市場潛能與城市增長：基于中國城市數據的實證研究

劉修巖，宋 萍

（東南大學經濟管理學院，江蘇南京211189）

一、引 言

改革開放以來，中國城市的人口及就業增長一直維持在一個較高的水平之上，推動了中國城鎮化水平的不斷提高。同時，我國城市規模擴展中也存在一個典型事實，即不同城市在規模增長上表現出顯著的差異性。從地級及以上城市總體來看，無論是以非農就業增長率，還是以建成區面積增長率來衡量城市增長，2000—2012年間，東部城市相比于中、西部城市都擁有絕對優勢，西部城市次之，中部城市增長則最為緩慢；而且，相對于非省會城市，省會城市也呈現出較為優異的規模增長表現（表1）。就單個城市而言，規模增長的差異性更為顯著。2000—2012年間，位于珠江三角洲的佛山市非農就業年均增長率高達20.46%，而位于中部地區的黑龍江省綏化市則出現了負增長，非農就業年均增長率為-9.23%①根據2000年和2012年的《中國城市統計年鑒》上的數據計算得到。。這促使我們思考如下問題：城市規模增長的關鍵決定因素是什么？除了政策因素外，還有哪些內部和外部特征決定了城市在增長和發展上的不同表現？此外，改革開放以來，我國長期推行“嚴格控制大城市規模，合理發展中小城市，積極發展小城鎮”的城市發展政策，這無疑會對中國城市的空間結構體系帶來深遠影響，可能會促使中國城市的規模進一步趨同。一些學者指出，中國目前的城市結構體系還不盡完善，存在著大城市所占比重偏低，規模偏小，而小城市相對而言數量過多的“扁平化”問題［1-4］。那么，中國城市是否如我們預期的那樣遵循“收斂”的增長路徑？還是遵循“發散”或“平衡”增長路徑？這些也是本文所試圖要回答的問題。

表1 2000—2012年中國城市年均增長率的區域差異

近年來，國外一些學者基于新經濟地理學的分析框架對城市增長問題進行研究并取得了豐碩的成果［5-9］。而對中國城市規模增長影響因素的實證分析中，多數研究仍然建立在傳統的新古典經濟學分析框架之下［10-11］。新古典增長理論和經典的城市經濟學模型都是建立在完全競爭和規模收益不變的假定基礎之上。而改革開放以來，中國的經濟社會發生了深刻變化，城市化進程也一直處于不斷的動態調整之中，現實情況并不完全符合以城市化已基本完成的西方發達國家為范本的新古典增長理論和傳統城市經濟學的諸多假設。而以壟斷競爭、運輸成本和規模收益遞增為基石的新經濟地理學似乎更符合中國的現實，因而對于城市增長具有更強的解釋力，它從市場需求的空間分布角度為研究城市增長提供了全新的分析框架。此外，伴隨著改革開放和中國入世，國外市場需求對我國經濟的影響有增無減，中國對外貿易依存度居高不下正是最好的證明。因此，本文將從新經濟地理學的視角出發，考慮經濟活動以及需求的空間分布對于城市增長的影響。并將國內和國外兩種市場同時納入到新經濟地理學模型中，構建市場潛能變量來捕捉國內和國外兩個市場對于中國城市規模增長的影響及其差異性。

二、文獻綜述

區域和城市增長影響的因素一直是新經濟地理學研究的重要內容。新經濟地理學理論揭示，在開放經濟條件下，城市間、區域間以及跨國的經濟往來日益頻繁，需求的空間分布決定了城市及區域間的貿易流向，并最終對城市的增長帶來重要影響。如Bosker等［9］證實，國際貿易運輸方式的改變，使得阿拉伯世界的城市遠離世界市場，同時給歐洲的城市進入世界市場帶來了便利，最終造成了阿拉伯世界的城市衰落和歐洲城市的興盛。因此，市場需求條件是影響城市增長的關鍵因素之一，而且也在發揮著越來越重要的作用。Davis［12-13］等從貿易開放的角度出發，認為外部市場條件的改善，能為本地產品提供更大的市場需求，即市場潛能的提高會促進城市的增長。而Beckman［14-15］等的城市等級模型從區位的角度出發，卻認為市場潛能的提高對于城市的增長也可能帶來負效應。他們指出，空間競爭力使大城市相互分離，一個城市越大，它周圍的城市就會越小；對于小城市而言，周圍大城市對它形成了相對較大的市場潛能，卻阻礙了其規模的增長。因此，市場潛能對于城市增長的效應依賴于城市最初規模的大小。

雖然存在理論認識的分歧，但對于市場潛能對城市規模增長影響的實證研究卻得到了較為一致的研究結論，即市場潛能的提高可以促進城市規模的快速增長。Dobkins［16］基于1900—1990年間美國大都市區數據的實證研究發現，臨近城市之間可以相互促進彼此的增長，因此那些擁有更多近鄰的城市相比孤立的城市而言增長得更快。Black［17］在Dobkins［16］研究的基礎上，進一步研究發現，反映相鄰城市特征（需求水平和供給條件）的市場潛能變量對于城市人口增長有明顯的促進作用，但是市場潛能的二次項系數為負。由此認為，大的市場潛能提高城市需求和增長潛力；當市場潛能變得很大時，其正邊際效益趨近于消失，區位理論所主張的空間競爭力開始占主導作用，市場潛能對城市增長表現出負效應。為得到更一般性的結論，Henderson［18］又基于大樣本的跨國數據進行了研究，他們運用142個國家1960年到2000年間的數據分析了市場潛能對于人口超過10萬的大城市的人口增長的影響，發現十年間城市的市場潛能每增長1%，城市增長0.9%。上述兩篇文章都基于各城市人口規模的反距離加權來計算市場潛能，另外一些學者［1，8，19］對此做了改進，他們不再以人口而是用城市GDP的反距離加權來測度市場潛能。Au［1］分析了中國225個城市在1990年代的增長情況，他們選擇用增加值作為城市增長的代理變量，結果顯示市場潛能每增長1%城市增加值增長0.16%。Mata［8］融合標準的城市經濟學和新經濟地理學文獻的研究成果，檢驗了影響巴西城市增長的需求和供給兩個方面因素，結果發現市場潛能每增長1%，城市規模增長2.0%。然而上述學者都忽略了外國市場潛能的影響，Rafael［19］等的研究彌補了這個缺陷，他們計算了包括國外市場潛能在內的整體市場潛能。認為19世紀中后期西班牙經濟一體化和工業化程度的提高以及集聚經濟的出現使得市場潛能成為影響城市增長和國家城市格局的重要因素,市場潛能對于西班牙城市人口增長有正面影響。在解決可能存在的內生性問題上，一些學者［1］選擇引入工具變量法，另外一些學者［8，17，18］選擇GMM估計，Rafael［19］融合了前人的做法，同時運用GMM和IV估計，并在計算市場潛能時除去了城市自身的市場潛能，從而得到更為穩健的研究結論。

相對于國外的研究，國內學者對市場潛能與城市增長關系的研究明顯不足。許多學者考察了市場潛能對非農勞動生產率［20］、工業集聚［21-22］、制造業區位分布和轉移［23］、就業和工資差異［24-27］的影響，但到目前為止，鮮有專注于探索市場潛能與城市規模增長之間的關系的文獻。

通過對以上文獻的梳理，我們發現，國際上關于市場潛能對于城市增長的影響的研究尚不成熟，而我國在這一領域內的研究更是相對薄弱。另外，國際上的研究大多考慮的是封閉經濟，忽略了國外市場潛能的影響。基于此，本文使用中國地級及以上城市數據，基于新經濟地理學的研究范式，對市場潛能對于城市增長的影響進行實證檢驗。

二 模型與變量

（一）研究模型設定

借鑒Mata等［8］的分析方法，我們首先構造一個包含需求（城市愿意支付的效用水平）和供給（人們居住在一個城市所需要的效用水平）兩個方面的城市增長模型。首先是需求方面，需求方面由一個城市所能為工人提供的效用水平所決定。間接效用函數由實際收入水平（I）決定，而實際收入水平與如下兩個變量相關：（1）名義收入，包括工資收入、租金收入和其他非勞動收入；（2）生活成本，包括房屋租金、當地稅收和通勤成本等。因此工人的間接效用方程為：

工人實際收入等于名義收入扣除生活成本。因此，工人的實際收入方程為：

其中，r是資本的租金率（即利率），h代表工人的教育水平或素質，N是指衡量城市規模的指標（如用城市就業量），k代表城市的物資資本投入，它通過影響勞動力的需求從而對實際工資帶來影響。W為名義工資水平，根據Fujtia等［13］構造的新經濟地理學工資方程，名義工資是區域市場潛能的函數：

新經濟地理學理論認為，在規模收益遞增和存在運輸成本的情況下，企業總是選擇在市場潛能較大的地區進行生產，因為在這些地區企業可以最大限度地節省產品銷售到消費者或產業下游企業和從產業上游企業購買中間投入品時的運輸成本。當許多企業都采取相同的決策時，企業的區位選擇就帶來了一種基于勞動力共享、中間產品和技術外溢的“空間外部性”，從而導致市場潛能較大的地區經濟增長更快。值得一提的是方程中的規模變量N，它從三個方面影響工人實際收入，例如城市就業規模越大，得益于規模外部性，工人的工資率越高，而大量的人口對房屋的需求會致使房屋租金相對較高，另外大城市更易出現居住、工作分離的現象，導致通勤時間增加、工人實際工作時間（或精力）減少。因此，它的符號并不確定，如果城市處于一個城市生活中的通勤成本（時間成本）和房屋租金占較大權重的規模上，得益于規模外部性的邊際收益遞增將會在收入中消失。

供給方面，一般而言，一個城市的人口供給是隨著該城市提供的實際收入的上升而增加的。此外，供給還受到該城市自身及其周邊地區特征Zi的影響，例如城市自身的氣候適宜度、周邊地區的農業人口數量等。這里我們認為城市人口主要來自于附近的農村地區。并且，附近農村的收入水平越低，剩余勞動力越富余，則該城市的人口的供給就越大，同時城市的氣候適宜度越高，對勞動力越具有吸引力，勞動供給也就越大。所以，供給方程可以表示為：

其反函數形式為：

勞動力市場均衡時ID=IS，就業量是均衡工資水平的函數，得到最終的估計方程：

通過對（4）和（6）進行微分，我們可以得到：

其中，?IS/?Z＜0，?IS/?N-?ID/?N＞0 。

由于中國農村剩余勞動力非常豐富，以及城鄉之間收入存在顯著差距，可以說勞動力的供給彈性為無窮，所以在農村的“推力”方面不需要多加考慮。由方程（8）可見，一個城市的增長與其市場潛能、勞動力教育水平、物資資本投入和氣候適宜度等存在著正相關關系，但與城市初始規模的關系并不確定。

根據前面所建立的理論模型，并結合中國的實際情況，我們設立如下計量模型：

其中，gN是被解釋變量，即城市增長率，這里我們用城市建成區面積增長率和城市的非農就業增長率分別作為城市增長率的代理變量；理論模型中MP表示各地級市的市場潛能，具體由國內市場潛能（mp）和國外市場潛能（fmp）構成，國內市場潛能又分為本地市場潛能、國內其他地區市場潛能兩部分，是本文研究的核心變量；N是以建成區面積或非農就業衡量的城市基期規模；計量模型中的其他控制變量X，包括第一產業占GDP比重（firstt-1）、第二產業占比（secondt-1）、固定投資比重（pinvestt-1）、外商直接投資占比（pfdit-1）、人力資本（edut-1）、降雨量（lnrain）、省會城市虛擬變量（capitaldum）、東部城市虛擬變量（eastdum），以及西部城市虛擬變量（westdum）；為隨機誤差項。另外，我們的解釋變量都取自基期2000年，而被解釋變量則是2000—2012年的變化率，即t-1為2000年。這樣做不僅是為了消除這些變量可能存在的內生性，也反映現實生活中的“滯后”效應，即人們前往哪里定居的決定往往基于對所在地近期歷史的了解。

（二）變量介紹

1.被解釋變量

城市規模增長率（gN）。如前所述，我們用2000年到2012年建成區面積年均增長率和非農就業的年均增長率分別進行衡量。我們之所以用城市非農就業量，而沒有像Rafael等［19］那樣采用城市的人口作為城市規模的衡量指標是基于以下的考慮：在《中國城市統計年鑒》（下文簡稱《年鑒》）中雖然有著對各城市人口數量的統計，但其統計口徑僅僅是城市的戶籍人口。而在當前中國二元戶籍制度下，各城市存在著大量的非戶籍常住人口情況下，一個城市的戶籍人口并不能很好地反映其實際規模的大小。因此，限于數據的可得性，我們最終采用了城市非農就業量作為城市規模的一個替代衡量指標。另外，建成區面積是城市經濟活動賴以進行的基礎，一座城市的規模增長會伴隨著其建成區面積的增長。因此，我們用建成區面積增長率作為衡量城市規模增長的另一指標。

2.市場潛能（MP）

在新經濟地理學的實證文獻中，對于市場潛能的度量方法有多種，最為常見的有Harris［29］提出的“市場潛能函數”以及Redding［28］使用雙邊貿易流數據構建的Ma和Sa指標等。與Harris的市場潛能函數相比，雖然Redding的Ma和Sa指標更為精確，但Head和Mayer［30］通過對度量市場潛能的各種方法的對比發現，更為復雜和精確的度量所得到的結果與采用Harris簡單度量方法的結果并無明顯區別。所以我們將采用Harris的度量方法來衡量各地區國內市場潛能（mp），其計算公式為①在這里，我們把理論模型中的市場潛能（MP）分為國內市場潛能（mp）和國外市場潛能（fmp），而沒有像Rafael［19］ 等一樣把國內、外市場潛能加總作為一個整體。原因在于，雖然國內、外市場潛能的計算方法和口徑是一致的，但考慮到關稅、貿易壁壘、不同國家的對外政策等，國內、外市場潛能對城市規模增長的影響力度并不盡然相同，同時這樣處理也可以分別考察國內和國外市場潛能的影響。：

在計算國外市場潛能（fmp）時，類比Harris國內市場潛能的算法，將計算公式拓展為：

其中Mj為大洲j的GDP，Dij為城市i到大洲j經濟中心的距離①對六大洲各取一個中心城市，分別為紐約、布魯塞爾、東京、開普敦、圣保羅和悉尼，數據來自世界銀行網站。。在計算Dij時，為貼近現實，對于港口城市我們直接計算其到六大洲經濟中心的距離，而對于非港口城市，我們先計算該城市到距離其最近的三大港口（上海、天津和香港）之一的距離②為方便計算，我們假設非港口城市僅通過天津、上海、香港三大港口與世界進行經濟往來。，再加上該港口到各大洲經濟中心的距離。

3.其他控制變量

基期的城市規模（N）。對應于被解釋變量的兩個衡量指標，相應的，這里我們用地級市2000年非農就業量（employ）和建成區面積（area）分別來度量城市基期規模。相比城市戶籍人口，在城市就業的勞動者數量更接近于刻畫一個城市真實的經濟規模。這一變量可以用來反映城市增長是趨同還是發散。新經濟地理學理論認為，城市增長中存在著規模報酬遞增，即存在著動態的城市化經濟，但是隨著城市規模的擴大，過度擁擠帶來的規模不經濟可能會限制城市的增長速度。這一理論得到了Mata等［8］基于巴西數據的實證結果的支持，他發現城市規模對城市增長的影響是負的。因此，我們預期其系數為負。

我們分別用城市第一產業、第二產業增加值占GDP比重來衡量城市自身的產業結構。一般而言，城市第一產業規模越小，第二、三產業占比規模越大說明城市產業結構更為綜合性、城市功能級別更高，更能促進城市的增長。固定資產投資是拉動經濟增長重要動力。當投資增加時，會立即增加對投資品的需求，增加投資品生產企業的產量，就業就會上升，居民收入增加，從而促進城市增長。我們用各城市所獲得的實際外商投資額占GDP的比重作為外商直接投資水平的度量指標。外商直接投資一方面可以增加該區域的物質資本存量，從而創造出更多的就業機會，另一方面還可以通過技術外溢提高城市的勞動生產率，因此外商直接投資也有利于城市規模的增長。較高的人力資本往往提高了城市的工資水平，能吸引更多的勞動力遷入從而促進了城市的規模增長。這里，我們用城市中學在校人口占總人口的比例來度量。降雨量與一個城市的氣候條件關系緊密，降雨量大的城市，通常氣候適宜，自然條件優渥，為城市規模增長提供最初的動力。另外，人們選擇定居地時也會考慮氣候條件，因此降雨量會影響人口遷移的流向從而促進城市規模增長③我們同時采用了年平均氣溫、冬季平均氣溫、夏季平均氣溫等指標來作為城市氣候適宜度的度量指標進行回歸，發現結果基本沒有改變，但考慮到這些氣候指標之間存在較強的相關性，為避免多重共線性，我們最終僅選擇了年均降雨量來作為氣候適宜度的測度指標。。對于反映各個地區自然條件的年平降雨量，根據國家氣象中心提供的743個常規站點1970—2010年間氣象數據計算得到。如果某個氣象站正好處于一個城市中，就直接以該氣象站的數據作為該城市的氣候標準；而對于那些沒有這些氣象站的城市，參考Hanson［31］的方法，用距離其最近的氣象站的數據作為該城市的氣候數據。省會城市虛擬變量。省會城市作為全省的政治、經濟中心，無疑聚集著一般城市難以匹敵的資源、政策優勢。因而往往會獲得更好的發展機會。這里我們引入省會城市的虛擬變量來捕捉這一影響。由于自然稟賦、經濟基礎以及政策環境等多方面的因素，中國東、中、西部經濟發展速度差異顯著，引入東、西部城市虛擬變量來捕捉區域之間的差異性④我們綜合地理位置和經濟發展水平對東中西部進行劃分，中部包括安徽、山西、河南、湖南、湖北、江西、黑龍江和吉林八省，東部包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南等省和直轄市，其余地區為西部。。

（三）數據來源

本文所使用的數據主要來源于2000和2012年的《年鑒》。選擇了地級及以上城市為樣本城市。從《年鑒》的數據來看，對城市分別列出“地區”和“市轄區”兩項，而地區則包括了市區和下轄縣、縣級市，這里我們使用的數據為“市轄區”的統計指標。另外，近年來由于經濟發展的需要，很多城市出現了市轄區的擴張，通常的做法是把市轄縣轉為市轄區，這反映在年鑒上是全市的總人口和土地面積沒有發生太大的變動，而市區人口和土地面積卻大幅增加。這在經濟高速發展的江蘇、浙江和廣東等地，表現得十分明顯。這種城市規模的擴大，完全是由市轄區面積擴大所引致的，與本文研究的城市增長影響因素截然不同。為了控制樣本的質量，根據2000年《年鑒》上所列城市市轄區的土地面積為標準，剔除了2000—2012年間土地面積發生了較大變化的城市⑤這里，我們剔除了面積變化超過1%的城市。，在排除因數據缺失而自動刪除的城市后，本文計量的地級及以上城市截面個數為154個。又由于市區的擴張主要出現在2000年和2001年，為了保留一些關鍵性的樣本，樣本時間基期選為2000年。對于各個區域之間的距離數據，我們根據國家測繪局公布的國家基礎地理信息系統中的全國1∶400萬縣級行政區劃數據庫，使用Arcview3.2軟件整理而得。鑒于數據量較大，我們用各個區域行政中心所在地之間的歐式直線距離來衡量距離變量。而對于港口城市到各大洲經濟中心的歐式直線距離，我們用Google Earth軟件測量工具測量得到。計算各城市年均降雨量所使用的常規氣象站點氣候數據（1970—2010）來自于中國氣象局國家氣候中心。

四、實證分析

（一）回歸結果分析

1.以就業量增長率衡量城市規模增長

表2匯報了以就業量增長率作為城市增長衡量指標的估計結果。其中第（2）、（4）、（6）使用OLS估計方法，第（3）、（5）、（7）則引入工具變量使用了2SLS估計方法。 OLS和2SLS抉擇的Hausman檢驗（P值＞0.1）結果均顯示，不能拒絕OLS和2SLS沒有系統性差異的假設，否定了國內市場潛能內生性偏誤的可能性，故我們采用OLS的估計結果。對比第（2）、（4）、（6）列回歸結果，我們發現國內、外市場潛能變量的符號和顯著性都沒有發生變化，其他變量的顯著性略有變化；而在第（2）列中，降雨量、省會城市以及西部城市虛擬變量等表現得更為顯著。因此，我們將基于第（2）列OLS估計結果展開分析。

首先，國內市場潛能對城市就業增長的影響在1%的顯著性水平下為正，表明當控制了其他影響因素后，周圍地區對城市的產品需求越大，其城市規模增長率越高。這一結果與已有的基于其他國家數據的實證研究結論相一致［8，17，18］，也意味著Fujita 等［13］和Davis［12］的新經濟的地理學理論對中國的城市增長具有較強的解釋力。同時，實證結果顯示國外市場潛能變量對于城市就業增長的影響并不顯著，這從一個側面說明，總體而言，相對于國外需求，國內需求在城市規模增長中發揮著決定性的影響。這在江小涓［33］的研究中也得到了驗證，她的研究證實我國總需求以內需為主，對經濟增長的貢獻總體上也以內需為主。這與我國人口眾多、國內市場巨大的基本國情密切相關。當然，這并不意味著國外市場需求對于城市規模增長沒有起到任何作用。如前所述，雖然國內、外市場潛能的計算方法和口徑是一致的，但考慮到一些難以量化的影響因素如各種形式的貿易壁壘、不同國家的對外政策等，國外市場潛能變量對于國外空間需求的刻畫程度遠低于國內市場潛能。

其次，城市基期規模（此處用初始就業量來衡量）在1%的顯著性水平上與就業增長負相關，這一結果與朱農，曾昭俊［34］和Mata等［8］的研究結果是一致的。他們的實證研究也發現，期初城市人口規模對城市人口增長存在顯著為負的影響。這表明一個城市的初始規模越大，它的增長速度越慢。這意味著中國城市體系的發展存在著收斂的趨勢。造成這一現象的一個可能原因在于，自20世紀80年代以來，我國長期推行限制大城市的過快增長和鼓勵中小城市的發展的政策，從而導致城市規模的趨同。

最后，以年均降雨量衡量的地區氣候適宜度與城市就業增長顯著正相關。降雨代表著一個城市的自然環境和宜居程度，人們決定去往哪里就業的時候通常也會考慮氣候的因素。省會城市虛擬變量的系數顯著為正，意味著省會城市會比其它城市增長的更為迅速，與我們的預期相符，說明在中國城市的發展中，存在著行政中心偏向，即政府權力在資源配置和制度安排方面偏向于行政級別更高的城市。這在魏后凱［35］的研究中也得到了證實，他發現城市規模大小及增長與其行政級別高低密切相關，隨著城市行政等級的提高，城市人口和用地規模均呈現指數遞增的趨勢。同時，東、西部城市虛擬變量系數均顯著為正，即相對于中部城市，東、西城市城市規模增長表現較好。這一結果也印證了“中部塌陷”的事實，2000年以來，在西部大開發戰略的實施下，西部地區獲得的政策優勢促進了要素和資源的大量流入，中部地區則因政策的邊緣化增長相對緩慢，在循環因果機制驅動下最終導致“中部塌陷”［36］。

表2 以就業增長率衡量城市增長的估計結果

2.以建成區面積增長率衡量城市規模增長

我們還以城市建成區面積增長率作為城市增長衡量指標來進行相應的回歸，結果見表3①表3的回歸中包含了capital、eastdum和westdum等變量，但是限于篇幅，在表中沒有進行報告（表4的結果也做了同樣的處理），有興趣的讀者可以向作者索取。。同樣的，OLS和2SLS抉擇的Hausman檢驗（P值＞0.1）結果均顯示，不能拒絕OLS和2SLS沒有系統性差異的假設，否定了國內市場潛能內生性偏誤的可能性，故我們將基于OLS的估計結果展開分析。相比于表2的回歸結果，在表3中市場潛能、城市基期規模以及省會城市虛擬變量的顯著性及符號均未發生變化，而東部城市虛擬變量系數大小和顯著性都有所下降，而西部城市虛擬變量仍在5%的顯著性水平下為正，這意味著相比于就業增長，東部地區在城市空間擴展上并沒有展現出相對于中西部地區的明顯優勢，這也從一個側面表明中部和西部地區的城市存在著更為嚴重的低密度擴展現象，即進入21世紀以來，我國中西部地區的城市增長過程中可能伴隨著較為嚴重的城市蔓延問題，當然對于這一問題的判斷還需要更為細致的數據檢驗。另外，反映氣候適宜度的降雨量指標變得不顯著了，原因可能是地區的氣候和生態條件會影響人們的就業和居住地選擇，而對于城市建成區面積的影響則很微弱。

表3 以建成區面積增長率衡量城市增長的估計結果

（二）穩健性檢驗

為了保證估計結果的可靠性，我們將從以下兩個方面進行穩健性分析。一是將篩選樣本的標準由行政區劃面積變化率不大于1%提高到不大于5%，樣本容量隨之由154擴大到195，回歸結果見表（4）。OLS和2SLS抉擇的Hausman檢驗（P值＞0.1）結果均顯示，不能拒絕OLS和2SLS沒有系統性差異的假設，否定了國內市場潛能內生性偏誤的可能性。從第（2）列和第（4）列我們可以看出，市場潛能的符號沒有變化，且仍在1%的水平下顯著，其他解釋變量的顯著性和符號同樣沒有發生太大變化。由此可見，估計結果是穩健的。

二是使用調整的市場潛能。如前文所述，我們計算的國內市場潛能包括兩個部分，即城市自身市場潛能和國內其他地區市場潛能。而Rafael等［19］提出自身市場潛能可能會引發內生性問題，應予以剔除。我們借鑒他們的做法，計算不包含城市自身市場潛能的國內其他地區市場潛能（dmp）以避免內生性問題，并進行OLS回歸，結果見表（4）后兩欄。結果表明調整的市場潛能仍在1%的水平下顯著為正，其他解釋變量的符合和顯著性也基本未發生變化。因此，我們可以認定本文的研究結果是穩健的。

表4 穩健性檢驗

五、結 語

本文研究發現，國內市場潛能確實對城市規模增長有著顯著的促進作用，而國外市場潛能的影響并不顯著。城市基期規模對城市增長有著顯著的負效應，這表明至少在地級及其以上城市規模增長上存在著收斂的趨勢。另外東、西部城市虛擬變量顯著為正意味著中部城市的增長速度落后于全國總體水平。上述結論對于當前中國城市發展政策的制定具有以下啟示：首先，應該更加重視國內市場在城市增長中發揮作用，重點提高城市的國內市場潛能。國內區域間的經濟開放程度很大程度上取決于多種客觀因素，如區位、歷史因素以及政策環境，但地方政府仍可以通過減少地區間要素流動壁壘、促進地區間貿易和投資，來加強與周邊地區的經濟聯系，從而通過引導市場需求的空間分布來提高市場潛能，以此推動城市的快速增長。其次，要對中國城市體系的收斂趨勢給予足夠的關注。Au［1］以及陳釗［4］的研究都表明中國城市存在規模不足的現象，并認為這可能會引發效率或福利的損失。城市規模的趨同會使得中國城市空間結構體系呈現“扁平化”特征這一不合理問題進一步凸現，不利于各城市之間的功能互補和分工協作。因此，“限大放小”的城市化發展模式也許應該有所調整，城市最優規模的形成應該依賴于“看不見的手”和政府的引導，而非強力的行政干預，如強行推行對大城市采取限制人口政策等。最后，在中國區域經濟協調發展與和諧社會構建的大背景下，有必要對增長最為緩慢的中部地區實施政策傾斜和支持，加快中部崛起的步伐，最終實現區域間的協調發展。

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