空間相關(guān)、地區(qū)市場(chǎng)潛能與收入不平衡

張澤義，何春麗

（1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 611130；2.西華師范大學(xué) 商學(xué)院，四川 南充 637009）

● 區(qū)域發(fā)展

空間相關(guān)、地區(qū)市場(chǎng)潛能與收入不平衡

張澤義1，何春麗2

（1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 611130；2.西華師范大學(xué) 商學(xué)院，四川 南充 637009）

文章以新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型為基礎(chǔ)，從空間依賴和空間異質(zhì)的角度出發(fā)，構(gòu)建空間面板計(jì)量模型，以1998-2015年我國省際面板數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證分析了市場(chǎng)潛能對(duì)區(qū)域間整體性收入不平衡及區(qū)域內(nèi)結(jié)構(gòu)性收入不平衡產(chǎn)生的影響。研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)潛能的空間分布在較大程度上解釋了東中西之間的收入差距，因循環(huán)累積造成的路徑依賴，市場(chǎng)潛能拉大了區(qū)域間收入差距；而市場(chǎng)潛能和區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距之間存在非線性的U形關(guān)系，超過拐點(diǎn)的北京、天津、上海、江蘇，由于制度性障礙和市場(chǎng)潛能聚集效應(yīng)的固化累積，其市場(chǎng)潛能的提升阻滯了城鄉(xiāng)差距的縮小，其余省份仍可通過增強(qiáng)市場(chǎng)潛能、促進(jìn)城鄉(xiāng)要素流動(dòng)來縮小其收入差距。

市場(chǎng)潛能；空間分布；區(qū)域間整體收入差距；區(qū)域內(nèi)結(jié)構(gòu)收入差距

一、引 言

改革開放后我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了高速增長和收入分配差距顯著擴(kuò)大并存的時(shí)代［1］。自2002年以來，我國城鄉(xiāng)收入比一直維持在3以上，2009年擴(kuò)大到改革開放以來最高水平的3.33，2014年雖有所回落，但仍維持在高位。

經(jīng)濟(jì)地理學(xué)家Krugman（1991）［2］構(gòu)建的名義工資方程為研究工資或收入差異提供了微觀基礎(chǔ)，Harris（1954）［3］認(rèn)為一定區(qū)域的需求取決于與其他區(qū)域的距離。Hanson（1998）［4］明確將一個(gè)地區(qū)所生產(chǎn)的產(chǎn)品和服務(wù)的潛在需求規(guī)模即市場(chǎng)潛能看作區(qū)域發(fā)展的因素，大量學(xué)者在實(shí)證研究中采用了這一源于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型的衡量市場(chǎng)潛能的方法，Combes（2011）［5］、Combes等（2008）［6］、Head和Mayer（2004）［7］以及Redding（2010）［8］都做了這方面的大量研究。對(duì)市場(chǎng)潛能的分析通常都假設(shè)收益率在各個(gè)區(qū)域均等化，但是收益率是通過本地就業(yè)、生產(chǎn)、工資等的變化進(jìn)行不斷調(diào)整的。大量的文獻(xiàn)都集中于工資的變動(dòng)引起收益率變化的機(jī)制研究，如Davis和Weinstein（2003）［9］、Head 和 Ries（2001）［10］、Hanson 和 Xiang（2004）［11］，同時(shí)也有少量的文獻(xiàn)提及了失業(yè)和生產(chǎn)調(diào)整機(jī)制。第一次對(duì)工資調(diào)整機(jī)制的研究是以Red?ding和Venables（2004）［12］的研究為基礎(chǔ)的，他把生產(chǎn)和消費(fèi)的空間分布視為給定的。距離市場(chǎng)較遠(yuǎn)的企業(yè)在銷售產(chǎn)品時(shí)就會(huì)產(chǎn)生較高的貿(mào)易成本，這降低了生產(chǎn)要素的增加值，其中對(duì)勞動(dòng)力的影響最大，一個(gè)地區(qū)的工資和收入水平受到其市場(chǎng)區(qū)位的影響。但是勞動(dòng)力不流動(dòng)這一假設(shè)在一定程度上不具有說服力。Hanson（2005）［13］遵循Helpman的方法，放松勞動(dòng)力不可跨區(qū)域流動(dòng)的假設(shè)，同時(shí)引入了另一個(gè)分散力（不可貿(mào)易品房產(chǎn)），假設(shè)名義工資是市場(chǎng)潛能、房屋存量的函數(shù)，以美國的面板數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)名義工資和增強(qiáng)的市場(chǎng)潛能之間的正向關(guān)系。Breinlich（2006）［14］、Head 和 Mayer（2006）［15］運(yùn)用 Red?ding和Venables的方法解釋了歐洲人均產(chǎn)出和工資之間的關(guān)系。Brakman 等（2004）［16］、Mion（2004）［17］運(yùn)用Hanson的方法分別研究了德國和意大利，說明了接近需求地的重要性。有部分學(xué)者將研究對(duì)象集中于低收入和中等收入國家，Bosker和Garretsen（2012）［18］認(rèn)為撒哈拉以南的非洲國家的人均GDP和市場(chǎng)潛能之間的關(guān)系相比發(fā)達(dá)國家要弱，這可能是因?yàn)樵谇钒l(fā)達(dá)的非洲地區(qū)制造業(yè)還比較落后。Fally等（2010）［19］通過對(duì)巴西的研究發(fā)現(xiàn)了工資和市場(chǎng)潛能的關(guān)系，Amiti和Cameron（2007）［20］對(duì)印度尼西亞的研究和Hering和Poncet（2010）［21］對(duì)中國的研究也得出了相同的結(jié)論。雖然關(guān)于低收入和中等收入國家的研究都得出了市場(chǎng)潛能的系數(shù)是顯著的，但是得出的市場(chǎng)潛能效應(yīng)比Redding和Venables得出的結(jié)果要低。關(guān)于這一現(xiàn)象的解釋，其中一個(gè)原因是最近的研究均是使用企業(yè)或工人層面的數(shù)據(jù)。這樣控制變量與市場(chǎng)潛能變量之間就可能出現(xiàn)相關(guān)關(guān)系。另外，這些研究都是集中于區(qū)域的工資差異，同時(shí)勞動(dòng)力的流動(dòng)會(huì)促進(jìn)區(qū)域工資均等化。

國內(nèi)學(xué)者對(duì)市場(chǎng)潛能與工資之間關(guān)系的研究更加偏向?qū)嵶C，得出的結(jié)論都是一致的，即市場(chǎng)潛能對(duì)工資有促進(jìn)作用。陳博（2012）［22］運(yùn)用176個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)臨近高市場(chǎng)潛能的地區(qū)，工資水平會(huì)隨著時(shí)間推移而提高，但這種影響在地理范圍上比較有限。陳建軍等（2016）［23］對(duì)長三角、長江中游和成渝城市群進(jìn)行了實(shí)證分析，市場(chǎng)潛能對(duì)工資收入的促進(jìn)作用存在地區(qū)差異和行業(yè)異質(zhì)性特征。范劍勇等（2008）［24］基于投入產(chǎn)出表發(fā)現(xiàn)工資和市場(chǎng)潛能之間的彈性在0.18～0.22之間。國內(nèi)部分學(xué)者還研究了市場(chǎng)潛能與聚集的關(guān)系，趙增耀、夏斌（2012）［25］分析了不同市場(chǎng)潛能類型對(duì)工業(yè)聚集的影響，國內(nèi)市場(chǎng)潛能對(duì)工業(yè)聚集存在門檻效應(yīng)，只有跨越了門檻值，工業(yè)聚集才能實(shí)現(xiàn)；國外市場(chǎng)潛能對(duì)工業(yè)聚集存在雙門檻效應(yīng)。李國璋、戚磊（2011）［26］認(rèn)為市場(chǎng)潛能同時(shí)產(chǎn)生了聚集效應(yīng)和逆聚集效應(yīng)，但是聚集效應(yīng)對(duì)工資水平的提高作用更大。眾多學(xué)者通過省級(jí)、地級(jí)數(shù)據(jù)甚至行業(yè)數(shù)據(jù)討論了市場(chǎng)潛能對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、工資或收入的影響，但是很少考察其對(duì)區(qū)域間收入差距甚至區(qū)域內(nèi)部城鄉(xiāng)差距的影響，分析方法上都是面板數(shù)據(jù)，缺乏空間因素的分析。因此本文在分析市場(chǎng)潛能對(duì)區(qū)域間收入差距的同時(shí)，兼顧了其對(duì)區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)性收入差距的影響。

關(guān)于城鄉(xiāng)收入差距的成因，大量學(xué)者從不同的角度給予了解釋。James等（1977）［27］以美國的截面數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證分析得出城市規(guī)模和收入差距是正相關(guān)關(guān)系。程開明（2011）［28］以我國的地級(jí)以上城市為研究對(duì)象，卻得出了城鄉(xiāng)收入差距隨城市規(guī)模增大而表現(xiàn)出U型關(guān)系，且不同規(guī)模等級(jí)城市的影響效應(yīng)存在較大差異。從制度方面研究城鄉(xiāng)收入差距，主要集中于收入分配制度和國家的城市偏向制度方面，Hussain等（1994）［29］運(yùn)用我國的家庭調(diào)查數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)收入分配制度擴(kuò)大了城鄉(xiāng)收入差距。武 小 龍 和 劉 祖 云（2013）［30］、陳 斌 開 和 林 毅 夫（2013）［31］認(rèn)為國家的發(fā)展戰(zhàn)略和城市偏向性政策是城鄉(xiāng)收入差距擴(kuò)大的原因。還有部分學(xué)者從產(chǎn)業(yè)集聚的角度分析了城鄉(xiāng)收入差距的原因，蔡武和陳望遠(yuǎn)（2012）［32］的實(shí)證結(jié)果顯示非農(nóng)產(chǎn)業(yè)的集聚規(guī)模加劇了城鄉(xiāng)收入差距，而劉軍等（2015）［33］卻得出了相反的結(jié)論，即產(chǎn)業(yè)集聚有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距。從城鄉(xiāng)收入差距的研究來看，鮮有學(xué)者以新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論為背景，從地區(qū)市場(chǎng)潛能來探索區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的來源。

二、理論模型構(gòu)建

借鑒Crozet和Koenig（2005）［34］，假設(shè)一國由R個(gè)區(qū)域構(gòu)成，每個(gè)區(qū)域的代表性消費(fèi)者有相同的效用函數(shù)，并采用不變替代彈性效用函數(shù)（CES）的形式，其設(shè)定如下：

其中ci表示代表性消費(fèi)者對(duì)商品i的消費(fèi)量，n表示商品的數(shù)量，σ表示商品間的替代彈性（σ>1）。令地區(qū)j的消費(fèi)者總支出為Ej，那么最優(yōu)化消費(fèi)者效用函數(shù)可以得到地區(qū)j對(duì)地區(qū)k商品的需求量xkj，即

其中pkj是地區(qū)k的商品運(yùn)到地區(qū)j的到岸價(jià)格，總體價(jià)格指數(shù)，n是地區(qū)企業(yè)的數(shù)量。假定區(qū)域間商品的運(yùn)輸遵循冰山運(yùn)輸成本，pk是地區(qū)k的商品的出廠價(jià)，dkj為兩地的距離，τ是單位產(chǎn)品單位距離的運(yùn)輸成本，則地區(qū)k的商品運(yùn)到地區(qū)j的到岸價(jià)格為：

進(jìn)一步假設(shè)各地區(qū)企業(yè)在壟斷競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)結(jié)構(gòu)下生產(chǎn)差異化的產(chǎn)品，因此每個(gè)企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，因此可以將（2）式加總，并將（2）式代入整理得到地區(qū)k的商品的總需求：

在規(guī)模報(bào)酬遞增的情況下，每個(gè)企業(yè)只生產(chǎn)一種產(chǎn)品，且投入唯一的生產(chǎn)要素勞動(dòng)L，固定投入為F，且每單位產(chǎn)出需要的邊際可變投入為β，勞動(dòng)力的工資為w，則地區(qū)k的企業(yè)的利潤函數(shù)為：

根據(jù)企業(yè)利潤最大化的一階條件，得到產(chǎn)品的價(jià)格為：

行業(yè)的自由進(jìn)入意味著企業(yè)均衡利潤為0，即πk=0，可以得到均衡產(chǎn)量：

最后依據(jù)市場(chǎng)出清的條件xk=qk，將（4）式、（6）式、（7）式代入整理得：

三、市場(chǎng)潛能與區(qū)域間整體收入不平衡

（一）計(jì)量模型建立和數(shù)據(jù)來源

從理論模型可知，（9）式就能反映區(qū)域的市場(chǎng)潛能對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和居民生活水平的影響，由于α1>0，因此地區(qū)市場(chǎng)潛能會(huì)促進(jìn)居民工資或收入水平的提高。一個(gè)地區(qū)積極的對(duì)外開放，能吸引大量的外商直接投資，這對(duì)該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長和收入提高有促進(jìn)作用。新古典經(jīng)濟(jì)增長理論將物質(zhì)資本和人力資本納入其模型中去解釋經(jīng)濟(jì)增長的原因，而居民收入又受到經(jīng)濟(jì)增長的影響。同時(shí)被Romer、Lucas視為內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長動(dòng)力的人力資本是經(jīng)濟(jì)增速的重要因素，人力資本的投入能產(chǎn)生收益遞增，影響勞動(dòng)者的創(chuàng)新和研發(fā)能力，提高勞動(dòng)者的技能和素質(zhì)，從而增加其收入水平。因此引入外商直接投資（FDI）、物質(zhì)資本（K）和人力資本（H）作為控制變量。為了研究市場(chǎng)潛能對(duì)于地區(qū)收入水平的影響，故在上述理論模型分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)建如下的面板計(jì)量模型：

其中i代表省份，t代表年份，uit是隨機(jī)誤差項(xiàng)，α0、α1、α2、α3、α4是相應(yīng)解釋變量的待估參數(shù)。

傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析都是建立在相鄰近兩地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象或變量不存在相關(guān)性，然而任何事物之間都是相互聯(lián)系的，地區(qū)與地區(qū)之間更是如此，比如區(qū)域間的人口流動(dòng)、資金流動(dòng)等，特別地鄰近的地區(qū)之間比距離較遠(yuǎn)的地區(qū)之間的聯(lián)系更為緊密，這正如地理學(xué)第一定律所表明的那樣。同時(shí)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)也指出，區(qū)域的發(fā)展不僅僅依賴于自身所擁有的資源，而且一定程度上還依賴于與周圍區(qū)域的空間相關(guān)性?？臻g計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)打破了傳統(tǒng)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的基本假設(shè)，將區(qū)域間的相互作用納入計(jì)量模型。因此本文在此基礎(chǔ)上對(duì)傳統(tǒng)面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型進(jìn)行改進(jìn)，在（10）式中引入空間因素，構(gòu)建空間面板計(jì)量模型，其主要包括兩種形式，即空間面板滯后模型（SPLM）和空間面板誤差模型（SPEM），空間面板滯后模型（SPLM）設(shè)定如下：

空間面板誤差模型（SPEM）設(shè)定如下：

其中，Wij是N×N空間權(quán)重矩陣W中第i行、第j列元素，δ和λ分別是空間滯后系數(shù)和空間誤差系數(shù)，主要用來說明空間效應(yīng)的大小。其他變量名稱同上。

因西藏自治區(qū)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的缺失，本文選取30個(gè)省市自治區(qū)1998-2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)作為樣本。由于缺乏城鄉(xiāng)統(tǒng)一的居民收入指標(biāo)，無法獲得各省份人均可支配收入的數(shù)據(jù)，本文通過公式wit=situ witu+sitv witv計(jì)算得到各省份的人均收入數(shù)據(jù)，其中wit表示第t年省份i的人均可支配收入，witu、witv分別表示第t年省份i的城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均純收入，situ、sitv分別表示第t年省份i的城鎮(zhèn)人口比重和農(nóng)村人口比重。關(guān)于市場(chǎng)潛能指標(biāo)的衡量，有兩種比較流行的計(jì)算方法，一是Harris（1954）［36］提出的以距離為權(quán)重的各地區(qū)購買力加權(quán)和的市場(chǎng)潛能函數(shù)，二是Redding and Venables（2004）［12］提出的以地區(qū)或國家間雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)為基的地區(qū)生產(chǎn)總值（單位億元），dij表示兩地區(qū)間的距離（單位千米），用省會(huì)之間的距離來衡量，利用Google Maps根據(jù)省會(huì)城市的經(jīng)緯度測(cè)算得到，當(dāng)i=j時(shí)dii表示內(nèi)部距離，借鑒Nitsch（2000）［37］、Crozet（2004）［38］礎(chǔ)的Ma指標(biāo)和Sa指標(biāo)，但是由于缺乏我國省份之間的雙邊貿(mào)易數(shù)據(jù)，故本文采用Harris提出的市場(chǎng)潛能積（單位：平方千米）。外商直接投資FDI利用各省份的外商直接投資額來表示，并按當(dāng)年匯率換算成人民幣（單位億元）。物質(zhì)資本K用各省份的資本形成總額來表示（單位億元）。人力資本H用高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)來衡量（單位人）。以上數(shù)據(jù)來自于1998-2015年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

空間權(quán)重矩陣W是進(jìn)行空間統(tǒng)計(jì)分析和空間計(jì)量分析的前提和基礎(chǔ)?？臻g權(quán)重矩陣的構(gòu)建有兩種方式，一種是傳統(tǒng)的0～1鄰接權(quán)重矩陣，二是基于地理距離、經(jīng)濟(jì)距離、交通距離的距離權(quán)重矩陣，這一方法符合區(qū)域的空間關(guān)聯(lián)規(guī)律和地理學(xué)第一定律，即地區(qū)間距離越近，相關(guān)程度和相互聯(lián)系越強(qiáng)，且隨著距離的增加表現(xiàn)出遞減的趨勢(shì)。本文采用地理距離的標(biāo)準(zhǔn)來構(gòu)建權(quán)重矩陣，既克服鄰接權(quán)重矩陣的缺陷，又能消除經(jīng)濟(jì)距離、交通距離帶來的內(nèi)生性問題。故本文用兩個(gè)省份距離即省會(huì)之間距離的倒數(shù)來構(gòu)建權(quán)重矩陣，當(dāng)i≠j時(shí)，Wij=1/dij；當(dāng)i=j時(shí)，Wij=0。

（二）我國區(qū)域收入水平的空間關(guān)聯(lián)性測(cè)度

在進(jìn)行空間面板計(jì)量分析之前，需對(duì)被解釋變量人均可支配收入w進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，本文主要通過測(cè)算全局和局部Moran’sI指數(shù)來揭示其空間關(guān)聯(lián)性特征。首先計(jì)算人均可支配收入的全局Moran’sI指數(shù)，在5%的顯著性水平下，人均可支配收入的Moran’sI指數(shù)通過顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1所示，其值均大于0，在0.2上下浮動(dòng)，雖然2011年開始有小幅下降，但總體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。這一結(jié)果表明我國人均可支配收入存在顯著的空間關(guān)聯(lián)性，一個(gè)地區(qū)的人均可支配收入會(huì)受到周圍距離較近地區(qū)的顯著影響。

圖1 人均可支配收入的Moran’s I指數(shù)

為了更加具體地分析局部地區(qū)的空間相關(guān)性，進(jìn)行局部Moran’sI分析，繪制Moran散點(diǎn)圖，圖2和圖3給出了1998年和2015年局部Moran散點(diǎn)圖。從兩個(gè)圖可看出絕大多數(shù)省份位于第一、三象限，即高—高、低—低的類型，同時(shí)位于第二、四象限的地區(qū)（非典型觀測(cè)值的地區(qū)）從1988年到2015年發(fā)生了變化，1998年有13個(gè)地區(qū)是非典型觀測(cè)值，2015年則減少到10個(gè)，說明我國人均可支配收入的局部空間相關(guān)性越來越強(qiáng)，人均可支配收入高的地區(qū)被同樣高的人均收入的地區(qū)所包圍，人均收入低的地區(qū)被同樣低的人均收入的地區(qū)所包圍。圖2中位于第一象限的省份有北京、天津、山東、上海、江蘇、浙江，均是東部發(fā)達(dá)地區(qū)，位于第三象限的是內(nèi)蒙古、重慶、陜西、寧夏、四川、吉林、甘肅、貴州、青海、云南、黑龍江、海南、新疆，大部分都是西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)，表明人均收入表現(xiàn)出高高、低低聚集的空間分布態(tài)勢(shì)，明顯體現(xiàn)出人均收入在東部和西部的地區(qū)差異。

圖2 1998年人均收入散點(diǎn)

根據(jù)全局和局部Moran’sI指數(shù)分析（見圖3）知，人均可支配收入表現(xiàn)出顯著地空間依賴特征，說明采用將空間因素納入模型的空間計(jì)量方法是符合我國的實(shí)際情況的。

圖3 2015年人均收入散點(diǎn)

（三）市場(chǎng)潛能與區(qū)域間收入差距的空間面板計(jì)量分析

為了分析市場(chǎng)潛能與區(qū)域間收入差距的關(guān)系，不僅需要從全國層面對(duì)數(shù)據(jù)樣本進(jìn)行分析，而且還就東中西三大經(jīng)濟(jì)區(qū)分別進(jìn)行估計(jì)。在估計(jì)之前需要對(duì)模型形式進(jìn)行選擇，運(yùn)用Hausman檢驗(yàn)來選擇固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型；利用拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)法（LM）進(jìn)行空間面板滯后模型（SPLM）和空間面板誤差模型（SPEM）的選擇。OLS估計(jì)要求解釋變量嚴(yán)格外生，且空間面板模型包含的空間依賴特征會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果出現(xiàn)偏差，故本文采用極大似然法（ML）進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果見表1所列。

表1 市場(chǎng)潛能與區(qū)域間收入差距回歸結(jié)果

由表1可看出，模型的擬合度較高，各系數(shù)總體上顯著。

第一，在主要解釋變量市場(chǎng)潛能方面，其系數(shù)在全國層面上顯著異于0，說明市場(chǎng)潛能對(duì)我國各地區(qū)人均收入的增長起了較大的作用：市場(chǎng)潛能增長1%，人均收入增長率提高0.67%。這一結(jié)果與大多數(shù)學(xué)者的研究一致，也符合新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的理論預(yù)期。在其他條件相同的情況下，由于本地市場(chǎng)效應(yīng)和市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)，廠商更愿意在大的市場(chǎng)區(qū)域進(jìn)行生產(chǎn)，因此一個(gè)具有較高市場(chǎng)接近度的地區(qū)將獲得較高的經(jīng)濟(jì)增長，從而該區(qū)域的居民有高的收入水平。在某些情況下，市場(chǎng)潛能對(duì)工資或收入的影響被視為一種技術(shù)溢出效應(yīng)（Duranton和Puga，2004［39］；Red?ding，2010［40］）。通過比較市場(chǎng)潛能與其他控制變量的系數(shù)可進(jìn)一步看出，市場(chǎng)潛能的系數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其他控制變量的系數(shù)，表明市場(chǎng)潛能擴(kuò)大效應(yīng)對(duì)收入增加的影響已經(jīng)超過了對(duì)外開放的效應(yīng)、物質(zhì)資本投資效應(yīng)和人力資本投資效應(yīng)。

第二，從三大經(jīng)濟(jì)區(qū)的數(shù)據(jù)來看，市場(chǎng)潛能對(duì)東中西的收入都有顯著正向影響，但是這一影響具有區(qū)域異質(zhì)性，東中西部市場(chǎng)潛力的彈性系數(shù)分別為0.745 2、0.696 5和0.165 5，其中東部與西部的系數(shù)值相差很大，這一數(shù)據(jù)表明市場(chǎng)潛能的空間分布在較大程度上解釋了東中西部特別是東西部地區(qū)之間的收入差距。2015年東部地區(qū)人均可支配收入28 223.3元，西部地區(qū)只有16 868.1元，東部是西部的1.7倍①。并且北京、上海的人均可支配收入突破4萬元大關(guān)，而西部地區(qū)除了內(nèi)蒙古外其余省份均為1萬多元。地區(qū)之間整體收入差距的擴(kuò)大源于我國非均衡發(fā)展戰(zhàn)略和對(duì)外開放戰(zhàn)略，改革開放后提出的以沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的優(yōu)先發(fā)展作為撬動(dòng)國家經(jīng)濟(jì)大發(fā)展的杠桿，積極的對(duì)外開放引致的出口導(dǎo)向型戰(zhàn)略，加上本身市場(chǎng)潛能的巨大，使得勞動(dòng)力、資本等要素向東部沿海地區(qū)流動(dòng)，形成企業(yè)的集聚，從而進(jìn)一步提高了東部地區(qū)的市場(chǎng)潛能，由于貨幣外部性，在循環(huán)累積機(jī)制的帶動(dòng)下，進(jìn)一步引致要素流入東部地區(qū)，形成東西部的“核心—外圍”格局，雖然20世紀(jì)90年代的均衡發(fā)展戰(zhàn)略起到了緩解作用，但是由于這種循環(huán)累積機(jī)制所導(dǎo)致的聚集效應(yīng)以“路徑依賴”的形式存在，使得市場(chǎng)潛能對(duì)區(qū)域間收入差距的擴(kuò)大具有鎖定效應(yīng)，東部地區(qū)省份自身規(guī)模巨大和毗鄰省份支撐是其市場(chǎng)潛能的主要來源，而西部地區(qū)自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展滯后，且來自東部的市場(chǎng)獲得份額也較少，其市場(chǎng)潛能就很少，從而在一定程度上拉大了東西部之間的收入差距。

第三，空間滯后系數(shù)δ和空間誤差系數(shù)λ均為正且通過5%的顯著性水平檢驗(yàn)，從而再次說明了空間因素對(duì)人均可支配收入有顯著影響，并進(jìn)一步表明一個(gè)地區(qū)人均收入水平的增加不僅受到本地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長要素的影響，而且還會(huì)受到周圍地區(qū)不斷提高的人均收入及其隨機(jī)沖擊的影響，即我國各省域之間存在空間依賴。從控制變量來，外商直接投資和物質(zhì)資本投入對(duì)人均收入的增長有明顯的促進(jìn)作用。從系數(shù)大小來看，兩者均是導(dǎo)致收入差距的因素，但是對(duì)東中西促進(jìn)作用的差異性比市場(chǎng)潛能要小。人力資本對(duì)東中部的人均收入來說是正向作用，但是對(duì)西部來說是顯著的負(fù)影響，東中西部地區(qū)人力資本存量的差異性也是拉大區(qū)域收入差距的因素之一。

市場(chǎng)潛能的計(jì)算考慮了各地區(qū)的本地市場(chǎng)需求，而地區(qū)收入水平越高，其本地市場(chǎng)需求就越大，從而導(dǎo)致市場(chǎng)潛能與地區(qū)收入水平之間存在聯(lián)立內(nèi)生性問題。并且考慮到數(shù)據(jù)可得性，計(jì)量模型可能遺漏變量，導(dǎo)致市場(chǎng)潛能與誤差項(xiàng)之間存在相關(guān)性，從而導(dǎo)致內(nèi)生性偏誤。因此本文借鑒Hanson（1998）［4］的方法，對(duì)上述實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，計(jì)算市場(chǎng)潛能時(shí)，用各省份的人均地區(qū)生產(chǎn)總值作為地區(qū)購買力的衡量指標(biāo)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的實(shí)證結(jié)果如表1所示。市場(chǎng)潛能的系數(shù)仍為正，且東部市場(chǎng)潛力的彈性系數(shù)最大，西部最小，中部次之。同時(shí)大部分控制變量的系數(shù)也顯著，其結(jié)論沒有出現(xiàn)較大變化或反轉(zhuǎn)。說明穩(wěn)健性分析的結(jié)果與前述結(jié)果較為一致，實(shí)證結(jié)果比較穩(wěn)健。

四、市場(chǎng)潛能與區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)性收入不平衡

（一）計(jì)量模型的建立

各省份內(nèi)部的城鄉(xiāng)差距是我國收入不平衡的表現(xiàn)和重要因素之一（Kanbur and Zhang，2005）［41］，這在我國二元經(jīng)濟(jì)背景下表現(xiàn)得更為明顯。由于我國過去的工農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格“剪刀差”和嚴(yán)格的戶籍制度，長期積累而造就了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)的內(nèi)部分工中，城市一直發(fā)揮著增長極的作用，而農(nóng)村地區(qū)以典型的小農(nóng)經(jīng)濟(jì)為主，發(fā)展相對(duì)滯后。由理論模型知，區(qū)域市場(chǎng)潛能的增強(qiáng)會(huì)帶來區(qū)域居民整體收入水平的提高，那么在區(qū)域內(nèi)部城鄉(xiāng)明顯分工格局的背景下，市場(chǎng)潛能能否縮小地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距呢？將理論模型中（4）、（6）式帶入（5）式，并根據(jù)市場(chǎng)出清的條件xk=qk，得到地區(qū)k代表性企業(yè)的凈利潤：

根據(jù)（13）式知?πk?MPk>0，說明企業(yè)的利潤是地區(qū)市場(chǎng)潛能的增函數(shù)，而企業(yè)的目標(biāo)是利潤最大化，那么一個(gè)地區(qū)的市場(chǎng)潛能越大，工業(yè)企業(yè)就會(huì)向該地區(qū)聚集。城市作為經(jīng)濟(jì)活動(dòng)聚集中心的功能是不可替代的。從工業(yè)企業(yè)的角度來看，相比農(nóng)村，城市在基礎(chǔ)設(shè)施、人才知識(shí)、信息和國家政策偏向等諸多方面都具有優(yōu)勢(shì)，被大多數(shù)企業(yè)所青睞，工業(yè)向城市的集聚從未停止過，并逐步形成城市總部經(jīng)濟(jì)。因此，區(qū)域市場(chǎng)潛能的提高引致企業(yè)向區(qū)域內(nèi)的城市集中，從而影響城鄉(xiāng)居民的收入水平。

（1）市場(chǎng)潛能的聚集效應(yīng)通過城鄉(xiāng)人口流動(dòng)，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距縮小。地區(qū)市場(chǎng)潛能的增加會(huì)吸引大量企業(yè)集中，作為第二、三產(chǎn)業(yè)為主的城市，企業(yè)集聚會(huì)提供更多的就業(yè)機(jī)會(huì)，促使農(nóng)村勞動(dòng)力向城市流動(dòng)，進(jìn)入城市的農(nóng)村勞動(dòng)力在保持農(nóng)村土地收入的同時(shí)增加了額外收入，同時(shí)這些資金回流到農(nóng)村用于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)和建設(shè)，增加了農(nóng)村居民的家庭收入，進(jìn)而縮小了城鄉(xiāng)收入差距，這正是要素均等化理論所預(yù)期的。

（2）包括戶籍制度在內(nèi)的現(xiàn)有制度性障礙的存在扭曲了市場(chǎng)潛能的作用，導(dǎo)致了市場(chǎng)潛能提高引致的勞動(dòng)力流動(dòng)不能相應(yīng)縮小城鄉(xiāng)收入差距。城市的農(nóng)民工在經(jīng)濟(jì)上和社會(huì)上存在一定程度上的被邊緣化的現(xiàn)象，包括進(jìn)城務(wù)工人員在尋找工作時(shí)，遇到行業(yè)進(jìn)入和崗位獲得歧視；就算他們能進(jìn)入崗位，他們?cè)诠べY待遇、社會(huì)保障和工作條件等方面都會(huì)受到歧視。目前我國還沒有形成統(tǒng)一的城市勞動(dòng)力市場(chǎng)，城市的本地勞動(dòng)力和外來勞動(dòng)力之間既有互補(bǔ)的分層關(guān)系，又有替代的競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，城市正規(guī)的、收入高的崗位被本地勞動(dòng)力所占據(jù)，而進(jìn)城農(nóng)民工只能從事低端的、非正規(guī)的工作，進(jìn)而形成主要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)和次要?jiǎng)趧?dòng)力市場(chǎng)的雙元結(jié)構(gòu)，這一現(xiàn)象在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)向城市蔓延、形成城市內(nèi)部新二元結(jié)構(gòu)的背景下愈發(fā)強(qiáng)化，從而擴(kuò)大了地區(qū)內(nèi)城鄉(xiāng)居民的收入差距。

（3）市場(chǎng)潛能聚集效應(yīng)的固化累積會(huì)加劇城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)。城鄉(xiāng)收入差距不僅受勞動(dòng)力流動(dòng)的影響，還受到其他因素（城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異、城鄉(xiāng)勞動(dòng)生產(chǎn)率差異等）的影響，市場(chǎng)潛能提高使得企業(yè)向城市集聚，各生產(chǎn)要素向城市集中，城市的產(chǎn)業(yè)集聚、知識(shí)溢出、基礎(chǔ)設(shè)施的規(guī)模經(jīng)濟(jì)會(huì)不斷強(qiáng)化，從而加強(qiáng)了城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的根源即城市規(guī)模報(bào)酬遞增，城市和農(nóng)村在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和勞動(dòng)生產(chǎn)率的差距會(huì)擴(kuò)大，相應(yīng)地城鄉(xiāng)居民收入差距也會(huì)擴(kuò)大。

基于此，本文進(jìn)一步分析市場(chǎng)潛能對(duì)區(qū)域內(nèi)結(jié)構(gòu)性收入不平衡的影響。以城鄉(xiāng)收入差距為被解釋變量，市場(chǎng)潛能為主要解釋變量，與前面分析類似將外商直接投資（FDI）、物質(zhì)資本（K）和人力資本（H）作為控制變量。城鄉(xiāng)收入差距的指標(biāo)衡量方面，本文采用城鄉(xiāng)居民收入比w?（城鎮(zhèn)人均可支配收入與農(nóng)村人均純收入之比）這一指標(biāo)（Wan等，2006［42］；陳安平，2009［43］），其他變量的數(shù)據(jù)衡量如前所述。對(duì)相應(yīng)的空間面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行估計(jì)得到市場(chǎng)潛能有利于縮小城鄉(xiāng)收入差距（結(jié)果見表2），但是這與我國的實(shí)際情況不符合，以市場(chǎng)潛能較大的上海市為例，1998年城鄉(xiāng)居民收入比為1.622，2014年擴(kuò)大到2.304，說明市場(chǎng)潛能的增加并沒有縮小其城鄉(xiāng)收入差距。同時(shí)基于市場(chǎng)潛能影響城鄉(xiāng)收入分配的機(jī)制提出市場(chǎng)潛能與城鄉(xiāng)收入差距之間是非線性關(guān)系這一假說，為了驗(yàn)證和研究兩者的具體關(guān)系，引入市場(chǎng)潛能的二次項(xiàng)，構(gòu)建以下空間面板計(jì)量模型，空間面板滯后模型（SPLM）設(shè)定如下：

空間面板誤差模型（SPEM）設(shè)定如下：

表2 市場(chǎng)潛能與區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距回歸結(jié)果

（二）城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性檢驗(yàn)

在分析市場(chǎng)潛能與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系之前，采用Moran’sI指數(shù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的空間相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如圖4所示。從圖4可知，1998-2015年我國城鄉(xiāng)收入差距的Moran’sI指數(shù)均大于0，從Moran’sI指數(shù)的趨勢(shì)來看，在0.14～0.16間微幅度波動(dòng)，1999-2004間出現(xiàn)小幅下降，降至0.15，2004年之后呈現(xiàn)增強(qiáng)趨勢(shì)，一直保持在0.16以上，意味著城鄉(xiāng)收入差距的空間聚集存在較強(qiáng)的馬太效應(yīng)。

圖4 城鄉(xiāng)收入差距的Moran’s I指數(shù)

（三）市場(chǎng)潛能與區(qū)域內(nèi)部收入差距的空間面板計(jì)量分析

運(yùn)用極大似然估計(jì)法（ML）對(duì)（14）（15）計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)，從Hausman檢驗(yàn)來看，固定效應(yīng)要顯著優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)，SPLM模型的擬合優(yōu)度、對(duì)數(shù)似然值和似然比率均高于SPEM模型，估計(jì)結(jié)果見表2所列。

從表2模型10的回歸結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

第一，空間滯后系數(shù)δ大于0且通過顯著性檢驗(yàn)，說明了城鄉(xiāng)收入差距具有明顯的溢出效應(yīng)，周圍地區(qū)內(nèi)部的收入差距會(huì)對(duì)本地區(qū)內(nèi)部的收入差距產(chǎn)生較大影響，具有空間關(guān)聯(lián)效應(yīng)。外商直接投資的系數(shù)顯著為負(fù)，說明FDI有利于縮小地區(qū)城鄉(xiāng)差距，這一結(jié)論得到了大多數(shù)學(xué)者的支持（Kevin Sylwster，2005［44］）。物質(zhì)資本投資的系數(shù)大于且顯著，表明物質(zhì)資本投資會(huì)拉大城鄉(xiāng)收入差距，這與我國的投資結(jié)構(gòu)有關(guān)，全社會(huì)固定資產(chǎn)投資主要集中于二、三產(chǎn)業(yè)，而城市以第二、三產(chǎn)業(yè)為主，鄉(xiāng)村以第一產(chǎn)業(yè)為主，我國的這種產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和投資結(jié)構(gòu)的格局造成了城鄉(xiāng)差距持續(xù)擴(kuò)大。人力資本的系數(shù)顯著為正，說明人力資本對(duì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)差距有顯著影響。人力資本的二元性即城市對(duì)人力資本的投入大于農(nóng)村，造成農(nóng)村地區(qū)限于人力資本的低水平只能從事技術(shù)含量低的產(chǎn)業(yè)，同時(shí)城市因高工資產(chǎn)生的拉力使得農(nóng)村稀缺的具有較高技能的勞動(dòng)力流向城市，這樣就使得農(nóng)村地區(qū)人力資本水平維持在較低水平，人力資本存量在城市和農(nóng)村產(chǎn)生較大反差，導(dǎo)致城鄉(xiāng)收入差距越來越大。

第二，從市場(chǎng)潛能一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)可以看出，市場(chǎng)潛能和城鄉(xiāng)收入差距之間存在U形關(guān)系，這說明在市場(chǎng)自發(fā)規(guī)律運(yùn)行下區(qū)域內(nèi)部收入差距即城鄉(xiāng)收入差距會(huì)出現(xiàn)由縮小逐漸到擴(kuò)大的過程。在U形關(guān)系的左側(cè)時(shí)，市場(chǎng)潛能引致的集聚效應(yīng)占主導(dǎo)，有利于城鄉(xiāng)收入差距的縮??；在右側(cè)時(shí)，制度性障礙和集聚的固化累積導(dǎo)致不利影響占主導(dǎo)，會(huì)擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。更進(jìn)一步來看，市場(chǎng)潛能與城鄉(xiāng)收入差距之間關(guān)系的拐點(diǎn)出現(xiàn)在7.374 6處。根據(jù)前面計(jì)算出來的2015年各省份的市場(chǎng)潛能數(shù)值，我們發(fā)現(xiàn)，大于7.374 6的省份只有北京、天津、上海、江蘇，其他省份均處在U形拋物線的左側(cè)。這一結(jié)果說明對(duì)于超過拐點(diǎn)值的五個(gè)省份來說，市場(chǎng)潛能逐漸增長對(duì)城鄉(xiāng)差距的縮小產(chǎn)生了消極作用，而其余省份仍能從市場(chǎng)潛能的增強(qiáng)中獲益，同時(shí)也表明相比東部地區(qū)而言，中部和西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距并不能歸因于市場(chǎng)潛能，而造成其較大差距的原因是吸引外商投資的能力較弱以及城鄉(xiāng)不合理的物質(zhì)資本和人力資本投資結(jié)構(gòu)。

本文進(jìn)一步根據(jù)前文的法對(duì)市場(chǎng)潛能與區(qū)域城鄉(xiāng)收入不平衡的關(guān)系進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2模型12-13。從兩次穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，核心解釋變量市場(chǎng)潛能及其二次項(xiàng)系數(shù)仍顯著且變化不大，市場(chǎng)潛能與區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距的U形關(guān)系仍顯著。說明了市場(chǎng)潛能與區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系是穩(wěn)健可信的。

五、結(jié)論和政策建議

Fujita，Head和Maye等人構(gòu)建的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)模型，為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長規(guī)律和收入差距的形成與原因提供了一個(gè)全新的思路。本文以其空間工資理論為基礎(chǔ)建立空間面板計(jì)量模型，以我國1998-2015年的省級(jí)數(shù)據(jù)為樣本實(shí)證研究了市場(chǎng)潛能對(duì)區(qū)域間收入差距及區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生的影響，實(shí)證結(jié)果表明：①區(qū)域間收入水平表現(xiàn)出顯著地空間集群特征，市場(chǎng)潛能的空間分布在較大程度上解釋了東中西部特別是東西部地區(qū)之間的收入差距，我國非均衡發(fā)展戰(zhàn)略在累積循環(huán)機(jī)制的作用下導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)在東部地區(qū)的路徑鎖定，從而形成典型的“核心—外圍”的經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)，使得市場(chǎng)潛能拉大了區(qū)域間的收入差距。外商直接投資、物質(zhì)資本和人力資本也是區(qū)域間差距擴(kuò)大的影響因素，但是比市場(chǎng)潛能的作用要小。②市場(chǎng)潛能和區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)收入差距之間存在非線性的U形關(guān)系，對(duì)于超過其拐點(diǎn)的北京、天津、上海、江蘇和浙江而言，由于制度性障礙和市場(chǎng)潛能集聚效應(yīng)的固化累積，其市場(chǎng)潛能的提升不利于城鄉(xiāng)差距的縮小，其余省份仍可利用市場(chǎng)潛能的增強(qiáng)通過城鄉(xiāng)要素流動(dòng)來縮小其收入差距。外商直接投資有利于縮小地區(qū)城鄉(xiāng)差距，物質(zhì)資本投資和人力資本投資的二元性拉大了地區(qū)內(nèi)部的城鄉(xiāng)收入差距。

因此，應(yīng)在尊重市場(chǎng)配置資源的作用下，提高中西部地區(qū)的市場(chǎng)潛能，政府等外部力量介入積極引導(dǎo)資源、產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)流動(dòng)和轉(zhuǎn)移，克服因循環(huán)累積機(jī)制造成的路徑依賴效應(yīng)，以長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展為引領(lǐng)，形成東中西互動(dòng)合作的協(xié)調(diào)格局，使中西部地區(qū)最大限度地分享到東部地區(qū)市場(chǎng)潛能的溢出，同時(shí)有效提升內(nèi)陸省份的市場(chǎng)潛能，不僅可以縮小區(qū)域間收入差距，同時(shí)還可以利用市場(chǎng)潛能縮小區(qū)域內(nèi)城鄉(xiāng)差距，從而縮小中西部地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距。西部地區(qū)市場(chǎng)潛能的提高不僅要依靠和東部的合作，更取決于自身潛能的開發(fā)。在西部地區(qū)培養(yǎng)增長極，比如以重慶、成都為中心的成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)，以西安為中心的關(guān)中經(jīng)濟(jì)區(qū)等，還要加強(qiáng)增長極之間的空間組織網(wǎng)絡(luò)建設(shè)，以成都、重慶、西安、昆明、貴陽為點(diǎn)，以交通線路、信息通道等為軸，加大交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，加強(qiáng)增長極之間以及中心城市與周圍區(qū)域的空間聯(lián)系和依賴，避免增長極的孤島現(xiàn)象。合理利用好市場(chǎng)潛能對(duì)縮小城鄉(xiāng)差距的促進(jìn)效應(yīng)，同時(shí)要調(diào)控和規(guī)避其阻滯效應(yīng)。城市和農(nóng)村人力資本水平的差異，使得就業(yè)格局累積固化，拉大了城鄉(xiāng)收入差距。因此，需要通過培訓(xùn)和職業(yè)教育提高進(jìn)城務(wù)工勞動(dòng)者的技能水平，完善農(nóng)民工就業(yè)體系，建立平等競(jìng)爭(zhēng)的勞動(dòng)力市場(chǎng)，提高其工資標(biāo)準(zhǔn)，以破除勞動(dòng)力市場(chǎng)的二元現(xiàn)象。打破城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，消融市場(chǎng)潛能聚集效應(yīng)的固化累積。加大農(nóng)業(yè)和農(nóng)村投入比重，大力投資農(nóng)村人力資本，化解農(nóng)村進(jìn)城務(wù)工人員的就業(yè)固化模式，避免出現(xiàn)城市新二元結(jié)構(gòu)，既能縮小城鄉(xiāng)收入差距，又能緩解市場(chǎng)潛能增加對(duì)北京、天津、上海、江蘇城鄉(xiāng)收入差距的放大效應(yīng)。進(jìn)一步發(fā)揮外商投資對(duì)東部地區(qū)工資收入的拉動(dòng)作用，重點(diǎn)提升中西地區(qū)對(duì)外商的吸引力，改善其投資環(huán)境，為外商企業(yè)提供更多的優(yōu)惠政策，在縮小同東部差距的同時(shí)，縮小中西部內(nèi)部的城鄉(xiāng)差距。

注 釋：

①數(shù)據(jù)來源于2016年中國統(tǒng)計(jì)年鑒。

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Spatial Correlation,Regional M arket Potential and Income Inequality

ZHANG Ze-yi1,HE Chun-li2
(1.School of Economics,Southwestern University of Financeand Economics,Chengdu 611130,China;2.Business College,China West Normal University,Nanchong 637009,China)

This paper,based on the new economic geography model,establishes a spatial panel econometric model from the per?spective of spatial dependence and spatial heterogeneity.The paper employs the inter-provincial panel data in China from 1998 to 2015 to empirically analyze the effect of market potential on inter-regional overall and intra-regional structural in?come gaps.The study shows that:The spatial distribution of market potential explains the income gap between the east and the west to a greater extent.The market potential enlarges inter-regional income gap due to the path dependence caused by cycle accumulation;Whereas the relationship of market potential and intra-regional income gap between urban and rural areas is nonlinear U-shape.The market potential in Beijing,Tianjin,Shanghai,Jiangsu,Zhejiang exceeds the inflection point and hinders the narrowing of income gap between urban and rural areas because of institutional barriers and accumulation of ag?glomeration effect.Other provinces’market potential can still narrow the income gap between urban and rural areas through factor flow.

market potential;spatial distribution;inter-regional overall income gap;intra-regional structural income gap

F061.5；F126.2

A

1007-5097（2017）10-0060-10

［責(zé)任編輯：歐世平］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.10.009

2017-03-13

國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（14XJL012）；四川省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究“十二五”規(guī)劃重點(diǎn)項(xiàng)目（SC14A003）；中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金項(xiàng)目（JBK120506）

張澤義（1989-），男，四川瀘州人，博士研究生，研究方向：區(qū)域經(jīng)濟(jì)，宏觀經(jīng)濟(jì)；

何春麗（1979-），女，四川瀘州人，副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)。