市场获得的区域分布与经济增长，本文主要内容关键词为：经济增长论文,区域论文,市场论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言
我国快速增长的区域经济可以从新经济地理要素角度得以解释，除了传统的基本生产要素(劳动力、资本以及技术等)外，市场潜力的可获得程度(Market Potential's Accessibility)成为地区经济增长的新驱动力(Head和Mayer,2010)。本研究集中于多层面的市场获得的经验考察，研究的依据体现于宏微观两个角度。宏观层面上，改革开放以来，我国长期保持着经济重心向东部倾斜的态势，形成了沿海发达经济体集聚的空间俱乐部(Spatial Clubs)形态，并且全国区域发展的地理格局基本定型；先前的研究观察到中国区域市场潜力总体上与经济规模保持了一致的地理格局，这就意味着周边经济密度高的省份(地区)通常也是市场潜力大的省份。然而，新经济地理文献忽略了市场获得(或市场潜力)的结构差异可能对经济增长带来的影响，我国省份地区可以保持其商品贸易面向省份内部、国内以及国际的市场空间，这意味着大体上存在三类特征的省份地区：1)内部市场潜力主导型地区；2)内外部市场潜力平衡型地区；3)外部导向的市场潜力型区域。我们研究的焦点在于观察不同省份地区的经济增长来自市场潜力的贡献更多地依赖其外部导向还是本土导向？微观基础上，代表性的个体企业具有集群化的区位选择性，目标在于享有高度的市场潜力为此带来各种溢出效应(或正的网络外部性)；市场潜力的大小就意味着企业生存空间的宽广程度，发达的原料品(或中间品)供给网络以及便捷地通向销售市场的区位网络，则成为利益最大化企业趋之若鹜的目标。我们研究的焦点还在于分析不同产品类型市场潜力的重要性，一个地区在经济增长过程中更多地依赖其获得更高水平的原料品市场潜力还是最终品市场潜力，这是本研究的创新之处。审视经济增长的要素贡献文献，我们发现学者们较少从空间需求新理论(即新型NEG指标)的角度来分解增长来源，这给本文一个研究契机。本研究首次从多维度市场获得角度来解析我国经济增长的方向，从而对当前匮乏的经验文献给予有力的补充。
二、文献回顾
有关市场潜力(或市场获得)的理论和经验研究屡见不鲜。多数集中于新经济地理模型来阐述市场潜力或市场获得作为新经济地理要素如何影响要素价格、产业集聚以及空间市场一体化；当前文献开始出现多维度的市场获得度量分析，但较少涉及与经济增长的直接关联考察。
第一，多层次市场潜力(或市场获得)的指标度量研究。针对市场获得指标的度量研究也开始出现多样性文献。先前对市场获得度量的指标主要为简单的名义GDP以距离为权重的购买力求总。随着研究的深入，相关学者开始细化市场获得指标，延伸出跨区域层次的市场获得，体现在两个层次。其一，国际市场获得和本土市场获得的区分，针对国家层面的度量考察，如Head和Mayer在Redding和Venables的基础上，运用双边贸易等式测算了欧洲各个国家的名义市场获得(即市场潜力)，并称之为“克鲁格曼市场潜力”；其二，最终品和中间品的区分。Redding和Venables首次提出了市场接近度(Market Access)和原材料接近度(Supplier Access)两个概念，在我们的研究中我们分别称之为最终品市场获得和中间品市场获得。相关学者通过研究认为市场接近度和原材料接近度可在很大程度上解释国际区域间经济发展的不平衡。国内的经验分析中，如赵永亮(2009)利用28个省份8个行业的2000—2007年样本数据，实证考察了外资企业集聚国内市场和区域分布的影响因素。
第二，市场潜力(或市场获得)与经济增长的关联机制研究。有关市场获得(Market Access,MA)与经济增长的文献较为罕见，Redding和Venables(2004)和Hanson(2005)最早利用国际样本考察市场获得与人均收入之间的理论和经验模式；近年如Keith Head和Thierry Mayer(2010)考察了1963—2003年世界范围(可记录贸易)的国家样本，研究发现市场潜力对长期人均收入存在显著的贡献力。涉及市场潜力间接作用于经济增长的机制包括如下。
(1)“市场获得—工资”的关联机制。首先，市场潜力的区域动态竞争格局可以影响劳动力要素的流动方向，进而形成对要素价格的决定机制，最终可间接形成对经济增长的制约。在某种程度上地方经济发展的存在竞赛博弈，而初期的市场空间越大越有利于后期的要素集聚。Hanson(2005)的新经济地理学(NEG)模型有助于我们结合企业组织理论来考察劳动力流动背景下的市场获得和经济增长的决定机制。Fujita等(1999)给出了市场潜力获得与企业绩效利润的微观机制，实际上间接地提出了市场获得干预下的地区经济增长均衡模型，他将名义工资作为市场获得的函数，认为企业定位消费密集区而大大降低交通贸易成本，可以提升企业的竞争力从而获得更高的利润。早期的“市场获得—工资”方程主要假定跨区域间的劳动力非流动性，一旦迁徙为非约束条件，则MA值的一个变化将改变企业的竞争环境，(无论交通便捷性提高或者市场容量的增加而导致)MA的一个提升，将打破先前地区间平衡的MA结构，这将会吸引其他地区企业进入MA提升区；一旦新企业和新劳动力过渡进入MA提升区，竞争加剧又进一步恶化企业的产品价格和利润，这意味着该地区的经济增长受到抑制；因而Davis和Weinstein(1999)认为在自由市场背景下，已有企业开始退出该区域，结果MA恢复到期初水平，即区域经济增长处于相对平衡的态势。而在劳动力要素非迁徙的约束条件下，MA的任何一个正量增加都会导致高工资，因为缺乏劳动力流动和企业进入，MA提升区原有企业可以享受MA提升的正外部效应，结果可以促进该地区经济增长。
(2)产业集聚和市场获得的关联机制。后期的研究不断扩展NEG理论，从多个角度来拓展市场获得作用机制，包括企业区位选择和产业集聚机制。首先，市场获得与集聚的反馈累积因果关联更可能促进经济增长，即企业在空间的集聚可得益于市场获得，集聚的企业反归来促进了市场获得的上升，累积因果关联可能对区域经济发展更具解释力，如Maarten Bosker等(2010)研究中国的城市样本，发现市场获得导致了中国“中心-外围”的区域发展格局。此外，新经济地理理论强调生产链关联的分工市场，该理论强调最终品和中间品两个市场的重要性，企业区位选择时更强调与周边市场的密切联系程度，即包括产品市场的销售潜力也包括要素品(中间品)的可获得程度，因为在规模收益递增和存在运输成本的条件下，拥有较大市场潜力，意味着拥有较好的接近顾客(前向联系)和供应商(后向联系)机会的区域更容易吸引企业在该区域投资设厂，从而刺激经济增长(金少胜等，2010)。
第三，国内有关市场获得和经济增长的文献。通过文献回顾发现存在零星的几篇类似角度的文献，如刘修岩等(2007)建立一个关于制造业空间集聚影响因素的新经济地理学模型，发现市场获得对制造业空间集聚具有显著为正的影响，间接的意义在于市场获得有利于经济活动密度高的地区提升经济增长水平。黄玖立等(2008)对地区市场潜力和国外市场潜力进行了区分，他们基于1990—1997年中国省区细分产业资料的研究发现，中国地区产业增长的“中心—外围”趋势加强，历史产业布局的影响居次要地位。进一步的估计结果证实，国外需求依赖型产业在国外市场获得较大的省区增长较快；较大的本地和地区市场促进了国内市场依赖型产业的增长；金少胜等(2010)在黄玖立等的基础上利用了更新的数据研究发现类似的结果。孙军(2009)建立一个包含地区和国外市场在内的新经济地理学模型，发现一个区域出口的潜力越大，该区域的工业与其他区域相比就会不断增强，其工业增加值中的份额就可能越大。通过回顾劳动力工资方程和产业集聚方面的文献发现，当前文献较少涉及从市场获得类型差异来经验考察中国市场，尤其未考虑到分产品类型(中间品和最终品)的市场获得对经济增长的影响，这为本研究提供了契机。
三、贸易需求的市场潜力模型
基于双边贸易的传统引力因子，本文借助新经济地理分析框架推演出市场潜力的一般模式。首先考虑一个Dixit和Stiglitz(1977)为基础的垄断竞争框架，假定一个国家内部存在i个地区，每个地区的企业具有生产差异化和递增规模的特性，在跨区域贸易时存在对称的交易成本。依据Fujita等(1999)的标准分析框架，设定经济体具有两部门——农业和制造业①，后者生产具有贸易成本的差异化产品。消费者效用随多样性而增加，对差异化产品的需求来说，任何两个配对产品之间存在对称的固定替代弹性μ(μ＞1)。在地区j的最终品需求可从代表性消费效用函数推导出，则地区j对产自地区i单个多样性产品需求为：
式(4)在经验分析中考虑了国内和跨国两个层面的贸易流数据，因此边界虚拟变量Bor＝1用于识别一个省份是否与一个国家进行贸易，跨国边界的贸易存在多种壁垒因素，在纳入了距离、语言和几个制度层面变量后，仍需要对其余跨边界未观察因素进行控制；通过式(4)的基础估计，经验上可得到综合交易成本
各变量的弹性系数，则：
四、数据来源与基本估计
(一)基础数据
我们的研究主要涉及省份层面的对外贸易数据，包括28个国内省份和24个国家样本，样本期为2001—2009年。涉及测量的距离包括省份内部距离、省份与外部地区的距离。内部距离依据Annekatrin Niebuhr(2004)的估计参数，即
。外部距离主要来自地理网站(www.geobytes.com/city distance)以及网络软件Google Earth的补充测量。省份水平的GDP和关联指标来自全国统计年鉴和各地区统计年鉴；值得注意的是，省份国内贸易HM指一个省份与ROC地区(Rest of China)的贸易额，其代理指标选取各地区限额以上批发和零售业商品购进总额，而LS指标则由总购进额与销售额的差额来体现，分商品类别的批发和零售业额数据主要来自各地区统计年鉴；进出口数据来自中国对外经济贸易年鉴(各年)、中国统计年鉴以及中国海关总署。依据SITC的货物分类法(即10类产品中0～4类为初级产品，5～8类为制成品)，本文将省份进出口贸易品划分为初级品和制成品。制度因素变量来自历年(2001—2009)全球经济自由指数，由Freedom House定期公布(网址www.freedomhouse.org)；国家清廉指数来自“透明国际”(Transparency International,TI)网站的数据公布，网络地址为http://www.transparency.org。
(二)市场潜力的基本估计
基于线性化的贸易方程(4)，我们选取了涉及省份层面贸易的基本引力因素，为了能够获取多层次的市场获得，我们将样本划分为初级品和制成品，进而便于观察两类产品对引力变量的反应程度，并在后文继续获取对应的MP指标；类似于Rodrigo Paillacar(2009)，经验模型针对进出口贸易流分别设置了两个虚拟变量
。值得注意的是，我们以下的实证估计并未考虑规模变量；尽管贸易双边对象国(或地区)的经济规模是经典引力模型中必不可少的基础变量，如此的两个进出口虚拟变量可以有效克服经济规模变量缺损下的异方差干扰。表1给出了基本的估计结果，其中针对总体样本以及子样本(初级品和制成品)我们分别运用了OLS和Tobit两种估计方法；鉴于OLS估计忽略了诸多缺省样本，尤其部分省份涉及较小贸易流数值，进而样本在统计上可能被作为零值或固定临界值处理，此情形下OLS估计显得可靠性低；但是去除无效样本又使得样本容量减少，进而不利于估计的有效性提升；为了稳健起见，我们也作了对应变量的Tobit估计。
总体样本OLS估计给出了各个引力因素对贸易流的解释，多数变量具有预期的符号，且能够通过5％的显著性水平，回归的拟合优度为0.63，基本说明模型能够较好描述因变量。其中，距离的解释力最高，系数值达到1.153，显著高于其他解释变量，这表明了地理距离成为贸易流障碍的核心要素。Bor体现了双边贸易区域是否接壤，结果高度显著，再次表明近距离带来的高需求“引力”。语言变量也充分显示了信息沟通和纽带对克服贸易壁垒至关重要，由于同语言能够增强经济交往信息流和知识溢出，从而可以扩大双边贸易。值得注意的是，我国贸易对象国的制度环境(包括综合的制度安排与政府的清廉指数)也左右了双边贸易关系，且良好的制度环境成为贸易流扩大的润滑剂。最后，两个虚拟变量FX和FM基本通过了10％的显著性水平，较好地控制了回归模型。我们的分贸易产品类别的考察与总体样本保持了较为一致的结果，尽管不同引力变量在解释力度方面存在一定的差异，但解释的方向依然趋于相同。具体来看，多数回归系数显示制成品贸易对解释变量(包括距离和制度变量在内)的敏感程度要低于初级品贸易的情形。显然，初级品和制成品在引力变量解释力度上的差异，给出下文进一步研究市场获得的空间。
五、市场获得的经验度量
基于以上分析，我们实现了引力方程基本变量的参数估计；表1分别报告了初级品和最终品贸易的两类结果。为了能够获取度量市场获得的可靠参数，我们比较了OLS和Tobit的经验参数，发现两种估计方法较为一致，因而本文分别基于对应的回归1和5来获取基本参数，即各变量的弹性系数；同时计算综合交易成本。依据方程(6)，本研究获取了省份截面的市场获得指标，见表2。
(一)市场获得的总体区域分布——本土MP、国内MP和国际MP
总体来看，东部地区享有的实际市场潜力(Real MP，即市场获得)值高达1359.22(约占全国的49％)，即接近于中西部水平值的总和。值得注意的是，本研究测量的是省份层面的市场获得加总，因而东部地区累计MA也同样包括其该区域内部的跨省份市场潜力；因而高水平的MA也意味着东部地区本身处于中国经济地理的重心位置。对于西部和中部省份在吸引国内其他地区的市场获得来说，两者具有较为接近的水平值，两者在MA的差距远远小于彼此在GDP规模上的差距；这也显示了西部省份总体上在吸引外部市场需求竞争中并不落后于中部省份群体。显然，西部地区具有竞争优势的需求潜能更应该来自初级品MA，而非制成品MA，这有待下文的进一步检验。我们的检验结果不同于赵永亮(2011)的度量，主要在于本研究的估计方法借鉴了不同的度量体系和方法，但测量的MA仍然体现了东中西部区域在需求竞争格局与先前研究结论保持一致，即我国MA存在从东向西“阶梯型”下降的需求格局。
市场获得的三个来源区域(本土、国内和国际)的分布来看，平均的本土(或本省)MA水平值为24.30，接近于平均的国内MA值(25.83)；在不考虑国际MA时，这意味着中国省份并不存在严重倾斜的外部需求导向。然而，省份内外均衡的局面可能并不存在于个别省份或地区，尤其广东、上海等地区的LMA和HMA具有显著的非均衡性，这也意味着个别发达地区更可能具有外部导向的需求发展模式。最后，从国际层面的MA水平来看，东部地区的MA总值达到693.18，远远高于中西部(略高于两者之和)；这显示了东部地区来自国际的需求潜能十分显著，充分表明我国沿海东部省份在外向型发展模式下的外部需求优势。
表2同样汇报了分区域层次在样本期(2001—2009年)的MA增长率，并显示出MA在地区格局方面具有一定的稳态特征。首先本土MA、国内MA和国际MA的平均增长率分别为43％、47％和41％，显示了MA的来源地区在一定时期内保持了相对稳定的结构；其次，东中西部地区的平均总市场获得TMA则分别保持了44％、44％和42％的增长率，这再次显示了东西部地区需求竞争格局并没有显著变化。
(二)市场获得的产品区域分布——(中间品)供应MA和(最终品)需求MA
鉴于数据难以获取，我们只简单地测度了每个样本省份的国内中间品市场获得(Supplier Market Access,SMA)和需求最终品市场获得(Demand Market Access,DMA)，未能进行省内和省外MA的继续细分。与表2类似，我们的指标选取口径不同，因而国际层面的产品类别MA与国内对应的产品类别MA并不具有数量的直接对比性，但计算结果依然可以进行横向的地区比较分析。首先，我国经济活动高度集中于沿海东部地区，该地区既是中间要素品的市场集聚区，也是高度发达的最终品市场潜力区；据研究的分布统计，相应的SMA和DMA指标全部纳入三星级的地区分别为北京、上海、江苏、山东和广东。从微观机制来看，生产企业也可划分为“要素市场需求型”和“产品市场需求型”；我国沿海经济快速发展的进程中，大体形成了对该两类企业的聚集。其一，国际外部经济体对我国中间原料品的强劲需求促进了“要素市场需求型”企业的东部集聚，改革开放后大量的加丁型企业则属于此类系列。其二，对外导向的发展促进了“产品市场需求型”的东部集聚，一方面，我国经济发展大大促进了国内需求的市场潜力，这吸引了大批“产品市场需求型”外资企业的进入；另一方而，随着国际产业转移，我国沿海省份不断寻求对国际最终品市场的扩充和进入，广阔的外部市场潜力同样促进本土企业(制造业企业)的成长和家族式集聚发展。
从两类产品国际市场获得的比较来看，东中西部地区来自国际的SMA分别为29.66、27.74和16.57，显示了阶梯型向下的区域分布结构；由此可知，我国经济发展的外部要素需求主要集中于沿海地区；国际的DMA度量水平值也具有类似的区域分布结构。
值得注意的是，在东部地区一个省份的中间要素品市场潜力获得越高，其相应的最终品市场潜力获得通常也较高；在中西部地区两者似乎没有太大的紧密联系；比较来看，表3显示绝大部分中西部省份的MA产品类型偏向度大于1，这表明内陆省份(尤其西部省份)的市场获得更倾向于中间要素品，结论与我国区域经济分工格局保持一致，即西部地区在全国经济发展中扮演着重要的生产要素供应者的角色，如大量的能源、矿产和农业原料来自此类地区，这保障了我国发达地区工业发展要素来源。最后，不可回避的事实在于中国快速的经济增长与市场获得保持了较为一致的趋势，这期待我们后文继续检验两者之间的关联性。
六、市场潜力对区域经济增长的影响分析
我们现在转向市场获得对经济增长的因素影响分析。传统经济理论注重物质资本和人力资本的积累，以及在内生增长设定中，注重技术变化。但是，资本积累和技术创新只是最直接的经济增长因素；一旦我们确定了此类因素对经济的贡献，我们仍需要深入地思考：为什么劳动力要素、资本要素以及技术要素能够短时间内迅速集聚于某个特定区域，从而发挥出巨大生产潜能，并通过主Krugman市场优势(Home Market Effect)对外扩张，最终提升经济增长的总体水平？根据Dani Rodrik(2004)的推断，我们认为至少还存在的三个因素——地理、一体化以及制度——构成经济增长最深层次的因素。然而，新经济地理因素对经济最终的贡献仍未得到充分重视。依据Hanson(2005)的理论基础，我们可以推断出大国来自新经济地理的三大优势：区位优势、市场潜力优势、经济集聚优势。值得注意的是三者息息相关，共同构成经济增长新源泉。
鉴于本研究的研究视角，我们仅集中于市场获得MA的经济贡献，以下我们给出省份层面的MA与经济增长的关系散点图。图1和图2给出的是HMA和FMA分别与人均GDP的关联分布图，基本显示了相应的市场潜力获得(MA)与人均收入保持着正向关联，也就是收入高的省份地区同样也是拥有高市场潜力的地区；鉴于图示散点值为样本平均值，我们发现排在前列的为北京、天津、广东、上海等地，而西部相对落后的省份分别落入低市场潜力和低增长的散点尾部(图的左下区域)。本研究不同于Head和Mayer(2010)的相对市场潜力度量法，后者以美国为地理中心观察了1970—2003年世界各国的市场潜力分布演进，发现世界范围内存在市场潜力的俱乐部集中分布态势；可以想象中国的情形大体如此，若以环渤海湾、长三角或珠三角的核心区域为基点，我们同样可以观察到相对增长极的市场潜力衰减分布态势；图3和图4显示中间要素品和最终品总体上保持了类似的分布特征。图示尽管直观地描述了市场潜力获得与经济增长的简单关联性，但仍待后文深入给出实证经验。
图1 HMA与GDP的散点图
图2 FMA与GDP的散点图
图3 SMA与GDP的散点图
图4 DMA与GDP的散点图
我们使用28省份2001—2009年间面板数据集来研究市场获得对经济绩效的影响。估计方程如下：
(一)内生性问题与GMM方法
以上式(7)在经验分析中需要克服至少三个问题。一是动态面板问题。面板数据的动态回归由于包含了滞后因变量使得估计相当复杂，无论是设置固定效应还是随机效应，回归方程难以克服滞后因变量与随机分布项相关，即使假定
不是自相关的，结果可能导致OLS估计有偏以及不一致。同时，在动态面板的普通OLS估计中，依赖于T个观察值的估计量并非无偏的，以上回归方程中，T＜K发生(即时期个数小于参数个数)，则截面(省份)系数变量难以拟合，同样在随机效应中问题更突出。滞后因变量与模型的混合误差分布相关；总体来说，这些问题使得LSDV或FGLS方法无法实现估计(赵永亮，2008)。二是缺省变量的问题。中国不同地区经济增长的差异反映了不仅仅是区域经济地理因素(或经济密度)的自然差异，还包括众多其他多重因素。我们有理由认为，影响经济增长的更深层次因素在于政策和制度。从某种程度来看，这些因素与市场获得相关，相关诱导性政策可以改变一国或一个地区的经济活动密度和竞争格局，这可谓政策主导型的经济增长，在增长回归中，由于缺省这些重要变量，
难以单独描述更深层次的经济最终动因。三是内生性问题。该问题是无法回避的经验估计问题，尤其在宏观经济系统中的关联变量均难以保持各自独立；需要强调的是经济增长对市场(潜力)获得的反馈作用，一个快速增长的发达地区更容易积聚生产优势，在要素和商品市场充分自由的情形下，累积效应保证了该地区在地理分布上享有更高水平的市场(潜力)获得；在新一轮作用机制下，MA又进一步发挥对经济增长的贡献。
GMM的差分估计方法。对于本文的方程(7)可以运用基本的差分办法来消除异方差(即使在固定效应或随机效应中，差分也是消除个体效应的基本思想)；此外，若不存在组间效应下，一些合适的工具变量需要被引入，将使得估计不再由于时不变缺省变量而有偏⑤。即使存在测量误差和内生变量的存在(如投资、劳动力或本文的市场获得指标)，工具变量的使用使得参数估计保持一致性。由于本文回归的时期个体数目不大(仅9期)，因而对时间的差分可能没有水平值作为工具变量更可取(更有效)，Arellano(1989)给出了相关的证据，这里通过时期的平均值来代替差分值。在工具变量引入中，除了滞后因变量外，其他解释变量仍然运用自身作为工具(上期和本期的两期均值)。
(二)经验结果与分析
为了对比GMM估计的有效性，我们同时考虑了对总体样本的OLS估计，见表4。OLS估计考虑到三个分区域层次的MA同时引入方程，可能带来一定的共线性问题，我们分别纳入两个MA指标进行了两个组估计(即回归1和2)；另外，我们进行了6组GMM估计，其中前三组回归基于总体样本保持与OLS估计相同变量设置，观察估计的稳定性；另外的三组回归则考虑了子区域样本(去除东区省份样本)的情形。总体来看，OLS估计的主要变量MA的估计系数多数与GMM估计保持了较为一致的方向，但估计系数的显著性水平要明显低于GMM的对应值，且后者的拟合优度接近或超过0.60也略高于OLS的对应值；此外Hanson J Statistic检验表明不能拒绝工具变量的有效性。这意味着GMM估计更具可靠性，以下给出回归结果的具体分析。
(1)本土、国内和国际市场获得的贡献考察。首先，来自回归(3)和(4)的GMM总体样本估计显示了lnLMA、lnHMA和lnFMA在不同程度上促进经济增长；这表明一个省份地区通过提升市场潜力空间的获取程度，进而带来相应经济增长水平的提升，关联促进的机制可借助新经济地理学(NEG)和企业组织理论加以解析。正如Krugman(1991)和Hanson(2005)研究新经济地理要素对生产差异化空间布局的影响时，均强调消费者主导的市场起到关键作用，密集而频繁的消费活动吸引着生产集聚(包括劳动力、资本和技术的空间集聚)，从而为经济增长赢得规模效益。
回归(3)和(4)的比较来看，国际市场潜力获得的贡献程度(系数值)要高于省份内部以及国内的市场潜力获得。为了观察lnLMA、lnHMA和lnFMA的经济增长贡献是否存在东中西部的区域差异，我们选择了子区域样本(仅包括中西部省份)重新作了回归(6)和(7)，结果显示国际市场潜力获得lnFMA的贡献优势有了一定的回落。相应地，lnHMA的解释力度和显著性水平大大提升，这意味着国内市场潜力获得对于中西部内陆省份显得更为重要，而外部市场潜力获得对于刺激东部省份的经济增长更加有效。然而，我们的发现对于不同省份有着不同的政策意义，似乎内陆省份通过扩大内部需求的“对内导向型”自主增长更加适宜，而沿海区域通过选择扩大外部需求的“对外导向型”发展模式显得更为有效。
回归8显示市场潜力获得的增长贡献存在时间演进变化。扩大的lnLMA估计系数和相应下降的lnFMA系数具有深层次的含义，即我国的本土(省份)市场空间对于经济增长的作用力在不断加强，国际外部需求的贡献在近年来不断下降；这也意味着未来的发展将更应该侧重于内需市场的开拓。
(2)中间品和最终品市场获得的贡献考察。变量lnSupplier_M和lnDemand_M分别进入了6组GMM估计，对应的估计系数尽管显著性并不高(基本通过了10％和5％的显著性水平)，但在多数回归显示为正，符合研究的预期；值得注意的是，总体样本中的lnSupplier_M的解释力度要高于lnDemand_M，这表明便捷而充分地获取要素市场潜力，比获得最终品市场潜力更能刺激经济增长；子样本回归(6)和(7)的比较发现，内陆省份(中西部地区)更加依赖最终品市场，这也意味着东部省份的经济增长反而更侧重依赖于要素市场空间的充分获取；研究的经验结果似乎与传统贸易理论保持了一致性，无论在比较优势理论还是要素禀赋理论基础上，我国东部省份通过密集使用本国充裕要素，发展优势要素密集型产业(Factor-intensive Industries)进而通过进行出口导向带动经济增长。
时间子样本估计显示近年来中间要素品市场获得的贡献力在下降。该经验发现对当前的中国经济至关重要；长期以来，过度依赖空间集聚背景下的规模化利用廉价劳动力以及粗放型消耗物质矿产和能源要素的增长模式，难以长久维持；只有集聚利用高效人力资源和集约化物质要素才能够赢取未来的国际竞争。
七、结论
本研究借鉴Rodrigo Paillacar(2009)的经验模式，设置了测量中国省份本土、本国和国际三层次的市场获得指标。通过对2001—2009年的样本考察，我们发现中国整体的MA存在从东向西“阶梯型”下降的需求格局，且东部区域具有外部导向型的MA结构，而内陆省份更倾向于本土导向的需求空间。东部沿海位居中国经济版图的重心位置，高密度的经济活动使得该区域充分享有高水平的中间品市场获得(SMA)和需求最终品市场获得(DMA)；内陆省份(尤其西部省份)鉴于自身的资源禀赋优势，显示了其高比例的中间要素品市场潜力。
作为经济增长的新经济地理要素——市场获得是本研究经验考察的重要指标。结果显示多个市场获得指标较为一致地显示了其相应的增长贡献。总结来看，实证分析得出了三个主要结论(或发现)。发现之一，国际市场获得(FMA)的贡献程度高于DMA，但内陆省份FMA的重要性则低于东部；该发现意味着中西部地区更应该侧重(对内导向的)内需拉动经济，而东部继续强化对外导向的需求发展模式。发现之二，随着时间演进，研究还显示外部需求对我国经济增长的边际贡献率在下降；尤其近年，国际需求的市场潜力处于乏力的恢复增长期，受冲击的中国经济需要调整内外部需求市场的发展战略；由早期的外需导向为主，逐渐转型为“内外需并重”以及“内需主导型”的自主发展模式，这对未来中国经济可持续发展十分关键。发现之三，获取要素市场潜力比获得最终品市场潜力更能刺激经济增长，但要素市场潜力的贡献弹性随着时间推移而具有下降趋势；尤其在东部沿海地区，该发现意味着我国传统的要素禀赋优势逐渐丧失其对增长贡献应有的地位。政策的启示在于若继续维持制造业的全球优势，中国需要不断挖掘要素市场的发展空间，继续保障要素禀赋的全球竞争力优势才能够赢得未来的经济发展。因此，中国需要摆脱要素资源粗放利用型发展模式，进而寻求集约化、技术化以及获取新要素来扩大要素市场潜力，赢得未来的可持续发展。
注释：
①假定农业部门生产存在固定报酬、完全竞争且没有贸易成本，该部门可以补充其它部门的贸易失衡，因此允许空间专业化。
②涉及的制度指标为一篮子指标的综合得分值(数据样本为10分制)，具体指标包括贸易政策(Trade Policy)、财务状况(Fiscal Burden)、政府干预(Gov't Intervention)、货币政策(Monetary Policy)、外资政策(Foreign Investment)、银行自由化(Banking)、工资与价格控制(Wages & Prices)、财产权保护(Property Rights)、相关管制(Regulation)以及市场透明与有效(Informal Market)。
③依据Peter Huber和Michael Pfaffermayr(2006)的计算，本研究的国内运输距离衰减系数τ设定为0.01。
④Annekatrin Niebuhr(2004)认为内部距离(d[,ii])可以按照该区域面积(A[,i])的单位根来计算，一般设定一固定比率。
⑤本文的分析重点在于如何运用有效的估计模式，以便克服解释变量的MA与被解释变量GDP之间的因果链关系；尽管内生性问题棘手，经验研究中存在一个普遍接受的处理方式，即GMM的工具变量方法。基于先前经济增长文献的基本回顾，可以发现存在多几种解决方案。但主要依赖于GMM估计的工具变量运用(Ahn and Schmidt,1995)，对于增长回归来说，GMM显得尤为重要和作用突出。一阶差分GMM估计量首先被Arellano and Bond(1991)提出，并被Caselli,Esquivel and Lefort(1996)引入增长文献。传统计量经济学模型估计方法，如OLS、IV、MLE等都有局限性，其参数估计量必须在模型满足某些假设时才具有良好的性质，如只有当模型的随机误差项服从正态分布或某一已知分布，MLE的参数估计量才是可靠的估计量，而GMM允许随机误差项存在异方差和序列相关(William H.Greene,Econometric Analysis,Fouth Editon)。
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