市场获得、边界效应与经济集聚——基于“中心—外围”城市经济活动的考察

———基于“中心—外围”城市经济活动的考察

赵永亮

（暨南大学经济学院，广东广州510632）

[摘要]本研究利用我国54个城市1990—2010年的经济活动数据重点考察了市场

获得对区域经济集聚发展的影响。结论发现随着市场获得的边界效应下降，要素（中间）品和最终消费品两个市场获得均具有促进区域集聚发展的作用，国内市场获得对中心城市集聚发展的贡献力在样本期具有下降趋势，而外围城市则反之。与其呼应的则是当前刘易斯拐点期和国际经济衰弱（波动）期外需市场获得空间增长乏力，这意味着工业生产性资源在空间上集聚配置的“地理界线”必然会由沿海边界线向内陆圈后移，“主外需，轻内需”局面向“内外需并重”转变将成为趋势。未来外向型的东部沿海（中心地区）集聚力相对下降，而内陆外围地区可吸收其扩散力；随着国内市场获得重要性的提升，内陆（或外围）地区将充分接受沿海地区“回波效应”带来的新增长力量，我国区域“中心—外围”发展格局有望走向渐进均衡化。

[关键词]市场获得；边界效应；中心—外围

[中图分类号]F291[文献标识码]A [文章编号]1006-480X （2012）03-0069-13

一、问题提出

我国快速增长的区域经济可以从新经济地理要素角度得以解释，除了传统的基本生产要素（劳动力、资本以及技术等）外，市场潜力的可获得程度（Market Potential ’s Accessibility ）成为地区经济增长的新驱动力（Head and Mayer ，2010）。本研究集中于要素（中间）品和最终消费品两个层面的市场（潜力）获得对区域经济集聚发展影响的经验考察。改革开放以来，我国区域经济呈现出两个类型的“中心—外围”格局，一方面我国长期保持着经济重心向东部倾斜的态势，沿海发达经济体呈现出空间俱乐部（Spatial Clubs ）集聚发展形态，即中心地区，内陆省份则处于相对落后发展的外围地区；另一方面，省份内部也出现了一定程度的中心城市集聚发展的态势，即要素（或资源）集中配置于省会或中心城市而集聚发展，于是也导致了省份内部大量外围落后城市的出现，这在长期成为我国区域发展的基本地理格局。

先前的研究观察到中国区域市场潜力总体上与经济规模保持了一致的空间分布，这就意味着

[收稿日期]2012-02-20

[基金项目]国家社会科学基金重点项目“后危机时代全球分工发展趋势及其对我国经济发展的影响”（批准号09AZD015）；教育部人文社会科学项目“我国省际贸易内需拉动研究”（批准号09YJC90120）；广东省自然科学基金项目“广东省内外贸易需求的双推动战略研究”（批准号S2011040003436）。

[作者简介]赵永亮（1978—），男，安徽巢湖人，暨南大学经济学院副教授

。

2012年3月

第3期（总288期）Mar.，2012No．3

China Industrial Econom ics 【产业经济】

—要素大市场和产品大市场的充分发展，城市的竞争格局也必然随着发生变化，先前业已形成的“中心—外围”非均衡发展态势会如何演变？尤其在当前国际和国内新形势下，一方面我国内部的劳动力等要素资源跨区域无限供给的时代已经过去，刘易斯拐点的到来意味着中心城市先前的竞争优势逐渐丧失；另一方面国际上发达经济体的市场需求乏力，沿海发达地区的依赖外需导向的工业发展受到阻力。双重因素导致我国传统的中心地区具有衰弱的趋势，这是否意味着外围地区将会取得后期发展的竞争机会？这正是当前研究者和决策者所关注的问题。

从文献来看，当前研究缺乏从新经济地理学（NEG）前沿理论来探讨区域（分工）集聚的现实问题。基于NEG理论模型的市场（潜力）获得关联研究涉及诸多经济空间变量，如GDP、就业量、工资率、贸易量以及区位选择的企业流量（或FDI流量）。大体上在研究思路上分为三个层面：一是通过市场（潜力）获得研究经济活动的空间差异，如跨区域工资率差异决定机制（刘修岩等，2007）、跨区域贸易竞争均态等。此类研究给出市场获得与跨区域增长指标、要素流量（或要素价格）等的关联机制，如MA-GDP、MA-L或MA-W理论模型，相关的国外文献见Redding and Venables（2004）、Hanson（2005）、Rodrigo Paillacar（2010）、Hering and Poncet（2010）等。二是企业区位选择和产业集聚，如Amiti and Javorcik（2005）考察了企业区位选择数量受制于市场获得的影响。三是基于边界的区域一体化效应，Annekatrin Niebuhr（2004）基于市场潜力考察了欧盟15国内部以及其与外部之间的一体化效应；Brakman et al.（2004）考察了德国边界地区的经济密度，对比研究认为边界成为经济均衡发展的阻力因素，无边界的市场自由化可导致需求溢出效应（Demand Spillovers）进而实现了跨区域工资率差异收敛。Redding and Sturm（2008）同样基于市场获得的跨边界阻力来考察东德和西德之间“柏林墙”消除背景下的一体化效应。在国内基于边界因素结合NEG的新型要素（市场获得）来研究一体化的文献甚为罕见，如赵永亮（2009，2011）分别基于中国的省份边界、国家边界考察了我国区域发展的贸易市场一体化问题。显然，当前国内的关联研究更多地从产业区位以及贸易需求角度来对市场获得对经济活动的地理空间分布不平衡进行考察，而缺乏基于市场获得以及跨边界一体化联合的视角来分析我国经济集聚问题。本研究还突出利用城市层面的多重经济活动变量来体现区域经济集聚发展程度，进而从市场获得、边界阻力以及因素多角度来考察我国城市集聚发展的现状逻辑。

二、理论和实证模型

我们基于Helpman（1998）的经济地理模型给出一个基本描述，该模型衡量一个统一经济体内城市间的人口均衡分布问题①。我们考虑一个单一的由固定数量城市组成的统一市场经济体。城市数量r∈{1，...，R}，每个城市拥有H r完全无弹性的不可贸易的设施资源。我们根据Helpman的模型来解释这些不可贸易设施资源的定义，比如房屋。但是这些设施包括了那些固定不可移动的会增加拥挤成本从而促使经济活动离散的资源。整个经济体可以由L r个消费者来代表。每个消费者都被赋予一单位完全没有弹性的零效用的劳动力，但可以在城市间自由流动。消费者效用可以定义为可贸

易的工业产品的消费指数C M

r 和对不可贸易品（比如房屋）的消费指数C H

r

。用道格拉斯函数来表示

效用函数：

U r=（C M

r ）μ（C H

r

）1-μ，0＜μ＜1（1）

工业消费指数利用Dixit-Stiglitz的标准CES函数来表示，我们假设制造品的多样性受制于冰

①Redding and Sturm（2008）给出了一套市场获得与劳动力供给关联机制模型，其主要的基础假说包括垄断竞

争下的规模报酬递增特性，并引入交通运输费用和产品多样化需求的消费者偏好假定；以此假定为基础的经济地理演变机制会产生经济集聚效应，最终可得到要素流和市场获得的关系模式。

山运输成本。为了使得由i城市生产出来的一单位某种产品运输到r城市，必须有T ir>1的产品被运输至目的地，因而（T ir-1）就用来衡量运输成本。到岸的制造品价格指数为：

P M

r

=（∑i n i（p i T ir）1-σ）1/（1-σ）（2）我们假定i城市具有差异化的n i家制造企业，每个企业都面临相同的需求弹性和对r城市的人收取相同的均衡价格p ir=T ir p i。公式（2）的价格指数是基于对制造产品供给资源的获得能力，这种供给获得由每个i城市的产品多样化数量，产品离岸价格以及从i城市运输到r城市的运输成本三个因素来决定。我们利用Redding and Venables（2004）定义的Market Access（MA r）来定义消费品供给获得，该指标主要与消费者关联，则具体表达式如下：

P M

r

=[MA r]1/（1-σ），MA r≡∑i n i（p i T ir）1-σ（3）基于Redding and Sturm（2008）的均衡分析，当给定所有市场的总需求，每个城市的每个制造企业都只能接受一个足够低的价格来卖出x单位产品，进而回收企业的固定成本投入，且产品的离岸价是一个由边际成本决定的常量。因而i城市的均衡工资w i必须足够低以至于企业可以卖出x 单位的产品和回收固定成本；进一步可得到制造企业均衡工资方程w i的条件如下：（σ/σ-1）σ=（x軃）-1∑r（w r L r）（P M r）（σ-1）（T ir）（σ-1）（4）公式给出了在给定市场总需求和生产技术的前提下，i城市每个企业所能给出的最高工资。在式子的右边，r城市对来自i城市生产的产品需求由r城市对制造产品的消费总支出μE r=w r L r，多样

化产品的制造价格指数P M

r

以及运输成本T ir共同决定。对i城市多样性产品的总需求是以双边运输成本T ir为权重的各种产品总需求加权总和。我们定义这个加权总和的市场需求为要素市场获得SA i，则工资方程可进一步简化为：

w i=ξ（SA i）1-σSA i≡∑r（w r L r）（P M r）1-σ（T ir）1-σ（5）上式（5）为制造业工资方程，其中ξ表示常数项；由此我们可以发现靠近大市场的城市因为相

比较高的价格成本（w

r L

r

）（P M

r

）σ-1以及较低的运输成本T

ir

，因而具有更高的均衡工资。我们需要从

公式（5）中细分出市场获得随（企业与销售市场之间的）距离而变化的关系模式，值得注意的是公式（3）中的市场获得则由消费者与产品供给市场之间的距离来决定。显然两个指标在定义上存在一定分歧，但均由市场接近度有关，其中一个强调企业层面的要素（或中间品）市场可获得程度，而另一个体现消费者层面的最终品市场可获得程度。

1.市场获得的集聚均衡

该新经济地理模型的宏观经济均衡由产品市场和要素市场的多重均衡方程中的w r，p r，L r，n r，

P H r ，P M

r

，E r七个变量共同来决定（Redding and Sturm，2005）。其他的内生变量都可以通过函数的形

式写进均衡关系式中。结合制造价格指数、房屋（不可移动资源）价格方程和劳动力流动条件，我们将核心变量（两个层面的市场获得）提炼并纳入研究目标，进而可以得到劳动力集聚规模的一个简单的解析式①：

L r=π（SA r）μ/（σ（1-μ））（MA r）μ/（（σ-1）（1-μ））H r（6）上式中π表示固定常数。我们从研究给定均衡时候的这个关系式的特性开始，式（6）表明一个城市具有越高的消费市场获得，越高的要素供给获得（其中σ>1），或者更高的房屋资产价格，则该

①具体的均衡分析见Redding and Sturm（2008）；其中要素市场均衡时，假定一个统一的要素市场中劳动力会

在不同城市之间流动来获取不同城市间实际工资的工资差，实际工资由可贸易制造品的价格和不可贸易

的房屋价格来决定。因而我们得到满足所有r城市的劳动力移动条件为1=（P M

r ）μ（P H

r

）1-μw r-1。此外，根据产

品市场均衡时每种产品的固定均衡产出和制造业生产技术，劳动力市场出清的条件为L i=n i l軃i=n i Fσ。

城市就会有一个更高的均衡人口分布。依据Fujita et al.（1999）的推论，我们可以认为一个城市的人口集聚得益于该地区的经济活动密度，即一个地区的市场获得越高，则企业更能够获得集聚效应（或生产的规模效应），如更容易接近消费者以及要素市场，从而具有竞争优势的企业能够支付起更高的劳动力报酬，并最终吸引了众多的劳动力（或制造业工人）进入该城市居住就业；此外，更多的房屋供给降低了房屋的价格进而也提高了实际工资最终提升了此城市的吸引力。

2.经验模型与估计方法

（1）市场获得的指标度量：边界的作用机制。本研究以下将重点考察消费品市场获得和中间（要素）品市场获得的指标构建，当存在跨省份边界时，我们有理由认为贸易运输更可能发生额外的有形或无形壁垒成本，这通常导致消费者更具本土偏好，体现在市场获得的度量方面，我们将考虑除距离以外的边界阻力系数，即Bor r s 和Bor r M 分别代表城市r 在享有所有城市i 的中间要素品市场获得和最终消费品市场获得时遭遇的跨边界阻力。由此，我们可依据Harris （1954）的市场获得定义，特定区位商品和服务的潜在需求依赖于其是否接近于有购买力的消费者，即城市r 的市场获得取决于以距离为贸易成本，收入为权重的省份内外部总需求潜力。不同于Redding and Sturm （2008）的设定，我们设定市场获得与边界阻力存在指数关系，即中间要素品市场获得和最终消费品市场获得与名义市场潜力的关系模式如下：

SA r =（∑i （Y S it /dist ri ））

Bor s r =（SA r *）Bor s r ；MA r =（∑i （Y M it /dist ri ））Bor M r =（MA r *）Bor M r （7）上式中Y M it 为城市i 在时期t 生产最终消费品的总产量，Y S it 为城市i 时期t 中间要素品的总产

量；其中城市i 的集合来自我国不同省份的城市总样本；计算城市i 内部距离时，借助区域面积来折算。值得注意的是Bor r s 和Bor r M 均位于区间（0，1）；且该值越接近零，表明边界对市场获得阻力效应越大；一个极端情形为两个边界效应系数等于零，则SA r 和MA r 分别为1，而两个边界效应系数等于1时，两个市场获得指标分别等于实际度量的名义市场潜力（Market Potential ）值。在计算城市r 的市场获得时，其与不同跨省份样本城市i 间的阻力系数尽管随着i 存在地区差异，但在理论上存在一个平均阻力系数Bor r s （或Bor r M ），同时我们允许该平均边界系数随着城市r 而变化①。

（2）经验模型与估计描述。为了得到消费品市场获得MA r （以及中间品要素市场获得SA r ）与劳动力供给规模之间的经验模式，我们针对方程（6）两边取对数整理可得：

ln L r =α+β1ln （SA r *）+β2ln （MA r *）+γln H r +ε（8）

值得注意的是当不考虑跨省边界对市场获得的阻力影响②，即省份内外的城市消费者（或企业）在产品需求时无本土偏好（Home Bias ），则β1/β2=（σ-1）/σ。为了从待估系数中分离出两个层面市场获得的边界效应系数，我们需要估计出替代弹性σ，依据劳动力市场出清条件的方程，我们可以得

到产品多样性之间替代弹性的待估系数，由表达式σ

赞=（L i /n i ）F 来体现，进而从待估系数β赞1和β赞2中分别分离出包含制造品消费权重μ的边界效应系数。

出于稳健性考虑，我们对方程（8）纳入了一组控制变量；此外，本研究为了多角度考察最终品市场获得和中间品市场获得对经济活动密度的影响，我们还分别纳入就业密度、工资率和GDP 作为因变量，分别针对方程（8）进行估计。

三、样本描述与指标度量

1.数据和样本

最终消费品的产量由工业增加值体现，而中间要素品总量由代理变量体现，即由工业增加值结①

其中SA r *和MA r *分别表示两个不考虑边界摩擦的市场获得值，即名义市场潜力；该指标便于经验测度。②其中β1=Bor r s σμ/（1-μ）；β2=Bor r M μ/（（σ-1）（1-μ）。

合投入产出系数折算出每个城市的要素供给能力。基础数据来自中国和各省份的历年统计年鉴以及1997年的中国区域间的投入产出表。我们的变量或指标包括53个城市的就业规模、就业密度、城市化率、住房价格指数、制造业的工资率、人均GDP 、工业增加值；农业和制造业的就业比例、企业规模以及樊纲市场化指数（樊纲等，2010）；数据年份选取1990、1995、1997、1999、2001、2003、2005、2007、2008、2009、2010年，样本量包括全国54个城市①，总体数据为面板数据；54个城市来自28个省份（或地区），除了少数省份和直辖市外（如北京、天津、上海与宁夏），其他省份平均选取两个城市作为样本点。距离涉及两部分，即跨城市（和地区）距离和城市内部距离。前者主要通过城市之间（以直线距离来度量；后者主要考虑城市（或地区）内部面积换算系数来度量，本文借鉴Nitsch （1999）和

Annekatrin Niebuhr （2004）的估计参数，即d ii =0.75

·A i 姨②。距离来自卫星定位系统Google Earth 的测量以及地理网站（www.geobytes.com/city distance ）获得。

2.市场获得的度量

不同于赵永亮（2009，2011）的省份层面度量，本文更深入基于54个城市的市场获得进行全面测算中间品要素市场获得SA *

和最终消费品市场获得MA *；结果来看两者在城市层面的均值水平分别为4.502和3.963。通过对市场获得SA *和MA *简单的聚类分析，我们给出两个层面市场获得的三个俱乐部城市群。①就MA *来看，属于第一俱乐部群（MA *值大于4.5）的城市为，北京、天津、上海、广州、杭州、无锡、南京、宁波、芜湖、郑州、唐山、武汉、长沙、石家庄，此类城市在地理区位上主要处于东部沿海和中部腹地，属于我国经济重心地带；而属于中间的第二俱乐部城市群（3＜MA *＜4.5）的数量最多，达到29个；而低市场获得水平第三俱乐部群的城市分别为石嘴山、铜川、嘉峪关、三亚、西宁、曲靖、海口、自贡、克拉玛依、银川和兰州，基本来自西部外围区域。在三个俱乐部群的MA *贡献度方面，发达的第一俱乐部群占全国总量MA *的62.3%，高于后两个城市群的市场获得总和。②就SA *来看，中间品市场获得低于3.0的城市多达19个，基本覆盖了MA *的第三俱乐部群；而高于4.5的集群城市数多于20个，同样囊括了所有的MA *第一俱乐部城市群，这表明中间品市场获得的集群俱乐部与消费品市场获得保持了较为一致的结构。总体显示出MA *和SA *

在我国由东向西存在阶梯型递减趋势。

从时间趋势来看（见图1），两个层面市场获得

在样本期（1990—2010）内保持了较为一致的递增

趋势，SA *和MA *年均增长率分别为1.733和2.467。

这表明在全国范围内消费品市场得到了更为充足

的发展，而中间（要素）品市场获得发展相对滞后，

即我国跨省份区域要素品市场的一体化程度不够

理想，原因可能来自跨省份边界的壁垒阻力，且地

方对中间（要素）品的保护程度大于最终

品，深入分析尚待后文进一步检验。

我们进一步给出了城市层面的两个市场获得

与相关经济活动变量的关联图，图2实际为样本期①具体的样本城市包括：北京、天津、沈阳、大连、石家庄、唐山、上海、南京、无锡、杭州、宁波、济南、青岛、福州、

厦门、广州、韶关、海口、三亚、太原、大同、呼和浩特、包头、长春、吉林、哈尔滨、齐齐哈尔、合肥、芜湖、南昌、景德镇、郑州、开封、武汉、黄石、长沙、株洲、南宁、柳州、贵阳、六盘水、昆明、曲靖、成都、自贡、西安、铜川、兰州、嘉峪关、西宁、银川、石嘴山、乌鲁木齐、克拉玛依。

②Annekatrin Niebuhr （2004）认为内部距离（d ii ）可以按照该区域面积（A i ）的单位根来计算，一般设定一固定比率。

图1城市SA *和MA *

年均趋势

（1990—2010）年份均值的散点图。总体

来看，无论MA 还是SA 均保持与GDP

高度的线性关联，这体现出一个地区自

身的经济规模越高，相应地其也具备较

高的市场获得水平，尽管一个地区的市

场获得更加依赖于其自身周边城市的经

济发达程度，但自身的发达通常也意味

着其周边兄弟城市具有相应的经济发达

水平；不同于层面，国内区域经济的

地理分布更具连续性，这就决定了核心

区域向外围扩散具有一个连续的空间分

布（Rossi-Hansberg ，2005），这在逻辑上

容易被理解。且两者与工资率的正关联

趋势也较为明显，而与就业率的线性拟

合度似乎并不显著。四、基本估计

1.内生性问题与估计方法

在考察市场获得与就业量的相关国外经验文献中，多数研究认为市场获得对就业量的影响并非单向作用，如Redding and Sturm （2005）建立了市场获得—劳动供给关联机制，他们给出了要素市场均衡条件下的市场获得—工资率相互制约方程；此外，市场获得为潜在地区消费支出的求总值，而总支出依赖于收入，进而受到工资的影响，这导致估计因变量和自变量的因果关联；类似地Head and Mayer （2006）在研究市场获得与工资率关联实证时也遇到了以上问题。为克服内生性的缺陷，本研究基于面板数据，拟构建两组方法（GMM 和IV ）来加以比较估计。①GMM 估计①。克服内生性问题的直接方法在于选取合适的工具变量，这一方面需要选择的工具变量实现与残差扰动项不相关，另一方面需要保证工具变量与其他解释变量之间的性；为此我们选择就业量（因变量）的滞后一期进入方程进行控制。②IV 估计。另外一个可行的解决内生性办法，在于从市场获得变量中分离出对就业量外生冲击的子成分（Sub-component ），理想的MA 工具变量应该只影响MA 而非受到就业量的影响；依据Head and Mayer （2006）和Hering and Poncet （2010）的思路，我们认为适合于用一个相对经济发展指标替代总量就业规模进入工具变量的选择集；权衡来看，我们最终用各样本市（地区）工业产值占当年全国总的工业GDP 的比重来表示。

2.回归结果

基于以上考虑我们首先给出一组GMM 估计（即表1回归1-3）和另外一组IV 估计（即回归4-6）；为了比较分析以及稳健性考虑，我们也给出了非线形估计（NLS ）的方程回归7—8。其中所有GMM 回归和IV 回归均给出了模型设定的工具变量过度识别J 检验值，总体来看，相应方程的Hansen J Statistic 显示较为理想，我们不能拒绝工具选择的有效性。

两个市场获得在不同程度上保持了与就业量的正向关联，这与我们的理论方程（6）保持了一图2SA *和MA *与GDP 、ED 、W 的关联

①GMM 方法与过度识别的检验（Hansen J Statistic ）。对于动态面板的增长回归来说，GMM 方法显得尤为重

要和作用突出，良好表现的GMM 估计可以保证存在异方差情况时估计系数也是有效的，而且也是一致性的。这主要依赖于工具变量是否有效，Hansen Sergeant 过度识别约束的检验可以辨别工具变量是否有效，在原假设下，该统计量对于过度识别约束的数量上服从卡方分布；如果拒绝原假设，则说明我们应该对工具的有效性持怀疑态度

。

个省份的两个城市配对中选择一个较发达的中心城市）。

致，也表明“市场获得—就业量”关联机制的存在性，估计结果在GMM和IV方法之间并没有太大差异。比较来看，ln（SA*）的估计系数值高于ln（MA*），即前者对就业量具有更大的解释力度（或贡献程度）；同时两个市场获得估计系数的显著性水平较为接近（均通过了5%的显著性水平）。这也意味着中间品市场获得对于一个城市扩大就业规模更具优势，进一步的分析待后文继续检验。值得注意的是，中心（或省会）城市样本I的估计显示两个市场获得的估计系数显著性更高，这意味着对于经济较为发达的城市群体来说，“市场获得—就业量”正向关联机制更具可靠性。

变量ln H在多组回归中一致显著为正，这与我们的逻辑推理并不相符，这表明居住成本（房价）越高的城市也是劳动力就业规模高的地区，我们并不能以此推断ln H对劳动力就业具有推动作用。尽管如此，该结论与我们观察的现状保持了一致性，即生活成本高的地区经济相对也较发达，劳动力具有集聚就业的趋势。

控制变量的表现。鉴于我们选取的面板数据涉及我国跨大区域（东中西部）近30个省份11个年份的样本，因而可能存在估计的多重不稳定因素，如截面异方差和时间趋势的扰动性；我们分别选择了东部区域（虚拟）变量和时间固定效应加以控制，两个变量的总体表现得到了我们预期的效果；最后考虑到我国城市区域的市场化进程存在差异性，因此也纳入“国有企业比重”加以控制，回归系数表明一个城市的就业量与市场化推进保持了正向关联，但显著性略弱。

五、市场获得的边界效应获取

我们在上文（经验模型与估计描述部分）给出了市场获得的边界效应分离方法，即从市场获得待估系数β赞1和β赞2中分别分离出Bor s和Bor M。基于表1的多组回归，我们发现两个市场获得的估计

系数值较为稳定；这也表明回归1中针对SA *

和MA *的估计值得信赖。鉴于此，我们继续基于回归1的变量设定分样本年份逐个估计，分别得到15个年份的边界效应值。为了简单起见，我们利用

Head and Mayer （2000）等相关的思路，具体设定产品多样性之间替代弹性σ=2，同样设定不可贸易

品H 和制造业品的消费比例μ=0.5；因而我们容易得到要素（中间）品和最终品市场获得的边界效应

系数分别为β

赞1/2和β赞2，但是该系数体现的是“负壁垒”，即一体化程度。为了直观分析，我们通过系数标准化调整，拟用1-（β赞1/2）和1-β赞2来体现正（阻力）壁垒，并通过指数形式给出了边界效应Bor s 和Bor M 的估计量（见表2）①。

①

依据Helliwell （1997）和Okubo （2004）等的测算方法，我们设定边界效应估计系数的指数形式exp （β

赞）。平均边界效应

Bor

边界效应I

Bor s （SA ）边界效应II

Bor M （MA ）相对系数值

Bor s /Bor M 1990 3.602 2.233 4.9710.4491995 2.854 3.670 2.037 1.8021996 4.016 3.631 4.4010.8251997 3.437 3.545 3.328 1.0651998 3.380 2.748 4.0110.6851999 2.177 1.709 2.50.62000 2.170 1.266 3.0740.4122001 1.863 1.159 2.5660.4522002 1.394 1.478 1.309 1.1292003 2.057 2.843 1.271 2.2372004 1.560 1.336 1.7840.7492005 1.288 1.9020.674 2.8222006 1.250 1.6250.875 1.8572007 1.0 1.2330.945 1.3052010

0.787

0.428

1.145

0.374

市场获得的边界效应指数值

表2

总体来看，我们的边界效应指数值随着样本年份具有波动下降的趋势，其中Bor s 和Bor M 的样本期（2005—2010）均值分别低于基期（1990）相对水平的41.9%和81.7%，这表明跨区域边界阻力正在变小，两大产品市场的一体化程度越高。从20世纪90年代初至21世纪前10年的期间来看，我国省份区域在克服市场潜力获得的边界（壁垒）效应方面呈现出积极的效果。值得注意的是，跨区域壁垒的消除有利于贸易一体化和产业集聚分工的双重推进，一方面，消费者更加便捷地获得最终品市场，而生产性企业也更容易接触原材料（中间品）市场；另一方面，跨省份边界（壁垒）效应的消除，将在更大地理空间里保证企业的上下游垂直分工，因而跨省区的生产分工得以强化，这进一步促使不同类型或区域的城市走向产业（分工）化集聚发展。

六、市场获得、边界效应对经济集聚的影响分析

本研究以下将重点引入两个层面的市场获得指标（SA *

和MA *）进行估计；此外经济集聚的影响因素还包括跨边界的壁垒因素———边界效应变量。基于方程（6），我们已经完成了市场获得的边界效应参数估计，尽管只获取15个年份估计值，但仍可融入面板数据对经济集聚变量进行解释回归，以此识别其相应的影响程度。另外，中国城市集聚发展还来自制度变量的充分影响，尤其“改革”和“开放”因素不如忽视，为此我们纳入了樊刚指数、国有企业比重以及对外开放度加以体现。最后控

我们的估计一共进行了三组（一组为基础回归和另两组为工具变量回归），其中经济集聚的基础估计（回归1-4）选取了就业密度ED，我们认为一个地区的就业密度越高，则相应地经济集聚发展水平也越高。此外，回归5-6和回归7-8则分别选取了工资率（w）和GDP为经济集聚的代理变量。总体上，本研究的模型设定和拟合度均较为良好，而多数方程的Hansen J Statistic显示较为理想，我们不能拒绝工具选择的有效性（见表3）。主要变量系数的估计结果如下分析。

1.市场获得对经济集聚的贡献分析

总体来看，SA*和MA*保持了对经济集聚的正向促进作用，两个市场获得在进入回归1后均通过了5%的显著性水平，且在其他多组回归（包括因变量为工资率和GDP的方程）中均保持了与预期一致的影响方向（系数符合基本为正）。我们的结论也与Rodrigo Paillacar（2010）等的国际经验结果相符，强调了最终品和中间品两个市场对经济集聚的重要性，因为要素来源地市场和销售地市场是否便捷获得直接影响到微观经济主体（企业）的区域选择行为；在规模收益递增和存在运输成本的条件下，这也意味着拥有较好的接近顾客（前向联系）和供应商（后向联系）机会的区域更容易吸引企业在该区域投资设厂（Amiti and Javorcik，2005；金少胜等，2010），一个地区的企业集聚生产也就意味着就业密度的提升，这是“市场获得—经济集聚（就业密度）”的基本逻辑。

更深层次的逻辑在于以产业分工为视角，市场获得的提升可以促进区域经济的分工集聚。分类来看，我国可能存在三个层次的区域分工集聚，第一层次为东部和中西部以跨大产业部门的要素品和最终品“垂直分工”为主，显然该层次的广义要素品也就是通常所指的农业食品原料、农业工业原料、金属矿产品和能源矿产品等；而最终品则主要体现为大类的纺织消费品、机械产品、电子产品或化工品等。第二层次为东部（或中西部）自身省份城市之间的产业内分工集聚，具体表现为东部省份内部某个制造业行业的上下游分工，而西部省份则为某个原料品行业内部的上下游垂直分工。第三层次为城市内的产品内垂直分工，如在我国一些省份辖域的城区里存在数量不少的“专业镇”或“专业产品区”，某个特定小产品通常意味着两个大市场，即“要素大市场”和“消费大市场”的同时存在。显然，生产分工的细化一定附体于地理空间上的分工布局，这就形成了我国当前区域集聚的形态。

基于生产分工来分析两个市场（潜力）获得（SA*和MA*）对经济集聚的影响才更具有意义。在自由一体化经济体内，要素品市场和最终品市场的发育程度依赖于一个国家产业分工的深化程度；从另一个角度本研究度量的区域市场（潜力）获得水平，也能够很好地体现区域分工度，当一个地区完全自我封闭循环（即不存在跨区域分工），则其对外的SA*和MA*均为零。比较来看，SA*相对MA*具有较高的经济集聚贡献力，这似乎表明获得廉价要素比销售市场更重要，可能的解释在于我们未能考虑参与国际分工的影响因素，即未能计算国外最终品市场（潜力）获得的影响，我国沿海发达地区更倾向于外需导向的工业生产；而我们的经验分析只考虑了国内需求的最终品市场（潜力）获得，显然MA*不足以完全解释沿海发达地区的经济集聚。

2.边界（壁垒）效应的经济集聚影响

首先回归1和2符合预期，但回归系数显著性不高（仅通过了10%的显著性水平），这仍然可以说明随着边界（壁垒）效应的消除，一个城市区域的经济活动（密度）水平越高，越有利于企业集群以及产业集聚发展；概括来说，通过消除要素品和最终品两个市场的跨区域贸易壁垒，提升市场一体化水平进而可以促进区域经济集聚发展。比较来看，减小中间要素品市场获得的跨区域边界阻力更能促进一个城市的集聚发展。

制度因素和控制变量。体现市场化进程的樊刚指数对区域集聚发展较为一致为正影响，而国有企业比重的估计不理想（系数符号不一致且不显著）。值得注意的是，本研究城市样本并非随机抽取，样本群里的中心城市比重较高，因而我国长期的市场化推进在层面上有利于全国大市场的形成，以及促进了区域分工发展，最终可能有利于核心城市区的集聚发展，但尚待进一步检验。此外对外开放在回归1中也不显著，且多组回归中的影响符号并不一致，原因可能在于，尽管对外开放有利于沿海发达城市的集聚发展，但鉴于我们的样本均匀分布于全国的地理空间，因而结论的不稳定性就具有了逻辑性。此外，ln H和核心区变量进入回归方程，起到了预期的控制效果。

3.市场获得和边界效应对区域平衡发展的影响——

—中心与外围城市的样本比较估计为了进一步考察市场获得和边界效应影响“中心”和“外围”城市是否存在差异性，我们依据上文的描述，将54个样本城市分别划分为中心城市和外围（次发达）城市两类，方法并不是简单地按照总体样本的城市经济总量（GDP）排名，而是选择一个省区内两个配对城市中的相对总量优势的城市为中心城市，而另外一个则自动列入外围城市。并基于表3的变量设置重新进行了两组估计，即表4中的样本I（中心城市）和样本II（外围城市）的回归。

我们对边界效应的两个子样本进行比较分析，基本结果显示两个层次的市场获得在样本I的回归系数较为一致地高于其在样本II的水平值，估计系数均通过了5%的显著性水平，这表明外围地区的发展越来越依赖于要素（中间）品和最终品两个市场的可获得性。尤其值得注意的是，我们设定了子时期样本（2000—2010）进行了两组回归2和6，结果两个市场获得SA*相对MA*在回归2中的

解释力度均有所下降，而在回归6中保持了一定的增长，这表明市场获得对中心城市的集聚贡献呈现乏力态势，而对外围区域集聚发展呈现出持续的正面作用。这意味着当前市场获得的作用机制可能有利于我国区域平衡发展。

值得注意的是，我国区域经济在地理空间上长期呈现出“中心—外围”的竞争格局，非均衡发展成为一段时间的常态，一方面，东部和中西部大区域之间存在非均衡发展常态；另一方面，省份内部城市之间也存在“中心—外围”的非平衡发展。总体来说，一段时间内沿海地区超前发展起来，即使在内部省份的中心城区（或省会）相应也获得了发展的先机。无论依据罗斯托的起飞理论还是佩鲁的增长极理论，一个地区若想获得经济发展，在先期必须形成要素或资本的集聚之势；显然，NEG的新型要素——

—市场获得在区域经济集聚发展初期可成为市场“先机”优势（Advantage of Market Opportunities），而在集聚进程中也可成为市场“潜力”优势（Advantage of Market Potential）。我们的经验结果意味着市场获得对中心区域集聚发展的优势在丧失，且外围区域则可能逐渐接替中心区域而享有更大的市场获得贡献优势。

通过两个子样本的比较研究，还发现中心城市的子样本回归相对显著，且解释力度（系数绝对值）大于外围城市样本的对应值，似乎表明发达的中心城市相对落后城市更能够从市场一体化进程中得到经济集聚发展。基于Krugman（1991）和Redding and Venables（2004）的先期研究，我们认为在要素自由流动和产品市场自由准入背景下，竞争机制使得区域发展存在分化，当某个地区获得发展先机，取得竞争优势并形成一定的集聚向心力，累积因果链进一步维持了该地区的竞争优势，反

过来又促进了更多资源由外围向其集聚发展，即出现了现实中可观察到的发达城市和相对落后城市并存的局面。我们的研究视角不同于Redding and Sturm（2008）的考察，后者认为西德和东德的边界导致两个地区的城市存在非对称发展，而无边界阻力有利于消除地区差异①。一方面，本研究则侧重于无边界效应背景下自由市场将导致区域经济“中心—外围”的格局形成；另一方面，我们更侧重于国家层面的整体边界（壁垒）效应水平的消除，这将有利于整体市场获得（SA*相对MA*）的提升，进而有利于区域集聚发展。总体来看，我们未能得出边界效应的消除对“中心—外围”非均衡格局产生制约的作用。

七、结论

本研究借助新经济地理的“市场获得—经济活动量”关联机制，给出我国城市区域集聚发展的基本分析。我们利用54个城市在1990—2010年的经济活动数据，研究发现市场获得作为NEG的新型要素对区域集聚发展起到积极的贡献，地区经济发展取决于是否充分享有要素（中间）品和最终消费品两个市场获得。在国家层面，要素和产品两个大市场充分发育也意味着区域发展的深化分工，而生产分工的细化一定附体于地理空间上的区域分工布局，这就形成了我国当前区域集聚的形态。而区域一体化下的边界（壁垒）效应的消除无疑促进了城市经济的集聚发展。

我们的研究重点考察了市场获得如何影响我国城市“中心—外围”竞争格局的形成和演变，结论发现市场获得对中心城市集聚发展的贡献力随着样本期具有下降趋势，而对外围城市则反之，这表明外围区域可能逐渐接替中心区域而享有较大的市场获得贡献优势。

纵观区域经济发展历程，我们发现与区域非均衡发展保持一致的则是跨省份（或城市）地区的市场获得在空间上也存在非均衡的地理分布；而长期来看，市场获得的空间分布也存在动态演变，这将改变我国业已形成的区域经济“中心—外围”竞争格局。依据的战略思想，我们认为先期一部分城市（或地区）先发展起来，未来需要发达地区带动落后城市（地区）共同发展，最终走向区域均衡模式。基于新经济地理理论，这要求以集聚力为主导的中心城市（地区）发挥溢出效应，让其扩散力发挥主导作用，进而促进周边的外围地区协调发展，缩短中心和外围的差距。

在当前的新形势下，我国区域协调发展面临着一个良好的契机。一方面，我国劳动力等资源性要素不再无限供给，这逼迫经济快速走向刘易斯拐点，另一方面，国际经济存在不稳定的周期波动，外部需求市场增长乏力，因而沿海发达地区依赖低成本要素的出口导向型发展模式受到极大阻力，于是沿海发达地区的竞争力优势相对减弱，进而要素和资源的集聚力下降。未来一段时期，我国在战略上应该扭转“主外需，轻内需”的工业生产模式，内需倾向的工业发展将带来产业布局的区位调整，这意味着资源在空间上集聚配置的“地理界线”必然会由沿海边界线向内陆圈后移。于是内需主导的发展战略将会给先前的外围地区带来契机；当工业生产开始关注内陆市场甚至向内陆空间转移，则外围地区的市场获得相对提升，于是外围城市（地区）不断接收中心地区回波效应的影响，经济集聚力得以增强。这最终会改变先前“中心—外围”的相对竞争格局，促进区域协调发展。

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①Redding and Sturm（2008）的研究发现东德和西德之间的柏林墙存在严重的边界（阻力）效应，并且构成了

德国区域差异发展的重要因素。

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〔22〕樊纲等.中国市场化指数——

Market Access，Border Effect and Economic Concentration——

—Based on Urban Economic Activity and Center-Periphery Model

ZHAO Yong-liang

（School of Economics of Jinan University，Guangzhou510632，China）Abstract：This paper uses the sample of1990—2010with54China’s cities to study the impact of market access on economic concentration，and finds that both SA（supplier market access）and MA（demand market access）increase the level of regional cluster as border effects decline.Domestic MA shows a downward role’s in city agglomeration with sample years，while foreign MA has a upward contribution to it.Since China’s economy is running to the Lewis turning point and international market shrinking due to cyclical fluctuations，the changing regional distribution of industrial production resources will happen and the direction of resources gathering goes from coastal boundary to the inland circle，so China will focus on developing both domestic and foreign demand. In the future，the economic agglomeration force in export-oriented eastern coast will decline，and it’s a chance for inland areas to absorb economic resources.With an upgrading importance of domestic MA，inland（or peripheral）regions can enjoy the new growth force from“echo effect”.The center-periphery pattern of development is expected to change

Key Words：market access；border effect；center-periphery

〔责任编辑：王燕梅〕

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