市场潜能与工业空间集聚 基于中国地级区域面板数据的

据的实证研究

刘修岩 1，贺小海2，3

（1.复旦大学中国经济研究中心，上海市 200433；

2.杭州师范大学人文学院，杭州市 310012；

3.复旦大学管理学院，上海市，200433）

Market Potential and the Spatial Agglomeration of Industry: Evidence from Chinese Prefectures Panel Data

(Xiuyan Liu；Xiaohai He)

(1. China Center for Economic Studies, Fudan University, Shanghai, China;

2.School of literature, Hang Zhou teachers college, Hangzhou,china;

3.School of economics, Fudan University, Shanghai,China)

作者简介：

刘修岩（1979—）男，山东济宁人，复旦大学中国社会主义市场经济研究中心博士研究生，研究方向为：产业组织理论，区域经济学。

贺小海（1976—）男，湖南邵阳人，复旦大学管理学院博士研究生，杭州师范大学人文学院旅游管理系讲师，研究方向为产业组织理论。

非常感谢复旦大学殷醒民教授、陆铭副教授、范剑勇副教授、上海财经大学张学良博士的建设性评论。同时，本文研究得到教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“中国工业技术创新战略与政策选择的实证研究”和复旦大学“中国经济竞争力创新基地数据库项目”的资助，在此表示感谢。

通讯作者地址：刘修岩，上海市武川路78弄107号楼602B室，邮编：200433

E.mail: 051015064@https://www.wendangku.net/doc/a09815033.html, lxiuyan320@https://www.wendangku.net/doc/a09815033.html,

TEL: 021-******** , 013917210459

[作者简介]刘修岩（1979-）男，山东济宁人，复旦大学中国经济研究中心博士研究生；贺小海（1976-）男，湖南邵阳人，复旦大学管理学院博士研究生，杭州师范大学人文学院旅游管理系讲师。非常感谢复旦大学殷醒民教授、陆铭副教授、范剑勇副教授、上海财经大学张学良博士的建设性评论。同时本文研究得到教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“中国工业技术创新战略与政策选择的实证研究”和复旦大学“中国经济竞争力创新基地数据库项目”的资助，在此表示感谢。当然，作者文责自负。

据的实证研究

内容提要 本文首先建立一个关于工业空间集聚影响因素的新经济地理学模型，然后使用中国2000-2004年282个地级区域的面板数据对地区市场潜能、国外市场接近度等经济地理因素与其工业空间集聚程度之间的关系进行了实证分析。研究结果表明，市场潜能和国外市场接近度对工业空间集聚都具有显著为正的影响。最后，在此基础上我们也提出了一些政策建议。

关键词市场潜能 空间集聚 区位商 工具变量

Market Potential and the Spatial Agglomeration of Industry: Evidence from Chinese Prefectures Panel Data

Abstract：This paper first sets a New Economic Geography model on the agglomeration of Industry. Then based on a panel data composed of 282 prefectures in China from 2000 to 2004, we explore the causes of market potential, foreign market access and other factors on the distribution of Industry of these prefectures and arrive at the following conclusions: market potential and foreign market access had significant positive effects on the location quotient of industry. Based on this, we also point out some proposals

Key Word: Market Potential; Spatial Agglomeration; Location Quotient; Instrument Variables JEL 分类号：F12; J31 ;R12

一 引言

改革开放以来，伴随着经济一体化进程的不断加快和对外开放程度的逐渐提高，我国工业的空间集聚现象越来越突出，已形成以东部沿海为中心，以其他地区为外围的中心-外围结构（Golley，2002；范剑勇，2004a，2004b；Gao，2004；Wen，2004；Ying Ge，2006；金煜等，2006)。目前，在我国普遍以第二产业为主导的经济状况下，一个地区的工业发展程度往往决定着该地区的经济发展水平，东部沿海地区领先的经济发展水平恰恰在于工业在该地区的集聚，而这也是造成地区差距悬殊的产业结构上的原因（范剑勇、朱国林，2002）。因此，在区域经济协调发展和构建社会主义和谐社会的新形势下，认清我国工业空间集聚的现状和趋势，探求其形成机制及影响因素，并在此基础上提出和实施有效措施以缩小地区差距就变得尤为重要。

对此，近年来一些学者展开了有益的探索并取得了较为丰富的成果。例如，Golley(2002)通过比较分析中国各地区工业总产值，发现中国工业具有向沿海地区集中的明显趋势：东南部沿海5省（广东、浙江、江苏、福建、山东）的工业总产值占全国工业总产值的份额由1978年的24%上升至1998年的45%。范剑勇、朱国林（2002）同样发现，改革开放以来中国制造业的绝大部分行业已经或正在转入东部沿海地区，而中西部地区的制造业则呈现出相对萎缩甚至绝对萎缩的趋势。Ying Ge(2006) 基于中国1985-1999年制造业的就业和产出数据，指出中国的地区专业化和制造业空间集聚程度正在逐渐提高。Kim and Knaap（2001）通过使用中国1952-1985年数据，认为经济活动向沿海地区集中早在中国政府实施地区非平衡增长政策之前就已经出现，其主要原因包括沿海地区的地理位置优势和较高的基础设施网络密度。Gao（2004）通过使用中国1985-1998年的工业数据，发现中国工业具有向东部沿

海地区转移的明显趋势，而外国直接投资和国际贸易对此发挥着积极作用。Wen（2004）通过使用中国第二、三次工业普查的数据，发现伴随着改革开放的深入，中国制造业越来越集中，许多行业高度集中于东部沿海地区，同时这一研究也证实了新经济地理学可以解释中国改革开放后的工业空间集聚现象。Batisse and Poncet(2005)通过构建一个关于地方专业化、要素禀赋、市场规模与地方保护的计量模型，发现这三个因素对制造业空间集聚均有显著影响。黄玖立、李坤望（2006）也发现传统的比较优势理论在中国产业分布模式中的解释力仍起着重要作用，新经济地理学的部分预测也得到他们的实证支持。在最近一篇与本文最为相关的文献中，金煜等（2006）通过建立一个包括经济地理、新经济地理、政策倾斜等变量的计量模型，使用以省级区域为观测单位而形成的面板数据，发现这三个方面的变量对中国各省的工业空间集聚亦均有显著影响。

基于以上文献，我们可以看出，现有研究已对我国工业（或制造业）空间集聚的现状和趋势及影响因素做出了较为翔实的考察。而且，一些学者（Wen，2004；Batisse and Poncet；2005黄玖立、李坤望,2006；金煜等，2006）在考察我国工业（或制造业）空间集聚的影响因素时所构建的计量模型也是以新经济地理学理论为指导的。但是，值得强调的是，他们并没有针对工业空间集聚的形成机制建立一个新经济地理学理论模型，而只是将基于新古典经济学的传统因素和基于新经济地理学的经济地理因素简单地糅合于所建立的计量模型中。而且，多数文献所考察的新经济地理因素仅包括了一个地区的自身特征，如该地区的人口规模、城市数量（Wen,2004），或地区的企业数量、人力资本、消费者需求等（金煜等，2006）对产业集聚的影响，而忽略了相邻地区间的空间相互作用所带来的影响①。另外，还需要指出的是，多数使用中国数据的实证研究都是以省级区域为观测单位的，由于中国省级区域是一个相对较大的地理单元，其内部各地区（如地级行政区域）之间无论是自然条件，还是资源禀赋等方面均存在较大的差异，所以基于省级区域这样一个较大地理单元的研究可能会掩盖工业空间集聚的真正决定因素②。本文将力求弥补这些方面的不足，首先建立一个在规模收益递增和地区间存在运输成本等假定下关于工业空间集聚的新经济地理学理论模型，然后使用2000-2004年中国地级面板数据对市场潜能、国外市场接近度等经济地理因素与工业空间集聚之间的关系进行了实证分析。与国内已有研究相比，本文的创新之处表现为以下几个方面：（1）采用地级面板数据对中国地区工业集聚进行实证研究有别于国内大多使用省级数据的已有研究；（2）除了分析地区自身的经济地理特的影响外，本文主要考察了相邻地区间的空间作用带来的市场潜能效应对工业集聚的影响；（3）通过引入工具变量来解决市场潜能的内生性问题，从而得到更加可靠的回归结果。

本文的结构安排如下：第二部分介绍本文的理论分析框架并据此设立基本计量模型；第三部分简单地介绍数据来源并对主要指标进行描述性统计；第四部分为实证分析；最后一部分是结论与建议。

二 研究模型的设立

（一）理论分析框架

传统的新古典经济学在规模收益不变和完全竞争的假定下，忽视了空间因素在经济中的重要性，由此导出不考虑自然资源异质性分布的情况下现实世界是“无城市”世界或处于“后院资本主义”生产状态的结论（Fujita et al.，1999），这显然无法解释经济活动的空间集聚现象。直到20世纪90年代初，由Krugman、Venables、Fujita等人所开创的新经济地理学才

①地区间的空间相互作用普遍存在，例如，苏州的工业发展状况，除了受到其自身的经济地理特征的影响外，其所邻近的上海、无锡等地区的特征也会对其产生影响，新经济地理学中的市场潜能效应就反映了这种空间相互依赖所产生的影响。

②例如，徐建华等（2005）在对中国区域经济差异的研究中发现，省内地级行政区域单元间差异是全国整体差异的重要构成部分。相比省级差异和三大地带间差异而言，省内地级行政区域单元间差异对全国整体差异所做的贡献要显著得多。

开始将传统的新古典经济学长期忽视的空间因素纳入一般均衡的分析框架中，对经济活动的空间分布规律和空间集聚机制进行了研究。他们在规模收益递增、垄断竞争和存在运输成本等假定下建立一系列的新经济地理学模型(Krugman ，1991；Krugman and Venables ，1995；Fujita et al. 1999)。这些模型揭示：在规模收益递增和存在运输成本的情况下，市场交互作用将会吸引企业向拥有较大“市场潜能”，也就是拥有较好的接近消费者（需求或前向联系）和生产者（成本或后向联系）机会的地区集聚，因为在这些地区企业可以最大限度的节省产品销售到消费者或产业下游企业和从产业上游企业购买中间投入品时的运输成本。当许多企业都采取相同的决策时，企业的区位选择就带来了一种基于价格（货币）的“空间外部性”，从而导致市场潜能较大的地区会有着更高的工业集聚水平③ 。下面，我们将借鉴Krugman(1991)、Redding and Venables(2004) 和Head and Mayer (2006)的方法，建立一个关于工业空间集聚的新经济地理学理论模型将上述思想表述出来。

考虑一个有R 个地区和两个部门（农业部门和工业部门）的经济。假定农业部门在规模收益不变和完全竞争条件下生产同质品，且无运输成本；工业部门在规模收益递增和垄断竞争条件下生产异质品，且存在运输成本。假定运输成本采用萨缪尔森的“冰山”运输成本形式，即一单位的工业品从地区j 运到地区r 只剩下 ，其中。这里，rj v /11>=rj d rj e v ττ表示单位距离的运输成本，表示地区r 与地区j 间的距离。假定所有消费者对于两个商品束（农产品和工业品集合）都有相同的Cobb-Douglas 偏好，而对于异质性制造品存在着CES 类型的子效用函数：

rj d ααm t C C

U ?=1； --------------------------------------------------------------------------（1） 11????????=∑σσσσi i m x C ----------------------------------------------------------------------（2）

其中， 、分别是农产品与工业品集合的消费数量，t C m C α是工业品的消费份额，σ是指异质工业品之间的常替代弹性，是第种工业品的消费数量。通过对代表性消费者消费行为的最优规划，可以得到地区j 消费者对地区r 各种工业品的最优消费数量为i x i ④：

j j rj

rj Y G p demand ασ

σ??=1-------------------------------------------------------------------------（3）

其中，（是地区r 各种工业品的出厂价格或离岸价格）为地区j 消费者对地区r 各种工业品所支付的最终价格，r rj rj p v p =r p ()σσ??∑=111r rj r j p n G 是地区j 的价格指数，是地区r 的工业品种类数，表示地区j 的消费总支出。

r n j Y

③市场潜能对工业空间区位存在重要影响的思想，最早可以追溯到Harris(1954)的研究。他认为工业选址时，厂商偏好选择接近消费者的地方。他首次采用市场潜能函数来衡量一个地区同消费者（即市场）的接近度，认为某一区位的市场潜能与其周边地区的购买力总和成正比，与该地区和其他地区之间的距离成反比。 ④详细推导过程见Fujita et al.(1999)，中文版53-59页。

考虑到“冰山”运输成本，可得到地区r 的某工业厂商所面临的来自地区j 消费者的有效需求为：

j j i rj j j

rj rj rj Y G p v Y G p v x αασσσσ11?????== ----------------------------------------------（4） 进一步可得到由地区r 销售到地区j 的工业品总价值为：

j j

rj r r rj r r rj Y G v p n x p n y ασσσ111???==----------------------------------------------------（5） 那么，地区r 生产和销售到所有地区（包括本地区）的工业品总价值为：

()∑∑∑??????===j j j d r r j j j rj r r j rj r Y G e p n Y G v p n y y rj 11111)()(στσσσσαα-----------

（6） 我们把右边等式后面的()j j j d Y G e rj 1??∑στ部分定义mp ，即市场潜能（market

potential ）。由（6）可知，一个地区生产和销售的工业品总价值与其市场潜能呈正相关关系，而该地区的市场潜能又是其他地区的消费总支出、运输成本和价格指数的函数。

由此，我们可以得出如下结论：一个地区所面临的外部市场需求规模越大、运输成本越低、价格指数越高，该地区的市场潜能就会越大，工业就会向该地区集聚，从而会使得该地区的工业品总价值越高，其工业区位商也就会越高。可见，市场潜能效应反映了相邻地区的需求水平和供给条件对当地产业定位的影响，而且随着距离的增加这种空间影响在逐渐衰减。

j Y rj d e τj G

（二）计量模型的设定

计量模型设立的目的主要是为了考察市场潜能等经济地理因素对工业空间集聚的影响。根据前文理论模型的结论，并结合中国的实际情况，我们设立如下基本计量模型：

rt r rt rt r rt rt u a yeardum capitaldum nrdum

fdi edu dissea mp lq +++++++++=54321210ln ln ln ln ln βββββααα

其中，下标r 表示地级行政区域（下同），t 表示年份，表示各地级行政区域非观测固定效应；r a t r μ为随机误差项。表1列出了计量模型中所涉及变量的简单定义。

表1 变量定义 变量名称

变量定义 lq

工业区位商 (单位：%) mp

市场潜能 (单位：万元/公里) dissea

各地级单位与海岸线的距离 (单位：公里) edu

人力资本 (单位：%) fdi

外国直接投资 (单位：万元) nrdum

资源城市虚拟变量 （是=1，否=0） capitaldum

省会城市虚拟变量 （是=1，否=0） yeardum 时间虚拟变量 (基年为2000年)

三 数据说明及描述性统计

1．数据来源

本文所使用的数据主要来源于2001-2005年的《中国区域经济统计年鉴》。这一年鉴于2000年才开始出版，是一部对中国各地级行政区域（其中包括四个直辖市，以下简称地级单位）的经济活动较为翔实而一致的统计资料。我们在剔除这期间行政区划发生变动的地级

单位后，共选取了282个样本地区⑤。至于各个地级单位之间的距离数据，我们根据国家测

绘局公布的国家基础地理信息系统中1：400万中国地形数据库，通过使用Arcview3.0 软件

整理而得。鉴于数据量较大，我们用各地级单位行政中心之间的欧式直线距离来表示⑥rj d 。

2．变量说明

（1）工业区位商（lq ）,其计算公式为：Y

I Y I lq r r r =，其中，I 表示工业GDP，Y 表示国内生产总值，这些数据直接摘录于《中国区域经济统计年鉴》。一个地区的工业区位商越大，表明工业在该地级单位的集聚程度越高。在这里，我们选取工业区位商，而没有像金煜等（2006）那样采用一个地区工业产值占全国工业GDP的份额作为被解释变量，原因在于，考虑到中国各地级单位在行政区域面积上存在较大的差别，而地区工业产值占全国工业GDP

的份额这一指标并没有剔除纯粹由地理单元的规模差别所造成的影响⑦。

（2）市场潜能（mp ）为本文所关注的一个自变量。在新经济地理学的实证文献中，对于市场潜能的度量方法有多种，最为简单方法的是Harris (1954)提出的“市场潜能函数”；Redding and Venables(2004)曾使用双边贸易流数据构建了Ma （market access ）和Sa(supply access)两个指标来衡量一个地区的市场潜能。与Harris 的方法相比，Redding and Venables 的方法有着微观理论支持，度量也更为精确。但是，由于中国内部各地级单位间双边贸易数据是不可得的；更为本质是，在一国内部劳动力可以流动的情况下，对Ma 和Sa 的效应进行区分毫无意义（Ottavino and Pinelli, 2006）。另外，Head and Mayer (2006)通过对度量市场潜能的各种方法的对比也发现，更为复杂和精确的度量所得到的结果与采用Harris (1954)简单度量方法的结果并无明显区别。考虑到上述原因，我们最终采用Harris (1954)的方法来衡量一个地区的市场潜能。其计算公式为：

rr r rj j r j r d Y d Y mp //+=∑≠

其中，Y 表示地区国内生产总值； 是指两个地级单位r 和j 之间的距离。表示各地级单位的内部距离，其计算公式为rj d rr d π/3/2r rr area d =⑧， 式中area 为各地级单位辖区内的土地面积，这些数据同样来源于《中国区域经济统计年鉴》。

（3）各地级单位到海岸线的距离(dissea )。我们用一个地级单位到最近港口的直线距离

⑤从《中国区域经济统计年鉴》中关于各地级单位的土地面积数据可以看出，有相当部分地级单位在不同的年份里都发生过行政区划的变动，从而导致土地面积发生了变动，由于我们并不清楚这种变动的原因及具体形式，所以，为了保持数据的一致性，我们根据1999年《中国区域经济统计年鉴》中所列地级单位的土地面积为标准，剔除了1999-2004年间土地面积发生了变化的地级单位。

⑥在计算各地级单位的市场潜能时，我们共使用了325个地区的指标，这意味着，我们需要计算两两地级单位之间共325ⅹ（325-1）/2=52650个距离数据。

⑦ 在使用工业产值占全国工业GDP 的份额来衡量一个地区的工业集聚水平时，存在着由不同地区行政区划面积差别而导致的不可比性，例如，在其他条件相同的情况下，面积较大地级单位的工业产值占全国工业GDP 的份额一般会更高，但并不意味着它必然有着更高的工业集聚水平，这就是经济地理学研究中所强调的“可调整的地理单位问题”，而通过使用工业区位商这一相对指标则可以尽量避免这一问题。 ⑧ 参见Head and Mayer(2000)，Nitsch(2000)和Crozet(2004)对这种内部距离进行测定的讨论。

作为其到海岸线距离的代理变量。而对于港口城市，我们假定其到海岸线的距离均为10公里。各地级单位到海岸线的距离衡量了一个地区天然的交通条件，它可以对一个地区进入国外高收入市场的机会产生重要的影响，所以，这一指标可以大体反映该地区的国外市场接近度⑨。

（4）人力资本（edu）。借鉴国内学者在面临数据约束情况下的通常做法，我们用各地级单位所在省份的成人识字率来衡量该地区的人力资本，其计算公式为：成人识字率=1-文盲率，式中文盲率的数据来自于当年的《中国统计年鉴》。

（5）外商直接投资（fdi）。这一数据直接摘录于《中国区域经济统计年鉴》，并且根据当年的年平均汇率将其换算成人民币价值。外商直接投资一方面可以增加当地的资本存量，另一方面还会带来较强的技术外溢，因此有利于工业集聚，我们预期它的符号为正。

(6)资源型城市虚拟变量（nrdum）。一个地区的自然资源禀赋无疑会对其工业的集聚程度存在重要影响。由于缺乏直接反映各地级单位自然资源状况的数据，我们用该地级单位内是否有资源型城市作为其自然资源禀赋的代理变量⑩。

（7）省会城市虚拟变量（capitaldum）。中国的省会城市（包括直辖市）一般是该省级区域政治和经济中心，而Brulhart and Koeing(2006)提出的“经互会假说”认为，在传统社会主义国家由于政府的政治经济力量十分强大，经济活动一般会在全国范围内离散地集聚于各政治中心。所以，我们引入省会城市虚拟变量来捕捉这一影响。

（8）yeardum为时间虚拟变量，用来控制时间固定效应的影响。

3．变量的描述性统计

表2给出了主要变量的描述性统计。由表2可以看出，中国各地级单位工业区位商的均值存在着一个明显的上升趋势，同时，各地级单位的市场潜能和人力资本的均值也表现出一个上升趋势，但外商直接投资的变化趋势并不明显。

表2 主要变量的描述性统计（1999-2004）

变量 2000 2001 2002 2003 2004

lnlq

4.395

（0.4076）

4.404

（0.4232）

4.419

（0.4217）

4.421

（0.4452）

4.478

（0.3731）

lnmp

4.893

（0.4385）

4.990

（0.4401）

5.098

（0.4416）

5.221

（0.4435）

5.356

（0.4452）

lnedu

4.500

(0.0523)

4.455

(0.0545)

4.469

(0.0649)

4.477

(0.0602)

4.489

(0.0504)

lnfdi

9.703

(2.636)

9.894

(2.180)

10.211

(2.118)

10.162

(2.537)

10.138

(2.352)

注：（1）系数下方括号里的值是变异系数；（2）根据2000-2005年的《中国区域经济统计年鉴》和《中国统计年鉴》整理得到。

从上述简单的数据罗列中并不能看出一个地区的工业区位商与其市场潜能的相关关系。为了弥补这一缺陷，我们还画出了工业区位商的对数值与市场潜能对数值的散点图（见图1）。图1的横坐标是282个地级行政单位市场潜能5年均值的对数值，纵坐标为相应的工业区位商的5年均值。从中我们可以清楚地看出，总体而言，地区的工业区位商与市场潜能存

⑨就中国的实际情况而言，一个地区与海岸线的距离越近，则该地区越容易进入国外高收入市场，这也就意味着该地区来自国外的市场需求越大。

⑩国家计委宏观经济研究院课题组（2002）根据中国各城市（包括县级市）1996年采掘业占工业总产值比重等指标最终界定了118个资源型城市。在这里，我们采用他们的方法并剔除其中的森工城市后，最终确定了97个资源型城市，主要包括煤炭城市（63个）、有色冶金城市（12个）、黑色冶金城市（9个）、石油城市（9个）和其他城市（5个）。如果一个地级单位拥有资源型城市，则nrdum=1。

在着明显的正相关关系。

图1 工业区位商与市场潜能的散点图

四 实证分析

（一） 内生性问题及其解决

在计算中国各地级单位的市场潜能时，我们将各地级单位的本地市场需求规模也考虑在内。一般而言，一个地区的工业区位商越大，其本地市场需求规模也越大，这意味着一个工业区位商较大的地区，其本身的市场潜能也较大，因此一个地区较大的工业区位商究竟是由该地区较大的市场潜能所引起，还是相反就难以判断，也就是说市场潜能和工业区位商之间可能存在着联立内生性。而且，考虑到数据的可获得性，我们所设立的计量模型中可能遗漏了一些诸如自然条件、资源禀赋等变量而导致市场潜能与随机误差项之间存有相关性，进而可能会引致较为严重的内生性偏误。鉴于上述原因，我们将通过引入工具变量来解决本文所关注的主要变量——市场潜能的内生性问题。一个良好的工具变量必须满足两个条件：（1）这一变量与市场潜能相关；（2）这一变量与随机误差项不相关。这里，借鉴Head and

Mayer(2006)和Hering and Poncet(2006)的研究方法，我们选取一个衡量各地级单位“地理中

心度”的指标作为市场潜能的工具变量，其计算公式为∑

≠?=r j rj r d Gc 1ln ，即一个地级单位与其他地级单位的距离的倒数之和的自然对数值。利用本文的地级面板数据，我们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0.7156，且在1%的统计水平上显著，整个回归的拟合优度为0.844，这说明Gc 满足作为一个良好工具变量的第一个必要条件。由于随机误差项是不可观测的，所以一个良好工具变量的第二个必要条件是无法直接检验的。但是对于Gc 这一地理变量而言，它只是反映一个地级单位的相对地理位置，显然是外生的，这也是许多研究采用地理变量作为工具变量的最主要的原因之一。基于以上分析，我们认为选取Gc 作为市场潜能的工具变量是可行性11。

（二）实证结果及解释

表3的第二列和第三列分别给出了不考虑内生性情况下的固定效应模型（FE ）和随机效应模型（RE ）的估计结果。从中可以看到，无论是固定效应模型还是随机效应模型，市场潜能的系数符号都与理论模型所预期的完全一致。通过对固定效应模型和随机效应模型的Hausman 检验（卡方值为负），结果显示不能拒绝随机效应模型和固定效应模型的系数没有系统性差异的假设。因此，对于考虑内生性的回归，我们更倾向于采用随机效应模型，使用工具变量的随机效应模型（IV-RE ）的估计结果见表3的第四列。我们发现，当使用Gc 作

11

Reddding and V enable(2004)曾使用各样本国家与离其最近的中心地区（如Brussels, New York City or Tokyo ）的距离作为其市场潜能的工具变量。但Head and Mayer(2006)指出，作为参照对象的中心地区的选择本身就存在内生性，因为这些城市之所以被选为中心地区是因为它们具有极高的市场潜能。而我们选取一个衡量各地级市“中心度”的指标Gc 作为其市场潜能的工具变量就可以避免上述这种因主观选择市场潜能极高的城市作为中心地区而导致的内生性问题。

为lnmp的工具变量进行随机效应模型估计时，Hausman检验结果（p值为0.0015）拒绝了

IV-RE与RE的回归系数没有系统性差异的原假设，表明市场潜能变量是内生的。通过表3

报告的结果及相应的检验，我们认为，IV-RE所得到的结果是稳健的。下面我们仅根据IV-RE

的估计结果来讨论我们实证研究的结论。

表3 实证结果

OLS 2SLS 解释变量 FE RE IV-RE

lnmp

0.5049

(0.3443)

0.4143***

(0.0511)

0.2304***

(0.0617)

lndissea -0.0146

(0.0172)

-0.0468**

(0.0182)

lnedu

0.2175

(0.1473)

0.2554*

(0.1388)

0.2807**

(0.1398)

lnfdi 0.0039**

(0.0018)

0.0046**

(0.0018)

0.0051***

(0.0019)

nrdum 0.2030***

（0.0467）

0.2002***

(0.0467)

capitaldum 0.0658

(0.0692)

0.0835

(0.0691)

yeardum 是 是 是

constant

0.9094

(1.8945)

1.2030*

(0.6966)

2.1662***

(0.7229)

Observation

1282

R2=0.2246

1282

R2=0.2832

1282

Waldχ2(6)=218.47

RE与FE

Hausman 检验Chi2(7)=-19.13

RE与IV-RE

Hausman 检验

Chi2(10)=28.49；P值=0.0015 注：（1）系数下方括号里的值是标准差；（2）***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著。

首先，在控制了其他变量的影响后，一个地级单位的市场潜能对其工业区位商有显著为正的影响，具体而言，一个地级单位的市场潜能每提高10%，其工业区位商会提高2.3%左右。这与理论模型的预测是一致的，一个地区的市场潜能越大，工业就越倾向于向该地区集聚，从而产生较高的工业区位商。就中国的现实情况而言，改革开放以来，对外开放引致的出口导向型战略和东部沿海地区本身较厚的市场使得东部地区具有了一个初始优势，这种优势吸引着工业向东部沿海地区集聚，进而扩大了东部沿海地区工业和服务业的潜在需求。通过累积因果循环机制，这种集聚效应促成了工业在东部地区的路径锁定并进一步扩大了东部地区的市场潜能。于是，东部沿海地区在累积因果循环机制下逐渐成为工业的中心地带，而中西部地区工业却逐渐走向衰落。

第二，国外市场接近度对工业空间集聚也存在着显著为正的影响：一个地级单位与海岸线的距离每增加10%，会使得其工业区位商下降0.47%左右，而且这一估计结果在5%的统计水平上显著。事实上，改革开放以来，国外高收入市场正像巨大的磁石一样吸引着中国工业向东部沿海地区集聚。

第三，我们发现，一些控制变量如人力资本、外商直接投资等的系数符号与一般文献中

的理论预测和实证结果一致。以成人识字率衡量的地区人力资本状况的改善能够促进工业向该地区的集聚；外商直接投资作为集聚向心力的一个重要来源也有利于工业的集聚。

最后，我们也发现，资源城市虚拟变量的系数显著为正，这符合我们最初的预期，一个地区的自然资源禀赋作为第一特征的地理，可以使得该地区获得一个初始优势，在循环因果的带动下会使得该地区拥有更高的工业集聚水平。另外，省会城市虚拟变量的符号为正，但在统计上并不显著，也就是说，在工业空间集聚上，我们没有发现支持Brulhart and Koenig(2006)所提出来的“经互会假说”的证据。

五 结论与建议

本文首先建立一个在规模收益递增和地区间存在运输成本等假定下关于工业空间集聚影响因素的新经济地理学模型，然后使用2000-2004年中国地级面板数据对市场潜能、国外市场接近度等因素与工业空间集聚之间的关系进行了实证检验。研究结果表明，在控制了其他影响工业空间集聚的因素之后，市场潜能和国外市场接近度对工业空间集聚均有着显著为正的影响。这些结果有力地证实了我们所建立的理论模型的预测，从而为新经济地理学的理论研究提供了一个基于发展中国家数据的实证支持。

同时，我们的研究也为中国工业空间集聚做出了一个新的视角的解释。改革开放以来，东部沿海地区自身优越的地理位置和较厚的市场潜能以及由对外开放所引致的出口导向型战略已经使中国工业向这一地区集聚，而这种空间集聚又会进一步提高了该地区的市场潜能，通过这种因果累积循环机制，东部沿海地区已逐渐成为中国工业的中心地带。因此，在中国区域经济协调发展与和谐社会构建的大背景下，就本文实证结果的政策意义而言，我们认为中国在今后很长一段时间里应着手大力提高中西部地区市场潜能和对外开放程度。总体来说，中西部地区市场潜能的大小主要取决于其城市化进程、交通基础设施建设、东中西贸易联系的巩固与加强以及沿江沿边的对外开放等。由此可引出如下政策建议：（1）进一步降低东中西地区间的贸易壁垒，加强国内市场贸易联系，鼓励省际间经济合作，有效促进中西部市场潜能的提高，从而实现东部沿海地区部分传统工业向中西部地区的梯度转移；（2）实施中部崛起的方针政策，加快中西部地区的城市化进程和沿江沿边开放步伐并加强其交通基础设施建设，力争在中西部地区培育出新的经济增长极和中心市场，从而改善中西部地区与国内中心市场和国外高收入市场的市场接近度并以此提高其市场潜能，最终实现中国区域经济协调发展。

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