中國(guó)八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的區(qū)域差異及收斂性分析

梁文明，葉阿忠

（1.中國(guó)財(cái)政科學(xué)研究院，北京 100142；2.福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福州 350108）

0 引言

近年來(lái)，黨中央、國(guó)務(wù)院關(guān)于統(tǒng)一市場(chǎng)建設(shè)做出了一系列的戰(zhàn)略部署，蓄力打破地方保護(hù)和市場(chǎng)分割，促進(jìn)商品要素的暢通流動(dòng)，推動(dòng)建設(shè)高效規(guī)范、公平競(jìng)爭(zhēng)的全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)。隨著全球化形勢(shì)發(fā)生重大變化，充分發(fā)揮國(guó)內(nèi)超大規(guī)模市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)，盡快形成新發(fā)展格局，構(gòu)建國(guó)內(nèi)統(tǒng)一大市場(chǎng)成為亟待解決的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題[1]。在新發(fā)展格局下，推動(dòng)居民消費(fèi)在雙循環(huán)中的引導(dǎo)作用是關(guān)鍵環(huán)節(jié)[2,3]。居民消費(fèi)對(duì)當(dāng)前階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要的作用。盡管我國(guó)居民收入水平在改革開(kāi)放之后取得較大的提升，但居民消費(fèi)的增長(zhǎng)率卻呈現(xiàn)下降態(tài)勢(shì)，這表明國(guó)內(nèi)的消費(fèi)具有進(jìn)一步增長(zhǎng)的潛力。在此背景下，科學(xué)識(shí)別區(qū)域發(fā)展?jié)摿?，充分挖掘市?chǎng)潛能，探究市場(chǎng)潛力在不同地區(qū)的轉(zhuǎn)移趨勢(shì)，避免統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)過(guò)程中“強(qiáng)者越強(qiáng)、弱者越弱”的兩極化空間市場(chǎng)格局的形成[4]，對(duì)建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理理論，市場(chǎng)潛能是基于空間地理因素測(cè)度每個(gè)城市所面對(duì)的市場(chǎng)潛在需求，能夠有效地度量一個(gè)地區(qū)的發(fā)展?jié)摿ΑｊP(guān)于市場(chǎng)潛能的測(cè)算方法，眾多學(xué)者根據(jù)研究的實(shí)際問(wèn)題也都給出了測(cè)度方法。其中使用較多的是Harris（1954）[5]提出的“市場(chǎng)潛能函數(shù)”，該測(cè)度方法也稱(chēng)之為“名義市場(chǎng)潛能”，以GDP作為衡量市場(chǎng)規(guī)模的指標(biāo)，具有一定的經(jīng)濟(jì)意義和現(xiàn)實(shí)意義。但是Harris（1954）[5]的測(cè)度方法對(duì)于企業(yè)的區(qū)位決策過(guò)程中的市場(chǎng)機(jī)制并未給出理論基礎(chǔ)，同時(shí)該方法忽略了影響廠商利潤(rùn)水平以及區(qū)位選擇的重要因素。與“名義市場(chǎng)潛能”相對(duì)的是Krugman提出的“真實(shí)市場(chǎng)潛能”。該理論認(rèn)為真實(shí)區(qū)域收入水平是一個(gè)廠商選取其他區(qū)域市場(chǎng)機(jī)會(huì)的影響因素[6]，盡管該測(cè)度方法充分考慮了市場(chǎng)特征以及規(guī)模經(jīng)濟(jì)對(duì)于廠商區(qū)位選擇的重要性，但該測(cè)度方法其實(shí)是Harris市場(chǎng)潛能測(cè)度方法的一種特例，其構(gòu)造思路仍然是將市場(chǎng)容量以及區(qū)域間的交易成本作為主要解釋變量，并且該測(cè)度方法由于設(shè)定的參數(shù)過(guò)多、參數(shù)的估計(jì)過(guò)于復(fù)雜，使得難以計(jì)算出實(shí)證中需要的數(shù)據(jù)。徐曉辰等（2022）[7]在傳統(tǒng)引力模型的基礎(chǔ)上，融合了地理距離、制度距離、對(duì)外貿(mào)易依存度等因素進(jìn)行改進(jìn)，測(cè)算出適應(yīng)新發(fā)展格局的城市市場(chǎng)潛能值。

1 研究設(shè)計(jì)

1.1 指標(biāo)體系與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1.1.1 指標(biāo)體系

基于已有的研究認(rèn)識(shí)和數(shù)據(jù)搜集的便利性，本文參照學(xué)者王雪輝對(duì)于市場(chǎng)潛能測(cè)度方法的拓展和修正思路，在Harris關(guān)于市場(chǎng)潛能測(cè)度的基礎(chǔ)上，引入互聯(lián)網(wǎng)因素對(duì)于市場(chǎng)潛能的影響。對(duì)于市場(chǎng)潛能的測(cè)度引入互聯(lián)網(wǎng)因素，即通過(guò)加入網(wǎng)絡(luò)距離系數(shù)來(lái)修正市場(chǎng)潛能模型中的地理距離變量。具體測(cè)算方法如下：

（1）本地市場(chǎng)潛能測(cè)度方法。LMPi=Yi/dii，其中，Yi表示第i個(gè)城市的市場(chǎng)規(guī)模，選用第i個(gè)城市的GDP進(jìn)行衡量；dii為第i個(gè)城市的內(nèi)部距離，選取城市建成區(qū)土地面積半徑的三分之二衡量城市的內(nèi)部距離，即dii=2/，其中，areai為第i個(gè)城市的建成區(qū)面積。

由于在地理距離基礎(chǔ)上引入了網(wǎng)絡(luò)距離參數(shù)，因此當(dāng)城市i和城市j之間有一個(gè)城市的網(wǎng)絡(luò)信息化為0，即某個(gè)城市的互聯(lián)網(wǎng)用戶數(shù)為0時(shí)，α=β=1，即，這意味著兩個(gè)城市之間的距離僅受到地理距離的影響，而不會(huì)受到兩個(gè)城市之間的網(wǎng)絡(luò)距離系數(shù)的影響。相反，如果兩個(gè)城市之間的網(wǎng)絡(luò)信息化水平越高，城市i和城市j之間的有效市場(chǎng)距離就會(huì)越小，從而導(dǎo)致市場(chǎng)潛能的不斷提升。

1.1.2 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文選取我國(guó)地級(jí)市的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為研究對(duì)象，而許多地級(jí)市經(jīng)歷過(guò)不同程度上的規(guī)劃調(diào)整，截至2020年底，我國(guó)大陸地區(qū)共有333個(gè)地級(jí)行政區(qū)，其中包含293個(gè)地級(jí)市、30個(gè)自治州、7個(gè)地區(qū)以及3個(gè)盟。由于行政區(qū)存在規(guī)劃調(diào)整，數(shù)據(jù)在時(shí)間上存在非連續(xù)性，因此本文對(duì)考察期內(nèi)樣本數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失、考察期內(nèi)地級(jí)市存在著行政區(qū)屬變動(dòng)的城市數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除，對(duì)原來(lái)的地級(jí)市與其他城市進(jìn)行合并的城市數(shù)據(jù)進(jìn)行歸并。

通過(guò)以上篩選的方法，最終選擇283個(gè)地級(jí)市作為樣本，選取2006—2020年作為研究期，數(shù)據(jù)主要來(lái)自歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》以及研究期內(nèi)各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。部分缺失數(shù)據(jù)通過(guò)查閱地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒或者年度政府統(tǒng)計(jì)公報(bào)進(jìn)行計(jì)算得到。

1.2 研究方法

1.2.1 Dagum基尼系數(shù)及分解方法

設(shè)定衡量市場(chǎng)潛能的基尼系數(shù)公式為：

其中，k為區(qū)域被劃分的個(gè)數(shù)，n表示省份的個(gè)數(shù)，j和h分別代表被劃分區(qū)域的指代下標(biāo)，i和r為省份的指代下標(biāo)，MPji(MPhr)表示j(h)區(qū)域的第i(r)個(gè)省份的市場(chǎng)潛能，表示全國(guó)市場(chǎng)潛能的平均值?；嵯禂?shù)G越大，表明該地區(qū)的市場(chǎng)潛能差距越大。

根據(jù)各地區(qū)的市場(chǎng)潛能的平均值按照大小順序依次進(jìn)行排序，并將基尼系數(shù)G按照區(qū)域內(nèi)差異Gw、區(qū)域間差異Gb和超變密度貢獻(xiàn)Gt進(jìn)行分解，且有G=Gw+Gb+Gt。其中，j區(qū)域內(nèi)的基尼系數(shù)Gjj及其差異Gw的計(jì)算公式為：

j區(qū)域與h區(qū)域間的基尼系數(shù)Gjh及其差異Gb的計(jì)算公式為：

在Dagum基尼系數(shù)及其分解過(guò)程中，還有一部分是在劃分區(qū)域群體時(shí)，由于交叉項(xiàng)會(huì)存在對(duì)總體差異的影響貢獻(xiàn)，將分解出的這部分貢獻(xiàn)稱(chēng)為超變密度貢獻(xiàn)，其計(jì)算公式為：

對(duì)于上述公式中的djh和pjh，可以將其解釋為djh代表子區(qū)域j，h中?i,r,使MPji-MPhr>0的全部城市對(duì)的差值進(jìn)行加總后的數(shù)學(xué)期望值，pjh代表子區(qū)域j，h中?i,r,使MPji-MPhr<0的全部城市對(duì)的差值的絕對(duì)值進(jìn)行加總后的數(shù)學(xué)期望值。Fj(Fh)為區(qū)域j(h)市場(chǎng)潛能的累積密度分布函數(shù)。

對(duì)式（3）至式（8）可進(jìn)一步化簡(jiǎn)為：

同理，式（3）至式（9）可表示為：

其中，Ej(y)和Eh(y)分別為本文中j區(qū)域和h區(qū)域內(nèi)市場(chǎng)潛能。

1.2.2 收斂模型

常見(jiàn)的收斂模型有σ收斂模型和β收斂模型，其中，σ收斂度量的是各城市市場(chǎng)潛能的離差隨著時(shí)間推移而不斷下降的趨勢(shì)。具體的測(cè)度公式如下：

β收斂是指市場(chǎng)潛能較低的城市以更快的增幅趕上市場(chǎng)潛能較高的城市增長(zhǎng)，最終城市之間達(dá)到穩(wěn)態(tài)的水平，具體的測(cè)度公式如下：

其中，MPi,t+1表示第i個(gè)城市在t+1時(shí)期的市場(chǎng)潛能；表示第i個(gè)城市在t+1時(shí)期的市場(chǎng)潛能增長(zhǎng)率；Xi,t+1為第i個(gè)城市在t+1時(shí)期影響市場(chǎng)潛能的一系列變量，當(dāng)式（13）中無(wú)控制變量時(shí)，此時(shí)模型為絕對(duì)收斂，反之則為條件收斂。β為收斂系數(shù)，當(dāng)β<0時(shí)，表明市場(chǎng)潛能具有收斂趨勢(shì)；反之則表明城市間市場(chǎng)潛能存在發(fā)散趨勢(shì)。收斂速度λ=-ln(1+β)/T，δ為控制變量的系數(shù)，α、μi、ηt和εit分別表示截距項(xiàng)、個(gè)體效應(yīng)、時(shí)間效應(yīng)和誤差項(xiàng)。

考慮到市場(chǎng)潛能具有顯著的空間相關(guān)性，為此本文在式（13）的基礎(chǔ)上引入空間滯后項(xiàng)進(jìn)行分析，由于空間滯后模型（SAR）、空間誤差模型（SEM）可以看作空間杜賓模型（SDM）的特殊形式，因此空間絕對(duì)β收斂模型形式如下：

其中，ρ為空間滯后項(xiàng)系數(shù)，γ為解釋變量的空間滯后項(xiàng)系數(shù)。

在空間絕對(duì)β收斂模型的基礎(chǔ)上，引入一系列影響市場(chǎng)潛能的變量，分析市場(chǎng)潛能是否具有收斂的趨勢(shì)，具體的空間條件β收斂模型形式如下：

2 市場(chǎng)潛能的空間差異與來(lái)源分解

2.1 總體差異及分解

2.1.1 總體差異

根據(jù)Dagum基尼系數(shù)對(duì)于我國(guó)283個(gè)城市的市場(chǎng)潛能的測(cè)算結(jié)果，將總體差異情況匯報(bào)在圖1中。從全國(guó)范圍看，在2006—2020年，我國(guó)市場(chǎng)潛能的總體差異呈現(xiàn)逐步縮小的態(tài)勢(shì)，基尼系數(shù)從2006年的0.35下降至2020年的0.29，年均下降11.43%，這表明我國(guó)城市之間的市場(chǎng)潛能的差距正在逐步縮小。其中，2011年和2014年出現(xiàn)較大幅度的上升，其主要原因是2011年主要受到“訂單轉(zhuǎn)移”的影響，使得勞動(dòng)力成本較低的城市當(dāng)年的GDP增長(zhǎng)較慢，進(jìn)而影響當(dāng)?shù)氐氖袌?chǎng)潛能數(shù)值；2014年主要是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)區(qū)域打破了城鄉(xiāng)市場(chǎng)的二元結(jié)構(gòu)，尤其是鄉(xiāng)鎮(zhèn)市場(chǎng)蓬勃發(fā)展，為區(qū)域內(nèi)市場(chǎng)發(fā)展的空間注入了潛能，出現(xiàn)了短時(shí)間差距較大的現(xiàn)象。

圖1 市場(chǎng)潛能的總體差異

2.1.2 空間分解

為了刻畫(huà)新發(fā)展格局下市場(chǎng)潛能的區(qū)域差異大小及其來(lái)源，利用Dagum的子群分解方法將總體差異的來(lái)源分解為區(qū)域內(nèi)差異、區(qū)域間差異以及超變密度三個(gè)部分，各部分的貢獻(xiàn)值及其貢獻(xiàn)率如圖2所示。

由圖2可知，考察期內(nèi)市場(chǎng)潛能的區(qū)域間差異、超變密度、區(qū)域內(nèi)差異的年平均貢獻(xiàn)率分別為71.17%、8.62%和20.21%，因此區(qū)域間差異是導(dǎo)致市場(chǎng)潛能地區(qū)差異的主要來(lái)源?？疾炱趦?nèi)市場(chǎng)潛能的區(qū)域間差異呈現(xiàn)“M”型變化態(tài)勢(shì)，貢獻(xiàn)率從2006年的67.52%上升至2013年的72.75%，年均上升0.65%，2013—2015年市場(chǎng)潛能呈現(xiàn)急劇下降的態(tài)勢(shì)，年均下降1.98%，這主要是由于我國(guó)在2013年提出“一帶一路”倡議，各地區(qū)受到政策的沖擊，使得“一帶一路”沿線的城市在商業(yè)資源的集聚度、城市人口的活躍度等方面表現(xiàn)出上升狀態(tài)，從而表現(xiàn)出地區(qū)間市場(chǎng)潛能出現(xiàn)短暫的縮小態(tài)勢(shì)，充分體現(xiàn)出市場(chǎng)化程度對(duì)于市場(chǎng)潛能的正向影響。2015年開(kāi)始市場(chǎng)潛能的地區(qū)間差異呈現(xiàn)先升后降的態(tài)勢(shì)，但2020年的市場(chǎng)潛能的貢獻(xiàn)率仍然高達(dá)71.42%，顯著高于樣本期內(nèi)的平均貢獻(xiàn)率。

超變密度對(duì)于總體差距的影響次之，考察期內(nèi)總體的變化呈現(xiàn)穩(wěn)步下降的態(tài)勢(shì)，其中，2009年和2015年出現(xiàn)短暫的上升現(xiàn)象，表明這兩年地區(qū)間沿海城市的市場(chǎng)潛能并不一定顯著高于其他城市的市場(chǎng)潛能，這主要是由于2008年金融危機(jī)和2015年股市動(dòng)蕩對(duì)于沿海城市產(chǎn)生了巨大的沖擊。由于超變密度在樣本期內(nèi)穩(wěn)步下降，區(qū)域內(nèi)差異與區(qū)域間差異呈現(xiàn)對(duì)稱(chēng)關(guān)系，具體表現(xiàn)為“W”型的變化態(tài)勢(shì)，其中，2013—2015年呈現(xiàn)顯著上升的態(tài)勢(shì)，2015—2017年呈現(xiàn)顯著下降的態(tài)勢(shì)，但區(qū)域內(nèi)差異所占的份額非常低，因此減弱區(qū)域間的凈差異是我國(guó)實(shí)現(xiàn)統(tǒng)一大市場(chǎng)工作中的重中之重。

2.2 區(qū)域差異

2.2.1 區(qū)域內(nèi)差異

圖3描述了樣本期內(nèi)市場(chǎng)潛能區(qū)域內(nèi)差異的演變趨勢(shì)。對(duì)比圖1中的市場(chǎng)潛能的總體差異來(lái)看，圖3中除了南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，其他綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的區(qū)域內(nèi)基尼系數(shù)均低于全國(guó)的總體基尼系數(shù)，這也表明市場(chǎng)潛能在區(qū)域內(nèi)部的不均衡程度相對(duì)較低，考察期內(nèi)的總體差異主要來(lái)自區(qū)域間差異。具體來(lái)看，南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的市場(chǎng)潛能的基尼系數(shù)均值高達(dá)0.30，排在所有區(qū)域之首，盡管樣本期內(nèi)保持穩(wěn)步下降的態(tài)勢(shì)，但仍高于其他綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的絕對(duì)值，主要原因是南部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)既有市場(chǎng)潛能處于超大規(guī)模的深圳、廣州，也有規(guī)模較小的龍巖、韶關(guān)等，區(qū)域內(nèi)部消費(fèi)潛力的不平衡不充分問(wèn)題比較突出。大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的均值處于不斷上升的態(tài)勢(shì)，區(qū)域內(nèi)城市市場(chǎng)潛能的差異不斷擴(kuò)大與地理因素密切相關(guān)，交通的通達(dá)性使區(qū)域內(nèi)部差異有進(jìn)一步加劇的趨勢(shì)。東北、東部沿海以及北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的均值分別為0.25、0.24、0.19，具體數(shù)值在整體上穩(wěn)中略降，這也充分體現(xiàn)了長(zhǎng)三角一體化、京津冀一體化以及東北老工業(yè)基地的中心城市對(duì)周?chē)鞘惺袌?chǎng)潛能所發(fā)揮的空間溢出效應(yīng)，使得區(qū)域內(nèi)部的市場(chǎng)潛能相對(duì)比較均衡。黃河中游、大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的樣本均值分別為0.19和0.15，具體數(shù)值在整體上也呈現(xiàn)穩(wěn)中略升的態(tài)勢(shì)，但由于這兩個(gè)綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的均值較小，使得整體上表現(xiàn)為區(qū)域內(nèi)部的差異不大，但也應(yīng)防止勞動(dòng)力向鄭州、西安等城市的過(guò)度轉(zhuǎn)移，出現(xiàn)區(qū)域內(nèi)市場(chǎng)潛能差異不斷擴(kuò)大的趨勢(shì)。長(zhǎng)江中游的樣本均值為0.15，在八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)中最低，且在樣本期內(nèi)始終保持在較低的水平上，2015年平穩(wěn)的態(tài)勢(shì)中略有波動(dòng)，主要是由于“長(zhǎng)江中游城市群一體化”戰(zhàn)略的提出，使得地區(qū)市場(chǎng)化的差異出現(xiàn)短暫的波動(dòng)。

圖3 八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能區(qū)域內(nèi)差異的變化情況

2.2.2 區(qū)域間差異

為了展示八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的區(qū)域間差異，本文依據(jù)前文進(jìn)行子群分解的方法對(duì)差異進(jìn)行分解，繪制得到市場(chǎng)潛能的區(qū)域間差異的演變趨勢(shì)，如圖4所示。

圖4 八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能區(qū)域間差異的演變趨勢(shì)

從總體趨勢(shì)上來(lái)看，圖4中陰影部分的面積先逐漸擴(kuò)大，再不斷縮小，說(shuō)明我國(guó)八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的市場(chǎng)潛能的差異水平先不斷增加，而后有所縮減[8]。從區(qū)域間差異的數(shù)值來(lái)看，長(zhǎng)江中游、大西南、黃河中游、東北等綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間的差異較小。其中，長(zhǎng)江中游與黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間的基尼系數(shù)為全樣本最低，數(shù)值僅為0.17，長(zhǎng)江中游與大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間的平均差異為0.26，這與長(zhǎng)江中游與大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的差異、黃河中游和東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的差異以及大西南和東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的差異持平；八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間差異值相差較大的均來(lái)自沿海區(qū)域與非沿海區(qū)域之間的差異，比如東部沿海與大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的差異高達(dá)0.68，并且在考察期內(nèi)二者之間的差異達(dá)到了八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)中所有區(qū)域間差異的最大值0.71，其次是北部沿海和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、南部沿海和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、東部沿海和東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，三組區(qū)域間的差異值分別為0.60、0.54和0.53，這與我國(guó)的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及交通基礎(chǔ)設(shè)施的管網(wǎng)鋪設(shè)程度密切相關(guān)，側(cè)面印證了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及交通發(fā)達(dá)程度對(duì)于市場(chǎng)潛能的顯著影響。從區(qū)域間差異的演變趨勢(shì)來(lái)看，西北地區(qū)與沿海地區(qū)差異的縮減程度最為顯著，比如從2015年開(kāi)始大西北和北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)、大西北和東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的年均降幅分別為2.12%和2.04%；東北和其他綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間的市場(chǎng)潛能差異程度則處在緩慢上升的態(tài)勢(shì)中，尤其是東北與北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間差異的年均增幅為1.42%。這也說(shuō)明了“一帶一路”倡議的實(shí)施，提升了大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的市場(chǎng)發(fā)展?jié)撃?，但與之相比的東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，伴隨著人口的快速流失，市場(chǎng)消費(fèi)潛力的不斷萎縮，導(dǎo)致東北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的市場(chǎng)潛能與其他綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間的差異在不斷增大，同時(shí)可能會(huì)導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的不斷擴(kuò)大。

3 市場(chǎng)潛能收斂性分析

3.1 σ收斂檢驗(yàn)與結(jié)果分析

表1給出了我國(guó)八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)以及283個(gè)城市市場(chǎng)潛能的σ收斂結(jié)果。在全國(guó)層面上，市場(chǎng)潛能的變異系數(shù)總體呈現(xiàn)先下降后上升再下降的態(tài)勢(shì)，尤其在2014年之后一直處于不斷下降的態(tài)勢(shì)，這也表明區(qū)域間市場(chǎng)潛能的變異性在進(jìn)一步縮小，存在著σ收斂的特征。在八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)層面上，黃河中游、大西南和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的變異系數(shù)呈現(xiàn)先減后增的態(tài)勢(shì)，且期末值均高于期初值和樣本期間的平均值，主要原因是這三個(gè)綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的內(nèi)部城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異比較大，此外，這三個(gè)綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)山區(qū)較多，交通通達(dá)性較差，進(jìn)一步使得市場(chǎng)潛能區(qū)域間差異不斷增大，不存在σ收斂的特征。其余區(qū)域的市場(chǎng)潛能變異系數(shù)在樣本期內(nèi)雖有所波動(dòng)，但在樣本考察末期，其變異系數(shù)趨于穩(wěn)定，說(shuō)明這些區(qū)域的市場(chǎng)潛能存在著σ收斂的特征?？v觀八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的市場(chǎng)潛能變異系數(shù)，大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的變異系數(shù)均值最高，主要原因是成都、重慶等城市的市場(chǎng)消費(fèi)潛力、人均收入等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他城市，從而使得區(qū)域內(nèi)城市之間的分化程度較大；而八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間的市場(chǎng)潛能的變異系數(shù)的均值也相差較大，這也進(jìn)一步驗(yàn)證前文市場(chǎng)潛能差異在區(qū)域之間存在顯著差異的結(jié)論。

表1 八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的σ收斂

3.2 β收斂檢驗(yàn)與結(jié)果分析

3.2.1 絕對(duì)β收斂分析

由前文分析可知，市場(chǎng)潛能水平在不斷提升，但八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的地理分布特征存在著顯著的差異，因此，對(duì)其市場(chǎng)潛能的收斂性進(jìn)行分析，不僅考慮在時(shí)間維度上的變化，還應(yīng)關(guān)注空間分布，因此本文將選擇時(shí)空收斂模型進(jìn)行進(jìn)一步的分析。由于不同地區(qū)的市場(chǎng)潛能水平可能會(huì)存在不同模式的空間溢出效應(yīng)，因此本文利用LM統(tǒng)計(jì)量對(duì)市場(chǎng)潛能的全樣本以及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能水平的分樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行空間相關(guān)性檢驗(yàn)，進(jìn)而根據(jù)LR統(tǒng)計(jì)量以及Wald統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)確定需要選取的最優(yōu)空間模型。下頁(yè)表2給出了八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的絕對(duì)β收斂檢驗(yàn)結(jié)果。由表2中的結(jié)果可知，全國(guó)層面以及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)層面的市場(chǎng)潛能的回歸系數(shù)在1%的水平上均具有顯著性，這表明無(wú)論是全樣本還是分區(qū)域樣本的市場(chǎng)潛能均存在著絕對(duì)β收斂。表2中市場(chǎng)潛能的回歸系數(shù)在10%的水平上均顯著為負(fù)，說(shuō)明在不考慮其他影響市場(chǎng)潛能的經(jīng)濟(jì)因素時(shí)，全國(guó)以及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的市場(chǎng)潛能水平在長(zhǎng)期情況下會(huì)向各自的穩(wěn)態(tài)水平進(jìn)行收斂，結(jié)合圖3和表1中各區(qū)域市場(chǎng)潛能的變化趨勢(shì)，盡管不同區(qū)域的市場(chǎng)潛能的區(qū)域內(nèi)差異和變異系數(shù)出現(xiàn)了波動(dòng)，但總體上呈現(xiàn)下降以及長(zhǎng)期趨于收斂的趨勢(shì)已經(jīng)顯現(xiàn)。從收斂的速度來(lái)看，南部沿海和東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的收斂速度最快，東北、大西南、大西北以及黃河中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的差異較小，北部沿海和長(zhǎng)江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的收斂速度相對(duì)較慢。

表2 八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的絕對(duì)β收斂

根據(jù)空間項(xiàng)的系數(shù)結(jié)果可知，北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的被解釋變量空間滯后項(xiàng)在5%的水平上顯著，全國(guó)層面以及其他區(qū)域的被解釋變量和解釋變量的空間滯后項(xiàng)均在1%的水平上顯著，表明各個(gè)區(qū)域內(nèi)城市市場(chǎng)潛能的變化率不僅受到其他城市市場(chǎng)潛能水平的正向影響，還會(huì)受到其他城市市場(chǎng)潛能變化率的正向空間溢出影響。上述關(guān)于全國(guó)以及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的絕對(duì)β收斂分析假定各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)、人口密度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素相似，但事實(shí)上這一假定條件很難滿足，因此還需要對(duì)市場(chǎng)潛能變化率的影響因素中加入控制變量，即通過(guò)條件β收斂進(jìn)行進(jìn)一步分析。

3.2.2 條件β收斂分析

下頁(yè)表3給出了全國(guó)層面以及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的條件β收斂的檢驗(yàn)結(jié)果，有關(guān)空間模型的選擇流程與絕對(duì)β收斂分析一致，這里不再進(jìn)行贅述。由回歸結(jié)果可知，全國(guó)及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的β系數(shù)均在1%的水平上顯著，這表明市場(chǎng)潛能在全國(guó)及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)均存在條件β收斂，說(shuō)明在考慮了經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、政府干預(yù)、人口密度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等因素之后，全國(guó)及八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的市場(chǎng)潛能在長(zhǎng)期收斂于各自穩(wěn)態(tài)水平的趨勢(shì)依然存在；在收斂速度上，不同地區(qū)市場(chǎng)潛能在考慮了其他影響因素后，出現(xiàn)了些許變化，區(qū)域間收斂速度的差距呈現(xiàn)加大的趨勢(shì)，其中，南部沿海與東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的收斂速度進(jìn)一步加快，同時(shí)大西北和大西南綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的收斂速度也有進(jìn)一步的提升，東北、黃河中游和長(zhǎng)江中游綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的收斂速度呈現(xiàn)穩(wěn)定的狀態(tài)，北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的收斂速度仍然處于末位。

表3 八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)市場(chǎng)潛能的條件β收斂

從空間滯后項(xiàng)的回歸結(jié)果可以看出，全國(guó)層面和八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的市場(chǎng)潛能在1%的水平上仍具有顯著的空間溢出效應(yīng)，這表明將其他影響市場(chǎng)潛能的因素考慮在內(nèi)，對(duì)于市場(chǎng)潛能的空間溢出效應(yīng)并未產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響，但東北和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的空間滯后項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)發(fā)生了改變，這表明加入一些經(jīng)濟(jì)社會(huì)因素后，東北和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)空間溢出的方向發(fā)生改變，可能是受到經(jīng)濟(jì)、人口等因素的影響，使得東北和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的人口向周?chē)鞘邪l(fā)生了轉(zhuǎn)移，進(jìn)而出現(xiàn)市場(chǎng)潛能的中心有所偏移，導(dǎo)致市場(chǎng)潛能的空間溢出方向發(fā)生了轉(zhuǎn)換。新經(jīng)濟(jì)地理理論表明，在其他條件不變時(shí)，市場(chǎng)潛能較高的區(qū)域?qū)χ車(chē)鷧^(qū)域城市的經(jīng)濟(jì)存在空間溢出效應(yīng)，即能夠顯著促進(jìn)相鄰城市的市場(chǎng)潛能，但本文的結(jié)果與已有研究結(jié)論相似[7,9,10]，即市場(chǎng)潛能的空間溢出效應(yīng)存在不確定性，尤其是對(duì)于經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)區(qū)域，這也要求在統(tǒng)一大市場(chǎng)環(huán)境下這些區(qū)域要尋找新的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)極。

4 結(jié)論

本文基于“全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)”的戰(zhàn)略目標(biāo)，利用新經(jīng)濟(jì)地理理論對(duì)2006—2020年我國(guó)283個(gè)城市的市場(chǎng)潛能水平進(jìn)行測(cè)度，從全國(guó)整體和八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的維度分析了市場(chǎng)潛能的現(xiàn)狀特征，運(yùn)用Dagum基尼系數(shù)及其分解方法對(duì)市場(chǎng)潛能的區(qū)域差異進(jìn)行分解，并對(duì)其空間差異的來(lái)源展開(kāi)分析，最后對(duì)其時(shí)空收斂性進(jìn)行探討。主要結(jié)論如下：（1）考察期內(nèi)，我國(guó)市場(chǎng)潛能的總體差異呈現(xiàn)逐步縮小的態(tài)勢(shì)，但受“訂單轉(zhuǎn)移”、城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變等因素的影響，出現(xiàn)短時(shí)間內(nèi)總體差異較大的現(xiàn)象。（2）區(qū)域間差異是市場(chǎng)潛能總體差異的最主要來(lái)源，其中大西北與東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)區(qū)域間差異貢獻(xiàn)最大；但大西北與南部、北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間的差異在不斷縮減，東北與其他綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)之間市場(chǎng)潛能的差異卻呈現(xiàn)緩慢上升的態(tài)勢(shì)。（3）八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)在σ收斂存在分異，其中黃河中游、大西南和大西北綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)不存在σ收斂；在空間絕對(duì)β收斂和空間條件β收斂中，八大綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)表現(xiàn)出顯著的一致收斂性。另外，收斂速度在不同區(qū)域間存在顯著差異，南部沿海和東部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的收斂速度領(lǐng)先于其他綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)，而北部沿海綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)的收斂速度顯著落后于其他綜合經(jīng)濟(jì)區(qū)。