中国城市经济增长的空间来源——基于要素供给与市场需求的综合视角，本文主要内容关键词为：经济增长论文,市场需求论文,中国论文,视角论文,要素论文，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。
社会各界普遍认同“解决发展不平衡、不协调、不可持续的问题，关键在于加快转变经济发展方式，推进经济结构战略性调整”(政府工作报告，2014)。新常态下，调结构、转方式已为中国经济发展的主题。然而，经济结构调整不仅要优化要素在各部门间的配置，同时要优化经济活动的空间布局，使之与要素供给和市场需求分布相协调。2003年我国非农经济规模较大的城市主要是各省会城市且呈零星的点状分布，而2011年各城市经济发展水平进一步提高，并以各省会城市和各大城市群为依托向邻近区位条件相对优越的城市扩散，基本形成“两横三纵”的线状空间分布格局。可见，经济增长并非同时发生于各个地区，而是有选择地发生于结构较为合理、要素和资源丰富、市场区位优势明显的区域，且在这些地区形成连续成片的分布状态。这些连接着的地区不仅在地理上相互接近，而且在要素和市场方面相互关联，形成更大空间范围的规模经济。生产要素、需求和部门结构等供求因素在空间中的异质性有效反映了区域之间的经济关系。相反，缺乏有利要素和市场区位的城市即使在地理上相互接近，也是难以发展的。要素供给和市场需求与生产的空间分布错位，将致使一些地区的要素生产率低下、市场需求疲软，成为制约经济协调、可持续发展的一个重要原因。因而，探讨要素和市场等供求因素的空间组织方式及其对地区经济增长的影响对于优化经济活动空间结构、促进区域经济协调发展具有重要的现实意义。 此前诸多研究证实了我国各地区生产活动存在空间关联效应。根据研究对象的空间尺度和经济关联效应的作用范围，可将现有研究分为两类：一类是研究经济活动在大区域间的关联效应(Groenewold et al.，2007，2008；潘文卿，2012)，其结果认为溢出效应的作用范围可以达到几千公里甚至更远；第二类是研究城市间的相互作用(柯善咨，2008；Ke，2010)，结果表明城市间的产业集聚在100公里范围内具有明显的溢出效应。第一类溢出效应主要来自市场需求的空间关联性，因为市场经济条件下商品市场的作用可遍及全国。而第二类溢出效应主要来自生产要素集聚的外部性。这些研究从要素供给或市场需求方面极大丰富了经济活动空间关联效应的理论内涵和经验证据。然而，迄今为止大多研究均未检验空间关联效应的存在形式、作用路径和影响方式，更未能从要素供给和市场需求两方面探讨地区经济空间溢出效应。鉴于此，本文基于传统的马歇尔集聚经济外部性和新经济地理理论的综合框架分析城市经济分布和增长的空间传导机制，提出可检验模型。实证研究部分旨在检验要素集聚外部性和市场需求潜力对城市经济增长的影响，并根据我国东中西部三大地区经济发展水平和城市体系分布的明显差异分别考察各地区城市技术要素外部性和市场需求潜力的空间来源，为调整我国区域经济结构和引导城市体系演进提供统计依据。本文的结构如下：第二部分论述空间要素供给和市场需求对城市经济增长的作用机制；第三部分构建供给和需求的空间因素影响经济增长的理论和计量模型；第四部分对相关变量和采用的数据进行说明；第五部分报告计量分析结果；最后是总结和政策启示。 二、文献综述 空间决定着生产活动累积所产生的优势，尤其是空间邻近性所产生的经济性。产业集聚不仅与城市本身经济特征有关，而且受到空间中与其关联的其他经济体的影响。近年来，外部性理论和新经济地理理论的发展为经济活动空间集聚的研究奠定了理论基础。相关研究主要有两类，一是基于传统集聚经济机制从供给方面探讨某一区位从空间获得专业化劳动力、中间投入和技术的能力，二是利用新经济地理框架从需求方面分析地区经济在规模报酬递增作用下克服运输成本获得本地市场效应的能力。伴随区域一体化的深入，供给和需求的空间外部性都将加强，并共同作用于城市经济发展。 (一)空间要素供给、外部性与城市经济增长 传统集聚理论认为集聚经济效益来源于三种要素的供给：劳动力蓄水池效应、中间投入品和生产性服务的规模经济、专业技术和知识的外溢效应(Marshall，1890/1961)。然而马歇尔所描述的这些外部性仅仅存在于本地区(Fujita and Thisse，2002)，并未涉及其他地区的影响。随着交通和通讯技术的创新和发展，集聚经济产生和作用的范围随之扩大。一些国外学者采用潜力模型研究了专业化劳动力、中间投入品的空间供给以及技术外溢对美国各地城市经济发展的作用，揭示了城市集聚经济外部性不仅来自城市内部的厂商集聚，而且来自邻近地区的集聚。例如，Feser(2002)利用美国县市级数据的实证检验发现美国各县市50英里通勤范围内的劳动力、中间投入品及生产性服务活动、知识和技术等供给因素对中心县市农业园林机械部门与测量和控制装置部门经济增长有显著的影响；Drucker & Feser(2012)进一步利用厂商微观数据的分析也发现美国各县市75英里范围内上述各供给因素影响着中心市县的塑料和橡胶、金属加工机械及测量和控制装置三个制造业行业劳动生产率。对中国所有地、县级城市集聚效应的研究也发现，100公里范围内邻近城市间的产业集聚有互相依赖作用，邻近市县产业集聚的相互促进是集聚经济在空间上成片连续的重要机制(Ke，2010；Ke and Feser，2010)。可见，与空间距离、空间联系等相关的集聚或规模因素在城市系统发展中起到关键作用。要素供给的空间外部性衡量的正是空间中某点从距离远近不等的其他各要素集聚点获得中间投入品、生产性服务、专业劳动资源以及先进技术等供给要素的可能性。 (二)空间市场需求、递增收益与城市经济增长 空间中分布的需求对城市经济发展产生的影响用市场潜力和收入潜力表示。自从美国经济地理学家哈里斯以各地商品零售额作为“质量”构建了最初的市场潜力指标以来(Harris，1954)，其他学者采用相似的方法分析了不同地区的市场潜力。Linneker & Spence(1992)以城市就业规模研究了英国179个城市的市场潜力状况，Keeble et al.(1982)和Combes & Overman(2004)采用市场潜力模型分析了欧洲共同体和欧洲NUTS2的区域可达性和市场潜力分布状况，均得出经济活动在空间呈中心—外围模式分布的结论。然而，这些研究都未对市场需求的空间分布(市场潜力)对经济活动空间结构的影响进行严格的理论和实证分析。Krugman(1992)根据Harris市场潜力的思想构建了理论模型，分析需求的空间分布对制造业集聚的作用。Krugman认为规模经济和运输费用是决定经济活动空间集聚的关键因素，揭示了有效市场需求对制造业集聚、进而城市经济增长的作用。Head & Mayer(2004)和Hanson(2005)通过对比分析Harris市场潜力模型与Krugman市场潜力对厂商区位选择和经济活动空间集聚的影响发现，无论何种形式的市场潜力均对经济活动空间集聚和产业布局具有显著影响。近年来我国的学者也利用新经济地理框架或模型分析了市场潜力对各地经济活动和劳动生产率(工资)的影响。如，石敏俊等(2007)和赵曌等(2009)根据RMP的思路分别研究了全国和东北地区地级市市场潜力的空间分布，发现市场潜力与经济发展之间存在循环累积效应；范剑勇等(2009)实证检验了空间需求分布对工资差异的作用，结果表明市场潜力是地区间劳动生产率和工资差异的重要原因。 综合来看，国内外文献分别以集聚外部性和新经济地理理论为基础，从要素供给或市场需求方面探讨了经济活动空间分布对城市劳动生产率和经济增长的作用机制。事实上，城市经济增长是空间中要素供给和市场需求两方面作用力共同作用的结果，单从某一侧面难以全面把握城市经济增长的空间来源。此外，多数研究认为城市经济活动集聚存在空间溢出效应，但溢出效应究竟通过哪种集聚机制而产生，则未给出明确回答。本文将在传统集聚经济和新经济地理综合视角下构建理论框架和空间供求测度，从要素供给和市场需求两方面探讨我国城市经济增长的空间驱动机制。 三、理论分析框架及计量模型设定 本文理论模型主要基于集聚经济和新经济地理的综合视角，将要素空间外部性纳入新经济地理框架，从需求和供给两个方面展开。其目的在于推导要素和市场空间结构共同作用下的城市生产函数，从而将空间因素纳入经济增长分析框架，探讨城市经济增长的空间作用方式及其来源。 (一)理论框架 与经典新经济地理理论不同，假设城市中有最终产品和中间服务产品两个产业部门，最终产品部门生产N种商品，而中间服务部门生产n种产品。所有产品均在垄断竞争市场中交易，最终产品可用于区际和对外贸易，且最终产品的运输成本为冰山成本，中间服务产品可为当地和邻近地区生产服务，但不能国际贸易；由于递增收益和消费者对商品多样性的偏好，每种最终产品最终仅由一家专业化厂商进行生产。 1.需求方面 在需求方面，每个厂商的产品与其他厂商均不相同，根据Redding & Venables(2004)，消费者效用采用以下CES形式：
可见，城市中商品价格与商品供给量成反比，与城市市场潜力成正比。 2.供给方面 (1)最终产品部门。 在一个代表性城市中，厂商投入资本、劳动力和中间产品
进行最终产品的生产。最终产品部门中厂商的生产技术为：
其中y为某一厂商生产的最终产品产量；k、
和
分别为厂商投入的资本、劳动力和每种中间服务i的数量；n为中间服务的种类。参数ρ为各种中间服务的替代弹性，可以理解为厂商使用多样性服务的意愿。当ρ接近1时，各种中间服务具有近似完全的替代弹性；当其趋于0时，厂商对差异化的中间服务具有更高的需求欲望。g(·)为城市内各厂商具有的外部经济，根据Marshall(1890/1961)和Duranton & Puga(2003)，主要来源于三个方面：劳动力“蓄水池”效应、中间投入品规模经济和技术外溢效应。随着交通和通讯技术的创新和发展，集聚经济的作用范围随之扩大，集聚经济外部性不仅来自城市内部的厂商集聚，而且来自邻近地区的集聚(Feser，2002；Drucker and Feser，2007；Ke and Feser，2010)。故有：
其中，
为常数，LS，TS，PS分别表示来自城市自身及其他城市的专业化劳动力、技术溢出和中间投入。 根据一般新经济地理文献，最终厂商的生产需要一定的固定投入F，本文中该固定成本以一定单位的最终产品C计量，即F=PC。则最终产品厂商利润为：
其中，P为最终商品价格。均衡状态下，城市中所有中间服务品厂商的生产是对称的，且每一最终厂商均以价格
购买数量为
的中间产品。(9)式又可写为：
其中
为均衡状态下最终厂商使用的每种中间产品的数量；w为当地工资水平；r为市场上的资本价格，
为中间服务品的均衡价格。将(6)式代入(10)式得到：
在垄断竞争市场中，随着厂商扩大生产规模和新厂商进入当地消费市场，最终利润会趋于0。假设城市中最终产品厂商数为N时，各厂商利润为零。将(12a)—(12c)式代入(11)式并令其为零，得到每个厂商的均衡产出为：
(2)中间服务部门。 假设城市中间服务品生产均具有相同的生产过程，且劳动力为唯一投入要素。由于中间服务部门或生产性服务业大多为知识、技术密集型行业，我们根据Head & Mayer(2006)将区间人力资本差异引入模型。则每个中间服务厂商所需的劳动力
不仅决定于产量
，而且决定于工人的教育水平H：
其中，L为城市总体就业规模。(20)式反映了劳动力市场出清状态，即从事中间服务和最终产品生产的劳动力总和等于城市总就业量；(21)式说明中间服务厂商的总产出等于每个最终产品厂商使用的中间产品量
与最终产品厂商数N(或最终产品种类)的乘积。 4.城市总生产函数的推导 为了得到城市总生产函数的简化形式，我们需要解出n和N。在这之前，我们首先要算出最终产品生产者雇佣的劳动力
。在(12b)式中，用(17)式替代w，然后用(12c)式替代
，用(21)式替代
，用(18)式替代
，得到：
将(6)、(13)与(24)式代入(25)式得到：
由于统计数据中不能直接观测到r的数值，但可以通过有关投资额数据计算获得城市总资本存量K，因而我们可以试图将r替代为K的函数。我们用(12a)式替代r，并有k=K/N，进而用(13)式代替y、(24)式代替N，从而得到最终的城市总产出方程：
(二)计量模型设定 理论分析显示，城市经济规模是劳动力、资本等基本要素和人力资本、空间供给外部性(包括专业化劳动力、中间品供给和技术外溢)和市场潜力的函数。本文将市场潜力分解为国内市场潜力(DMP)和国际市场潜力(FMP)，并以FDI表示外商直接投资存量，同时对(29)式两边取对数得到
(31)式左方即为从t-1时期到t期的经济增长；右侧
是城市j在t-1期的经济规模。(30)和(31)式便是我们要估计的方程。在具体计量分析时为区别城市自身和空间影响，我们还将城市自身和其他城市供给和需求因素进行拆分并分别纳入计量方程进行估计。 四、变量测算与数据说明 (1)专业化劳动力空间可得性LS。处于同一市场或产业区中的厂商能根据产品市场需求的变化便捷地从劳动力“蓄水池”中获得所需的劳动力。我们改进了Drucker & Feser(2012)的指标，用邻近各城市基础产业部门的富足劳动力之和来衡量对空间中专业化的劳动力资源的可得性：
其中，
的计算比较繁复，相关数据需从投入产出表中采集、计算。目前只有2002、2005、2007和2010年的投入产出表，且各年投入产出表中行业标准不尽相同，首先根据各年行业标准和我国城市分行业就业统计口径对原有表格进行拆分、合并和重新估算，得到19个行业投入产出基本流量表；其次利用插值法补齐缺失年份的表格，然后根据基本流量表计算2002-2010年19行业直接消耗系数表(2011年沿用2010年表格)。最后根据公式
计算各年完全消耗系数表，其中I为单位矩阵，A为19行业直接消耗系数矩阵。 (3)技术空间外溢TS。区域间技术外溢通常有三种来源：一是技术创新厂商与其他厂商之间的“示范—模仿”机制，即不同厂商间通过引进人才和先进设备进行学习、模仿；二是不同厂商之间在科研活动及有关项目方面的正式合作；三是不同厂商的专业技术劳动力之间的正式或非正式接触。技术外溢的前两种来源与科研活动投入有关，我们用区域科研活动费用支出
构建城市j受到的其他城市第一个技术溢出指标——区际研发的技术溢出：
式中的n包括我国所有地级以及以上的城市(下同)。 技术外溢的第三种来源与区域人才密度有关。专业技能人才的正式和非正式交往促进了知识溢出效应。用城市j单位从业人员中专业技术人才占总就业比重
来构建的城市i受到的其他城市第二个技术溢出指标可以表示为
该指标反映了城市之间各类人才之间沟通和接触的可能性，可称为区际人际沟通的技术溢出。 (4)国内市场潜力DMP。市场潜力反映了城市可能获得的市场规模或空间中分布的需求对城市经济的拉动作用。在市场潜力
中，由于我国没有公开发表的城市产品价格指数统计，Au & Henderson在研究中国城市集聚经济时将
略去；根据Midelfart-Knarvik et al.(2000)，令
。国内市场潜力可表示为：
城市对各种产品的消费支出
以市辖区社会消费品零售总额来表示。 (5)国际市场潜力FMP。各城市还会受到国际市场的拉动作用，国际市场潜力可表示为：
其中，
为城市j的国际市场需求，以中国内地重要海路与陆路贸易伙伴国内生产总值之和表示①。
为城市j到最近的沿海港口的距离②。
的计算分两种情况：对于非港口城市，分别计算每个城市到每个港口的距离，将每个城市与最短距离的港口城市进行配对，并以此最短距离作为城市获得国外需求的距离；对于港口城市，我们以城市半径作为城市到国外需求的距离。该指标衡量了城市临近国际市场的程度。 (6)其他变量与数据。非农业GDP(万元)数据直接取自《中国城市统计年鉴》。非农就业为各城市市辖区单位从业人员与个体从业人员之和(万人)。地区科研活动投入以市辖区财政支出中的科学支出(万元)测度。人力资本(H)以市辖区每万人大学生数(人/万人)表示。在计算中间投入市场接近性时，根据我国城市分行业就业统计口径，把19个行业中的电力煤气供水、建筑、交通运输仓储邮政、信息传输计算机服务和软件、批发零售、金融、租赁和商业服务、科技服务和地质勘查、水利环境和公共设施管理九个行业合并代表生产性服务业。城市各行业就业人数为市辖区单位从业人员数(万人)。地区人才密度用市辖区专业技能人员数占总就业人口的比重表示，但由于大多城市未统计该类数据，本文以信息传输、计算机服务和软件业以及科研技术人数占城市就业人员比重来表示。城市资本存量(K)计算过程如下：首先，用2000年各城市限额以上工业企业流动资产和固定资产净值估计限额以上工业资本存量。其次，利用限额以上工业增加值占非农业增加值比例估计2000年各城市非农业资本存量。2000年以后的资本存量用永续盘存法计算，
。式中δ是年折旧率，设为5%，
是全社会实际投资，
是城市所在省以2000年为基期的累积资本价格指数。FDI存量也从2000年开始计算。假设2000年存量是当年吸收FDI的三倍，后续各年FDI存量用每年实际使用FDI和上述公式累计。以美元计算的FDI流入量按当年平均兑换率换算成人民币数值。所有货币价值的数据以2000年不变价计算。 利用城市中心坐标和距离公式
可以计算城市间距离
，式中R为地球大弧半径(6 378公里)，
为两市中心点经度，
为两市中心点纬度。本文参照以往文献(Head & Mayer，2004；2006)，令
，其中
为城市半径，本文利用城市建成区面积数据(S)计算得到
，并设衰减参数σ等于1和2(顾朝林，庞海峰，2008)。根据集聚经济外部性的作用范围和文献中的经验研究结果(Ke，2010)，以100公里距离作为城市间供给方面空间外部性作用的界限。由于产品市场范围可以遍及各地，市场潜力变量计算包括全国范围。表1和表2报告我国地级及以上城市衰减指数为1的各空间变量及其他变量的样本统计值。
表1显示各城市非农业GDP、就业、国内资本存量、FDI存量、万人大学生数及供给与需求的空间变量存在明显差异。表2显示2003-2011年间地级及以上城市非农业GDP、就业、国内资本存量、FDI存量、万人大学生数等基本变量均逐年稳步增长。各空间变量中，空间技术外溢Ⅱ无明显的变化趋势；专业化劳动力邻近性、中间投入市场邻近性、空间技术外溢Ⅰ和国内市场潜力均具有明显的增长趋势，但国际市场潜力呈下降趋势。大多数供给和需求空间变量与经济增长具有同向增长趋势，可能意味着要素供给与市场需求的空间分布对城市经济增长具有显著影响，要素和市场的空间结构不合理可能导致不同地区经济增长差异。国际市场潜力先增加后减少然后再增加，与经济增长未表现出明显的同向变化趋势，其作用还有待于进一步的检验。
图1是2003-2011年我国各地区地级及以上城市非农业经济规模(NAGDP)与要素和市场的空间分布状况③。除技术外溢潜力TS2在中西部地区空间分布略高于东部地区，要素供给和市场需求在各地区的分布均与经济规模相似，呈现明显的由东向西依次递减的趋势。图2显示2003-2011年间中西部地区城市非农业平均经济增长率(分别为16.3%和17.9%)均高于东部地区(15.6%)。与此同时，除东部地区城市专业化劳动力潜力增长率略高于中西部地区外，中间投入潜力和技术溢出潜力平均增长率均高于东部地区，西部地区市场潜力增长率与东部地区也基本持平。可见，近8年来要素供给和市场需求的空间结构正改变着我国区域经济发展的空间格局。
图1 各地区非农经济规模与要素和市场的空间分布
图2 各地区经济增长率与要素集聚和市场潜力变化率 五、计量检验与结果分析 (一)全国样本模型估计 计量检验之前首先要选择适宜的面板数据模型。考虑到面板数据在时间和截面层面的异质性以及可能存在的自相关、异方差等问题，本文顺序使用F-统计量和Hausman检验法分别检验面板数据模型不具有固定效应和具有随机效应的两个零假设。首先，包含城市和年份固定效应的方程估计表明方程(30)和(31)不具有个体效应原假设下的F-统计量均大于任何显著水平上的临界值，两个方程中必有城市和年份个体效应。其次，Hausman检验拒绝了城市固定效应与解释变量无关的原假设。因此，本文采用固定效应模型获得统计一致性估计。以下估计结果均基于面板固定效应模型(为便于比较，本文还列出了混合效应和随机效应估计结果)。同时为保证估计结果的稳健性，我们在估计中使用以“城市”为聚类变量的聚类稳健标准差。本文分别使用距离衰减参数σ=1和2的空间变量估计方程(30)和(31)。在众多估计结果中，σ=2的参数估计的显著性及模型拟合度均不及σ=1时的情况。表3报告了衰减参数为1、供给来源包括100 km内的城市、需求遍及全国的各种潜力的参数估计值。④
首先简要说明投入要素的参数。从固定效应估计结果来看，两方程的国内资本存量(lnK)、劳动力(lnL)和FDI存量(lnFDI)的参数估计均显著为正。lnK在经济规模与经济增长两个方程中的弹性系数分别为0.647 1和0.264 8，即国内资本每提高1%，城市经济规模和经济增长率分别相应提高约0.65%和0.26%，说明物质资本投资依然是决定城市经济规模和经济发展动态过程的主要驱动因素；lnL在两方程中的参数估计均在1%显著水平通过检验；lnFDI在两方程中的参数估计值分别为0.056 5和0.022 1，且均在1%显著水平通过检验，这一结果与预期相符。以万人大学生数表示的人力资本(H)在10%水平显著促进经济规模的提高，但其在经济增长方程中的参数估计未通过显著性检验，这可能与多数大学生异地就业有关。增长方程中上一期经济规模的参数估计显著为负，意味着各城市经济发展存在条件趋同，若其他条件相同，初始规模较小的城市增速较高。⑤ 以下分析各空间外部性变量的参数估计。回归方程中两个技术溢出指标(lnTS1和lnTS2)的系数显著为正，说明100公里范围内城市间各种形式的技术外溢均能促进经济规模和增长率的提高；中间服务邻近性(lnPS)的参数估计均在5%显著水平通过检验，说明以金融、咨询、法律等为主要内容的生产性服务业发展不仅提高了本城市经济规模和增长率，同时也为邻近城市提供服务。以上是技术外溢、中间投入规模经济的马歇尔集聚经济机制在更大空间范围上的实现。然而反映劳动力市场专业化水平的空间变量(lnLS)在回归方程(3.1)与(3.2)中的负参数估计意味着在区位商基础上构建的这一指标既反映邻近城市在某些行业中拥有大量劳动力，也代表了这些城市的专业化优势。该指标越大表示邻市的专业化程度越高，对其他城市经济规模的抑制作用越强。国内市场潜力(lnDMP)在两个方程中的参数估计也显著为正，表明我国城市之间互为市场，加强城市之间市场需求的关联性有助于开拓国内市场、扩大国内需求，进而促进城市经济持续增长。国际市场潜力(lnFMP)的参数估计为正，意味着尽管金融危机导致近年来国际市场需求下降，国际市场对我国经济增长依然具有明显的拉动作用。 (二)将城市自身与其他城市影响区分后的全国样本估计结果 以上考察了城市空间外部性的综合影响，然而这可能掩盖了城市自身或其他城市各自的影响，还不足以揭示要素集聚外部性和市场潜力的来源。为了分离源自城市自身和来自其他城市的要素集聚外部性和市场潜力的作用，我们用相应测度(32)—(36)的第一项表示其他城市空间外部性(PLS、PTS1、PTS2、PPS、PDMP)、第二项表示城市自身要素供给与市场需求的外部性(SLS、STS1、STS2、SPS、SDMP)，用这些变量同时替换方程(30)和(31)中的相应变量(LS、TS1、TS2、PS、DMP)。将城市自身与其他城市影响区分后的全国样本估计结果见表4。 表4中资本、劳动力、FDI、人力资本和国际市场需求等变量的参数估计与表3中基本吻合，不再赘述。以下重点分析城市自身及其他城市空间变量的影响。城市非农业GDP方程中，城市专业化劳动力通过克服自身距离对经济规模未产生显著影响，但其他城市专业化劳动力对当地城市经济规模具有抑制作用，可见城市之间对专业化劳动力资源的竞争是限制城市规模继续扩张的重要因素。方程(4.1)和(4.2)显示，城市科研费用支出不仅对自身经济规模具有显著促进作用，而且对邻近城市也具有明显的正向溢出效应。然而在方程(4.3)中其他城市科研费用支出的参数估计不显著，这可能由于加入城市自身影响后产生了较为严重的多重共线性。以城市专业技能人才密度来表示的第二类技术溢出指标的参数估计均显著为正，表明以专业技能人才之间正式或非正式接触为主要传导渠道的技术溢出效应在城市自身及城市之间广泛存在，并有效提高了城市的经济规模。城市中间服务(生产性服务业)发展不仅对自身而且对邻近城市均无明显作用，这一结果有些出乎意料，与表3城市中间投入可得性的参数估计形成鲜明对比。可能的解释是，各城市生产性服务业(尤其是金融、法律、咨询服务等)之间存在密切联系，每个城市自身的中间服务只有保持与其他城市的系统性、完整性，通过与其他城市的协同作用才能够充分发挥规模经济效益，而本文该部分的计量分析中将城市自身与其他城市中间服务可得性拆分后分别进行估计，可能人为降低了中间服务空间可得性的作用。国内市场潜力拆分为城市自身市场和空间市场两部分后的估计结果显示，城市自身市场未对本身经济规模起到明显作用(方程(4.1))，而城市之外的空间市场却有效地促进了城市经济规模扩张(方程(4.2)—(4.3))，意味着城市不仅要关注自身市场，更要关注其周边市场，要根据其他城市居民偏好和需求特点来制定相应的生产方式和营销策略。
经济增长方程中，城市自身专业化劳动力及其他城市专业化劳动力均对城市经济增长率具有负向影响，但并不显著，说明尽管空间中其他城市专业化劳动力抑制了城市经济规模扩张，但并不会因此而降低城市经济增长率，空间专业化劳动力对城市经济只有水平效应而无增长效应。方程(4.4)与(4.6)中城市自身的研发支出、专业人才密度和中间投入的参数估计均至少在10%水平显著为正，而其他城市相应变量的系数却未能通过检验。这说明在其他条件不变的情况下，城市内部厂商或技能员工之间的技术溢出及中间服务可得性是城市经济增长的重要源泉，而其他城市的研发支出、专业人才密度和中间服务却未能对当地经济增长率的提高做出相应贡献。方程(4.4)与(4.5)分别显示，城市自身市场对经济增长影响为负但不显著，而城市感受到的空间中其他市场却显著促进了经济增长率的提高。当在方程(4.5)基础上引入城市自身影响(进而形成方程(4.6))后，城市自身市场的负向影响及空间其他市场的正向影响的显著性均大幅提高，分别在5%和1%显著水平通过检验，之所以出现这一结果，可能与方程本身的多重共线性有关。 综合方程(4.1)—(4.6)的全国样本估计结果可以看出，城市自身专业化劳动力对城市经济规模和经济增长率均未产生明显影响；其他邻近城市专业化劳动力对当地城市经济具有水平效应而无增长效应。城市自身研发支出及专业人才密度不仅促进城市经济规模扩张而且提高了经济增长率；邻近城市技术溢出仅对城市经济规模具有促进作用而无增长效应。城市本身的中间投入或服务未能显著提高城市经济规模，但却显著提升了经济增长率，有利于城市经济动态发展；其他城市中间投入对城市经济既无水平效应也无增长效应。城市自身市场对城市经济规模和经济增长均未产生明显影响，而空间中其他城市市场对当地城市经济规模和经济增长均具有明显促进作用(对城市经济同时具有水平效应和增长效应)。 (三)各地区城市自身和其他城市供给邻近性和市场潜力的分析 由于各地区经济空间结构差异明显，不同的空间因素在各地区的作用方式和大小都可能存在显著差异。为此，我们对不同区域的城市样本分别进行估计。由于东北地区样本较小，我们根据2005年全国经济普查对东中西部地区的划分标准，将辽宁归入东部地区，吉林和黑龙江划入中部地区。分地区城市样本的估计结果见表5。 首先扼要检验控制变量的参数。国内资本存量、劳动投入和FDI存量在各地区方程中的参数估计值(即弹性系数)和显著性说明资本在各地城市规模和经济增长中都起着主要作用，非农业劳动力对东中部城市非农业经济规模和中部经济增长率具有促进作用，但对西部地区城市经济规模和东、西部地区的经济增长影响不显著。FDI存量对近年来东中部城市经济规模和经济的继续增长没有明显效应；有趣的是，西进的FDI不仅对西部城市经济具有规模扩张效应，而且有动态增长效应。与表4中的全国样本估计不同，人力资本对中部地区城市经济规模有显著影响，对各地区经济增长却没有显著作用。增长方程中上一期城市经济规模的负参数估计表明各地区—尤其是中部地区—城市间经济水平的差距在逐步缩小。
以下重点考察城市自身及其他城市空间变量的作用。首先，各地区要素供给邻近性变量的参数估计差异明显。与表4中全国总体样本估计结果相似，三个技术要素的邻近性(STS1、STS2、SPS、PTS1、PTS2、PPS)至少在一些地区对城市经济和增长具有显著的促进作用，但是，专业化劳动力的邻近性(SLS、PLS)对经济规模和增长表现出不利影响。其中，本地专业劳动(SLS)和经济规模呈负相关性且在西部地区更为显著、影响最大，意味着西部地区许多城市的主导产业效率较低，经济增长方程中东部地区本地专业劳动力的参数估计也显著为负，说明我国东部地区某些城市本身已出现集聚不经济；城市间的专业劳动邻近性(PLS)在东部地区的负参数表明城市专业化优势对邻近城市产生了明显的抑制作用。城市自身的技术要素供给外部性(STS1、STS2、SPS)和邻近城市的技术要素外部性(PTS1、PTS2、PPS)在不同地区有明显不同的影响。东部地区城市经济规模和增速与城市自身的技术要素供给外部性(STS1、STS2、SPS)关系不大，但是却依赖城市间的相互作用(PTS1、PTS2、PPS)，说明东部地区相邻城市经济一体化程度高，每个城市同时为邻近的其他城市服务，同时也受益于其他城市的技术外溢。相反，西部地区城市经济规模和增速仅受益于城市自身技术要素集聚的外部性，与其他城市的技术要素无关。东西部城市技术要素作用范围的差异有助于说明东西部城市经济效率的差别。中部地区城市的经济规模和增速在一定程度上既受益于自身技术要素集聚，也受到邻近城市外部性的积极作用。 第二，本城市市场规模和全国其他城市市场的可达性(SDMP、PDMP)在三大地区的表现截然不同。东部城市的规模和增长与本地市场的需求(SDMP)毫不相关，却显著受全国市场邻近性(PDMP)的影响，面对的市场潜力越大，城市的经济规模越大、增速也越高。中部地区城市规模和增长速度既与自身市场需求相关，也取决于全国市场的需求潜力。相反，西部地区城市自身市场需求(SDMP)对经济规模和经济增长率的影响均显著为负，意味着扣除其他因素的影响，对本地需求依赖性越大的城市经济规模相对越小、增速越低。值得注意的是全国市场潜力(PDMP)对西部城市经济规模和增速有积极的影响，虽然参数估计值在两方程中都远远小于东部和中部方程，但是都通过了统计检验。估计结果表明，面对全国市场发展本地经济有助于西部城市的经济发展。 第三，国际市场潜力或邻近性(FMP)有利于各地区城市的经济发展。值得注意的是中部地区的两个参数估计值(0.31和0.18)不仅比东部地区的(0.13和0.04)更大，而且统计上更显著，意味着东部城市已经比较充分地利用了国际市场潜力，逐步消化了比较优势，难以继续依赖国际市场获得经济增长。中部城市因发展较晚，土地、劳动力和其他要素成本优势仍然比较明显，在国际产业分工中有逐渐承接和取代东部城市成熟产业功能的趋势，城市经济规模和增速因此受益。需要受到重视的是西部地区，国际市场对西部城市经济规模不仅具有明显解释力，而且其参数估计值超过了东部和中部地区，说明近些年来，在西部大开发政策驱动下，西部地区积极参与国际分工、开拓国际市场取得明显成效。西部城市可能主要经陆路口岸与邻国贸易，参数估计反映了西部地区与各陆路邻国贸易联系愈益密切，西部国际市场显著促进了城市经济增长。这与我国西部城市近年来扩大对外开放的历程相符。 综上所述，东部地区相邻城市经济一体化程度较高，多数城市的经济活动并非局限于本市，因此，这些城市互相受益。相反，西部地区城市经济比较孤立，城市间缺少技术要素集聚的外部性，对本地市场的依赖不仅难以促进城市发展，反而成为城市经济发展的障碍。中部城市近年来经济发展有明显起色，这些城市不仅利用了本地要素和市场，而且明显受益于邻近城市的技术要素投入以及全国，乃至国际市场的分工。国际市场邻近性对东部和中部城市影响的差别还意味着我国东部传统外向型产业经济的成熟和转移趋势，在大范围转移过程中，东部城市在提高经济结构的同时可能将经历经济增长趋缓的过程，而中部地区城市则正在承接着东部城市的部分职能。西部地区尽管缺乏要素的集聚外部性，但在开拓国内国际市场方面成效显著。可见，生产要素和市场正逐步向中西部地区转移，要素供给和市场需求的空间分布正在改变着我国地区间的经济结构和经济发展格局。 六、结论与讨论 本文在马歇尔集聚经济和新经济地理市场潜力的综合理论框架下构建计量模型和供求潜力测度，利用2003-2011年城市数据检验要素供给邻近性和市场需求潜力对城市经济的影响。结果显示，城市经济水平和增长速度受到来自城市自身及其他城市供给与需求的空间外部性的综合影响，其中研发支出、专业人才密度、中间服务可得性和国内国际市场潜力在不同程度上促进了中国城市经济发展，而专业化劳动力的集聚却对相邻城市经济发展有抑制作用。本文进而分别考察了城市自身技术要素外部性和本地市场需求与其他城市要素外部性和市场需求在东中西部三大地区的影响，发现本地和空间两组变量在三大地区城市经济发展中具有明显不同的作用，其中，东部邻近城市经济一体化效益显著并且依赖全国市场，西部城市在要素供给方面大多尚未走出比较孤立的境地但在开拓国内外市场方面取得明显成效，而中部城市则因自身和其他城市的技术要素集聚以及国内外市场需求潜力而获得发展。 以上结论对于我国优化要素和市场的空间配置、促进城市和区域经济协调发展具有重要启示。其一，城市经济总体上受到城市自身及其他城市供给与需求的空间外部性的综合影响，因而在调整产业结构、促使要素和资源在产业间优化配置的同时还应注重要素、市场和产业的空间配置，避免供求要素空间分布与生产分布错位。政府应不断完善城市群建设，统筹规划、合理布局，依托城市群内要素和市场的协同溢出作用因势利导，促进中间投入品、技术、产品在城市之间自由流动和产业的有序转移，扩大经济活动在空间中的集聚经济和规模经济效应，降低盲目的专业化竞争带来的损失，形成优势互补、互动合作的良性区域发展格局。其二，东部地区是我国现代产业集聚地区，区域经济一体化效益显著且依赖全国甚至全球市场，但是，许多产业已趋成熟，缺乏进一步发展的潜力，因此，在保持要素和市场一体化经济效益的同时，培育新产业、向外转移成熟产业、促进城市产业结构升级应成为这些城市今后发展的主旋律。成熟产业向外转移则不仅为产业升级留足空间，而且为中西部欠发达地区提供产业支撑，加快跨区域经济的一体化进程，从而为在更大空间范围内实现经济增长的规模经济效应奠定基础。其三，研究结果表明多数西部城市孤立发展，城市间缺乏密切的经济联系，依赖本地市场需求不利于现代产业发展，利用全国市场方有前途。因此，西部城市应在不断完善城际交通和通讯等区域基础设施的同时，扩大特色产业规模、大力发展专业化经济、充分利用国际、国内市场、努力提高经济效率。区位条件较佳的城市应从东部承接成熟的现代制造业。其四，中部地区在近十年中有了长足的发展。与西部相比，国家在中部的投入相对较低，但是中部城市在本研究中表现比较亮丽，中部城市不仅像西部城市一样发挥了自身技术要素的外部性作用，而且像东部城市一样利用了邻近城市要素集聚的外部性和国内外市场需求潜力。中部各省城市应该一方面完善城市群建设，利用城市群内所有要素的协同和溢出作用，另一方面，加强市场一体化，以国内外两个市场为参照调整产业结构、实现比较优势。 感谢匿名审稿人提出的宝贵意见。 ①中国内地重要海路贸易伙伴包括美国、日本、德国、法国、英国、韩国、澳大利亚、中国香港、中国台湾、加拿大、新加坡、马来西亚等，重要陆路贸易伙伴有俄罗斯、印度、泰国、越南、老挝、哈萨克斯坦、巴基斯坦、吉尔吉斯斯坦、塔吉克斯坦、乌兹别克斯坦、蒙古等。 ②我国的主要沿海(江)港口城市有：东北地区的丹东、大连、营口、锦州；华北地区的秦皇岛、唐山、天津；山东半岛的烟台、威海、青岛；苏浙地区的连云港、镇江、南京、宁波；上海；福建的福州和厦门；广东的汕头、深圳、广州、中山、珠海、湛江以及海南的海口和三亚。 ③各变量的测度单位有所调整，以便将所有变量表现在同一图中。 ④限于篇幅，本文未能列出衰减参数为2的空间供给和需求变量的参数估计结果。此外，我们还构建了若干不同距离的供给潜力和需求潜力变量估计方程(30)和(31)。欢迎读者来函索取全部结果。 ⑤由于本文在模型转换中对滞后一期非农业经济规模系数施加了-1的约束，我们在计量估计中对滞后一期非农业经济规模系数是否为-1进行了检验。检验结果显示F统计量以很小的伴随概率P拒绝了
=-1的原假设，故经济增长以小于1的速度趋同。
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