市場潛能對勞動力流動的影響

■王金波

一、引言與文獻綜述

2019年1月29日，由國家衛生健康委流動人口服務中心發布的《流動人口社會融合藍皮書》相關數據顯示，流動人口數量最多的城市是上海、廣州、深圳、北京。其中，上海、廣州常住流動人口在900萬以上。蘇州、天津、杭州、成都、寧波、佛山、東莞、鄭州等流動人口也超過300萬，人口都集聚在了經濟發達的少數大城市，并且這種趨勢在長期內還將持續。為什么涌入大城市的勞動力規模會長久不衰？“勞動力流動與城市規模”之間有何聯系？勞動力流向大城市的內在動力是什么？為此，帶著對該問題的思考，找出并分析影響勞動力向大城市集聚的關鍵因素，這對促進我國地區經濟增長無疑具有重要意義。

在理論層面對勞動力流動動因的考察，主要的研究集中在以下幾個方面：勞動力流動的新古典理論（Harris&Todaro，1970）；勞動力流動的人力資本理論（Sjaastad，1962）；勞動力流動的家庭決策理論（Stark et al.，1991）；勞動力流動的推拉理論（Herberl，1938）。新古典理論認為，勞動力流動是由部門間、地區間的工資差異所致，勞動力流動是對勞動力市場非均質性的回應。人力資本理論認為，勞動力流動是勞動者進行自我投資的一種表現形式，通過流動期望獲得比原居住地更高的凈效用。家庭理論則認為勞動力通過“風險分擔”“自愿契約”“相對貧困”產生流動，勞動力流動不僅僅是個體決策的結果，而且還以家庭福利為著眼點，通過對成本收益的權衡使整個家庭的效用最大化。推拉理論則認為遷移距離、遷移時間、遷移成本、勞動力的結構特征以及交通與信息技術完善程度、城鄉差異、經濟差異是引起勞動力流動的主要原因。

以上對勞動力流動的解釋主要立足于規模報酬不變以及完全競爭的分析框架。但現實情況是，地區經濟在空間分布上往往表現為塊狀且非連續，并具有規模報酬遞增的特征，這在城市經濟中表現尤為明顯，城市規模越大其規模報酬遞增的程度也就越高，在這種特征下傳統理論就不能有效解釋大城市間的勞動力流動。而從我國勞動力流動的典型事實看，勞動力主要流向了珠三角、長三角、山東半島、京津冀以及北上廣深等特大城市。這些地區恰恰也是我國市場潛能最突出的區域。因此，市場潛能構成了解釋勞動力偏向大城市流動的關鍵變量，那么市場潛能是如何解釋勞動力向大城市流動的？市場潛能與勞動力流動之間存在何種聯系？如何解釋這種聯系？Fujita et al.（1999）從不完全競爭市場、貿易成本以及規模報酬遞增出發，認為勞動力流動是本地市場效應、生活成本效應、競爭效應綜合作用的結果，而上述三種效應又可視為市場潛能的函數。

在實證方面，相關學者對勞動力流動影響因素的研究主要集中在制度因素（戶籍因素、城鄉分割等）、經濟因素（地區經濟發展水平、工資收入差異、地區公共服務等）、非經濟因素（城市舒適度、人文環境）等幾個方面。也有部分學者從新經濟地理學的視角出發，以規模報酬遞增和不完全競爭理論為基礎，在城市經濟下重新對勞動力流動的決定因素進行了檢驗（何熊浪和史世姣，2021）。Crozet（2004）首次從新經濟地理學的角度以西班牙為研究對象，檢驗了產業集聚形成機制的前向聯系，結果表明勞動力空間流動的確受市場潛能的影響，勞動力更傾向于流入市場潛能高的地區，從而證實了產業集聚形成過程中前向聯系的存在。González.et.al.（2011）在NEG框架下，采用空間計量技術分析了市場潛能與擁擠效應對美國拉丁美裔勞動力流動的影響，認為市場潛能與擁擠效應共同決定了拉丁美裔勞動力的流動。國內學者張強等（2016）以長三角城市群為例，通過產業集聚中的前向聯系對勞動力跨省轉移機制進行了研究，結果表明市場潛能與勞動力跨省轉移之間正相關。周光霞等（2018）從城市集聚外部性的角度出發，用市場潛能來代替金融外部性考察了對勞動力流動的影響，結果顯示金融外部性通過產業集聚的前向關聯與后向關聯機制促進了農村勞動力向城市流動。

通過對現有文獻的梳理發現，盡管部分學者從新經濟地理學的角度檢驗了市場潛能對勞動力流動的影響，但多數研究是基于二者間存在的線性關系（余運江和高向東，2017）。由新經濟地理學有關原理可知，市場潛能的過度飽和會產生“擁塞效應”，這會迫使勞動力由核心區向邊緣區擴散，降低核心區的勞動力流入規模。因此，市場潛能與勞動力流動之間并非簡單的線性關系，而是勞動力流入規模會隨著市場潛能強度的變化呈現先增后減的倒“U”型結構，即市場潛能對勞動力流動的影響滿足一定的“威廉姆森”假說①“威廉姆森假說”最初是由威廉姆森在研究經濟集聚與地區經濟增長關系時所提出的一種理論假說，他認為當經濟集聚低于門檻值時，經濟集聚會促進經濟增長；當經濟集聚超過門檻值時，由于存在“擁塞效應”，反而會降低經濟增長，二者具有倒“U”關系。。就實證方法而言，多數研究基于普通最小二乘法（張強等，2016；周光霞等，2018），這暗含了不同地區間的市場潛能對勞動力流動的影響相互獨立，忽略了市場潛能是一個空間概念，缺乏對空間交互作用的考察。盡管有個別學者（Gonzalez et al.，2011）采用了空間計量，但主要基于二者的空間線性關系，而忽視了對非線性的考察。為此，筆者在前人研究的基礎上進行了如下拓展：一是基于2000—2017年省際面板數據，運用空間杜賓模型（SDM）對二者的空間倒“U”關系進行了檢驗，并進一步考察了市場潛能影響勞動力流動的空間溢出效應。二是在理論機制與研究假說的基礎上，運用中介效應模型從經濟集聚和公共服務兩個方面檢驗了市場潛能影響勞動力流動的作用機制。

二、理論機制與研究假說

如果不考慮政府部門對企業布局選擇的主導作用，那么在價格機制運行相對完善的市場環境中，企業將根據市場需求的變化，進行生產布局的調整，傾向于布局在市場需求高且運輸成本低的地區，企業空間布局的改變伴隨著相應的勞動力跨區域流動。Puga（1999）的研究表明，當存在兩個完全對稱的地區，勞動力在兩個地區間對稱分布，并且兩個地區間的運輸成本無限高，勞動力與廠商可以在地區間自由流動，廠商出于節省運輸成本的目的，會重新調整生產布局使其接近市場，這將導致企業對勞動力的需求發生變化，進而誘發勞動力流動，因此從某種意義上來講，廠商遷移與勞動力流動是同步的。市場潛能本質上是在需求規模的基礎上引入空間因素，將需求范圍從本地擴展到包含周邊地區的整個市場，而市場潛能作為新經濟地理學的關鍵變量之一，是本地市場效應的綜合體現。一般而言，企業傾向于選擇市場潛能高的地區遷移，其原因有三個：一是市場潛能高的地區，意味著對產品和服務需求的增加，有利于企業利潤的實現，并且可在規模經濟中受益。二是市場潛能高的地區意味著本地與周邊市場具有良好的通達度，可以有效節約企業的運輸成本。三是市場潛能高的地區能夠及時分銷企業的產品，降低企業的庫存成本。根據投入產出關系，生產的轉移必然伴隨著生產要素的轉移，而勞動力作為企業生產中不可或缺的要素，必然伴隨著企業在空間布局上的重新調整而發生流動。根據新經濟地理學原理，市場潛能高的地區集聚力大于分散力，能夠有效吸引企業遷入進而產生集聚效應，并逐步演化為核心區。相反，市場潛能較低的地區則逐漸退化為邊緣區。核心區的一個優勢是可以通過集聚效應降低該地區的生活成本，勞動力從最大化自身效用出發，由邊緣區向核心區遷移。因此，市場潛能所帶來的企業布局選擇與集聚效應有效促進了勞動力的跨區域流動，并且隨著集聚趨勢的不斷加強會持續勞動力流動的過程。結合我國勞動力流動的典型事實，就區域發展來看，東部地區擁有較高的市場潛能，而中西部的市場潛能則相對較小，勞動力從市場潛能較低的中西部向東部流動。就城市發展規模來看，勞動力總是由市場潛能相對低的中小規模城市向市場潛能高的大規模城市遷移，關于市場潛能通過企業布局選擇與集聚效應對勞動力流動的影響，得到了部分學者的支持。范劍勇和張雁（2004）在新貿易理論與新經濟地理學的綜合框架下，研究了我國中西部地區農村勞動力跨省流動的一般規律，實證分析表明進行跨省流動的大部分勞動力主要從人口密度較高的中部地區和西南地區，向產業集聚程度較高的沿海地區轉移，產業集聚成為勞動力跨省流動的關鍵因素之一。敖榮軍等（2018）以湖北省縣域人口遷入與工業集聚二者的關系作為考察對象，實證研究發現工業集聚每提高1%，其全部遷入人口與省內遷入人口規模分別增加0.5%與0.6%，工業集聚有效吸引了縣域人口的遷入。

假說1：市場潛能可以通過經濟集聚有效吸引勞動力流入。

地區公共服務水平作為影響勞動力流動的非貨幣因素，其作用的發揮與市場潛能密切相關。公共服務水平較高的地區，由于在教育、醫療、社保、文化等方面能夠給勞動者提供更優質的服務，因而對勞動力更具吸引力。Keen&Marchand（1997）研究發現，當勞動力流動性高于資本流動性時，政府會增加社會保障性的公共支出，勞動力通過支付較低的成本，愿意遷入到福利水平更高的地區享受更優質的公共服務，不同地區對勞動力流入的競爭更多體現在地區公共服務供給能力以及社會福利等方面的內容。一般而言，地區公共服務的規模與地區財政收入密切相關，地方政府的財政收入越高，提供公共服務的能力也就越強。而地方政府財政收入來源在很大程度上依賴于對該地區企業所征收的稅收，當地區集聚的企業數量較多時，此時政府擁有較大的稅源，在邊際稅率不變的前提下政府通過稅收可以獲得豐腴的財政收入，提高公共服務的供給水平。根據C-P模型，由市場潛能所帶來的凝聚力會激勵企業由邊緣區向核心區轉移，市場潛能的地區差異導致了產業集聚狀態的非均衡性，市場潛能高的核心區企業數量較為密集，而在市場潛能低的邊緣區企業密度較為稀疏。由此可以推出，如果邊際稅率不變，高市場潛能地區獲得的財政收入相對較大，提供公共服務的能力也就越強。除了地區收入差距外，公共服務作為非貨幣因素成為市場潛能影響勞動力流動的有效渠道之一，這也比較符合我國經濟發展的典型事實。隨著勞動力收入的提高，勞動力的消費結構呈現出一定的消費升級，人們對公共服務水平的訴求有所增加，勞動力為追求更好地醫療條件、教育環境、人文環境而選擇發生遷移。

假說2：市場潛能可以通過提升地區公共服務水平來吸引勞動力流入。

三、模型設定、變量選取與數據來源

（一）模型設定

基于我國31個省份2000—2017年的面板數據，考察市場潛能對勞動力流動的影響，結合研究的目的將檢驗方程設定如下：

其中，方程（1）為空間面板模型，用來檢驗市場潛能對勞動力流動的空間溢出效應；方程（2）—（4）是中介效應模型，用來檢驗市場潛能作用于勞動力流動的機制。migriit為遷入地勞動力流入規模；Rmpit為遷入地市場潛能；Xit為控制變量；M為中介變量，分別代表經濟集聚（Economic_agg）與公共服務規模（Pub_sevi）。Wij為空間權重矩陣；Wijmigriit代表勞動力流入規模的空間滯后；WijRmpitδ代表周邊地區市場潛能對本地區勞動力流入規模的影響；WijXjtξ表示周邊地區控制變量對本地區勞動力流入的影響；μi表示個體效應；γt表示時間效應；εit表示隨機誤差。方程（2）中的β1代表了市場潛能對勞動力流入影響的總效應；方程（3）中的β2代表了市場潛能對中介變量的影響。方程（4）中的β3表示市場潛能影響勞動力流動的直接效應，θβ2表示市場潛能影響勞動力流動的中介效應，并且滿足β1=β3+θβ2，即總效應等于直接效應加中介效應。

（二）變量選取與數據來源

1.被解釋變量：勞動力流入規模（migri）。借鑒顏詠華（2015）的方法，采用《全國暫住人口統計資料匯編》中的務工數據與各省的常住人口比重加以衡量。需要說明的是該數據是從遷入地勞動力流入的角度衡量地區間流動人口的變動情況，該數據以2013年為節點，其中2000—2012年有三種統計口徑：1個月之下、1至12個月、1年以上。2013—2014統計口徑變更為半年以下、半年至五年、五年以上。在數據處理過程中剔除2000—2012年暫住時間不滿一個月的部分樣本。將2013—2014年中居住時間在半年至五年與五年以上的數據相加，既可以得到2000—2014年的有效的勞動力流入總量。由于《全國暫住人口統計資料匯編》所記載的分地區勞動力流入數據在2014年后沒有再更新，出于樣本容量一致性的考慮，將2015、2016、2017年缺失的數據，以2000—2014年數據為基礎通過計算該年間的平均增長率進行預測補齊，將樣本跨度調整為2000—2017年。

2.核心解釋變量：市場潛能（Rmp）。借鑒常素欣（2016）的方法，采用Harris市場潛能函數衡量，測度公式如式（5）所示：

其中，yi為第i省的實際總產出；dij為兩省省會之間的公路距離；djj為第j省的內部距離具體構建方法為：

表1 變量的描述性統計

其中，areaj為第j省的建成區面積，dij距離可用Arcgis軟件獲得。

3.中介變量：經濟集聚（Economic），分別采用單位面積工業增加值（Enterp）與單位面積服務業增加值（Servi）加以衡量（Coccion，2002）。公共服務，分別采用地區人均教育支出（Pub—sevil）和地區人均醫療衛生支出（Pub—sevil）加以衡量。

4.控制變量：用地區工資水平（wage）、價格水平（price）、教育規模（school）、第三產業占比（industry）、國有企業比重（market）、人口密度（people），分別控制遷入地的工資水平、物價水平、教育水平、產業結構、市場發育狀況、人口集聚狀況。在數據來源中，除勞動力流動外，其他相關變量數據均來自《中國統計年鑒》，涉及到的名義變量，均用2000—2017年的GDP平減指數進行平減。

四、實證分析

（一）空間相關性分析

表2為在鄰近空間權重矩陣下的莫蘭指數值。由表2所示：2000—2017年市場潛能的莫蘭指數最小為0.559，最大為0.655，均值為0.608。勞動力流入規模的莫蘭指數最小為0.119，最大為0.329，均值為0.253。并且，根據二者P值至少在10%的顯著水平上拒絕原假設“不存在空間自相關”，表明市場潛能與勞動力流動在省際之間存在顯著的空間正相關。

表2 市場潛能與勞動力流動的莫蘭指數

（二）模型識別

首先，利用LM與Robust LM檢驗判斷模型是否存在空間效應，并在此基礎上進一步利用Wald與LR統計量判斷模型是否存在時空效應。由表3可知，混合模型的LM_lag與LM_error統計量分別為136.501、176.383，且在1%的水平上顯著，分別拒絕原假設“不存在空間效應”，故認為模型存在空間溢出效應，可建立空間面板計量模型對參數進行回歸。其次，由Wald與LR統計量均在1%的水平上顯著，故確定模型為雙向固定效應。最后，根據Hausman檢驗發現，其統計量值為-15.23，并且在1%的水平上拒絕原假設“存在隨機效應”，故模型應采用固定效應進行回歸。

表3 空間面板模型設定檢驗

（三）實證結果分析

表4模型1—3是分別基于鄰近權重、地理權重及經濟權重的估計結果。由模型1—3可知，勞動力流入規模的空間滯后項系數分別為0.156、0.127、0.147，并且至少在10%的水平上顯著，表明勞動力流入規模存在正的空間溢出，具有空間擴散趨勢。市場潛能的一次項系數分別為0.106、0.088、0.086，并且均在1%的水平上顯著；二次項系數分別為-0.032、-0.017、-0.022，并且在至少5%的水平上顯著，這表明市場潛能與勞動力流入規模在空間上呈現倒“U”結構。對模型1—3求解關于市場潛能的一階導數，可得市場潛能的拐點值分別為1.65、2.58、1.95。同時，根據變量的描述性統計，模型1中的527個樣本有518個落在拐點左側遞增區間[0.08，1.65]內，模型2與模型3的全部527個樣本分別位于拐點左側的遞增區間[0.08，2.58]與[0.08，1.95]內，這表明，雖然從空間角度來看二者具有倒“U”關系，但通過對樣本點分布的考察發現多數樣本位于市場潛能拐點值的左側，市場潛能對勞動力流入規模的影響主要表現為正向促進作用，與張紅歷等（2016）年采用線性回歸的結果相一致。這可能是由于當前我國市場潛能的規模相對較小，還未達到飽和水平，市場潛能通過本地市場效應和價格指數效應，使得本地區在實際工資與生活成本方面具有明顯優勢，將會誘使勞動力由周邊地區流向本地區。

表4 市場潛能對勞動力流動影響的估計結果

考慮鄰近地區市場潛能對本地勞動力流入規模的影響發現，在不同的空間權重下，鄰近地區的市場潛能對本地勞動力流入規模的系數分別為-0.111、-0.096、-0.073，并且至少10%的水平下顯著，這表明鄰近地區市場潛能對本地勞動力流入規模具有“虹吸效應”，具體表現為空間競爭。在考慮空間效應后，市場潛能對勞動力流入的影響依賴于本地與周邊地區的鄰近程度、空間距離以及經濟聯系的密切度。本地區與周邊地區越臨近、地理距離越近、經濟聯系越緊密，市場潛能對勞動力流入規模的空間溢出效應就越大，而這種空間溢出效應主要表現為負向的空間競爭。一般而言，勞動力的總量規模在一定時期內是相對固定的，各地區可有效利用的勞動力資源有限，市場潛能高的地區由于在實際工資的支付、公共服務供給以及消費者的多樣化選擇方面更具優勢，周邊地區勞動力將采用“用腳投票”的方式向本地區流動，進而會顯著降低周邊地區勞動力的存量規模，導致不同地區的市場潛能對勞動力流動的影響存在“競爭效應”；地區間越接近、經濟的相似度越高則會加重這種“空間競爭”。

由表5從空間滯后項系數Spatial_rho看，勞動力流入規模存在較為顯著的空間相關性，并且在不同區域間存在顯著差異。具體而言，從全國范圍看，Spatial_rho的系數為0.156，并且在10%的水平上顯著，表明勞動力流入規模在全國各省際之間存在正的空間溢出效應，勞動力流入規模在各省際之間呈現出一定的空間擴散趨勢。從區域劃分的角度看，Spatial_rho的系數在東部地區為0.128，在中西部地區為0.107，并且均在1%的水平上顯著，勞動力流入規模在東部地區各省際之間的空間擴散趨勢明顯高于中西部地區。對于上述事實可能的解釋是，東部與中西部地區勞動力流入規模所呈現的空間分布特征，與當前各區域的發展模式與發展階段具有一定的相容性。相對于中西部地區而言，東部地區經濟發達、市場潛能相對較高，甚至趨于飽和，在城市承載力有限的情況下會使勞動力向周邊地區轉移，使得對鄰近地區勞動力流入規模的影響更明顯。

表5 鄰近權重矩陣下的分區域空間杜賓模型估計結果

就市場潛能對本地勞動力流入規模的邊際效應來看，當市場潛能小于飽和值時，市場潛能每增加1單位，東部與中西部地區分別使本地勞動力流入規模增加0.22與0.006個單位，并且二者至少在10%的水平上顯著，這表明市場潛能在東部地區對本地勞動力流入規模的正向效應顯著高于全國與中西部地區。從空間溢出效應的大小看，全國范圍內本地市場潛能每提高1個單位，可使鄰近地區勞動力流入規模降低0.111個單位，并且在1%的水平上顯著；在東部地區市場潛能每提高1個單位可使鄰近地區勞動力流入規模降低0.259個單位，并且在1%的水平上顯著；在中西部地區市場潛能每提高1個單位可使鄰近地區勞動力流入規模降低0.019個單位，這表明分區域后東部地區市場潛能的提高對鄰近地區勞動力流入規模的“虹吸效應”最為明顯，可以有效降低鄰近地區的勞動力流入規模。受地區差異的影響，相對于中西部，東部地區自身優勢較強。例如，較高的城市化水平，現代化的交通運輸網絡，使得東部地區的商品供求匹配效率明顯高于中西部，這將大大提高東部地區的市場潛能，使得東部地區的集聚優勢更為明顯，企業開始由中西部向東部地區遷移，東部地區的大量企業集聚增加了對當地勞動力的超額需求，在供給能力不變情況下，相對于中西部，東部地區對勞動力資源的爭奪更加激烈，造成了東部地區勞動力流入規模對市場潛能的變化更為敏感。

（四）穩健性檢驗①

①限于篇幅，結果留存備索。

為進一步考察回歸結果的內在穩健性，通過改變模型的估計方法，即分別采用空間自相關模型SAR，空間誤差模型SEM、空間自回歸模型SAC，對原模型進行了重新估計。結果顯示，市場潛能的一次項系數及二次項系數均與表4的作用方向相同，并且具有較高的顯著性。同時，空間滯后項系數也均與原模型保持較高程度的一致，這說明市場潛能對勞動力流動的空間效應具有穩健型。

五、機制檢驗

（一）市場潛能影響勞動力流動的集聚機制檢驗

在理論機制分析的基礎上，進一步利用中介效應模型檢驗市場潛能影響勞動力流動的作用機制。圖1、圖2從直觀上給出了市場潛能通過集聚效應影響勞動力流入規模的散點擬合。由圖1、圖2可知，市場潛能與經濟集聚以及經濟集聚與勞動力流動之間存在顯著的正相關關系。

圖1 市場潛能通過工業集聚機制影響勞動力流入的散點擬合

圖2 市場潛能通過服務業集聚機制影響勞動力流入的散點擬合

為進一步揭示這種關系，表6為市場潛能通過經濟集聚進而影響勞動力流動的中介效應。其中，模型1為市場潛能影響勞動力流動的總效應；模型2—3分別為市場潛能對中介變量的影響；模型4—5分別為市場潛能通過工業集聚與服務業集聚影響勞動力流動的中介效應。

表6 市場潛能對勞動力流動的集聚機制檢驗

由表6模型1所示，在控制了相關變量的前提下市場潛能對勞動力流動的總效應為0.042并且在1%的水平上顯著。模型2—3顯示，市場潛能對中介變量（工業集聚與服務業集聚）的系數分別為1.011與0.657，并且均在1%的水平上顯著，表明具有正向效應。而由模型4—5所示，市場潛能對勞動力流動影響的直接效應分別為0.037與0.039，并且在1%的水平上顯著，市場潛能通過工業集聚與服務業集聚影響勞動力流動的中介效應分別為0.004（1.011×0.004）與0.002（0.657×0.003）.這表明市場潛能對勞動力流動的影響分別有10.25%與5.125%的比重通過集聚效應來實現，假說1得到驗證。

（二）市場潛能影響勞動力流動的公共服務機制檢驗

圖3、圖4從直觀上給出了市場潛能通過公共服務機制影響勞動力流入的散點擬合。由圖3、圖4可知，市場潛能通過人均教育支出和人均醫療衛生支出對勞動力流入的影響具有正向效應。

圖3 市場潛能通過人均教育支出影響勞動力流入的散點擬合

圖4 市場潛能通過人均醫療衛生支出影響勞動力流入的散點擬合

由表7模型2—3顯示，市場潛能對中介變量（人均教育支出與人均醫療支出）的系數分別為0.072與0.033，至少在5%的水平上顯著，表明具有正向效應。由模型4—5所示，市場潛能對勞動力流動影響的直接效應分別為0.036與0.033，并且均在1%的水平上顯著，市場潛能通過人均教育支出與人均醫療支出影響勞動力流動的中介效應分別為0.006（0.072×0.083）與0.009（0.033×0.272）表明市場潛能對勞動力流動的影響分別有14.28%與21.24%的比重來自人均教育支出與人均醫療支出所帶來的公共服務效應，假說2得到驗證。

表7 市場潛能對勞動力流動的公共服務機制檢驗

六、研究結論與政策建議

以新經濟地理學中的關鍵變量“市場潛能”為出發點，從理論上分析了市場潛能影響勞動力流動的作用機制，并結合中國31個省份2000—2017年的面板數據，采用空間杜賓模型（SDM）實證考察了市場潛能影響勞動力流動的空間溢出效應。在此基礎上，利用中介效應模型進一步檢驗了市場潛能影響勞動力流動的集聚機制與公共服務機制，得出如下結論：

第一，市場潛能與勞動力流入規模存在顯著的空間相關性，市場潛能對勞動力流動的影響具有空間倒“U”結構，其特征滿足“威廉姆森”假說。通過對樣本點的分布考察發現，市場潛能對勞動力流動的影響主要表現為正向效應。相較于中西部而言，這種正向效應在東部地區表現更為突出。

第二，進一步考察市場潛能對勞動力流動影響的溢出效應發現，鄰近地區市場潛能對本地勞動力流入規模具有“虹吸效應”且具體表現為空間競爭。在考慮空間效應后，市場潛能對勞動力流入的影響依賴于本地與周邊地區的鄰近程度、空間距離以及經濟聯系的密切度。本地區與周邊地區越臨近、地理距離越近、經濟聯系越緊密，市場潛能對勞動力流入規模的空間溢出效應就越大，而這種空間溢出效應主要表現為負向的空間競爭。

第三，從空間滯后項系數看，勞動力流入規模在各省際之間呈現出一定的空間擴散趨勢。并且，勞動力流入規模在東部各省際之間的空間擴散趨勢明顯強于中西部。就市場潛能對本地勞動力流入規模的邊際效應來看，市場潛能在東部對本地勞動力流入規模的正向效應顯著高于全國與中西部。從空間溢出效應的大小看，相對于中西部，東部地區市場潛能的提高對鄰近地區勞動力流入規模的“虹吸效應”最為明顯，可以顯著降低鄰近地區的勞動力流入規模。

第四，論文利用中介效應模型檢驗了市場潛能影響勞動力流動的經濟集聚與公共服務機制。結果表明，市場潛能通過集聚效應與公共服務效應可以有效吸引勞動力流入，擴大了地區勞動力存量規模，驗證了之前的邏輯假設。

結合以上研究結論，市場潛能對本地勞動力流動的影響主要表現為正向促進作用，那么要提高本地區的勞動力流入擴大其供給規模，則應從提高本地區的市場潛能入手，而根據市場潛能的指標構建原理，市場高潛能與鄰近地區的購買力水平正相關，而與地區間的運輸距離負相關。因此，提出以下兩點建議：

第一，提高勞動力收入、擴大國內消費需求，有利于提高地區市場潛能。收入決定消費，提高居民消費最重要的是增加收入，優化收入分配結構，提高勞動力報酬在國民收入中所占的比例。特別是，努力增加城鄉居民收入特別是以農民為主體的中低收入者的收入。只有勞動力收入提高了才能增加對產品與服務的消費需求，通過提升市場潛能函數的分子項，整體上促進市場潛能的提高，吸引更多的勞動力流入。

第二，建立健全城市基礎設施建設、提高城市通達度，有利于提高地區市場潛能。商品交易的流通與消費離不開城市完善的基礎設施，城市基礎設施的發達水平尤其是交通基礎設施的發展可以有效降低商品的運輸成本，降低商品的銷售價格擴大其消費需求，拉動本地市場潛能的提高。同時，城市完善的交通基礎設施水平，可以提高商品貨物的運輸效率，對區域間的運輸距離起到有效的衰減作用，有效提高了本地區的市場潛能，進而能夠吸引更多的勞動力流入。