影响市场规模的因素研究_基于刘易斯的分析框架

经济科学·2011年第4期

影响市场规模的因素研究

——基于刘易斯的分析框架∗

冯 伟 徐康宁

（东南大学经济管理学院 江苏南京 211189）

摘 要：本文基于刘易斯所提出的影响市场规模的分析框架，利用中国省级数据，检验了影响市场规模的因素。结果显示，影响市场规模的因素存在区域性的差异。相较于其它因素，东部地区提升社会化分工程度、中部地区提高人力储备和减少市场分割、西部地区增强人均购买力与发展铁路等交通设施，都更有利于各地区市场规模的扩大。在全国层面上，社会化分工的加深与人均购买力的提升都能增进市场规模，而贸易壁垒的存在则不利于市场规模的扩大。

关键词：市场规模 刘易斯 GMM

一、引 言

改革开放30年来，伴随着经济发展步伐的加快，人均收入水平稳步提高。据统计，城镇居民家庭人均可支配收入从1978年的343.4元增长到2009年的17174.7元，年均增幅达13.45%；农村居民家庭人均纯收入从133.6元增加至5153.2元，年均增幅为12.50%（数据来源于《中国统计年鉴2010》）。收入的提升形成了巨大的需求能力，进而产生了强大的内在的市场规模。从规模看，内需是我国经济增长的主引擎（江小涓，2010）。如图1所示，改革开放以来，我国总需求从结构上看主要是以内需（最终消费支出和资本形成总额）为主，对经济增长的贡献总体上也以内需为主。国际货币基金组织（IMF ）也预测，在国内需求的推动下，2011年中国经济增长率将达到9.6%，其中增长的三分之二将来自国内私人需求，政府活动将贡献三分之一，而来自净出口的贡献将接近零，并认为中国经济中期增长取决于是否能够对增长驱动力进行再平衡，即更多的增长应来自国内，而不是依靠外部需求（详见2010年10月8日《上海证券报》）。可见，一个统一的规模不断扩大的市场更能发挥规模经济的优势，进而引致经济的发展。

关于市场规模，Krugman （1980）提出了“本土市场效应”（Home Market Effect），即在一个存在报酬递增和贸易成本的世界中，那些拥有相对较大国内市场需求的国家会产生*

此项研究得到国家社会科学基金重点项目“当前国际资源环境变化背景下加快我国经济发展方式转变的研究”（09AZD047）和国家社会科学基金青年项目“区域非均衡发展约束下产品内国际分工的就业效应：理论、实证与对策研究”（09CJL033）的资助，在此表示感谢，同时也感谢匿名审稿人的宝贵建议，另外，文责自负。

5

大规模生产和高效率，使本国在满足本土需求之外还能增加出口。因此，如果中国本土市场的需求也对中国的贸易起作用，中国作为世界主要制造业大国的地位就将持续更长时间，对世界贸易也将起到不同的作用（张帆和潘佐红，2006）。而且，近些年来，我国政府也将扩大内需作为我国今后转变经济发展方式的重要动力之一，通过市场规模的不断扩大来减少对外部经济的依赖，增强抵御外部风险的能力，从根本上提升我国经济发展的自生能力。

既然增强市场规模是我国新时期促进经济持续增长的重要路径之一，那么影响市场规模的因素有哪些呢？各地区应该如何因地制宜或有的放矢地培育和发展本地的市场规模，进而增强本地区的经济发展潜力呢？本文在回顾已有文献的基础上，基于刘易斯在《经济增长理论》（商务印书馆，1983年）一书中所提出的影响市场规模的分析框架，结合我国省级层面的发展数据，运用计量方法进行实证分析，并据此提出相应的政策建议。

图1 改革开放以来我国三大需求的贡献率演变状况

数据来源：《中国统计年鉴2009》和《中国统计年鉴2010》。

注：本图按不变价格计算；贡献率指三大需求增量与支出法国内生产总值增量之比。

二、文献述评

关于市场规模效应的研究，钱学锋和粱琦（2007）、赵婷和赵伟（2008）等对其理论

发展的演进脉络做了比较完整的综述，在此不再赘述。通过对现有文献的梳理，可以发现关于市场规模的研究，多集中于市场规模效应的存在性和替代性方面。

关于存在性方面，尽管Krugman （1980）在其所构建的模型中证明了本土市场效应的存在，但由于其模型中假设条件的严格限制，并不意味着本土市场效应的普遍存在性。因此，关于本土市场效应的普遍存在性需要进一步的理论证明。Head et al.（2002）、Zeng 和Kikuchi （2006）、Larch （2003）等将企业异质性、企业策略性行为、贸易成本等因素纳入Krugman （1980）的研究框架中，证明了本土市场效应的存在。Baldwin 和Okubo （2004）、Okubo 和Rebeyrol （2006）等通过引入规制成本，得出了存在逆向本土市场规模效应（reverse-HME ，即指规模报酬递增的部门生产份额或企业份额的变化小于需求或支出变化的份额，但二者仍为正向关系）和反向本土市场规模效应（anti-HME ，即在规模报酬递增

6

的部门，生产份额的变化和需求份额的变化存在负相关关系）的结论。Davis （1998）研究发现当异质和同质的商品有相同的运输成本时，并不存在本土市场规模效应。之后很多学者通过实证检验，也发现了市场规模效应可能不存在，如Davis 和Weinstein （1996），但大部分文献还是支持其存在性的，如Davis 和Weinstein （1999，2003）、Schumacher （2003）、Crozet 和Trionfetti （2006）等。我国学者张帆和潘佐红（2006）、邱斌和尹威（2010）、范剑勇和谢强强（2010）、徐康宁和冯伟（2010）等也都结合我国经济发展特性，基于不同的视角说明了市场规模效应的存在性。

在替代性方面，已有的多数经验研究是检验本土市场规模与对外贸易之间关系的。Ades 和Glaeser （1999）通过贫困国家和美国的发展数据的实证研究，发现如果对外开放度和国内发展水平（主要体现为市场规模的扩大）在为新产品提供市场时存在替代关系，那么可以把经济增长看作是市场规模的函数，市场规模对经济增长具有重要的作用。Alcalá和Ciccone （2003）对比研究了使用购买力平价（PPP ）测度的真实开放度与使用外汇汇率测度的名义开放度对经济增长的作用，发现只有使用真实开放度与市场规模来研究经济增长时，其结果才会是稳健的，且两者也存在替代关系。Alesina et al.（2005）在构建反映市场规模、对外开放度和经济增长三者关系模型的基础上，通过运用114个国家1960-2000年的经济发展数据，基于面板计量分析法验证了理论模型的结论，即市场规模与对外开放度存在替代关系，也即市场规模较小的国家倾向于更大程度的自由贸易或当一国经济变得更为开放时，国内市场规模的作用将会逐渐变弱。国内学者黄玖立和李坤望（2006）、孙军（2009）等也发现了本土市场规模与对外贸易间存在替代性的特点。

综上可以看出，当前学界对市场规模的研究主要关注于其效应是否存在，是否能促进经济增长，还有与其他变量一起作用于经济增长时所表现出的内在关系，而鲜有对其影响因素的研究。伴随着经济发展方式的转型，发挥市场规模效应对于我国经济增长的重要性越发凸显，厘清影响市场规模的因素不仅有利于我们理解我国应如何继续发挥市场规模效应，增强自生能力，而且也将为我们理解我国各地区之间发展的不平衡性提供一个新的分析视角。

三、刘易斯关于市场规模影响因素的分析框架

刘易斯在其《经济增长理论》一书中提出了影响一国市场规模因素的规范性分析，即“市场越大，专业化的可能性就越多。市场的规模取决于一家一户的自给程度、人口的多少、交通运输是否便宜、社会财富的多寡，情趣是否符合标准以及人为的贸易壁垒的多少。”

在刘易斯的分析框架中，影响市场规模的因素有6个，分别为：（1）家庭的自给程度。刘易斯认为自给程度越高，越不利于市场规模的扩展，即社会化分工程度越低，越会阻滞市场规模的拓展与深化，这与“市场交易源自分工，并会反过来促进劳动分工，而劳动分工则受市场规模大小的限制”（韦森，2006）所揭示的“斯密动力”（The Smithian Dynamics）或“斯密定理”（Smith Theorem）相一致。刘易斯还认为“整个村庄的自给自足状态主要是同它与世隔绝有关，而每户人家的自给状态则主要同妇女的地位有关”，这说明如果妇女参与社会性劳动的比例越高就越能增强社会分工。（2）人口的多少。刘易斯认为“相当多的国家人口稀少，就是说如果它们的人口多一些，这类产品或服务就可在大规模生产的基础上较为廉价地提供出来，而不是在规模较小、不那么专业化的企业里生产”，可见拥

7

有较多人口的地区，通过发挥人口红利，能够促进市场规模的扩大，但也并不是人口越多越好，刘易斯认为“人口的多少是一种概念，它同空间和数量都有关”，因而是相对的人口数量。（3）交通的费用和范围。刘易斯指出“从经济观点出发，便宜而四通八达的交通网是任何国家所能有的最大幸事”，可见便利的交通可以增进商品流通与货物贸易，是影响市场规模的一个重要因素。（4）买主的财富。刘易斯认为“拥有高度发展的中产阶级的国家，比只有富人和穷人的财富均等的国家，更可能为成批生产的商品提供较好的市场”，因此人们购买能力的增强能够引致消费能力的提升，进而促进市场规模的扩大。（5）需求标准化的程度。刘易斯指出“在美国，人们愿意购买成批生产的标准化物品，这有时就是劳动生产率比较高的一个原因”，可见商品生产或贸易的规模化也是促进市场规模扩大的一个重要因素。（6）存在着人为的贸易壁垒——捐税、关税、限额和禁令等等。刘易斯认为“减少这些壁垒是人类在16世纪到19世纪的最伟大成就之一”，通过减少贸易壁垒，打破市场分割，增进商品自由流通，可以提升市场一体化程度，扩展市场规模。

四、计量模型检验

（一）计量模型构建与变量说明

刘易斯所提出的影响市场规模的因素分析只是规范性的，并没有通过模型加以实证研究并予以佐证。下面本文通过构建计量模型，运用相关计量方法，并结合中国省际层面的发展数据进行实证检验。

1、模型设定和方法选择

首先本文通过构建普通的面板数据模型，基于我国的省际数据对刘易斯的观点加以印证，其次考虑到变量的内生性和市场规模产生影响的滞后性，又基于动态面板数据法进行检验。因此，本文所构建的计量检验模型可分为以下两种。

普通面板数据模型：y i , t =βX i , t +λi +εi , t

动态面板数据模型：y i , t =αy i , t −1+βX i , t +λi +εi , t

根据研究需要，y i , t 代表中国各省区市的市场规模，X i , t 代表影响市场规模的各因素；

λi 为不可观察的省际效应，用于控制各省区市的固定效应；εi , t 为残差项。

2、变量选取和数据来源

被解释变量：市场规模（hms ）。根据新经济地理学对市场潜力（Market Potential）指标的界定，即某一地区所面临的潜在的市场容量是一个空间加权平均值，该指标与本地区及其它地区的总收入呈正比，与其它地区到该地区的距离呈反比（Harris ，1954），可以构建i 省区市在t 时期的市场规模hms it ，即hms it =∑(Y it D ii +Y jt D ij )

j ≠i

其中，Y jt 为t 时期j 省区市的地区生产总值；D ij 为i 、j 两省区市省会城市间的距离；D ii ，S i 为第i 省的陆地面积。各地区生产总值数据来源于《新中国60年统计资料汇编》，并进行了平减，省会城市间的距离来自于百度电子地图，取ln （1+hms）进模型。

解释变量。一家一户的自给程度或社会化的分工程度。根据刘易斯的分析理论，如果女性就业者参与社会分工的比重越大，则一家一户的自给程度就越低，市场规模就越大。为i

省区市内部距离，即D ii =

8

据此，本文采用各省区市女性就业者的比例（fml ）作为衡量社会化分工程度的指标，可用各地区分行业城镇单位女性就业人员年末人数占该地区分行业城镇单位就业人员年末人数的比重来表示。数据来源于《中国劳动统计年鉴》各年，取ln （1+ fml）进入模型。

人口的多少，即单位面积的人口数（pps ），用各省区市历年的总人口除以各省区市的国土面积来表示。数据来源于《中国人口统计年鉴》各年，取ln （1+ pps）进入模型。

交通运输是否便捷，用各省区市的铁路密度（tlmd ）来刻画，即各省区市历年的铁路长度除以各省区市的国土面积。数据来源于《新中国60年统计资料汇编》，取ln （1+ tlmd ）进入模型。

社会财富的多寡，用各省区市的人均GDP （gdpp ）来表示。数据来源于《新中国60年统计资料汇编》，并进行了平减，取ln （1+ gdpp）进入模型。

需求标准化的程度，用各省区市的社会零售规模（lse ）来表示，主要是基于在刘易斯（1983，中译本）看来，需求的标准化主要体现在商品交易的规模性上。数据来源于《新中国60年统计资料汇编》，并用零售价格指数（RPI ）进行消胀，取ln （1+ lse）进入模型。

人为的贸易壁垒的多少，即贸易壁垒（mybl ）。参考陈敏等（2007）、陆铭和陈钊（2009）对国内市场分割的研究，本文利用商品零售价格指数数据，构建各省区市之间的贸易壁垒，即市场分割程度的测度指标。数据来源于《新中国60年统计资料汇编》，取ln （1+ mybl ）进入模型。

由于《中国劳动统计年鉴》对2000年之前的各地区分行业城镇单位女性就业人员年末人数未做统计，因而所有变量的样本时间跨度均为2000-2008年，另外由于西藏和海南的部分数据无法获得，最终统计的省区市为29个。具体的变量描述性统计见表1所示。

表1 变量的描述性统计（2000-2008年）

变量 hms pps fml gdpp tlmd lse mybl

观察值

均值

最大值

最小值

标准差

（二）估计结果与分析

首先，我们研究全国层面。运用面板数据的固定效应法（FE ）进行估计，结果见表2第（1）列所示，基本与刘易斯关于市场规模的影响因素的分析框架相符，即女性就业者所占比重、人均GDP 及铁路密度都对市场规模的扩大产生促进作用，而单位面积人口、零售额与贸易壁垒虽然其计量结果不显著，但其符号与预期一致。由于变量可能会存在内生性，因而本文运用动态面板GMM 法对此模型再估计。表2第（2）列是差分GMM 的估计结果，其结论与FE 估计法相一致的是女性就业者占比与人均GDP 都能显著促进市场规模的扩大，而且贸易壁垒原本是不显著的，但此时已变为显著，说明贸易壁垒的存在是

9

不利于市场规模扩大的；所不同的是，基于差分GMM 估计得出的铁路密度显著为负，与经验事实不符，而估计出的零售额的符号也与理论预期相悖。因而，将此两个变量剔除，重新估计，所得结果如表2第（3）列所示，各变量统计结果显著，且与预期一致。另外，二阶序列相关（AR （2））的检验结果显示，支持方程的误差项不存在二阶序列相关的假设；同时，Hansen 过度识别检验的结果也显示，不能拒绝工具变量有效性的零假设（p 值均显著大于0.1）。这说明了模型设定的合理性和工具变量的有效性。后两列（4）和（5）分别采用工具固定效应（IV-FE ）和工具随机效应（IV-RE ）进行估计，结果进一步检验了差分GMM 得出的结论，即在全国层面，社会化分工程度的深化与人均购买力的提升都更能促进市场规模的扩大，而贸易壁垒的存在或市场分割则会抑制市场规模的扩大。这些结论在统计上显著，说明回归结果具备了稳健性。得出上述这些主要影响因素，一方面可能在于改革开放后，我国对外开放度获得了显著提升，通过积极融入国际生产分工网络，扩大了原有的市场范围，同时伴随着人均消费水平的提升，市场规模化的程度也不断提升；另一方面或许由于受传统的政绩考核体制的约束，各省区市在追求经济发展的过程中容易出现相互竞争甚或相互提高市场准入门槛的现象，进而容易导致市场分割，不利于市场规模的扩大。

表2 市场规模的因素分析：全国与东部（2000-2008年）

被解释变量（1+ hms） 解释变量

FE

差分GMM

差分GMM 全国

地区

（1）

L. ln（1+ hms ）

（2） 1.1250

（0.0226）***

0.0388

ln （1+ pps）

（0.1755） 0.1456

ln （1+ fml）

（0.0762）*** 0.1224

ln （1+ gdpp） （0.06

63）

***

工具固定效应

工具随机效应

FE

差分GMM

工具固工具随

定效应 机效应

东部

（4）

（5）

（6）

（7）1.0042

（0.0298）***

0.0487

0.3464

（0.1306）

0.0411（0.0201）** 0.0123（0.0019）

***

***

（3）1.0610（0.0205）***

（8） （9）

0.0618（0.1389） 0.0539（0.0248）**

0.3447 （0.1114） 0.0923 （0.0472）** 0.4738

***

0.0108（0.0190） 0.0872（0.0446）**0.1797（0.06

（0.0110）

***

0.0213 （0.0112）** 0.0920 （0.011

5）

***

0.0459（0.0157）***0.0194（0.0046）

***

0.0619（0.0206）***0.0073（0.0041）

*

0.0991（0.0420）**0.5233（0.1152）

***

（0.14

***

30） 61）***

0.0275（0.0074）***

-0.0244 （0.0752）

0.1162（0.0399）***

0.6829

ln （1+ tlmd） （0.15

39）***

-0.0434 （0.0755）

0.5989（0.0805）***

0.1647（0.0521）***

-0.0134（0.0826）

10

续表2

被解释变量（1+ hms） 解释变量

FE

差分GMM

差分GMM 全国

地区

（1）0.6537

ln （1+ lse）

（0.0758） -0.0379

ln （1+ mybl） （0.04

47）

观察值 F 值 AR （2）-p

值a Huansen test-

p 值b

（2） -0.0963 （0.0133）

***

工具固定效应

工具随机效应

FE

差分GMM

工具固工具随

定效应 机效应

东部

（4）0.0082

（5）0.0062（0.0016）

***

（3）（6）0.2552（0.0990）

***

（7）（8） 0.2807

（9）0.1628（0.03

-0.0173（0.0073）***

（0.0038）

**

（0.09

***

11） 98）***

-0.0213 （0.0044）***

0.0059（0.037）

-0.0117（0.0446）*

-0.0440（0.07340）

204.28

361.37

320.45

259.43

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著，括号内为标准差；a 为零假设为差分后的残差项不存在二阶序列相关；b 为Hansen 检验的零假设为过度识别检验是有效的。

下面，我们依次就影响市场规模的因素从区际层面来分析。

东部地区。运用面板数据的FE 估计法进行检验得，结果如表2第（6）列所示，除了铁路密度与贸易壁垒的检验效果不符合理论预期之外，其余变量的符号均与预期相一致且显著。考虑到变量的内生性，运用差分GMM 进行再估计，此时得出只有变量女性就业者占比和铁路密度的估计结果与预期相一致；再运用工具固定效应（IV-FE ）和工具随机效应（IV-RE ）进行估计后，所得结果进一步验证了女性就业者所占比重的扩大，也即社会分工程度的增进对于东部地区扩大市场规模来说具有更显著的意义。这主要是由于相较于其它地区来说，东部地区不论是从社会分工的广度，还是从社会分工的深度来说都要优于中西部地区，而且正是凭借着其良好的区位优势，积极参与国际化的分工，使得东部地区的产业结构获得了优化，市场规模得到了扩增。在东部地区，伴随着经济发展速度的加快，思想解放步伐也较快，一方面女性劳动者不再墨守于传统的三从四德，或是遵循“男主外，女主内”的传统思想，率先积极参与到社会劳动的分工中，另一方面东部地区良好的经济发展基础与条件，也需要并能为女性劳动者提供就业机会和发展平台。因此，女性就业者地位的提升，大大释放了女性就业者参与经济发展的热情，这不仅为东部地区的经济发展充实了劳动力，而且在无形中也延展了社会分工网络，精细化了社会分工层次，在斯密动力的作用下促进了市场规模的扩大。

中部地区。我们也首先运用FE 估计法进行估计，然后再对其所存在的内生性进行修正检验，具体结果见表3中第（1）至（4）列所示。最后估计得出，相较于其他因素来说，

11

单位面积人口和贸易壁垒对于中部地区市场规模的扩大具有更显著的作用。这可能是由于近些年来伴随着中部崛起、东北振兴等一系列区域发展战略的贯彻与执行，政策效应促进了中部地区各省区市的经济发展条件与环境的改善，进而一方面创造了很多的发展商机，吸引了包括人力资源等多种生产要素的涌入与集聚，为中部地区注入了鲜活的发展动力，另一方面正是由于本地经济发展的加快，留住了中部地区原有的发展人力，为中部地区提供了厚实的发展根基①。这些都为中部地区市场规模的扩大集聚了“人气”，积累了“人缘”，促进了市场规模的扩大。而与之相反的是，中部地区各省区市之间所存在的市场分割或是贸易壁垒，则限制了市场规模的扩大，该结论与全国层面的相一致。主要是因为相较于东部地区来说，中部地区各省区市一体化程度较低，并没有形成像长三角、珠三角或环渤海那样一体化程度较高的经济发展极或发展圈；再加上中部地区各省区市资源禀赋较为相似，在寻求经济发展过程中往往容易形成“集体行动的逻辑”，也即在协同推进中部地区经济发展过程中，由于没有共同的利益约束或缺乏有效的合作机制，各省区市往往会采取贸易保护措施，优先保护本地区的产品市场，限制其他省份的产品进入，这就在无形中设立了一道“市场壁垒”，阻滞了市场规模的扩大。

表3 市场规模的因素分析：中部与西部（2000-2008年）

被解释变量（1+ hms） 解释变量 地区

FE

差分GMM

中部

（1）

（2） 1.0327

（0.0281***

工具固定工具随机效应 （3）

效应 （4）

FE

差分GMM （6）

工具固定工具随机效应 西部

（7）

效应 （8） 0.0058 （0.0049）

0.1129

***

（5）

L. ln（1+ hms）

1.0324（0.0414***

0.0186（0.04230.1164

***

0.0311 （0.03070.1359

***

ln （1+ pps）

1.2740 0.1445 1.3830

-0.0033

（0.4215）（0.0627（0.2442（0.0159*******

0.1030

0.1161

**

-0.0084

（0.0058 0.0344

***

ln （1+ fml） 0.1714

***

ln （1+ gdpp） （0.0357）

***

（0.0526（0.0603 （0.0123（0.0060（0.0274（0.0144）

0.8041

1.0127

0.1528

0.1122

0.1580

0.0309

ln （1+ tlmd）

（0.2010（0.2203（0.0691（0.0526（0.0747）

（0.0621***（0.0353*********

-0.0299

①

2003年之后，陆续出现的“民工荒”、“人民币升值”、“土地调控”，让依靠低工资、高资源消耗形成低价格竞争力的东部沿海地区劳动密集型，甚至资本密集型产业，不断内迁。自此，“孔雀东南飞”的现状，逐渐开始逆转。2010年，富士康内迁、珠三角长三角多家企业工人罢工等事件，皆为这个过程的缩影（详见2011年1月6日《南方周末》所刊登的《省富省穷的秘密》）。

12

续表3

被解释变量（1+ hms） 解释变量 地区

FE

差分GMM

中部

（1）

（2） 0.0102

（3）

（4）

（5）

工具固定工具随机效应

效应

FE

差分GMM （6） -0.0204

工具固定工具随机效应 西部

（7） -0.1177

（8） 0.0073 效应

ln （1+ lse）

-0.00750.0217

（0.0034（0.0418（0.0439***

（0.0082（0.0265（0.0145）

-0.0963-0.0154 -0.0540-0.0073

-0.0439 0.0358

ln （1+ mybl） （0.0067（0.0353（0.0472（0.0028（0.0341） （0.0209*******

观察值 F 值 AR （2）-p 值a Huansen test- p值

b

218.46

456.23

393.26

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著，括号内为标准差；a 为零假设为差分后的残差项不存在二阶序列相关；b 为Hansen 检验的零假设为过度识别检验是有效的。

西部地区。同样先采用面板数据的FE 法进行估计，然后采用差分GMM 和工具固定

效应、工具随机效应等方法，以克服变量的内生性，并进一步检验估计结果的稳健性。结果如表3中（5）至（8）所示，可以看出，在西部地区，影响其市场规模的主要因素为人均购买力和铁路密度。其原因可能在于，经过改革开放三十多年的发展，特别是西部大开发战略实施的十多年来，西部地区的经济发展速度明显加快，人们生活水平也大有改观。虽然相较于发达的东部地区来说，西部地区各省区市的人均GDP 水平还是比较低的，还存在有很多老少边穷地区，但总体的进步是不容置疑的，这也为西部地区各省区市消费能力的提升以及市场规模的扩大提供了实现前提与保障后盾。同时近些年来，国家对西部地区交通基础设施建设的投入力度也大幅提升，自青藏铁路开通后，国家也将高铁线路延伸至了重庆、四川等地，这不仅增进了发达地区向西部地区投资贸易的可能性与可行性，可以实现“引进来”，而且还减少了西部地区各省区市与其他地区经济交流、拓展市场规模的交易费用，可以实现“走出去”，使西部地区的市场潜能获得进一步的提升与发挥。

五、结论和政策含义

本文基于刘易斯的经典著作《经济增长理论》一书中所提出的对市场规模影响因素的分析框架，利用中国29个省区市2000-2008年的经验发展数据，采用多种计量方法考察了影响市场规模的因素。结果显示，影响市场规模的因素存在区域上的异质性。相较于其它因素而言，在东部地区，扩大和深化社会分工的广度和深度更能促进东部地区市场规模的扩大；在中部地区，提高人力储备和减少地区间的市场分割更有利于中部地区各省区市市场规模的扩大；而在西部地区，人均购买力的提升和铁路等交通设施的发展更能拓展西部地区各省区市的市场规模。综合的影响是，在全国总体层次上，社会化分工程度的加深与

13

人均GDP 的提升均更有利于促进市场规模的扩大，而贸易壁垒的存在则不利于市场规模的扩大，因而当中国政府积极推行扩大内需的政策时，不应忽略国内市场分割带来的负面影响（沈坤荣和李剑，2003）。

这种区域异质性的影响市场规模的因素，使得我们当下在转变经济发展方式为主旋律的大背景下，在发掘本土市场规模优势，将投资驱动转向内需驱动时要因地制宜，有的放矢。如对东部地区而言，要继续提升社会化分工的程度，通过产业升级与结构调整，将一些与中西部地区存在同构性的劳动密集型产业转移出去，积极发展资本与技术密集型产业，发挥人力资本优势，延长产业链，拓展深加工，提高分工的质量与层级；对中部地区而言，除了要继续加强本地区的经济发展速度，吸引和留住更多人才，进而形成人才与经济发展的循环促进效应外，还应破除各地区的贸易壁垒，加强一体化建设，实现资源共享、福祉共谋的利益合作机制；对于西部地区来说，一方面还要继续将资源优势转化为经济优势或是利用本地区的禀赋优势广开致富渠道，加大力度提升人均购买力水平，切实提高人们的收入水平，另一方面还要增强对铁路等交通设施的建设，俗话说“要致富先修路”，通过交通先行来加快与中东部地区的对接，加快国际化，拓展市场范围。当然，各地区也要根据实际情况，加快建设，为在新时期经济发展过程中赢得更多的发展机遇与经济话语权做准备。 参考文献：

1. 陈敏、桂琦寒、陆铭、陈钊：《中国经济增长如何持续发挥规模效应——经济开放与国内市场分割的实证研究》[J]，《经济学（季刊）》2007年第7卷第1期。

2. 范剑勇、谢强强：《地区间产业分布的本地市场效应及其对区域协调发展的启示》[J]，《经济研究》2010年第4期。

3. 江小娟：《大国双引擎增长模式——中国经济增长中的内需和外需》[J]，《管理世界》2010年第6期。 4. [英] 刘易斯，1983：《经济增长理论》[M]，商务印书馆出版社，1983年中译本。

5. 陆铭、陈钊：《分割市场的经济增长——为什么经济开放可能加剧地方保护？》[J]，《经济研究》2009年第3期。

6. 黄玖立、李坤望：《出口开放、地区市场规模和经济增长》[J]，《经济研究》2006年第6期。 7. 钱学锋、粱琦：《本地市场效应：理论和经验研究的新近进展》[J] ，《经济学（季刊）》2007年第6卷第3期。

8. 邱斌、尹威：《中国制造业出口是否存在本土市场效应》[J]，《世界经济》2010年第7期。 9. 沈坤荣、李剑：《中国贸易发展和经济增长影响机制的经验研究》[J]，《经济研究》2003年第5期。 10. 孙军：《地区市场潜能、出口开放与我国工业集聚效应研究》[J]，《数量经济技术经济研究》2009年

第7期。

11. 韦森：《从哈耶克“自发——扩展秩序”理论看经济增长的“斯密动力”与“布罗代尔钟罩”》[M]，

载于华民等编《制度变迁与长期经济发展》（论文集），复旦大学出版社，2006年，第63-106页。 12. 徐康宁、冯伟：《基于本土市场规模的内生化产业升级：技术创新的第三条道路》[J]，《中国工业经济》

2010年第 11期。

13. 张帆、潘佐红：《本土市场效应及其对中国省间生产和贸易的影响》[J]，《经济学（季刊）》2006年第

5卷第2期。 14

14. 赵婷、赵伟：《国内市场效应理论：主要论题及近期拓展》[J]，《商业经济与管理》2008年第10期。

15. Ades, A. F. and Glaeser, E. L., 1999, “Evidence on Growth, Increasing Returns and the Extent of the

Market”[J], Quarterly Journal of Economics, Vol.114（3）,PP1025-1045.

16. Alcalá, F. and Ciccone, A., 2003,“Trade, Extent of the Market, and Economic Growth 1960-1996”[M],

Mimeo, University of Pompeu Fabra.

17. Alesina, A., Spolaore, E. and Wacziarg, R., 2005, “Trade, Growth and the Size of Countries”[M], Handbook

of Economic Growth, Edited By Philippe Aghion and Steven Durlauf, North-Holland, PP1500-1542.

18. Baldwin, R. and Okubo, T., 2004, “Heterogeneous Firms, Agglomeration and Economic Geography:

Selection and Sorting”[R], CEPR Discussion Papers 4602.

19. Crozet, M. and Trionfetti, F., 2006, “Trade Costs and the Home Market Effect”[R],

http://www.univcefi.fr/IMG/pdf/TradeCostHME_Febuary7_1_.pdf.

20. Davis, D., 1998, “The Home Market, Trade and Industrial Structure”[J], American Economic Review,

V ol.88（5）, PP1264-1276.

21. Davis, D. and Weinstein, D., 1996, “Does Economic Geography Matter for International Specialization?”[R],

NBER Working Papers 5706.

22. Davis, D. and Weinstein, D., 1999,“Economic Geography and Regional Production Structure: An Empirical

Investigation”[J], European Economic Review, Vol.43（2）, PP379-407.

23. Davis, D. and Weinstein, D., 2003,“Market Access, Economic Geography and Comparative Advantage: An

Empirical Test”[J], Journal of International Economics, Vol.59（1）, PP1-23.

24. Harris, C. D., 1954,“The Market as a Factor in the Localization of Industry in the United States”[J], Annals

of the Association of American Geographer, Vol.44: PP315-348.

25. Head, K., Mayer, T. and Ries, J., 2002, “On the Pervasiveness of Home Market Effects”[J], Economica,

V ol.69（275）, PP371-390.

26. Krugman, P., 1980, “Scale Economies, Product Differentiation, and the Pattern of Trade”[J], American

Economic Review, Vol.70, No. 5, PP950-959.

27. Larch, M., 2003, “The Home Market Effect in Models with Multinational Enterprises”[R], http://www.

ecomod.net/conferences/ecomod2004/ecomod2004_papers/128.pdf.

28. Okubo, T. and Rebeyrol, V., 2006, “Home Market Effect and Regulation Costs: Homogeneous and

Heterogeneous Firm Trade Models”[R], HEI Working Paper No.02.

29. Schumacher, D., 2003, “Home Market and Traditional Effects on Comparative Advantage in a Gravity

Approach”[R], DIW Discussion Paper 344.

30. Zeng, D. and Kikuchi, T., 2006, “Home Market Effect and the Agricultural Sector”[R], http://www.

rieb.kobe-u.ac.jp/coe/seminar/pdf/Zeng.pdf.

（M ）

15