市場潛力與地區工資差異：來自中國地級面板數據的實證分析

陳 博

(寧波市智慧城市規劃標準發展研究院，浙江寧波315000)

一、引言

地區收入差距問題一直以來都是經濟增長理論和發展經濟學中一個經久不衰的話題。開始于20世紀70年代末的改革開放和經濟改革使我國經濟實現了令人矚目的成績，但整體的經濟增長并沒有帶來各地區間均衡的經濟發展。這引起了國內外眾多學者從不同的角度對我國地區差距問題進行了大量的研討，取得了較為豐富的研究成果。

雖然關于我國地區差距日益擴大的呼聲主要是從20世紀90年代開始的，但Tsui(1991)使用較長時期的分地區人均工農業總產值等歷史數據進行的分析表明，早在改革開放之前的計劃經濟時期，我國已存在比較嚴重的地區差距［1］。為了縮小地區收入差距，中央政府在20世紀50-70年代之間持續實施了轉移財政支付、平衡收入差距的政策，但這并沒有改變因我國地區間經濟效率差距所帶來的收入差距問題。Kanbur等(2005)發現，中國歷史上有三個地區差距高峰，分別為20世紀50年代末“大躍進”之后、“文化大革命”期間和90年代后期的對外開放的擴大期間［2］。20世紀70年代末開始的經濟改革，在一段時期大幅度縮小了地區差距，但隨后又再次上升。進入90年代以后，中國經濟區域發展格局的離散程度更加嚴重，沿海地區的經濟活動的集聚程度進一步提高，地區的收入差距也持續擴大。圖1反映了沿海和內陸地區職工平均工資與地區對外開放度①本文用該地區的進出口額占地區生產總值的比重，即外貿依存度來衡量地區對外開放度。所用數據取自2011年的《中國統計年鑒》。之間的關系。大部分沿海地區的對外開放度較高且地區平均工資也較高，而內陸地區集中在低工資水平與低地區對外開放度的區域。因此，從20世紀70年代末開始的對外開放是解釋整個改革期間地區間不平衡的重要因素。在這一階段，中國融入世界的重要特征就是中國對外貿易向東部沿海地區集中。我國東部沿海地區在對外貿易領域具有顯著的地理優勢。沿海地區與我國主要貿易伙伴如美國、日本等國在地理上更加接近，而且在海上貨物運輸已成為國際貿易中最主要的運輸方式的今天，生產地臨近港口就意味著能帶來運輸成本的節約。

以往對地區收入差距的研究主要基于新古典增長理論，從勞動力流動、外商直接投資、人力資本、對外開放、投資政策等角度進行研究。新古典增長理論的基本假設是完全競爭和規模收益不變，在這些假定下，市場一體化水平的不斷提高所形成的資本和勞動力更加自由的流動將導致要素報酬均等化，進而得出地區經濟增長和收入差距將趨于收斂的結論。但自改革開放以來，我國經濟整體上有較快的增長，市場一體化程度也不斷提高，然而地區差距卻并沒有逐步縮小，反而呈現出日益擴大態勢，這就意味著運用新古典增長理論對中國地區收入差距的長期存在這一經濟現象進行解釋是缺乏說服力的。近年來，在西方經濟理論界興起的新經濟地理理論，以及運用該理論對歐美國家進行實證檢驗得到的積極成果，為研究我國地區工資差距問題提供了新的分析范式。本文借鑒新經濟地理學的分析框架，使用我國地級城市的面板數據對影響我國地區工資水平的新經濟地理因素進行了實證分析。

圖1 地區職工平均工資與地區對外開放度(2010年)

二、地區收入差距的新經濟地理學分析

以克魯格曼、藤田等學者為代表的新經濟地理學派基于Dixit-Stiglitz的壟斷競爭模型，引入規模報酬遞增和運輸成本①這一運輸成本是廣義的，它包括看得見的運輸網絡形成的有形運輸成本，也包括地方保護引起的貿易壁壘、信息成本、語言差異等因素。兩個經濟學命題，分析了經濟空間分異的形成機制。新經濟地理學認為制造業生產具有差異性的產品，其差異性大小由產品間的替代彈性σ表示，當σ越小，則產品差異性越大，制造業產品的種類就越多。壟斷競爭市場結構規定了規模報酬遞增是在單個廠商水平層次上的，這一內生的廠商水平的規模報酬遞增特性決定了單個廠商只有通過擴大生產規模形成規模經濟從而降低產品的平均成本和售價，才能打敗其它競爭對手。當考慮到任何制造業產品跨地區銷售具有運輸成本的情況下，有上下游聯系的企業將傾向于集聚以減少中間投入品的在途損耗、縮小運輸成本，由此導致廠商有內在的沖動聚集在同一區域內共同分工協作，產品種類數增多、市場規模擴大。另一方面，廠商的集聚導致各專業化分工的工人也集聚在一起，由于產品制造區域更加接近消費者市場，導致產品的運輸成本降低，使得廠商可以支付更高的包括工人工資在內的要素報酬，工人的名義和實際工資高于其它非產業集聚區，進而引起非產業集聚區的勞動力向產業集聚區遷移，市場規模進一步擴大。顯然，規模報酬遞增與運輸成本結合起來，制造業廠商總是選擇最接近于大市場的空間某一點進行制造業產品的生產，當許多廠商都做出相同的決策時，“空間外部性”②Scitovsky(1954)首次根據傳導機制的不同將外部性區分為貨幣外部性(pecuniary externalities)和技術外部性(technological externalities)兩種類型。新經濟地理學中的市場規模效應，或者稱之為市場潛力效應(market-potential effect)是一種重要的貨幣外部性形式［3］。就被創造出來了。由運輸成本引起的產業集聚向心力導致一個具備初步制造業優勢的地區通過累積循環機制使得這一優勢被逐步放大和鞏固，直到別的地區制造業逐漸遷移，最終產業分布呈現出“制造業中心-農業外圍”格局。因此，在其他情況相同的條件下，廠商更偏好在接近生產者(這一引起產業集聚的力量被稱為“制造業前向聯系”或“本地市場效應”)和消費者(這一引起產業集聚的力量被稱為“制造業后向聯系”或“市場規模效應”)的地方或者說更接近大的市場區域進行生產。

那么如何才能衡量某一地區的市場優勢呢？Harris(1954)最早試圖用“市場潛力”來刻畫不同地區的接近優勢以及預測實際選址的趨勢。他用市場潛力來解釋美國制造業的區位，研究結果表明，美國高度工業化的地區往往也是市場潛力特別高的地區，并且認為生產集聚是自我強化的［4］。這一結論表明一方面廠商集中在接近市場的地區生產;另一方面，在許多廠商集中的地區，其市場潛力也更好。此后，相關實證研究均證實了地區工資水平與市場潛力之間存在空間相關性(Hanson，1998［5］;Brakman等，2002［6］;Kiso，2005［7］等)。

Lin(2003)考察了我國各省工資率與市場潛力之間的關系，她認為，與內陸省份相比，東部沿海地區在與其他國家貿易中享有低廉的運輸成本，進而促使了企業在東部沿海省份的集聚，提高了該地區的市場潛力和工資水平［8］。崔凡(2005)采用 Naughton(2003)［9］和 Poncet(2003)［10］的方法，通過投入產出表得到我國各省份之間的貿易數據，結合各省份的對外貿易數據衡量了國內市場潛力和國外市場潛力。結果發現，無論是國內市場潛力還是國外市場潛力對各省的收入均產生影響，而且國內市場潛力比國外市場潛力對各省人均收入的影響更大［11］。范劍勇等(2008)基于新經濟地理學的模型，利用1997年中國區域間投入產出表的流量數據，通過引力模型衡量全國各地級城市需求大小的市場潛力。結果發現，我國各地級城市的市場潛力差異極大;工資對市場潛力的彈性系數為0.18-0.22之間［12］。Hering等(2006)通過使用中國56個城市的10000個工人的微觀調查數據，發現在控制了反映工人個人特征的因素后，市場潛力對工人工資水平的彈性系數處于0.058-0.084 之間［13］。

三、計量檢驗

(一)計量模型

計量模型設立的主要目的是考察一個地區的市場潛力對其工資水平的影響。針對我國的實際情況，設立如下計量模型:

其中，下標i和t分別表示地區和年份;wage是地區職工平均工資，用來衡量各地級市的工資水平;mp是主要關注的解釋變量，用來表示市場潛力，計算公式為mpi=∑jYj/dij，其中，Yj是各省份(直轄市)的人均地區生產總值，dij表示地區i與、兩地之間的距離。edu、pfdiZ、portdumZ是控制變量，分別表示人力資本、外商直接投資、港口城市虛擬變量。人力資本用各地級城市每萬人中的高等學校的在校生數量來衡量①國外學者認為勞動力平均受教育年限是一個較好地衡量人力資本的指標(Barro等，1993)［14］。但是，由于數據較難獲得，基于中國宏觀數據的研究一直無法很好地度量人力資本。在這里，借鑒國內學者在面板數據約束下的通常做法，用一個地級城市每萬人中的高等學校的在校生數量來衡量該地級市的人力資本。;外商直接投資用各地級城市的外商直接投資額與該地級城市的地區國內生產總值的比重來衡量。αi表示各地級市非觀測固定效應，它代表了影響lnwageit的全部觀測不到、在時間上恒定的因素;μit為誤差項。

(二)數據來源及說明

我國城市建制分為直轄市、省會城市、地級市、縣級市和鎮?！吨袊鞘薪y計年鑒》對地級市(本文是指地級市及其以上城市，包括直轄市、省會城市和地級市)分別列出“地區”和“市區”兩項，而“地區”包括市區和下轄縣、縣級市。本文使用的數據為1995-2006年中國176個樣本地級市的“地區”數據所構成的有效地級面板數據，來源于1996-2007年的《中國城市統計年鑒》。外商直接投資額根據當年年平均匯率換算成人民幣價值。為了消除價格因素的影響，用消費價格指數將各地級市的職工平均工資、地區生產總值、地區人均生產總值、外商直接投資額等變量換算成以1995年不變價格計算的值。對于兩地之間的距離dij，通過Google Earth軟件測量整理得到，采用歐式直線距離用公里為單位來表示。對于各省份和直轄市的內部距離，借鑒了Redding等(2004)［15］的方法采用計算公式dij=2/3來求得，式中area為各省會城市(直轄市)的土地面積，這一數據也來自于《中國城市統計年鑒》。表1給出了計量模型中主要變量的描述性統計。由表1可知，我國各地級市1995-2006年的名義工資水平呈現明顯的上升趨勢，同時各地級城市的工資差距也表現出從逐漸擴大再到縮小的現象。1995年中國各地級城市職工平均工資的自然對數值的變異系數為 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。各地級城市每萬人中的高等學校的在校生數量有所增加。但是，自1995年以來各地級城市的外商直接投資額占該地級城市的地區國內生產總值的比重卻有明顯下降。

(三)計量方法的選擇

首先是在模型中主要關注的解釋變量mp，即市場潛力。關于市場潛力，在新經濟地理學的實證文獻中，不同學者提出了不同的度量方法，最為常見的有Harris(1954)、Hanson(1998)提出的“市場潛力函數”以及Redding等(2004)使用雙邊貿易流量數據構建的 Ma和 Sa指標。與 Harris(1954)的市場潛力函數相比，后兩者的指標更為精確，也得到了微觀理論的支持，但由于我國各省份的房屋存量數據和各地區間雙邊貿易數據的不可得，加之在一個國家各地區間勞動力可以流動的情況下對Ma和Sa兩種效應加以區分無甚必要(Ottavino 等，2006)［16］，所以我 們 采 用 Harris(1954)的度量方法來衡量各地區的市場潛力。

表1 主要變量的描述性統計(1995-2006)

第二，計量模型中變量的內生性問題。在計算市場潛力時，各城市的本地市場需求被考慮在內。一般而言，一個地區的工資水平越高，其本地市場需求規模也越大，這意味著一個工資較高的地區，其本身的市場潛力也較大，因此市場潛力和工資水平之間可能存在著聯立內生性。此外，盡管在計量模型中考慮了人力資本和港口因素，但仍然忽略了一些影響經濟活動分布的區位因素，遺漏這些重要變量可能會引起市場潛力與誤差項之間存有相關性。基于上述分析，本文通過兩個方法來解決內生性問題:(1)借鑒Hanson(1998，2005)的方法，在計算市場潛力時，采用各省的人均地區生產總值作為對地區購買力的衡量指標;(2)借鑒 Head 等(2004)［17］以及 Hering 等(2006)［13］的研究方法引入一個工具變量。一個好的工具變量必須滿足兩個假定:一是這一變量與內生解釋變量存在相關性;二是這一變量與誤差項不相關。我們選取一個衡量各省會城市“中心度”的指標作為市場潛力的工具變量，其計算公式為 Gci=ln∑j≠id-1ij，即各省會城市之間以及省會城市與直轄市之間的距離的倒數之和的自然對數值。利用本文數據，將這一工具變量和其他外生變量對lnmp進行回歸，可得Gc的回歸系數為0.8985，且在1%的統計水平上顯著。這說明Gc滿足作為一個良好工具變量的第一個假定。對工具變量的第二個假定而言，工具變量與不可觀測的誤差μit的協方差應該為零，然而在僅使用一個工具變量的情況下，無法對它進行驗證，因此必須求助于經濟行為來維持這一假定。對于Gc這一地理變量而言，它反映一個城市的相對地理位置，因此它是外生的，這也是許多研究采用地理變量作為工具變量的最主要原因。

通過對模型中使用的變量做Pearson相關性檢驗，推測變量間存在著多重共線性問題。為了進一步確定對模型采用固定效應模型估計還是隨機效應模型估計，本文通過采用Hausman檢驗來驗證，發現Hausman檢驗為負值，可以不拒絕原假設。因此，本文使用隨機效應模型對計量方程進行檢驗。但同時給出普通最小二乘法檢驗的結果，便于比較分析。

(四)實證結果及解釋

表2報告了相關檢驗的結果。在表2的第2列和第3列分別給出了采用OLS回歸的估計結果。從中可以看到，市場潛力的系數符號都與新經濟地理理論預期相符，而且估計結果在1%的統計水平上顯著。在加入了其他控制變量的OLS回歸檢驗中，市場潛力系數從0.7270下降到0.5409，但估計結果仍在1%的統計水平上顯著，同時人力資本和外商直接投資兩個控制變量的估計結果也在1%的統計水平上顯著。在表2的第4列和第5列給出了采用含有工具變量的隨機效應模型估計(IV-RE)的結果。我們發現當使用Gc作為lnmp的工具變量估計包含工具變量的隨機效應模型時，Wald卡方檢驗(P值為0.0000)拒絕了IV-RE與RE的回歸系數沒有系統性差異的原假設，這表明市場潛力變量是內生的，可以使用IVRE回歸以消除內生性偏誤。在表2的第5列反映的是當進一步控制港口城市虛擬變量的情況下，用二階段最小二乘法(2SLS)的IV-RE回歸所得到的估計結果。以下根據IV-RE回歸的實證結果進行解釋。

表2 檢驗結果

首先，在控制了其他變量的影響之后，市場潛力對地級城市的工資水平有顯著為正的影響，一個地區的市場潛力越大，其工資水平就會越高。具體來說，一個地區的市場潛力每提高10%，地級城市的職工平均工資就會提高7.485% -7.569%，即工資對市場潛力的彈性系數在0.7485-0.7569之間。其次，一些控制變量如人力資本、外商直接投資等，其系數符號都與理論預測和相關實證結果一致，即地區人力資本狀況的改善能夠有效提高該地區的工資水平，工資對人力資本的彈性系數在0.1773-0.1822之間。而外商直接投資與工資水平亦呈正相關關系，但外商直接投資控制變量在統計上的顯著性略差。第三，港口城市虛擬變量的回歸系數為正，但在采用不同的控制范圍的情況下檢驗結果卻有顯著的不同。在表2的第4列中，我們對我國所有具有港口的地級城市設定虛擬值為1。用2SLS的IV-RE回歸得到的系數估計結果為正，但在統計水平上不顯著，且回歸系數較小，僅為0.0262。當我們根據英國專業行業雜志《Cargo systems》評選的2008年世界港口排名的數據①在該份雜志上中國共有八個港口被列為世界前50位港口，它們分別為:上海(排名第2)、深圳(排名第4)、青島(排名第10)、寧波-舟山(排名第11)、廣州(排名第12)、天津(排名第17)、廈門(排名第22)和大連(排名第26)。，從中選出在世界排名前50位的中國港口，設定虛擬值為1，其他地級城市為0。采用同樣的回歸方法，估計結果顯示港口城市虛擬變量在5%的統計水平上顯著，顯著性有了較大提高，而且系數大小也有了顯著的變化(從原來的0.0262上升到0.107)。這表明良好的地理位置優勢，并具有較強競爭優勢的港口城市能更容易與外界聯系，進入國際市場，這會有效提高該港口城市工人的工資水平。

為了進一步分析實證結果，本文計算了一個城市的市場潛力變化對周邊地區職工平均工資的影響。選取上海作為代表性影響源，計算因上海的市場潛力增長10%對其他地級城市的職工平均工資造成的影響，計算公式如下:

其中，Δlnw∧是各地級城市職工平均工資的預期變化，α∧

是檢驗系數，d是從影響源到影響地之間的距離。選取我國217個地級城市作為考察對象，這217個地級城市即為受到上海市場潛力變化沖擊影響的地區。方程(2)中的距離d為上海與這217個地級城市之間的距離。圖2為分析結果。

從圖2可以發現上海的市場潛力變化對其他地級城市職工平均工資的影響隨著兩地之間距離的增加而迅速下降。當上海的市場潛力增長10%，距離上海約200公里的地級城市的職工平均工資的變化比較明顯，但對距上海1000公里以外的地級城市的影響就變得非常小了。這表明接近高市場潛力的地區，職工工資水平會受到它們的影響而不斷增長，但在地理范圍上是比較有限的。

四、結論與建議

本文使用1995-2006年我國地級面板數據，分析了市場潛力與地區工資水平之間的關系，并對影響我國地區工資水平的新經濟地理因素進行了實證分析。實證檢驗的結果表明，在控制其他變量的影響之后，一個地區的市場潛力對其工資水平具有顯著為正的影響。

首先，改革開放以后，東部沿海地區所具有的自然地理優勢被凸現出來。對外開放引致的出口導向和東部沿海地區在改革開放以前既已蘊藏的市場潛力被激發出來，使得國內制造業以及外商投資向東部沿海地區集聚，進而提高了該地區的市場潛力。通過這種因果累積循環機制，大量的制造業從東北地區、西部地區轉移到東部沿海地區，使得東部沿海地區成為中國的制造業中心。廠商的轉移一般會帶動人口流動和遷移，但由于我國勞動力流動長期受到制約，造成沿海地區勞動力供給約束，最終抬高了沿海地區的市場潛力和平均工資水平。因此，加快我國戶籍制度、農地制度改革，保持勞動力的充分流動，將能有效地縮小地區收入差距。

其次，從新經濟地理理論來看，運輸成本大小是決定一個地區市場潛力的重要因素。雖然在研究中沒有單獨對運輸成本進行考察，并且受到數據可得性的困擾，在計算市場潛力時用兩地之間的直線距離長短來衡量地區間聯系的成本，但是僅從理論上分析，通過降低一個地區與其他地區之間的運輸成本，是可以提高該地區市場潛力的。有鑒于范劍勇等(2002)的研究，改善我國內陸地區內部交通運輸條件，降低制造業產品的額外運輸成本，將有助于我國內陸地區市場潛力的提高［18］。另一個方面，運輸成本除了包含商品運輸發生的有形成本以外，還包含了各種無形成本，因此，減少地方保護主義和國內貿易壁壘將有助于提升地區市場潛力。

最后，通過對上海市場潛力變化的空間外部性的考察可知，市場潛力對工資水平的影響在地理范圍上是比較有限的，可以推想在我國任何空間上某一點的市場潛力變化對周邊地區收入的影響都會隨著兩地之間距離的增加而迅速變小。因此，在繼續推進建設珠江三角洲、長江三角洲以及環渤海經濟圈三大沿海地區經濟增長極的同時，加快東北經濟區、海西經濟區、成渝經濟區、關中經濟區以及北部灣經濟區的發展，形成若干個產業集聚區，將內陸地區農村富余人口就地轉移到本地集聚區，對于加強內陸與沿海地區的經濟聯系最終實現地區經濟均衡協調發展具有重要的意義。

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