其中，s2=i（y-）2，=iy，y表示第i地区的观测值，本文中为人均gdp，为地区n数，w为空间权矩阵。i的取值范围为-1矣/矣1，当i接近1时，表示地区间呈现空间正相关，接近-1时表示呈现空间负相关，接近时表示地区间不存在空间相关性。需要指出的是，传统上，空间权矩阵w大多采用基于邻接概念的矩阵，但该方法认为不相邻的地区间不存在相关性的理念与现实有较大出入。考虑到一般区域间的空间关联规律是：不同地区间距离间隔越短，地区间的相关程度越强；随着地区间距离间隔的扩大，地区间的相关性会逐渐减弱。因此，在本研究中，我们按不同省区省会城市间直线距离的倒数作为w中元素的取值。
1998―2009年间以距离倒数为权矩阵元素的moran's/指数的计算及检验值。表1的结果显示，对于地域广袤的中国来说，确实存在着按地域间距离有规律变动的空间相关性：随着区域间距离的增加，空间相关的moran's/指数逐渐下降。意味着在较小的带宽范围内，中国各地区间存在着较强的空间正相关性，但随着带宽的增加，正相关性变小，而当以超过2500公里的带宽进行计算时，moran's/指数由正变负，当然，这时伴随概率p值显示不存在全域性的空间相关性。这一特征贯穿了1998―2009年的12个年份。
从时间维度看，表1显示随着时间的推移，中国区域间的空间相关性在逐渐加强。如按0― 500公里的带宽计算，1998年的moran's/指数值为0.186，而到2009年增加至0.294；而按02000公里的带宽计算，moran's/指数值则由0.002增加到0.036.其他带宽范围也显示出同样的特征。
/指数测度了中国全域范围内各地区间的空间相关性。测度结果表明随着时间的推移，全域性的相关性越来越强烈。下面我们再从局域moran's /指数考察是否随着时间的推移，与其他地区存在较强相关性的区域数量也在增加。anselm（1995）指出，地区间空间关联的局域分布可能会出现全域指标所不能反映的“非典型”情况，甚至出现局域空间关联趋势与全域趋势相反的情况，因此有必要使用空间关联局域指标（lisa）来分析空间关联的局域特性。局域moran's/指数是用来测度区域空间局域自相关的主要指标：其中，zi=yi-）z=y-）fi、y.表示第i、第地区的观测值，本文中是人均gdpn为地区数，w为空间权矩阵。该指数测度了第i地区与其周围其他地区间的相关程度：正值表征该地区与周围地区具有正相关的特征，即具有相似人均收入水平的地区集聚在一起；负值表示与周围地区存在着负相关，即相异人均收入水平的地区集聚在一起。该指标与moran散点图配合使用能对局域相关的格局与特征给予较为清晰的刻画（anselin，1996）。
表1中国空间自相关moran'si指数及其统计检验年份距离在地域广袤的中国，不同区域间的关联状况往往具有不同的特征。给出了按带宽为500公里时测度的1998年与2009年中国各地区人均gdp的moran散点图。可以看出具有非典型观察值的地区即位于第二象限和第四象限的地区在期初和期末有了较大的变化：1998年时，有11个地区属于非典型观测值的地区，到了2009年这种非典型观测值的地区降到了7个。这种变化趋势表明，随着时间的推移，中国局域性的空间集聚特征越来越明显，具有较高人均gdp水平的地区被更多的具有同样经济发展水平的地区所包围；同时，具有较低人均gdp水平的地区被更多的低经济发展水平的地区所包围，而那些高人均收入与低人均收入相邻而聚的省区减少了。①从这里已经看到，中国不同地区间全域性的空间相关性与局域性的空间相关紧密相联，经济发展的地理空间效应对地区经济发展一定起着不可忽视的作用，而且这种地区经济发展的空间溢出①1998年伴随概率p值小于5%的地区只有天津与上海两个地区，2008年则增加到了北京、天津、上海、江苏、浙江、贵州6个地区。限于篇幅，本文未列出局域自相关的moran's/指数值，需要的读者可通过email向作者索取。
1998、009年中国各地区人均gdp的moran散点图效应更大程度上是局域性的空间溢出。那么这种局域性的空间溢出效应对中国地区经济发展到底起着多大的作用呢，这需要进一步通过严格的计量分析来进行实证。
三、空间溢出效应的模型设定在现实生活中世界各国或地区的经济增长与经济发展差异极大。探究其原因，外部性对经济增长或发展产生了非常大的影响。古典增长理论认为个地区的增长主要是其资本、劳动等要素投入的增长促成的，而新增长理论则认为某一地区的经济发展得益于固定资本投资隐含的技术进1986），或者说得益于以“干中学”为表现形式的人力资本积累（lucas，1988）。而近年来新地理经济学则从供给与需求相互促进形成的累积循环角度描述了不同地区经济增长发生极化的机制，并称之为“大地理范围集聚的空间外部性”（fuitaetal.，1999；fuitaandthisse，2002）。他们以空间距离为权重将所有周边地区国内生产总值加总起来以衡量一个地区所生产的产品和服务的潜在需求规模，并将之作为市场潜能来考察对地区工资水平的影响。redding venables（2004）、redding（2005）则直接将这一思路扩展到对地区人均gdp影响因素的研究上，他们基于跨国数据的研究发现，市场潜能在解释各个国家之间人均gdp的差异中起着显著的作用。crozet（2005）使用欧洲地区面板数据的实证研究也发现，一个地区的市场潜能对其人均gdp的增长率有着显著的正向影响。虽然推理过程不尽相同，但大多数研究将空间外部性对地区人均收入的影响机制都表示为如下形式的简易模型：①⑶式是所谓新经济地理理论（neweconomicgeographymodel）中经典的工资方程（fuitaetal.，1999），它表明市场均衡条件下某地区劳动力价格是该地区产品进入其他地区市场的函数，（x厂。即所谓r地区krugman意义上的市场潜能（marketpotential），它是各地区消费支出的加权和，权数为与地区间距离有关的贸易成本以及地区市场价格指数的某种组合。将工资视为单位劳动者的收入或单位劳动者创造的产出时，（3）式表明一个地区的市场潜能对其经济发展的重要意义。krugman提出的市场潜能理论，揭示了地区间溢出效应对地区经济发展的作用机制：当个地区经济发展水平较高时，其经济总量规模往往较大，发展速度也较快，因此该地区对其①参见周边地区产品的需求能力就大，意味着该地区经济发展对其周边地区有着较强的带动作用。以mpr作为地区r的市场潜能，即其他地区经济发展对该地区可能带来的潜在发展效应，并用人均收入替代（3）的工资，可以得到某地区人均收入水平与地区经济发展溢出效应间的关联关系：其中，y=1/.引入时间维度t，（4）式可进一步写成增长率的形式：（5）式表明一地区人均收入的增长直接依赖着该地区市场潜能的变动，而该地区的市场潜能主要与其周边地区的经济发展水平、价格以及该地区与其周边地区的市场距离有关，可视为周边地区经济发展对该地区的直接溢出效应。
根据上述理论模型的设定，用人均gdp代表地区的人均收入，则以人均gdp表征的地区经济发展要受到该地区的市场潜能或者说受到其他地区经济发展的影响。另外，根据古典增长理论以及新增长理论，我们将资本、劳动力以及人力资本引入到计量模型之中，用来考察主要投入要素对地区经济发展的影响。考虑到中国的国情，我们也引入各地区到*近海岸港口的距离，以代表各地区受海外市场的影响因素。据此，本文设定地区经济发展的基本计量模型如下：其中，各变量下标r代表地区、代表年份，yrt代表地区r第t年的人均gdp；krt代表人均固定资产投资，其中既包括国内投资，也包括外商投资；dklrt =klrt-klr，1为人力资本的变动，klrt为地区r第t年大专以上学历人口占6岁以上人口的比例；dlrt=lrt-lr，1为劳动力投入的变动，lrt为地区r第t年劳动人口占总人口的比例。drt为各省区省会城市与*近海岸港口的距离。
四、中国地区经济发展的空间溢出效应为了对中国大陆31个省区经济发展的影响因素进行比较分析，尤其是考察地区经济发展的空间溢出效应，我们以（6）式为设定的计量模型进行经验分析。
本研究采用的数据中经济、人口类数据来自1999一2010年的中国统计年鉴，各省会城市间的距离以及省会城市与*近海岸港口的距离数据是根据国家测绘局公布的国家基础地理信息系统中1：400万中国地形数据库整理得到的，采用的是欧氏直线距离。
各d本研究特别关注中国区域经济发展中区域间的溢出效应，它通过市场潜能这一指标来刻画。
我们采用*为常见的harris（1954）提出的市场潜能函数方法来衡量各地区的市场潜能：其中gdps，为第t年地区s的gdp，d为地区r与地区s省会城市间的欧氏距离。这一方法简单地刻画了地区r的市场潜能，它是其他地区经济发展水平的加权和，权数为该地区距其他地区距离的倒数。这一方法认为其他地区经济发展对该地区的溢出效应随着地区间距离的增加而减弱。
*后需要指出的是，各地区gdp数据按gdp平减指数进行了缩减，同样地，固定资产投资数据也根据各地区固定资产投资价格指数进行了缩减，因此它们的变动中已不包括价格变动的影响。
（二）模型估计我们的研究采用了中国大陆31个省区11年的相关数据，因此具有典型的面板数据特征，需要采用paneldata方法进行计量分析。在面板数据分析中，必须控制两类非观测效应个体效应与时间效应，因此，我们将（6）随机误差项设定为=4+表+、的形式。
然而，正如许多其他计量分析方法一样，对（6）式的估计还要具体看模型中的随机误差项是否满足经典的gauss假设。如果满足，通常的估计面板数据模型的方法才可得到无偏且一致的估计量。这里，方面需要考虑代表个体效应的与代表时间效应的a是否与模型中的解释变量相关，从而决定面板数据模型是采用固定效应还是随机效应的方法来估计；另方面需要考虑随机误差项urt所具有的分布形态。在第二部分的讨论中我们已经看到，中国不同地区间存在着一定程度的空间依赖性，因此，还必须将这种地理空间依赖信息引入到模型里去，才能得到更为可信的估计结果。在我们模型的设定中，已通过市场潜能这变量来刻画某地区对其他地区的空间依赖关系。
然而我们知道，个地区对其他地区的依赖关系是相当复杂的，仅凭借市场潜能一个指标可能无法完全抓住所有的影响因素，其他可能影响着地区经济增长的且具有空间相关性的因素便进入到了模型的误差项中，这将可能导致模型的随机误差项表现出较强的空间相关性。因此，我们将（6）式具体化为如下空间误差模型来进行估计：其中是由ln/fm）为元素组成的列向量，x，为一矩阵，矩阵的各列分别是以ln（mprt/财匕）nuykm）、/、/、必为元素的列向量。“，5，是表征个体效应与时间效应的随机列向量，u，与e，均为以urt与ert为元素的列向量。我们称（8）式为空间误差面板数据模型（spatial errorpaneldatamodel），a是空间误差模型中揭示回归残差之间空间相关强度的参数。（8）的w为空间自相关权矩阵，其生成方式与前述计算mornn'i指数中的权矩阵w相同。空间误差模型不再适合用ols法进行估计，一般采用极大似然法（ml）进行估计而得到可信的参数估计值。
我们的计量分析相结合地采用了r软件与matlab软件。①由于本研究的目的是要考察中国地区经济增长的空间溢出效应，而这一效应的一个直接体现是地区的市场潜能。同时，空间相关分析已经发现中国地区经济发展具有空间相关性，因此需要采用空间计量经济模型进行估计。当然，由于是面板数据模型，估计方法的选择显得异常重要，需要在固定效应估计与随机效应估计方法中进行选择。为了比较，我们首先对不考虑空间相关性的基本面板数据模型（6）式进行估计，并通过hausman检验来在固定效应与随机效应估计方法中进行选择，同时，也通过wooldridge序列相关检验以及baltagi序列相关检验来检验基本面板数据模型是否存在时间效应。表2中的模型1、模型2给出了相应的估计结果。
表2中模型1与模型2的估计结果显示，无论是固定效应ols估计，还是随机效应gls估计，都显示出资本投入与劳动力投入的增长是中国地区经济增长不可缺少的要素，它们都通过了1%显著性水平下的统计检验，但人力资本变化的影响未通过10%显著性水平的检验；中国各地区距海岸港口的距离越大，意味着进入海外市场的运输成本越高，因此呈现负面影响效应，但随机效应的gls估计显示出这一负面影响的力度几乎可以忽略不计；当然，固定效应ml估计没有这一项。
我们所关注的地区市场潜能、或者说区域间直接的空间溢出效应在两种估计中均表现出显著的正向影响关系，与理论分析完全一致，而且从估计结果看，这种市场潜能变动的弹性值已超过了固定资产投资的弹性值。
表2中国地区经济增长因素分析基本面板数据模型空间误差面板数据模型模型类型/估计方法模型1：固定效应模型2：随机效应模型3：固定效应模型4：固定效应lsdv估计tts估计ml估计常数项肌n是否包含时间虚拟变量否是调整的r2是否存在时间效应的检验：是否选择随机效应模型的注：1.在“是否存在时间效应的检验”中，wooldridge'stest与baltagi'stest分别用来检验固定效应模型与随机效应模型的残差是否存在序列相关性，原假设为“不存在序列相关性”在“是否选择随机效应模型”的检验中，hausmantest用来检验随机效应模型是否比固定效应模型更合适，原假设是“两者无显著差异”
2.表中圆括号中的数据为相应估计量的伴随概率p值，"、、分别表示在1%、5%与10%的显著性水平下显著，下同。
当然，从计量检验的角度看，方面，基本面板数据模型的两种估计都显示不存在未观测的时间效应，固定效应ols估计的wooldridge序列相关检验值为；x2（1）=0.010、随机效应gls估计的baltagi序列相关检验值为z= 0.029，它们都在10%的显著性水平下不拒绝不存在时间效应的假设；另一方面，如出打检验进一步显示，2（4）=16.60，在1%的显著性水平下拒绝固定效应与随机效应估计无差异的假设，因此，固定效应模型的估计方法相对更优。
如果模型设定中不考虑地区经济发展过程中各地区间的相互影响，分析也就到此为止。但由于第二部分的讨论已发现中国31个省区间具有明显的自相关性，即存在地理位置上的集群现象，而且随着时间的推移，这种集群特征越来越显著，表明不同地区间存在着经济发展的溢出效应。我们虽然通过引入市场潜能变量来刻画这种地区间的溢出效应，但如果市场潜能这一变量不能包含全部的空间溢出性的影响因素，则那些未引入的存在着空间相关性的因素将进入到模型的随机误差项中。这时，传统的面板数据模型（paneldatamodel）以及传统的估计方法将不再适用，而需要引入空间相关性的空间误差面板数据模型，并通过空间技量技术对其进行估计。
表2的模型3、模型4是对空间误差面板数据模型（8）式采用固定效应ml估计方法得到的估计结果。由于基本面板数据模型检验发现不存在时间效应，因而模型3未考虑时间效应。当然，为了比较，我们也在模型4中引入了时间虚拟变量，对它的估计可以进步检验模型3的稳健性。估计结果显示，即使与传统的面板数据固定效应模型（模型1）相比，空间误差模型不仅有着更大的调整的r2，而且对应的对数似然函数值也增大了。同时，表征空间误差效应的参数a也通过了5%显著性水平下的检验，表明引入地区间空间相关性的空间误差模型设定更正确。从未包含时间虚变量与包含时间虚变量的模型估计结果看，一方面，引入时间虚拟变量后仍发现不存在显著的时间效应，①另一方面，其他变量的显著性均没有变化，而且各变量参数估计结果的变化也不大，表明不含时间效应的空间误差模型的设定具有稳健性。为此，我们选择面板数据空间误差模型3作为*终设定的模型对中国地区经济增长的空间溢出效应进行进一步的分析。
表2的估计结果显示，空间误差面板数据模型3对市场潜能参数的估计结果与基本面板数据模型1的结果基本相同，均在0.47左右，表明以地区市场潜能为代表的直接空间溢出效应对近10年来中国各地区经济增长起到了较大的作用：市场潜能每增长1%，地区经济增长率将提高0.47个百分点。从弹性值来看，市场潜能扩大的效应已超过了固定资产投资增长的效应，后者的弹性值仅为0.13.②这与新经济地理学的预期完全一致，即一个地区拥有进入其他大规模市场的良好机会，关联效应所产生的外部性将导致该地区获得较高的增长水平（crozetandkoemg，2005）。不仅如此，空间误差模型还显示出了基本面板数据模型所无法发现的结果：中国地区的经济增长还与周围省域经济增长的随机冲击有着密切的关联，揭示回归残差之间空间相关强度的参数a显著不为零表明，影响个地区经济增长的其他因素还会对周围地区的经济增长具有扩散效应，我们称之为间接的空间溢出效应。总之，从这种直接与间接空间溢出效应的角度看，进入21世纪以来，地区间的空间溢出效应在中国地区经济发展中起到了不可忽视的作用。
当然，空间误差面板数据模型的估计结果还表明，古典增长理论仍适用于对中国经济增长现象的解释，即固定资产投资与劳动力的增加均会促进中国地区的经济增长，这一结果与基本面板数据模型的估计结果相仿；但与基本面板数据模型估计结果不同的是，空间误差模型表明人力资本对中国地区的经济增长有着显著的正向作用，人力资本参数的估计值达到0. 176，并通过了10%显著性水平下的统计检验，意味着大专以上学历人口占6岁以上人口的比例每增加1%，中国地区经济增长率将上升0.176%.这一估计结果说明，进入21世纪以来，中国各地区经济发展中人力资本的增长也起到了不可忽视的正向促进作用。但这一作用在传统的面板数据模型中并未检测出来，再次表明未考虑空间相关性的传统模型在模型设定上是有偏误的，由此也带来了估计结果的偏差。
表2中列出的结果均是全域性（global）估计的结果，是中国31个省区经济发展的平均状况。
前文已经指出，我们所关注的地区经济发展的空间溢出效应很可能与不同地区间的空间距离有较大的关系：距离越近，空间溢出效应理应更加显著。因此，在我们设定某地区的市场潜能变量时，是以地区间距离的倒数为权数对其他地区gdp进行加权平均得到的。为了更深入地考察地区间的空间距离对区域经济发展的空间溢出效应，我们下面按各省区省会城市间直线距离的大小范围进步进行空间面板数据分析。
表3是对未包含时间虚变量的面板数据空间误差模型采用固定效应ml法进行估计的结果，由于篇幅所限，文章中未具体列出时间虚拟变量的估计值与相应的伴随概率值。有兴趣的读者可向作者索取。
由于模型中劳动投入与人力资本两变量的设置方式与固定资产投入及市场潜能两变量的设置方式不同，因此它们间的参数估计结果不能进行直接比较。
其中市场潜能指标按省区省会城市间直线距离的大小范围计算。表中数据显示，市场潜能参数的估计值随着地区间空间距离的增大而减小：当各省区省会城市间的直线距离小于1000公里时，市场潜能对地区经济发展的影响能力*大，参数估计值高达0. 399；而当各省区省会城市间的直线距离在2500至3000公里的范围内时，市场潜能参数的估计值降至0. 275.当各省区省会城市间的直线距离超过3000公里时，参数估计值虽然为0. 076，但从伴随概率看，甚至未能通过10%显著性水平的检验。意味着某地区的经济增长对距其3000公里以外的地区不再产生实质的直接外溢性影响，或者说，距离间隔超过3000公里的省区间已不存在直接的空间溢出效应。与市场潜能所表征的区域间的直接空间溢出效应不同的是，通过随机误差项表现的区域间间接影响的a值并没有随区域间空间距离的增大而下降，并且它们都通过了1%显著性水平下的统计检验，意味着中国各地区的经济增长还通过随机误差效应间接地影响着其他地区的经济增长，而且这种间接溢出效应并没有受到区域间空间距离大小的影响。
表3中国地区经济增长因素分析：按距离范围考察省区省会间直线距离肌n五、结论与启示30年来，随着中国改革开放的不断深入，不同地区间的市场分割不断消除，产品与要素在不同地区间的自由流动不仅提升了资源配置效率，而且扩大了各省区的市场空间；每个地区的经济发展，不仅依靠本区域内资本、劳动力以及人力资本投入的增长，而且在很大程度上也受其邻近地区经济发展所创造的市场需求规模，即市场潜能扩大的影响。因此，中国地区经济的发展，必须从新经济地理学的视角进行分析才能更加全面与深入，以地区市场潜能为代表的地区间的空间溢出效应也就成为了本研究的主要议题。
首先，本文使用探索性空间数据分析工具研究了1998―2009年间中国各省区人均gdp的空间分布格局与特征。结果显示，一方面，存在着全域范围的正的空间自相关性，而且这种相关性还呈现着按地域间空间距离的大小有规律变动的特征，即随着地区空间距离的增加，空间相关的强度趋于减弱；同时，从时间维度看，随着时间的推移，全域范围的正的空间自相关性在加强。另一方面，从地区局域相关的角度看，随着时间的推移，与各省区邻近省区显著相关的区域数也在增加。
其次，本文通过一个表征市场潜能对地区经济发展影响的新经济地理学模型，来揭示中国地区经济增长是如何通过其周边地区的经济发展而受到影响的。在这里我们将市场潜能视为区域经济发展空间溢出效应的直接测度指标，并将古典增长理论与新增长理论所关注的物质资本投入与人力资本投入纳入到一个统一的计量模型框架中，使用近10多年31个省区的面板数据对中国地区经济增长进行了因素分析。计量分析发现，方面，古典增长模型与新增长理论所反映的增长机制仍然决定着中国地区经济增长的基本面，各地区的经济增长仍脱不开本地的要素积累；另一方面，当我们控制了要素投入的影响后，发现个地区的市场潜能对其经济增长有着非常显著的正向影响。换言之，地区间经济发展的溢出效应在20世纪90年代后期以来显著地影响着中国地区的经济增长，该因素对地区人均gdp的增长弹性甚至超过了固定资产投资的弹性。同时，我们所采用的空间误差模型还进一步显示出，中国地区的经济发展还与周围省域经济增长的随机冲击有着密切的关联关系，即影响个地区经济增长的其他因素还会对周围地区的经济增长产生间接的扩散效应。因此，一个直接的政策启示是：进一步消除不同省区间的市场壁垒，加速中国全域性市场一体化进程，以便为地区经济增长的空间溢出效应开辟更大的上升空间，应当是今后中国区域经济发展政策制定中着重考虑的议题。
第三，本研究所关注的另一个重要问题是“区域间的空间溢出效应确实会随着空间距离的增大而趋于减小吗，”我们按各省区省会城市间直线距离的大小范围计算市场潜能指标后，再次对中国区域经济增长因素进行了计量分析。结果表明，中国地区人均gdp增长的空间溢出效应确实随着地区间空间距离的增大而减小，即本研究再次明确验证了著名的地理学**定律假说，即任何事物之间均相关，而离得较近的事物总比离得较远的事物相关性要高一些（tobler，1979）。因此，这里的一个政策启示即是：政府应鼓励经济活动和人口的空间集聚，即可以考虑顺应当前产业跨区域集聚的趋势，将西部地区部分人口迁移至东南部沿海地区，在那里形成若干个***大型都市圈，以充分发挥经济集聚效应及扩散效应，并在其带动中、西部地区更快成长的同时，使中国更多的人口分享到经济发展的成果。
*后，本研究由于模型变量的设置方式不同，人力资本、劳动投入与市场潜能、资本投入的计量分析结果不能直接比较，但估计结果显示，固定资产投资与劳动力投入仍是推动中国地区经济增长*为重要的动力源，中国现阶段仍然离不开物质资本与劳动投入来推动地区的经济增长。当然，人力资本与地区间空间溢出效应的较大潜能却也揭示出了未来推动中国地区经济增长的两大着力点：一是进一步加大人力资本投资，尽快提升高素质人口占地区总人口的比重，以充分发挥人力资本在中国工业化中、后期阶段对地区经济增长理应起到的重要作用；二是进一步消除不同省区间的市场壁垒，加快全域性一体化市场建设，以充分发挥地区经济发展的空间溢出效应。这两点在中国未来经济增长方式转变，人口红利、尤其是劳动力红利逐渐减弱的大背景下就显得异常重要了。
商用厨房设备主要有十大类：灶台灶具类设备、面点制作设备、清洁洗消设备、操作台设备、存储置物类设备、保温设备、制冷设备、食品加工设备、厨房排烟设备、其他商用厨房设备。
商用厨房设备：
灶台灶具类设备有：食堂双头大锅灶、单头大锅灶、一大一小双头灶、单头炒灶、单头单尾炒灶、双头单尾炒灶、双头双尾炒灶、五星炒灶、单头蒸灶、双头蒸灶、单门蒸饭车、双门蒸饭车、蒸汽发生器、单头炖汤炉、双头炖汤炉、电磁炉、（二、四、六、八、十头）煲仔炉、煲仔炉、海鲜蒸柜、烤鸡炉、烤猪炉、烤鸭炉、可倾式汤锅、可倾式炒锅、万能蒸烤箱、铁板烧设备、微波炉、油炸炉等。
面点制作设备有：蒸包炉、煮面炉（桶）、烤箱、电饼铛、醒发箱、搅拌机、和面机、压面机、面条机、包子机、馒头机、饺子机、酥皮机、面粉车等。
清洁洗消设备有：单眼水池、双眼水池、三眼水池、各类异形定制水池、餐具消毒柜、刀具消毒柜、碗柜、洗碗机、油水分离器等。
操作台设备有单通打荷台、双通打荷台、单层工作台、双层工作台、三层工作台、工作台冰箱、残污台沙拉操作台、水吧操作台、木案工作台、调料台（车）等。
存储置物类设备有：储物柜、挂墙吊柜、挂墙层架、货架、米面架、收餐车、饼盘车、座台立架、异形工作台等。
保温设备有：保温餐车、保温售饭台、暖碟柜、保温汤桶车、暖饭车、自助餐保温台等。
制冷设备有：冷库、单门冰箱、双门冰箱、四门冰箱、六门冰箱、工作台冰箱、制冰机、饮料展示柜、菜品展示柜、冷饮机等。
食品加工设备有切菜机、洗菜机、去根机、去皮机、切片机、绞肉机、锯骨机、豆浆机、豆腐机、咖啡机等。
厨房排烟设备有排烟风机、油烟净化器、排烟管道、油网烟罩、风机控制箱等。
其他商用厨房设备：传菜梯（升降梯、餐梯）、热水器、开水器、净水器（净水处理设备）、高压花洒龙头、冲地水龙头、食堂污碟输送带、餐厨垃圾处理设备、收残车（台）、收残台、等。
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