市场潜力和地区工资差异设计

摘 要：笔者借鉴了新经济地理学的分析框架，使用我国176个地级城市的面板数据检验地区工资与市场潜力之间的联系，检验结果证实地区工资与市场潜力是正相关的。地区工资对市场潜力的弹性系数在0.75～0.77之间。人力资本、外商直接投资和自然地理条件对地区工资亦有影响。同时发现临近高市场潜力的地区，工资水平会随着时间推移而提高，但这种影响在地理范围上比较有限。
关键词：市场潜力；工资差异；劳动力流动；新经济地理
基金项目：国家软科学研究计划重大项目（2011GXS2D036）；浙江省哲学社会科学规划立项课题（11YD57YB）。
作者简介：陈博（1980-），男，浙江宁波人，经济学硕士，现供职于宁波市智慧城市规划标准发展研究院，主要从事城市经济、产业经济研究。
1006-1096(2012)05-0017-05 收稿日期：2012-02-20
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。这引起国内外众多学者从不同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。为了缩小地区收入差距，政府在20世纪50年代～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。
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检测设是完全竞争和规模收益不变，在这些检测定下，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实证分析。

一、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，才能打败其他竞争对手。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他非产业集聚区，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”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”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。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。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，其市场准入性也更好。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；Brakman et al，2004；Kiso，2005；Lin，2003；Hering et al，2006）。

二、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
lnwageit=α0+α1lnmpit+α2lneduit+α3pfdiit+α4portdum+αi+μit （1）
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mpi=∑jYj/dij，其中，

摘自：毕业论文结论怎么写www.udooo.com

Yj是各省份（直辖市）的人均地区生产总值，dij表示地区i与φ两地之间的距离。edu、pfdi、portdum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；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。αi表示各地级市非观测固定效应，它代表了影响lnwageit的全部观测不到、在时间上恒定的因素；μit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年～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年～2007年的《中国城市统计年鉴》。其中，外商直接投资额根据当年年平均汇率换算成人民币价值。对于两地之间的距离dij，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）的方法，采用计算公式dij=2/3areai/π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（见下页）给出了计量模型中主要变量的描述性统计。

(三)计量方法的选择

第一，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（Ottino et al，2006），所以我们采用Harris（1954）的度量方法来衡量各地区的市场潜力。
注：1.系数下方括号里的值为标准差；

2.数据取自1996年～2007年的《中国城市统计年鉴》。

第二，计量模型量的内生性问题。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。本文通过两个方法来解决内生性问题：（1）借鉴Hanson（1998）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写力的衡量指标；（2）借鉴Head等（2004）、Hering等（2006）的研究方法引入一个工具变量。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Gci=ln∑j≠id－1ij，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lnmp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检测定条件。此外，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Hauan检验来验证，发现Hauan检验为负值。因此，本文使用随机效应模型对计量方程进行检验。

(四)实证结果及解释

表2报告了检验的结果，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
注：1.系数下方括号里的值为标准差；2.*[KG-*2]*[KG-*2]*、*[KG-*2]*、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著。
估计结果在1%的统计水平上显著。我们发现当使用Gc作为lnmp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检测设，这表明市场潜力变量是内生的，可以使用IVRE回归以消除内生性偏误。在表2的第3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。
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。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。最后，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2列中，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。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，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）。这表明具有较强竞争优势的港口城市能更容易与外界联系，并能有效提升该港口城市的工资水平。
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。为了能更好地说明这种影响是来自于空间上的某一点

源于：毕业论文致谢www.udooo.com

，本文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%对其他城市的职工平均工资造成的影响，计算公式如下