市场潜能与城市增长：基于中国城市数据的实证研究

刘修岩，宋 萍

（东南大学经济管理学院，江苏南京211189）

一、引 言

改革开放以来，中国城市的人口及就业增长一直维持在一个较高的水平之上，推动了中国城镇化水平的不断提高。同时，我国城市规模扩展中也存在一个典型事实，即不同城市在规模增长上表现出显著的差异性。从地级及以上城市总体来看，无论是以非农就业增长率，还是以建成区面积增长率来衡量城市增长，2000—2012年间，东部城市相比于中、西部城市都拥有绝对优势，西部城市次之，中部城市增长则最为缓慢；而且，相对于非省会城市，省会城市也呈现出较为优异的规模增长表现（表1）。就单个城市而言，规模增长的差异性更为显著。2000—2012年间，位于珠江三角洲的佛山市非农就业年均增长率高达20.46%，而位于中部地区的黑龙江省绥化市则出现了负增长，非农就业年均增长率为-9.23%①根据2000年和2012年的《中国城市统计年鉴》上的数据计算得到。。这促使我们思考如下问题：城市规模增长的关键决定因素是什么？除了政策因素外，还有哪些内部和外部特征决定了城市在增长和发展上的不同表现？此外，改革开放以来，我国长期推行“严格控制大城市规模，合理发展中小城市，积极发展小城镇”的城市发展政策，这无疑会对中国城市的空间结构体系带来深远影响，可能会促使中国城市的规模进一步趋同。一些学者指出，中国目前的城市结构体系还不尽完善，存在着大城市所占比重偏低，规模偏小，而小城市相对而言数量过多的“扁平化”问题［1-4］。那么，中国城市是否如我们预期的那样遵循“收敛”的增长路径？还是遵循“发散”或“平衡”增长路径？这些也是本文所试图要回答的问题。

表1 2000—2012年中国城市年均增长率的区域差异

近年来，国外一些学者基于新经济地理学的分析框架对城市增长问题进行研究并取得了丰硕的成果［5-9］。而对中国城市规模增长影响因素的实证分析中，多数研究仍然建立在传统的新古典经济学分析框架之下［10-11］。新古典增长理论和经典的城市经济学模型都是建立在完全竞争和规模收益不变的假定基础之上。而改革开放以来，中国的经济社会发生了深刻变化，城市化进程也一直处于不断的动态调整之中，现实情况并不完全符合以城市化已基本完成的西方发达国家为范本的新古典增长理论和传统城市经济学的诸多假设。而以垄断竞争、运输成本和规模收益递增为基石的新经济地理学似乎更符合中国的现实，因而对于城市增长具有更强的解释力，它从市场需求的空间分布角度为研究城市增长提供了全新的分析框架。此外，伴随着改革开放和中国入世，国外市场需求对我国经济的影响有增无减，中国对外贸易依存度居高不下正是最好的证明。因此，本文将从新经济地理学的视角出发，考虑经济活动以及需求的空间分布对于城市增长的影响。并将国内和国外两种市场同时纳入到新经济地理学模型中，构建市场潜能变量来捕捉国内和国外两个市场对于中国城市规模增长的影响及其差异性。

二、文献综述

区域和城市增长影响的因素一直是新经济地理学研究的重要内容。新经济地理学理论揭示，在开放经济条件下，城市间、区域间以及跨国的经济往来日益频繁，需求的空间分布决定了城市及区域间的贸易流向，并最终对城市的增长带来重要影响。如Bosker等［9］证实，国际贸易运输方式的改变，使得阿拉伯世界的城市远离世界市场，同时给欧洲的城市进入世界市场带来了便利，最终造成了阿拉伯世界的城市衰落和欧洲城市的兴盛。因此，市场需求条件是影响城市增长的关键因素之一，而且也在发挥着越来越重要的作用。Davis［12-13］等从贸易开放的角度出发，认为外部市场条件的改善，能为本地产品提供更大的市场需求，即市场潜能的提高会促进城市的增长。而Beckman［14-15］等的城市等级模型从区位的角度出发，却认为市场潜能的提高对于城市的增长也可能带来负效应。他们指出，空间竞争力使大城市相互分离，一个城市越大，它周围的城市就会越小；对于小城市而言，周围大城市对它形成了相对较大的市场潜能，却阻碍了其规模的增长。因此，市场潜能对于城市增长的效应依赖于城市最初规模的大小。

虽然存在理论认识的分歧，但对于市场潜能对城市规模增长影响的实证研究却得到了较为一致的研究结论，即市场潜能的提高可以促进城市规模的快速增长。Dobkins［16］基于1900—1990年间美国大都市区数据的实证研究发现，临近城市之间可以相互促进彼此的增长，因此那些拥有更多近邻的城市相比孤立的城市而言增长得更快。Black［17］在Dobkins［16］研究的基础上，进一步研究发现，反映相邻城市特征（需求水平和供给条件）的市场潜能变量对于城市人口增长有明显的促进作用，但是市场潜能的二次项系数为负。由此认为，大的市场潜能提高城市需求和增长潜力；当市场潜能变得很大时，其正边际效益趋近于消失，区位理论所主张的空间竞争力开始占主导作用，市场潜能对城市增长表现出负效应。为得到更一般性的结论，Henderson［18］又基于大样本的跨国数据进行了研究，他们运用142个国家1960年到2000年间的数据分析了市场潜能对于人口超过10万的大城市的人口增长的影响，发现十年间城市的市场潜能每增长1%，城市增长0.9%。上述两篇文章都基于各城市人口规模的反距离加权来计算市场潜能，另外一些学者［1，8，19］对此做了改进，他们不再以人口而是用城市GDP的反距离加权来测度市场潜能。Au［1］分析了中国225个城市在1990年代的增长情况，他们选择用增加值作为城市增长的代理变量，结果显示市场潜能每增长1%城市增加值增长0.16%。Mata［8］融合标准的城市经济学和新经济地理学文献的研究成果，检验了影响巴西城市增长的需求和供给两个方面因素，结果发现市场潜能每增长1%，城市规模增长2.0%。然而上述学者都忽略了外国市场潜能的影响，Rafael［19］等的研究弥补了这个缺陷，他们计算了包括国外市场潜能在内的整体市场潜能。认为19世纪中后期西班牙经济一体化和工业化程度的提高以及集聚经济的出现使得市场潜能成为影响城市增长和国家城市格局的重要因素,市场潜能对于西班牙城市人口增长有正面影响。在解决可能存在的内生性问题上，一些学者［1］选择引入工具变量法，另外一些学者［8，17，18］选择GMM估计，Rafael［19］融合了前人的做法，同时运用GMM和IV估计，并在计算市场潜能时除去了城市自身的市场潜能，从而得到更为稳健的研究结论。

相对于国外的研究，国内学者对市场潜能与城市增长关系的研究明显不足。许多学者考察了市场潜能对非农劳动生产率［20］、工业集聚［21-22］、制造业区位分布和转移［23］、就业和工资差异［24-27］的影响，但到目前为止，鲜有专注于探索市场潜能与城市规模增长之间的关系的文献。

通过对以上文献的梳理，我们发现，国际上关于市场潜能对于城市增长的影响的研究尚不成熟，而我国在这一领域内的研究更是相对薄弱。另外，国际上的研究大多考虑的是封闭经济，忽略了国外市场潜能的影响。基于此，本文使用中国地级及以上城市数据，基于新经济地理学的研究范式，对市场潜能对于城市增长的影响进行实证检验。

二 模型与变量

（一）研究模型设定

借鉴Mata等［8］的分析方法，我们首先构造一个包含需求（城市愿意支付的效用水平）和供给（人们居住在一个城市所需要的效用水平）两个方面的城市增长模型。首先是需求方面，需求方面由一个城市所能为工人提供的效用水平所决定。间接效用函数由实际收入水平（I）决定，而实际收入水平与如下两个变量相关：（1）名义收入，包括工资收入、租金收入和其他非劳动收入；（2）生活成本，包括房屋租金、当地税收和通勤成本等。因此工人的间接效用方程为：

工人实际收入等于名义收入扣除生活成本。因此，工人的实际收入方程为：

其中，r是资本的租金率（即利率），h代表工人的教育水平或素质，N是指衡量城市规模的指标（如用城市就业量），k代表城市的物资资本投入，它通过影响劳动力的需求从而对实际工资带来影响。W为名义工资水平，根据Fujtia等［13］构造的新经济地理学工资方程，名义工资是区域市场潜能的函数：

新经济地理学理论认为，在规模收益递增和存在运输成本的情况下，企业总是选择在市场潜能较大的地区进行生产，因为在这些地区企业可以最大限度地节省产品销售到消费者或产业下游企业和从产业上游企业购买中间投入品时的运输成本。当许多企业都采取相同的决策时，企业的区位选择就带来了一种基于劳动力共享、中间产品和技术外溢的“空间外部性”，从而导致市场潜能较大的地区经济增长更快。值得一提的是方程中的规模变量N，它从三个方面影响工人实际收入，例如城市就业规模越大，得益于规模外部性，工人的工资率越高，而大量的人口对房屋的需求会致使房屋租金相对较高，另外大城市更易出现居住、工作分离的现象，导致通勤时间增加、工人实际工作时间（或精力）减少。因此，它的符号并不确定，如果城市处于一个城市生活中的通勤成本（时间成本）和房屋租金占较大权重的规模上，得益于规模外部性的边际收益递增将会在收入中消失。

供给方面，一般而言，一个城市的人口供给是随着该城市提供的实际收入的上升而增加的。此外，供给还受到该城市自身及其周边地区特征Zi的影响，例如城市自身的气候适宜度、周边地区的农业人口数量等。这里我们认为城市人口主要来自于附近的农村地区。并且，附近农村的收入水平越低，剩余劳动力越富余，则该城市的人口的供给就越大，同时城市的气候适宜度越高，对劳动力越具有吸引力，劳动供给也就越大。所以，供给方程可以表示为：

其反函数形式为：

劳动力市场均衡时ID=IS，就业量是均衡工资水平的函数，得到最终的估计方程：

通过对（4）和（6）进行微分，我们可以得到：

其中，∂IS/∂Z＜0，∂IS/∂N-∂ID/∂N＞0 。

由于中国农村剩余劳动力非常丰富，以及城乡之间收入存在显著差距，可以说劳动力的供给弹性为无穷，所以在农村的“推力”方面不需要多加考虑。由方程（8）可见，一个城市的增长与其市场潜能、劳动力教育水平、物资资本投入和气候适宜度等存在着正相关关系，但与城市初始规模的关系并不确定。

根据前面所建立的理论模型，并结合中国的实际情况，我们设立如下计量模型：

其中，gN是被解释变量，即城市增长率，这里我们用城市建成区面积增长率和城市的非农就业增长率分别作为城市增长率的代理变量；理论模型中MP表示各地级市的市场潜能，具体由国内市场潜能（mp）和国外市场潜能（fmp）构成，国内市场潜能又分为本地市场潜能、国内其他地区市场潜能两部分，是本文研究的核心变量；N是以建成区面积或非农就业衡量的城市基期规模；计量模型中的其他控制变量X，包括第一产业占GDP比重（firstt-1）、第二产业占比（secondt-1）、固定投资比重（pinvestt-1）、外商直接投资占比（pfdit-1）、人力资本（edut-1）、降雨量（lnrain）、省会城市虚拟变量（capitaldum）、东部城市虚拟变量（eastdum），以及西部城市虚拟变量（westdum）；为随机误差项。另外，我们的解释变量都取自基期2000年，而被解释变量则是2000—2012年的变化率，即t-1为2000年。这样做不仅是为了消除这些变量可能存在的内生性，也反映现实生活中的“滞后”效应，即人们前往哪里定居的决定往往基于对所在地近期历史的了解。

（二）变量介绍

1.被解释变量

城市规模增长率（gN）。如前所述，我们用2000年到2012年建成区面积年均增长率和非农就业的年均增长率分别进行衡量。我们之所以用城市非农就业量，而没有像Rafael等［19］那样采用城市的人口作为城市规模的衡量指标是基于以下的考虑：在《中国城市统计年鉴》（下文简称《年鉴》）中虽然有着对各城市人口数量的统计，但其统计口径仅仅是城市的户籍人口。而在当前中国二元户籍制度下，各城市存在着大量的非户籍常住人口情况下，一个城市的户籍人口并不能很好地反映其实际规模的大小。因此，限于数据的可得性，我们最终采用了城市非农就业量作为城市规模的一个替代衡量指标。另外，建成区面积是城市经济活动赖以进行的基础，一座城市的规模增长会伴随着其建成区面积的增长。因此，我们用建成区面积增长率作为衡量城市规模增长的另一指标。

2.市场潜能（MP）

在新经济地理学的实证文献中，对于市场潜能的度量方法有多种，最为常见的有Harris［29］提出的“市场潜能函数”以及Redding［28］使用双边贸易流数据构建的Ma和Sa指标等。与Harris的市场潜能函数相比，虽然Redding的Ma和Sa指标更为精确，但Head和Mayer［30］通过对度量市场潜能的各种方法的对比发现，更为复杂和精确的度量所得到的结果与采用Harris简单度量方法的结果并无明显区别。所以我们将采用Harris的度量方法来衡量各地区国内市场潜能（mp），其计算公式为①在这里，我们把理论模型中的市场潜能（MP）分为国内市场潜能（mp）和国外市场潜能（fmp），而没有像Rafael［19］ 等一样把国内、外市场潜能加总作为一个整体。原因在于，虽然国内、外市场潜能的计算方法和口径是一致的，但考虑到关税、贸易壁垒、不同国家的对外政策等，国内、外市场潜能对城市规模增长的影响力度并不尽然相同，同时这样处理也可以分别考察国内和国外市场潜能的影响。：

在计算国外市场潜能（fmp）时，类比Harris国内市场潜能的算法，将计算公式拓展为：

其中Mj为大洲j的GDP，Dij为城市i到大洲j经济中心的距离①对六大洲各取一个中心城市，分别为纽约、布鲁塞尔、东京、开普敦、圣保罗和悉尼，数据来自世界银行网站。。在计算Dij时，为贴近现实，对于港口城市我们直接计算其到六大洲经济中心的距离，而对于非港口城市，我们先计算该城市到距离其最近的三大港口（上海、天津和香港）之一的距离②为方便计算，我们假设非港口城市仅通过天津、上海、香港三大港口与世界进行经济往来。，再加上该港口到各大洲经济中心的距离。

3.其他控制变量

基期的城市规模（N）。对应于被解释变量的两个衡量指标，相应的，这里我们用地级市2000年非农就业量（employ）和建成区面积（area）分别来度量城市基期规模。相比城市户籍人口，在城市就业的劳动者数量更接近于刻画一个城市真实的经济规模。这一变量可以用来反映城市增长是趋同还是发散。新经济地理学理论认为，城市增长中存在着规模报酬递增，即存在着动态的城市化经济，但是随着城市规模的扩大，过度拥挤带来的规模不经济可能会限制城市的增长速度。这一理论得到了Mata等［8］基于巴西数据的实证结果的支持，他发现城市规模对城市增长的影响是负的。因此，我们预期其系数为负。

我们分别用城市第一产业、第二产业增加值占GDP比重来衡量城市自身的产业结构。一般而言，城市第一产业规模越小，第二、三产业占比规模越大说明城市产业结构更为综合性、城市功能级别更高，更能促进城市的增长。固定资产投资是拉动经济增长重要动力。当投资增加时，会立即增加对投资品的需求，增加投资品生产企业的产量，就业就会上升，居民收入增加，从而促进城市增长。我们用各城市所获得的实际外商投资额占GDP的比重作为外商直接投资水平的度量指标。外商直接投资一方面可以增加该区域的物质资本存量，从而创造出更多的就业机会，另一方面还可以通过技术外溢提高城市的劳动生产率，因此外商直接投资也有利于城市规模的增长。较高的人力资本往往提高了城市的工资水平，能吸引更多的劳动力迁入从而促进了城市的规模增长。这里，我们用城市中学在校人口占总人口的比例来度量。降雨量与一个城市的气候条件关系紧密，降雨量大的城市，通常气候适宜，自然条件优渥，为城市规模增长提供最初的动力。另外，人们选择定居地时也会考虑气候条件，因此降雨量会影响人口迁移的流向从而促进城市规模增长③我们同时采用了年平均气温、冬季平均气温、夏季平均气温等指标来作为城市气候适宜度的度量指标进行回归，发现结果基本没有改变，但考虑到这些气候指标之间存在较强的相关性，为避免多重共线性，我们最终仅选择了年均降雨量来作为气候适宜度的测度指标。。对于反映各个地区自然条件的年平降雨量，根据国家气象中心提供的743个常规站点1970—2010年间气象数据计算得到。如果某个气象站正好处于一个城市中，就直接以该气象站的数据作为该城市的气候标准；而对于那些没有这些气象站的城市，参考Hanson［31］的方法，用距离其最近的气象站的数据作为该城市的气候数据。省会城市虚拟变量。省会城市作为全省的政治、经济中心，无疑聚集着一般城市难以匹敌的资源、政策优势。因而往往会获得更好的发展机会。这里我们引入省会城市的虚拟变量来捕捉这一影响。由于自然禀赋、经济基础以及政策环境等多方面的因素，中国东、中、西部经济发展速度差异显著，引入东、西部城市虚拟变量来捕捉区域之间的差异性④我们综合地理位置和经济发展水平对东中西部进行划分，中部包括安徽、山西、河南、湖南、湖北、江西、黑龙江和吉林八省，东部包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南等省和直辖市，其余地区为西部。。

（三）数据来源

本文所使用的数据主要来源于2000和2012年的《年鉴》。选择了地级及以上城市为样本城市。从《年鉴》的数据来看，对城市分别列出“地区”和“市辖区”两项，而地区则包括了市区和下辖县、县级市，这里我们使用的数据为“市辖区”的统计指标。另外，近年来由于经济发展的需要，很多城市出现了市辖区的扩张，通常的做法是把市辖县转为市辖区，这反映在年鉴上是全市的总人口和土地面积没有发生太大的变动，而市区人口和土地面积却大幅增加。这在经济高速发展的江苏、浙江和广东等地，表现得十分明显。这种城市规模的扩大，完全是由市辖区面积扩大所引致的，与本文研究的城市增长影响因素截然不同。为了控制样本的质量，根据2000年《年鉴》上所列城市市辖区的土地面积为标准，剔除了2000—2012年间土地面积发生了较大变化的城市⑤这里，我们剔除了面积变化超过1%的城市。，在排除因数据缺失而自动删除的城市后，本文计量的地级及以上城市截面个数为154个。又由于市区的扩张主要出现在2000年和2001年，为了保留一些关键性的样本，样本时间基期选为2000年。对于各个区域之间的距离数据，我们根据国家测绘局公布的国家基础地理信息系统中的全国1∶400万县级行政区划数据库，使用Arcview3.2软件整理而得。鉴于数据量较大，我们用各个区域行政中心所在地之间的欧式直线距离来衡量距离变量。而对于港口城市到各大洲经济中心的欧式直线距离，我们用Google Earth软件测量工具测量得到。计算各城市年均降雨量所使用的常规气象站点气候数据（1970—2010）来自于中国气象局国家气候中心。

四、实证分析

（一）回归结果分析

1.以就业量增长率衡量城市规模增长

表2汇报了以就业量增长率作为城市增长衡量指标的估计结果。其中第（2）、（4）、（6）使用OLS估计方法，第（3）、（5）、（7）则引入工具变量使用了2SLS估计方法。 OLS和2SLS抉择的Hausman检验（P值＞0.1）结果均显示，不能拒绝OLS和2SLS没有系统性差异的假设，否定了国内市场潜能内生性偏误的可能性，故我们采用OLS的估计结果。对比第（2）、（4）、（6）列回归结果，我们发现国内、外市场潜能变量的符号和显著性都没有发生变化，其他变量的显著性略有变化；而在第（2）列中，降雨量、省会城市以及西部城市虚拟变量等表现得更为显著。因此，我们将基于第（2）列OLS估计结果展开分析。

首先，国内市场潜能对城市就业增长的影响在1%的显著性水平下为正，表明当控制了其他影响因素后，周围地区对城市的产品需求越大，其城市规模增长率越高。这一结果与已有的基于其他国家数据的实证研究结论相一致［8，17，18］，也意味着Fujita 等［13］和Davis［12］的新经济的地理学理论对中国的城市增长具有较强的解释力。同时，实证结果显示国外市场潜能变量对于城市就业增长的影响并不显著，这从一个侧面说明，总体而言，相对于国外需求，国内需求在城市规模增长中发挥着决定性的影响。这在江小涓［33］的研究中也得到了验证，她的研究证实我国总需求以内需为主，对经济增长的贡献总体上也以内需为主。这与我国人口众多、国内市场巨大的基本国情密切相关。当然，这并不意味着国外市场需求对于城市规模增长没有起到任何作用。如前所述，虽然国内、外市场潜能的计算方法和口径是一致的，但考虑到一些难以量化的影响因素如各种形式的贸易壁垒、不同国家的对外政策等，国外市场潜能变量对于国外空间需求的刻画程度远低于国内市场潜能。

其次，城市基期规模（此处用初始就业量来衡量）在1%的显著性水平上与就业增长负相关，这一结果与朱农，曾昭俊［34］和Mata等［8］的研究结果是一致的。他们的实证研究也发现，期初城市人口规模对城市人口增长存在显著为负的影响。这表明一个城市的初始规模越大，它的增长速度越慢。这意味着中国城市体系的发展存在着收敛的趋势。造成这一现象的一个可能原因在于，自20世纪80年代以来，我国长期推行限制大城市的过快增长和鼓励中小城市的发展的政策，从而导致城市规模的趋同。

最后，以年均降雨量衡量的地区气候适宜度与城市就业增长显著正相关。降雨代表着一个城市的自然环境和宜居程度，人们决定去往哪里就业的时候通常也会考虑气候的因素。省会城市虚拟变量的系数显著为正，意味着省会城市会比其它城市增长的更为迅速，与我们的预期相符，说明在中国城市的发展中，存在着行政中心偏向，即政府权力在资源配置和制度安排方面偏向于行政级别更高的城市。这在魏后凯［35］的研究中也得到了证实，他发现城市规模大小及增长与其行政级别高低密切相关，随着城市行政等级的提高，城市人口和用地规模均呈现指数递增的趋势。同时，东、西部城市虚拟变量系数均显著为正，即相对于中部城市，东、西城市城市规模增长表现较好。这一结果也印证了“中部塌陷”的事实，2000年以来，在西部大开发战略的实施下，西部地区获得的政策优势促进了要素和资源的大量流入，中部地区则因政策的边缘化增长相对缓慢，在循环因果机制驱动下最终导致“中部塌陷”［36］。

表2 以就业增长率衡量城市增长的估计结果

2.以建成区面积增长率衡量城市规模增长

我们还以城市建成区面积增长率作为城市增长衡量指标来进行相应的回归，结果见表3①表3的回归中包含了capital、eastdum和westdum等变量，但是限于篇幅，在表中没有进行报告（表4的结果也做了同样的处理），有兴趣的读者可以向作者索取。。同样的，OLS和2SLS抉择的Hausman检验（P值＞0.1）结果均显示，不能拒绝OLS和2SLS没有系统性差异的假设，否定了国内市场潜能内生性偏误的可能性，故我们将基于OLS的估计结果展开分析。相比于表2的回归结果，在表3中市场潜能、城市基期规模以及省会城市虚拟变量的显著性及符号均未发生变化，而东部城市虚拟变量系数大小和显著性都有所下降，而西部城市虚拟变量仍在5%的显著性水平下为正，这意味着相比于就业增长，东部地区在城市空间扩展上并没有展现出相对于中西部地区的明显优势，这也从一个侧面表明中部和西部地区的城市存在着更为严重的低密度扩展现象，即进入21世纪以来，我国中西部地区的城市增长过程中可能伴随着较为严重的城市蔓延问题，当然对于这一问题的判断还需要更为细致的数据检验。另外，反映气候适宜度的降雨量指标变得不显著了，原因可能是地区的气候和生态条件会影响人们的就业和居住地选择，而对于城市建成区面积的影响则很微弱。

表3 以建成区面积增长率衡量城市增长的估计结果

（二）稳健性检验

为了保证估计结果的可靠性，我们将从以下两个方面进行稳健性分析。一是将筛选样本的标准由行政区划面积变化率不大于1%提高到不大于5%，样本容量随之由154扩大到195，回归结果见表（4）。OLS和2SLS抉择的Hausman检验（P值＞0.1）结果均显示，不能拒绝OLS和2SLS没有系统性差异的假设，否定了国内市场潜能内生性偏误的可能性。从第（2）列和第（4）列我们可以看出，市场潜能的符号没有变化，且仍在1%的水平下显著，其他解释变量的显著性和符号同样没有发生太大变化。由此可见，估计结果是稳健的。

二是使用调整的市场潜能。如前文所述，我们计算的国内市场潜能包括两个部分，即城市自身市场潜能和国内其他地区市场潜能。而Rafael等［19］提出自身市场潜能可能会引发内生性问题，应予以剔除。我们借鉴他们的做法，计算不包含城市自身市场潜能的国内其他地区市场潜能（dmp）以避免内生性问题，并进行OLS回归，结果见表（4）后两栏。结果表明调整的市场潜能仍在1%的水平下显著为正，其他解释变量的符合和显著性也基本未发生变化。因此，我们可以认定本文的研究结果是稳健的。

表4 稳健性检验

五、结 语

本文研究发现，国内市场潜能确实对城市规模增长有着显著的促进作用，而国外市场潜能的影响并不显著。城市基期规模对城市增长有着显著的负效应，这表明至少在地级及其以上城市规模增长上存在着收敛的趋势。另外东、西部城市虚拟变量显著为正意味着中部城市的增长速度落后于全国总体水平。上述结论对于当前中国城市发展政策的制定具有以下启示：首先，应该更加重视国内市场在城市增长中发挥作用，重点提高城市的国内市场潜能。国内区域间的经济开放程度很大程度上取决于多种客观因素，如区位、历史因素以及政策环境，但地方政府仍可以通过减少地区间要素流动壁垒、促进地区间贸易和投资，来加强与周边地区的经济联系，从而通过引导市场需求的空间分布来提高市场潜能，以此推动城市的快速增长。其次，要对中国城市体系的收敛趋势给予足够的关注。Au［1］以及陈钊［4］的研究都表明中国城市存在规模不足的现象，并认为这可能会引发效率或福利的损失。城市规模的趋同会使得中国城市空间结构体系呈现“扁平化”特征这一不合理问题进一步凸现，不利于各城市之间的功能互补和分工协作。因此，“限大放小”的城市化发展模式也许应该有所调整，城市最优规模的形成应该依赖于“看不见的手”和政府的引导，而非强力的行政干预，如强行推行对大城市采取限制人口政策等。最后，在中国区域经济协调发展与和谐社会构建的大背景下，有必要对增长最为缓慢的中部地区实施政策倾斜和支持，加快中部崛起的步伐，最终实现区域间的协调发展。

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