国已存在比较严重的地区差距［1］。为了缩小地区收入差距，中央政府在20世纪50-70年代之间持续实施了转移财政支付、平衡收入差距的政策，但这并没有改变因我国地区间经济效率差距所带来的收入差距问题。Kanbur等(2005)发现，中国历史上有三个地区差距高峰，分别为20世纪50年代末“大跃进”之后、“文化大革命”期间和90年代后期的对外开放的扩大期间［2］。20世纪70年代末开始的经济改革，在一段时期大幅度缩小了地区差距，但随后又再次上升。进入90年代以后，中国经济区域发展格局的离散程度更加严重，沿海地区的经济活动的集聚程度进一步提高，地区的收入差距也持续扩大。图1反映了沿海和内陆地区职工平均工资与地区对外开放度①本文用该地区的进出口额占地区生产总值的比重，即外贸依存度来衡量地区对外开放度。所用数据取自2011年的《中国统计年鉴》。之间的关系。大部分沿海地区的对外开放度较高且地区平均工资也较高，而内陆地区集中在低工资水平与低地区对外开放度的区域。因此，从20世纪70年代末开始的对外开放是解释整个改革期间地区间不平衡的重要因素。在这一阶段，中国融入世界的重要特征就是中国对外贸易向东部沿海地区集中。我国东部沿海地区在对外贸易领域具有显著的地理优势。沿海地区与我国主要贸易伙伴如美国、日本等国在地理上更加接近，而且在海上货物运输已成为国际贸易中最主要的运输方式的今天，生产地临近港口就意味着能带来运输成本的节约。

以往对地区收入差距的研究主要基于新古典增长理论，从劳动力流动、外商直接投资、人力资本、对外开放、投资政策等角度进行研究。新古典增长理论的基本假设是完全竞争和规模收益不变，在这些假定下，市场一体化水平的不断提高所形成的资本和劳动力更加自由的流动将导致要素报酬均等化，进而得出地区经济增长和收入差距将趋于收敛的结论。但自改革开放以来，我国经济整体上有较快的增长，市场一体化程度也不断提高，然而地区差距却并没有逐步缩小，反而呈现出日益扩大态势，这就意味着运用新古典增长理论对中国地区收入差距的长期存在这一经济现象进行解释是缺乏说服力的。近年来，在西方经济理论界兴起的新经济地理理论，以及运用该理论对欧美国家进行实证检验得到的积极成果，为研究我国地区工资差距问题提供了新的分析范式。本文借鉴新经济地理学的分析框架，使用我国地级城市的面板数据对影响我国地区工资水平的新经济地理因素进行了实证分析。

图1 地区职工平均工资与地区对外开放度(2010年)

二、地区收入差距的新经济地理学分析

以克鲁格曼、藤田等学者为代表的新经济地理学派基于Dixit-Stiglitz的垄断竞争模型，引入规模报酬递增和运输成本①这一运输成本是广义的，它包括看得见的运输网络形成的有形运输成本，也包括地方保护引起的贸易壁垒、信息成本、语言差异等因素。两个经济学命题，分析了经济空间分异的形成机制。新经济地理学认为制造业生产具有差异性的产品，其差异性大小由产品间的替代弹性σ表示，当σ越小，则产品差异性越大，制造业产品的种类就越多。垄断竞争市场结构规定了规模报酬递增是在单个厂商水平层次上的，这一内生的厂商水平的规模报酬递增特性决定了单个厂商只有通过扩大生产规模形成规模经济从而降低产品的平均成本和售价，才能打败其它竞争对手。当考虑到任何制造业产品跨地区销售具有运输成本的情况下，有上下游联系的企业将倾向于集聚以减少中间投入品的在途损耗、缩小运输成本，由此导致厂商有内在的冲动聚集在同一区域内共同分工协作，产品种类数增多、市场规模扩大。另一方面，厂商的集聚导致各专业化分工的工人也集聚在一起，由于产品制造区域更加接近消费者市场，导致产品的运输成本降低，使得厂商可以支付更高的包括工人工资在内的要素报酬，工人的名义和实际工资高于其它非产业集聚区，进而引起非产业集聚区的劳动力向产业集聚区迁移，市场规模进一步扩大。显然，规模报酬递增与运输成本结合起来，制造业厂商总是选择最接近于大市场的空间某一点进行制造业产品的生产，当许多厂商都做出相同的决策时，“空间外部性”②Scitovsky(1954)首次根据传导机制的不同将外部性区分为货币外部性(pecuniary externalities)和技术外部性(technological externalities)两种类型。新经济地理学中的市场规模效应，或者称之为市场潜力效应(market-potential effect)是一种重要的货币外部性形式［3］。就被创造出来了。由运输成本引起的产业集聚向心力导致一个具备初步制造业优势的地区通过累积循环机制使得这一优势被逐步放大和巩固，直到别的地区制造业逐渐迁移，最终产业分布呈现出“制造业中心-农业外围”格局。因此，在其他情况相同的条件下，厂商更偏好在接近生产者(这一引起产业集聚的力量被称为“制造业前向联系”或“本地市场效应”)和消费者(这一引起产业集聚的力量被称为“制造业后向联系”或“市场规模效应”)的地方或者说更接近大的市场区域进行生产。

那么如何才能衡量某一地区的市场优势呢？Harris(1954)最早试图用“市场潜力”来刻画不同地区的接近优势以及预测实际选址的趋势。他用市场潜力来解释美国制造业的区位，研究结果表明，美国高度工业化的地区往往也是市场潜力特别高的地区，并且认为生产集聚是自我强化的［4］。这一结论表明一方面厂商集中在接近市场的地区生产;另一方面，在许多厂商集中的地区，其市场潜力也更好。此后，相关实证研究均证实了地区工资水平与市场潜力之间存在空间相关性(Hanson，1998［5］;Brakman等，2002［6］;Kiso，2005［7］等)。

Lin(2003)考察了我国各省工资率与市场潜力之间的关系，她认为，与内陆省份相比，东部沿海地区在与其他国家贸易中享有低廉的运输成本，进而促使了企业在东部沿海省份的集聚，提高了该地区的市场潜力和工资水平［8］。崔凡(2005)采用 Naughton(2003)［9］和 Poncet(2003)［10］的方法，通过投入产出表得到我国各省份之间的贸易数据，结合各省份的对外贸易数据衡量了国内市场潜力和国外市场潜力。结果发现，无论是国内市场潜力还是国外市场潜力对各省的收入均产生影响，而且国内市场潜力比国外市场潜力对各省人均收入的影响更大［11］。范剑勇等(2008)基于新经济地理学的模型，利用1997年中国区域间投入产出表的流量数据，通过引力模型衡量全国各地级城市需求大小的市场潜力。结果发现，我国各地级城市的市场潜力差异极大;工资对市场潜力的弹性系数为0.18-0.22之间［12］。Hering等(2006)通过使用中国56个城市的10000个工人的微观调查数据，发现在控制了反映工人个人特征的因素后，市场潜力对工人工资水平的弹性系数处于0.058-0.084 之间［13］。

三、计量检验

(一)计量模型

计量模型设立的主要目的是考察一个地区的市场潜力对其工资水平的影响。针对我国的实际情况，设立如下计量模型:

其中，下标i和t分别表示地区和年份;wage是地区职工平均工资，用来衡量各地级市的工资水平;mp是主要关注的解释变量，用来表示市场潜力，计算公式为mpi=∑jYj/dij，其中，Yj是各省份(直辖市)的人均地区生产总值，dij表示地区i与、两地之间的距离。edu、pfdiZ、portdumZ是控制变量，分别表示人力资本、外商直接投资、港口城市虚拟变量。人力资本用各地级城市每万人中的高等学校的在校生数量来衡量①国外学者认为劳动力平均受教育年限是一个较好地衡量人力资本的指标(Barro等，1993)［14］。但是，由于数据较难获得，基于中国宏观数据的研究一直无法很好地度量人力资本。在这里，借鉴国内学者在面板数据约束下的通常做法，用一个地级城市每万人中的高等学校的在校生数量来衡量该地级市的人力资本。;外商直接投资用各地级城市的外商直接投资额与该地级城市的地区国内生产总值的比重来衡量。αi表示各地级市非观测固定效应，它代表了影响lnwageit的全部观测不到、在时间上恒定的因素;μit为误差项。

(二)数据来源及说明

我国城市建制分为直辖市、省会城市、地级市、县级市和镇。《中国城市统计年鉴》对地级市(本文是指地级市及其以上城市，包括直辖市、省会城市和地级市)分别列出“地区”和“市区”两项，而“地区”包括市区和下辖县、县级市。本文使用的数据为1995-2006年中国176个样本地级市的“地区”数据所构成的有效地级面板数据，来源于1996-2007年的《中国城市统计年鉴》。外商直接投资额根据当年年平均汇率换算成人民币价值。为了消除价格因素的影响，用消费价格指数将各地级市的职工平均工资、地区生产总值、地区人均生产总值、外商直接投资额等变量换算成以1995年不变价格计算的值。对于两地之间的距离dij，通过Google Earth软件测量整理得到，采用欧式直线距离用公里为单位来表示。对于各省份和直辖市的内部距离，借鉴了Redding等(2004)［15］的方法采用计算公式dij=2/3来求得，式中area为各省会城市(直辖市)的土地面积，这一数据也来自于《中国城市统计年鉴》。表1给出了计量模型中主要变量的描述性统计。由表1可知，我国各地级市1995-2006年的名义工资水平呈现明显的上升趋势，同时各地级城市的工资差距也表现出从逐渐扩大再到缩小的现象。1995年中国各地级城市职工平均工资的自然对数值的变异系数为 0.0294，到 2001年提高至 0.0368，到2005年和2006年又回到0.0289和0.0285水平。各地级城市每万人中的高等学校的在校生数量有所增加。但是，自1995年以来各地级城市的外商直接投资额占该地级城市的地区国内生产总值的比重却有明显下降。

(三)计量方法的选择

首先是在模型中主要关注的解释变量mp，即市场潜力。关于市场潜力，在新经济地理学的实证文献中，不同学者提出了不同的度量方法，最为常见的有Harris(1954)、Hanson(1998)提出的“市场潜力函数”以及Redding等(2004)使用双边贸易流量数据构建的 Ma和 Sa指标。与 Harris(1954)的市场潜力函数相比，后两者的指标更为精确，也得到了微观理论的支持，但由于我国各省份的房屋存量数据和各地区间双边贸易数据的不可得，加之在一个国家各地区间劳动力可以流动的情况下对Ma和Sa两种效应加以区分无甚必要(Ottavino 等，2006)［16］，所以我 们 采 用 Harris(1954)的度量方法来衡量各地区的市场潜力。

表1 主要变量的描述性统计(1995-2006)

第二，计量模型中变量的内生性问题。在计算市场潜力时，各城市的本地市场需求被考虑在内。一般而言，一个地区的工资水平越高，其本地市场需求规模也越大，这意味着一个工资较高的地区，其本身的市场潜力也较大，因此市场潜力和工资水平之间可能存在着联立内生性。此外，尽管在计量模型中考虑了人力资本和港口因素，但仍然忽略了一些影响经济活动分布的区位因素，遗漏这些重要变量可能会引起市场潜力与误差项之间存有相关性。基于上述分析，本文通过两个方法来解决内生性问题:(1)借鉴Hanson(1998，2005)的方法，在计算市场潜力时，采用各省的人均地区生产总值作为对地区购买力的衡量指标;(2)借鉴 Head 等(2004)［17］以及 Hering 等(2006)［13］的研究方法引入一个工具变量。一个好的工具变量必须满足两个假定:一是这一变量与内生解释变量存在相关性;二是这一变量与误差项不相关。我们选取一个衡量各省会城市“中心度”的指标作为市场潜力的工具变量，其计算公式为 Gci=ln∑j≠id-1ij，即各省会城市之间以及省会城市与直辖市之间的距离的倒数之和的自然对数值。利用本文数据，将这一工具变量和其他外生变量对lnmp进行回归，可得Gc的回归系数为0.8985，且在1%的统计水平上显著。这说明Gc满足作为一个良好工具变量的第一个假定。对工具变量的第二个假定而言，工具变量与不可观测的误差μit的协方差应该为零，然而在仅使用一个工具变量的情况下，无法对它进行验证，因此必须求助于经济行为来维持这一假定。对于Gc这一地理变量而言，它反映一个城市的相对地理位置，因此它是外生的，这也是许多研究采用地理变量作为工具变量的最主要原因。

通过对模型中使用的变量做Pearson相关性检验，推测变量间存在着多重共线性问题。为了进一步确定对模型采用固定效应模型估计还是随机效应模型估计，本文通过采用Hausman检验来验证，发现Hausman检验为负值，可以不拒绝原假设。因此，本文使用随机效应模型对计量方程进行检验。但同时给出普通最小二乘法检验的结果，便于比较分析。

(四)实证结果及解释

表2报告了相关检验的结果。在表2的第2列和第3列分别给出了采用OLS回归的估计结果。从中可以看到，市场潜力的系数符号都与新经济地理理论预期相符，而且估计结果在1%的统计水平上显著。在加入了其他控制变量的OLS回归检验中，市场潜力系数从0.7270下降到0.5409，但估计结果仍在1%的统计水平上显著，同时人力资本和外商直接投资两个控制变量的估计结果也在1%的统计水平上显著。在表2的第4列和第5列给出了采用含有工具变量的随机效应模型估计(IV-RE)的结果。我们发现当使用Gc作为lnmp的工具变量估计包含工具变量的随机效应模型时，Wald卡方检验(P值为0.0000)拒绝了IV-RE与RE的回归系数没有系统性差异的原假设，这表明市场潜力变量是内生的，可以使用IVRE回归以消除内生性偏误。在表2的第5列反映的是当进一步控制港口城市虚拟变量的情况下，用二阶段最小二乘法(2SLS)的IV-RE回归所得到的估计结果。以下根据IV-RE回归的实证结果进行解释。

表2 检验结果

首先，在控制了其他变量的影响之后，市场潜力对地级城市的工资水平有显著为正的影响，一个地区的市场潜力越大，其工资水平就会越高。具体来说，一个地区的市场潜力每提高10%，地级城市的职工平均工资就会提高7.485% -7.569%，即工资对市场潜力的弹性系数在0.7485-0.7569之间。其次，一些控制变量如人力资本、外商直接投资等，其系数符号都与理论预测和相关实证结果一致，即地区人力资本状况的改善能够有效提高该地区的工资水平，工资对人力资本的弹性系数在0.1773-0.1822之间。而外商直接投资与工资水平亦呈正相关关系，但外商直接投资控制变量在统计上的显著性略差。第三，港口城市虚拟变量的回归系数为正，但在采用不同的控制范围的情况下检验结果却有显著的不同。在表2的第4列中，我们对我国所有具有港口的地级城市设定虚拟值为1。用2SLS的IV-RE回归得到的系数估计结果为正，但在统计水平上不显著，且回归系数较小，仅为0.0262。当我们根据英国专业行业杂志《Cargo systems》评选的2008年世界港口排名的数据①在该份杂志上中国共有八个港口被列为世界前50位港口，它们分别为:上海(排名第2)、深圳(排名第4)、青岛(排名第10)、宁波-舟山(排名第11)、广州(排名第12)、天津(排名第17)、厦门(排名第22)和大连(排名第26)。，从中选出在世界排名前50位的中国港口，设定虚拟值为1，其他地级城市为0。采用同样的回归方法，估计结果显示港口城市虚拟变量在5%的统计水平上显著，显著性有了较大提高，而且系数大小也有了显著的变化(从原来的0.0262上升到0.107)。这表明良好的地理位置优势，并具有较强竞争优势的港口城市能更容易与外界联系，进入国际市场，这会有效提高该港口城市工人的工资水平。

为了进一步分析实证结果，本文计算了一个城市的市场潜力变化对周边地区职工平均工资的影响。选取上海作为代表性影响源，计算因上海的市场潜力增长10%对其他地级城市的职工平均工资造成的影响，计算公式如下:

其中，Δlnw∧是各地级城市职工平均工资的预期变化，α∧

是检验系数，d是从影响源到影响地之间的距离。选取我国217个地级城市作为考察对象，这217个地级城市即为受到上海市场潜力变化冲击影响的地区。方程(2)中的距离d为上海与这217个地级城市之间的距离。图2为分析结果。

从图2可以发现上海的市场潜力变化对其他地级城市职工平均工资的影响随着两地之间距离的增加而迅速下降。当上海的市场潜力增长10%，距离上海约200公里的地级城市的职工平均工资的变化比较明显，但对距上海1000公里以外的地级城市的影响就变得非常小了。这表明接近高市场潜力的地区，职工工资水平会受到它们的影响而不断增长，但在地理范围上是比较有限的。

四、结论与建议

本文使用1995-2006年我国地级面板数据，分析了市场潜力与地区工资水平之间的关系，并对影响我国地区工资水平的新经济地理因素进行了实证分析。实证检验的结果表明，在控制其他变量的影响之后，一个地区的市场潜力对其工资水平具有显著为正的影响。

首先，改革开放以后，东部沿海地区所具有的自然地理优势被凸现出来。对外开放引致的出口导向和东部沿海地区在改革开放以前既已蕴藏的市场潜力被激发出来，使得国内制造业以及外商投资向东部沿海地区集聚，进而提高了该地区的市场潜力。通过这种因果累积循环机制，大量的制造业从东北地区、西部地区转移到东部沿海地区，使得东部沿海地区成为中国的制造业中心。厂商的转移一般会带动人口流动和迁移，但由于我国劳动力流动长期受到制约，造成沿海地区劳动力供给约束，最终抬高了沿海地区的市场潜力和平均工资水平。因此，加快我国户籍制度、农地制度改革，保持劳动力的充分流动，将能有效地缩小地区收入差距。

其次，从新经济地理理论来看，运输成本大小是决定一个地区市场潜力的重要因素。虽然在研究中没有单独对运输成本进行考察，并且受到数据可得性的困扰，在计算市场潜力时用两地之间的直线距离长短来衡量地区间联系的成本，但是仅从理论上分析，通过降低一个地区与其他地区之间的运输成本，是可以提高该地区市场潜力的。有鉴于范剑勇等(2002)的研究，改善我国内陆地区内部交通运输条件，降低制造业产品的额外运输成本，将有助于我国内陆地区市场潜力的提高［18］。另一个方面，运输成本除了包含商品运输发生的有形成本以外，还包含了各种无形成本，因此，减少地方保护主义和国内贸易壁垒将有助于提升地区市场潜力。

最后，通过对上海市场潜力变化的空间外部性的考察可知，市场潜力对工资水平的影响在地理范围上是比较有限的，可以推想在我国任何空间上某一点的市场潜力变化对周边地区收入的影响都会随着两地之间距离的增加而迅速变小。因此，在继续推进建设珠江三角洲、长江三角洲以及环渤海经济圈三大沿海地区经济增长极的同时，加快东北经济区、海西经济区、成渝经济区、关中经济区以及北部湾经济区的发展，形成若干个产业集聚区，将内陆地区农村富余人口就地转移到本地集聚区，对于加强内陆与沿海地区的经济联系最终实现地区经济均衡协调发展具有重要的意义。

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