時間：2023-06-16 16:05:28
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇區域經濟增長，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
關鍵詞：區域經濟；煤炭貢獻率；產業結構；山西省
一、引言
能源是人類生產和生活中不可或缺的要的物質基礎，而且隨著社會的不斷發展人們對能源的需求也日益增大。山西省是我國典型的以煤炭為支柱產業的經濟發展的省份，改革開放以來，隨著我國工業化進程和經濟增長的加速，山西煤炭的產量和消費量都在快速上升，不僅加快了山西省煤炭資源的耗竭，也給山西將造成了更多的安全事故和生態環境的嚴重破壞，為了改變現狀，短期內必須提高山西省煤炭企業的國際競爭力。長遠來看必須擺脫對資源的依賴，調整產業結構，優化資源配置，這才是山西省發展循環經濟的必經之路。
二、山西省煤炭經濟發展現狀及存在的問題
(一)山西省煤炭經濟發展現狀
1.煤炭工業經濟快速增長
根據山西省數據統計年報的數據顯示，截止2016年底，陜西省煤炭產量總計達到8.32億噸。自2010年以來，山西省的煤炭產量呈現出逐年上升的趨勢，尤其是在山西省經過全省的煤炭資源的整合，以及煤炭企業的不斷兼并重組，山西省的煤炭產量，發生了質的改變，煤炭產量已經在向10億噸的水平不斷前進。2016年山西省全省的礦井總量超過450個，在未來的5到10年之內，山西省的煤炭產量在呈現出逐步上升的同時，將不再審批新的礦井建設，煤炭產能過剩的現象，將會在一定程度上得到緩解。與此同時，隨著煤炭開采的機械化的不斷普及，山西省的煤炭產量大幅提升，這樣的環境之下，一些資源枯竭的礦井將會逐步關閉。
2.以煤為基多元發展加快
目前山西省的煤炭產業已經呈現出規模化的發展趨勢，以煤為基礎，煤炭產業呈現出多元化的發展格局，煤炭產業鏈不斷增加，煤炭的綜合利用價值逐步提升，煤炭產業及其附加產業，成為了山西省經濟發展的中堅力量。與此同時，山西省依靠科技進步，不斷提升每一框的附加值，實現了煤炭產業的大幅度增加。與煤炭產業相關的第三產業，發展趨勢良好。尤其是與煤炭相關的裝備制造業，成為山西省的工業新型支柱，電力產業也超過了煤炭，戰略型新興產業的投資，增速明顯加快。
3.煤炭經濟運行質量明顯改善
近年來，山西省大力轉變煤炭經濟發展方式，推進產業結構調整，著力轉變經濟增長方式，使得煤炭經濟運行質量得到明顯改變。一方面不斷深化煤炭行業專項治理，大力扭轉多、小、亂的煤炭礦廠格局，關閉許多安全隱患高、資源利用率低的生產企業；另一方面以科學有效的管理方式建設現代化礦井的運營機制，大力推進安全化生產，不斷升級生產裝備，全面落實企業安全責任，建立長期有效的安全生產機制，全面提高煤炭產業集中度和整體質量。
4.煤炭經濟發展環境不斷優化
山西省大力優化煤炭產業結構，現形成形成了煤-電、煤-建材、煤-化工等完整的產業鏈。循環經濟在真正實現煤炭清潔、安全、高效、低碳利用的同時，不僅為同煤發展撐起了半壁河山，也成為全省煤炭企業的共同追求。
(二)山西省煤炭經濟發展尚存在的突出問題
1.產能過剩
21世紀初煤炭行業發展迅速，需求量大幅度增加。各地大力新建煤礦或改擴建煤礦，使得煤炭的產能達到高度釋放。目前煤炭的需求量低于煤炭的生產能力，且呈現逐年擴大的趨勢。據統計，我國煤炭現有的需求總量保持在24億噸上下，而生產能力卻達到近30億噸，煤炭產能過剩嚴重影響山西省煤炭經濟的發展。
2.利潤下降
一是由于煤炭需求量減小而產能過剩，使得價格不升反降；二是電煤價格雙軌制的取消，使得一些電廠抵制市場煤價，限制的煤價的增長；三是煤炭運營成本增加，包括物流運輸成本(特別是煤炭產能集中的山西)、煤炭資源稅、人工成本、安全生產投入及環境治理等因素。由于這些原因，大大縮小了煤價格的上漲，再加上成本的不斷加大，使得煤生產企業利潤嚴重下降，影響經濟發展。
3.環境污染
近些年，山西省大力優化煤炭產業結構給環境帶來了利好，但是這并足以解決煤炭行業給山西省環境造成的污染。比如煤矸石大量堆存，有害氣體不斷排放。對周圍的農作物，飲用水源，以及農田造成了一定程度的破壞。煤炭開采給山西省帶來的是地面坍塌、水體污染、生態失衡、資源浪費等現象，嚴重影響們日常生活。由于采煤技術較低、設備不夠先進、人才素質較低等原因，導致山西省除少數幾個大企業以外并沒有建立起與市場制度相適應的管理體系，山西省的煤炭行業以粗放式經營的本質并未得到根本的改變，在高強度和粗獷式的開采中，使得煤炭資源大量浪費，資源利用率低，大量未被充分利用的礦渣被丟棄沒有得到充分的利用且對環境造成污染。
三、山西省煤炭經濟與經濟增長的關系實證分析
(一)模型設定
本文選取了20多年來山西省經濟發展的相關數據并由此建立C—D的生產函數模型，由于煤炭是山西省的支柱產業且對其經濟增長的作用較大，所以將煤炭投入作為要素之一。建立C—D的生產函數模型如下：(3-1)由此分析山西省經濟發展中煤炭對其經濟增長的貢獻率的變化。其中Y代表產出量；A為常數項，代表基期的技術水平；r代表科技進步率；L代表勞動投入；α為勞動產出彈性；β為資本產出彈性；γ為煤炭產出彈性。在實際中Y表示地區的GDP；L表示全年從業人數；K表示固定資本存量；本文用M表示山西省的煤炭消費量和外調量之和。
(二)變量及數據處理
本文選取的樣本為1990-2016年，根據數據分析及計算得到最終的模型為：(3-2)由公式3-2可以看出，在其他因素保持不變的基礎下，煤炭、勞動、資本沒多投入1%，那么GDP就會相應的增加0.319922%、-0.596765%和0.32097%，這就說明山西省勞動力的投入已出現過剩的情況，且勞動者的素質水平偏低，而煤炭和資本的增加會對山西省的經濟增長產生促進的作用。
(三)實證結論
煤炭是促進山西省經濟發展的重要動力之一，對經濟發展的貢獻達到1/5，總體來看，科技進步對山西省經濟的發展的貢獻率最高，這也論證了科學技術是第一生產力，其次是資本，資本是經濟發展的源泉。
四、政策建議
具體措施如下：一要大力整治安全性差、生產能力低下、環境污染嚴重的企業，逐步淘汰技術落后、產品質量低劣、資源浪費嚴重且污染嚴重的煤炭企業；二要主要提高煤炭資源的利用率，制定合理的科學的煤炭開采規劃，煤炭資源是不可再生資源，是人類發展的能源基礎，不斷提高煤炭勘探科技水平，大力引進高科技的開采技術裝備，提高煤炭資源的開采率，從源頭上擴充可利用的煤炭資源總量；三要注重煤炭經濟與環境的協調發展，引進先進的煤炭開采、加工和利用技術等潔凈煤技術，充分將污染廢棄物消化在生產利用中，走綠色發展道路。
【關鍵詞】金融發展 區域經濟 經濟增長
金融在現代經濟發展中的核心地位已為現代經濟發展史和現代經濟增長理論所證明，而且區域金融發展與區域經濟增長的關系作為區域金融理論的核心研究內容，無論是在研究方法上還是在研究視角上都得到了一定的提高和拓展。本文依次對國內外區域經濟發展理論和金融發展理論進行了論述，最后突出金融發展對區域經濟增長的影響，并對其進行詳細闡述，在借鑒前人經驗的基礎上提出實證研究的新方向。
一、區域經濟發展理論
區域經濟發展歷來都受到各國政府和學者的強烈關注。由于各國學者研究的角度、方法、深度都有所不同，自然也就造成得出收斂和發散兩種不同的結論，這也成為如今學術界爭論的焦點。因此，我們對區域經濟增長理論的研究，可以歸結為均衡發展理論和非均衡發展理論兩種。
（一）區域經濟均衡發展理論
區域經濟均衡發展理論認為：在生產要素可以自由流動的條件下，通過資源合理調配，各區域經濟體的發展程度將會趨向統一，這種統一還包括區域經濟體內部各產業和各部門的平衡發展。新古典區域經濟發展理論，源于以Solow（1956）和Swan（1973）為代表的發展經濟學的經濟增長理論。他們認為，經濟落后的國家和地區擁有比經濟發達地區更快的增長速度，隨著時間的推移，兩個國家或地區的發展程度將趨于一致，最終達到均衡發展的狀態。但這一理論也存在一個前提假設，就是市場是完全競爭的，而且資本、勞動、技術等各種生產要素在地區間的流動是無成本的，不受限制的。
（二）區域經濟非均衡發展理論
區域經濟非均衡發展理論主張部分地區或者部門先發展起來，再來帶動其他地區和部門的聯動發展，強調重點地區的重點產業和部門。Myrdal（1948）循環累積因果理論認為各區域間的經濟進步在時間和空間上都是不對等的，區域間的差距通過“積累性因果循環”，使得初始條件較好地區優勢不斷鞏固，而落后地區則越加貧窮，這就導致了區域間發展的不平衡。Perroux（1954）提出增長極理論，他強調的是那些擁有支配地位或者國家主導產業的部門成為增長極，進而聯動的影響周圍其他地區和產業部門進一步發展。Williamson（1965）提出伴隨著一國居民人均收入水平的增長，區域間的人均收入不平等性也出現倒“U”型。就是說，一國在經濟發展的初期，區域間的發展水平是不均衡的，但從長遠來看，區域間發展水平始終呈現一種收斂的狀態，即發展均衡。
二、金融發展理論
（一）國外研究歷程
金融發展理論形成于二十世紀六、七十年代，是專門研究金融發展以及從金融角度探討其與經濟增長之間的內在作用機制的理論。但對于這一問題，學界尚處于爭論的狀態。從歷史來看，西方古典經濟學家很早便開始了金融發展問題的研究。他們認為這兩者之間不存在因果關系，即貨幣數量的變動并不能對實體經濟產生影響。在其后的幾十年中，一大批經濟學家對這一觀點進行了反駁，其中以弗里德曼的現代貨幣數量理論最為著名。他認為貨幣能夠影響就業、產出等實際經濟變量，因而它是經濟發展中一個不可忽略的重要因素。這一理論的提出，了之前古典經濟學派統治多年的結論，為貨幣金融理論的發展奠定了基礎。上世紀60年代以后，許多學者對金融發展和經濟增長之間的關系進行了深入的探究。Gurley和Shaw（1984）在《金融理論中的貨幣》一書中指出，貨幣是影響產出水平和產出組成的重要因素，并進一步指出了貨幣對經濟增長的作用。Goldsmith（1969）首次提出了金融結構論，并且他也是第一個運用實證方法來研究金融發展和經濟增長關系的經濟學家。他通過分析35個國家的經濟狀況和金融結構，提出了金融相關比率這個概念，并以此作為金融結構發展程度的度量衡，他認為“金融的發展和經濟的發展是平行關系，隨著一個國家的經濟增長，它的金融結構規模和復雜程度也會增大”，這項研究雖然存在一定的薄弱點，但它對金融發展和經濟增長兩者關系的肯定具有重大的歷史意義。到了20世紀70年代，出現了一種“金融壓抑論”，主要代表人物是Shaw和Mckinnon（1973）。這種理論認為，實際利率和實際匯率是影響經濟增長的重要因素，在現實條件下，利率和匯率價格的扭曲將會極大的阻礙經濟的發展。與“金融抑制”相對，Shaw還提出了“金融深化”理論，他認為廣大發展中國家需要放開過多的金融管制，形成完善的金融市場化體制，消除“金融抑制”，更好的促進本國的經濟發展。隨著金融深化的展開，問題也隨之而來，過渡的金融自由造成了嚴重的金融危機。因此，學者們開始尋找不同的角度來解釋金融與經濟的問題。20世紀90年代，經濟學家運用內生增長模型，在此基礎上加入了金融中介和金融市場，來研究兩者的關系。這其中要以King和Levine（1993）為代表，他們構造了新的金融中介指標，并以此為基礎進行實證分析金融中介對經濟增長的影響程度。
關鍵詞：品牌；區域經濟；增長機制。
觀察世界和我國經濟發展的實際情況可以看出，區域品牌與區域經濟發展存在著一種正向關系，這種正向關系表現在：區域品牌較好的地區其區域經濟發展的也較好，反之，地區的經濟發展也往往落后。一個國家或地區擁有的強勢品牌越多，市場競爭力就越強，則所創造的國民財富就越多，區域經濟發展與區域品牌塑造是密切相關的［1］。
一、文獻綜述。
波特（1998）認為，區域品牌是區域經濟發展的產物，產業群是區域經濟的一個顯著特征。產業集群可以提高企業的生產率，獲得交易成本、外部經濟和創新等方面的競爭力。因此，區域經濟發展到一定階段，隨著區域經濟效益的提高，區域品牌效應凸現，提升區域品牌就勢在必行了。波特（2002）又進一步指出一個國家的成功并非來自某一項產業的成功，而是源于國家內部眾多的產業簇群，區域品牌可以帶動一個產業簇群，帶動區域周邊地區的發展。
關于區域經濟發展和品牌之間的關系，這方面國內已有許多研究。孫宏杰（2002）認為，區域品牌包含的兩個要素中的第二個要素品牌效應，往往代表著一個地方產業產品的主體和形象，對本地區的經濟發展起著舉足輕重的作用。夏曾玉（2003，2004）通過對“溫州現象”的考察，分析了建設區域品牌的好處以及溫州建設區域品牌的經驗。陳方方（2005）強調，地域品牌有識別、搭載、聚集、刺激的經濟效應。何鐵（2005）指出，品牌是現代市場經濟的發展趨勢，是提高企業核心競爭力的重要手段，是支撐區域經濟發展的重要力量。
吳程或（2005）認為，區域品牌可以增強區域的核心競爭能力，是轉變經濟增長方式的有效途徑，能夠形成地域分工與產業分工的有效結合，是農村城市化和城市形成的重要推動力量。武躍麗（2005）認為，區域品牌比單個企業品牌具有更持續的品牌效應，更強大的吸引力，在對外宣傳和區域經濟發展中能發揮更積極的作用，可以促進區域經濟的健康持續發展。肖志明（2009）從品牌帶動來研究區域經濟增長問題，通過晉江品牌帶動經濟增長模式，找到品牌帶動對區域經濟增長的作用關系，為其他區域通過品牌帶動區域經濟增長提供一些有益的啟示，以促進地區經濟持續快速增長。可見，國內外學者對區域品牌和區域經濟發展的關系從不同角度、不同側面進行了大量研究，區域品牌與區域經濟發展的內在聯系以及區域品牌帶動區域經濟發展的機制研究至今還沒有系統化，尤其是如何更好地發揮品牌帶動機制促進區域經濟發展的問題更應展開清晰、徹底的研究。所以實施品牌戰略，推動經濟發展已成為時展和經濟轉型的緊迫要求，構建品牌帶動區域經濟增長機制是提高國際競爭力，振興民族經濟的必由之路。
二、品牌帶動區域經濟增長的作用機制。
“機制”一詞的含義為［2］：事物在內因與外力共同作用下發生變化的原理及其表現形態。區域品牌對區域經濟發展的帶動機制是區域品牌形成過程中和形成后產生的一些變化對區域經濟增長的內在原因和外在因素共同起作用，以使區域經濟得到發展。同時，區域經濟發展又反過來影響區域品牌，使區域經濟和區域品牌共同持續發展。
1.區域品牌的內在帶動機制。
（1）外部規模帶動機制。
外部規模經濟理論首先由著名的經濟學家馬歇爾在1890年提出，后經克魯格曼等學者的完善而得到發展。外部規模經濟理論認為［3］，在其他條件相同的情況下，行業規模較大的地區比行業規模較小的地區生產更有效率，行業規模的擴大可以引起該地區廠商的規模收益遞增，這會導致某種行業及其輔助部門在同一或幾個地點大規模高度集中，形成外部規模經濟。通常由產業集群形成的區域品牌企業中，多數的企業規模比較小，內部規模經濟難以觀察，然而，由于分工的不斷外部化和專業化生產的深入，各個企業的生產都集中于某個特定的產品和特定的經濟環節，產品和服務可以同時滿足其他廠商的需求，區域品牌的外部規模經濟也就顯現出來。相對于內部規模經濟，外部規模經濟對于產業集群區域品牌具有非常特殊的重要作用。
（2）空間集聚帶動機制。
大量中小企業在大城市的近郊區或中小城市（鎮）集聚成群，空間上的接近使經濟活動高度密集。從硅谷到中關村，從底特律汽車工業的集中到深圳加工制造業的發展，從娛樂業、金融業、釀酒業、冶煉業到高科技產業的集聚，都是因為有某種或某些優勢資源的存在，這
些優勢資源包括自然資源（如農產品、礦產資源、水陸交通的便利）、人文資源和社會資源，人力資源和政治資源等，這些資源是企業集群在某地誕生的個性化條件。另外，空間集聚不僅帶來生產上的外部經濟性，而且還產生智力與管理外溢。例如：對于集聚的企業，即使自己不進行科研開發，也可以因久居此地而享受智力包括隱性知識外溢帶來的好處，如：由于大學或科研機構的集聚使當地企業技術進步比其他地區的企業更快，從而獲得競爭優勢，使區域品牌企業獲取規模經濟和范圍經濟的好處。
（3）整體優化帶動機制。
整體優化效應是指群體內各組織由于增長上的協調而產生的收益。區域品牌的特性表明，集群區域品牌是一個天然的區域創新系統，在某一區域的機構集中能夠形成一個共享的文化與學習區域，產生一個學習與知識傳播的網絡，積淀豐富的社會資本，從而促進區域系統的創新能力提升和技術進步。如作為高技術集群區域品牌的典范，硅谷因其知識密集、流動的高質量勞動力、鼓勵冒險并容忍失敗的氛圍、開放的商業環境、產學研的互動、政企與非贏利機構的合作、專業化的商業服務機構、高質量的生活等特點而被譽為“技術進步的源泉”。
2.區域品牌的外在帶動機制。
（1）關聯帶動機制。
區域品牌形成的基礎是產業集群，產業集群一般都有一個主導核心企業，通過該主導核心企業的衍生、裂變、創新與被模仿而逐步形成產業集群區域品牌。一個區域有某個領域的產業或企業出現，隨即與之相互關聯、相互競爭的原材料、零配件供應、產品制作、銷售渠道甚至最終用戶就會在空間分布上不斷地趨向集中，匯集于區域的各企業，通過合作與交流，尋求規模經濟，尋求互動式學習和創新，尋求在產業價值鏈上新的機會和更有影響力的競爭位置。
（2）擴散帶動機制。
區域是一個復雜的開放系統，它與區域外圍之間通過雙向聯系來獲取自身發展不可缺少的原料、燃料、勞動力和技術，同時也為其他區域提品和服務。區域品牌的建立和發展，同樣會形成對原材料、零部件及輔助產品等的較高需求，從而刺激相關部門的建立及生產規模的擴大，促進本地區經濟的增長［4］。
3.不同類型區域品牌對區域經濟增長的帶動機制。
（1）由特色資源、技術工藝形成的區域品牌對區域經濟增長的帶動。
地理氣候、地貌條件和文化特質、傳統工藝是很難移植和模仿的，有些區域品牌的形成在于其獨特的地理、氣候優勢，或是因為悠久歷史的特色技術工藝，如新疆哈密瓜、杭州龍井茶、景德鎮陶瓷、蘇州刺繡等。在特定區域內，基于當地獨特優越的自然條件和悠久的人文環境或特色技術工藝，圍繞某一主導產品或產業的生產活動為基礎，經過長時間的發展，逐步樹立起來能代表本地區特色的品牌。這種具有特色競爭優勢企業空間聚集形成本地化的產業氛圍和產業綜合競爭力，它們是地區經濟持續增長的源泉［5］。比如河南信陽毛尖、福建安溪“烏龍茶”和“鐵觀音”系列、浙江安吉白茶等。這些地方借助當地優越的自然條件和悠久的茶文化促進茶產業發展，并通過區域品牌效應在市場上實現品牌對產品的增值作用。
（2）由產業集群形成的區域品牌的帶動機制基于產業集群的區域品牌自身的一些特征（如區位特征、資源共享特征），使區域內企業獲得市場優勢、創新優勢，形成區域品牌的特色和競爭優勢。這種具有特色和競爭優勢的品牌企業空間聚集形成本地化的產業氛圍、產業品牌和產業綜合競爭力，這是其他區域很難模仿的。這些具有特色的產業對區域經濟的貢獻往往具有乘數效應，他們是地區經濟持續增長的動力。
三、發揮品牌效應，推動經濟發展的對策建議。
1.樹立用品牌引領經濟發展的理念。
現代經濟的一個重要特征就是品牌主導。我們對于世界經濟強國的了解和認識大都是從品牌開始的。
通過波音、通用、微軟、可口可樂、沃爾瑪，我們進一步認識了強大的美國；通過奔馳、西門子，我們認識了德國；通過三星、現代，lg、了解了韓國。同樣，這些國家對世界經濟和市場的滲透、占有和壟斷，也是通過這些品牌實現的。正是因為認識到了品牌的好處，他們高度重視品牌戰略，許多國家把品牌戰略上升到國家戰略的高度，始終把打造品牌作為謀求長遠發展的企業戰略，堅持不懈地圍繞自己的品牌來提升產品質量，培育企業文化，提供優質服務，推進自主創新，最后形成今天的世界性影響力，這一切是值得我們學習的。因此通過實施品牌戰略、推動產業升級，逐步形成產業龍頭、產業鏈條、產業集群，樹立用品牌引領區域經濟發展的理念是十分必要的。
2.搭建用品牌整合資源的平臺。
品牌的基礎是企業和產品，引導企業進一步增強創新意識，重視品牌的培育和研發，加大品牌創新推廣的投入，不斷開發出掌握核心技術并具有完全自主知識產
權、適應市場需要的品牌產品；對于企業現有的品牌應該進一步鞏固提高，使其在市場競爭中保持優勢。同時鼓勵名牌產品和馳名商標的生產企業通過收購、兼并、控股、聯合等多種途徑進行品牌重組，加快生產要素向名牌企業聚集，著力打造區域經濟的旗幟品牌。
以知名品牌企業為龍頭，以標準化生產為重點，進一步提升品牌規模效益，把現有品牌進一步做大、做優、做強，鼓勵和支持更多的品牌走出省門，爭創中國名牌和世界名牌，充分利用企業現有品牌的價值和影響力，通過授權生產、授權經營、連鎖經營等方式，實現快速的品牌擴張、規模擴張、市場擴張。如吉林化纖“白山”牌商標被認定馳名商標后，大力推進商標許可使用，帶動了相關企業的發展。因此，廣泛深入地開展品牌建設研究和交流工作，搭建品牌建設的公共平臺，為充分發揮優勢品牌對產業發展的帶動作用奠定基礎，繼而推動區域經濟的發展。
3.整體優化區域資源，奠定區域經濟持續發展基礎。
區域品牌存在的價值在于它在市場上的定位和不可替代性，定位的實質就是將區域品牌放在目標顧客心目中給它一個獨特的位置，由此而形成區域鮮明的品牌個性。［6］由于空間差異的客觀存在，每個區域的稟賦是不同的，每個區域的優勢也各有千秋，因此區域要根據自身的優勢準確定位。區域定位的基礎是區域最具優勢的資源，優勢資源是區域品牌的成因之一。由于區域品牌的培育過程是一個長期的、持續性的過程，因此只有那些具有規模性、低消耗、可持續性的特有資源才是優勢資源。在培育區域品牌選擇重點產業時，我們一定要選擇那些建立在可持續性的優勢資源之上且具有發展潛力、競爭優勢明顯、產業關聯度高的產業重點扶持。
4.發揮品牌效應，推動企業迅速發展壯大。
品牌之所以對任何企業都具有吸引力，是因為它的品牌效應。產品品牌的聲譽一旦樹立起來，就會通過消費和流通領域的傳播，迅速擴大產品的影響力，贏得越來越多的消費者的青睞。只要產品質量信譽不受損害，它的影響力及其經濟效果就會長期持續下去，以至延續幾代人的時間，并且品牌的信譽可以由一種產品放大到一組產品，產品的卓越形象可以放大為企業甚至地區的形象，由此帶來的經濟效果也起到了乘數作用。由于品牌產生的擴散、持續和放大效應機制，刺激市場需求，能給企業帶來一連串的利益。市場營銷學認為，當品牌被公眾認可后，就成了一種載體，在此基礎上，利用其品牌效應，將其做強做大，形成品牌企業和集群品牌，就形成了品牌經濟。
總之，只有通過積極培育區域品牌、全國品牌乃至國際品牌，才能增強企業核心競爭力，產品占據國內外高端市場才成為可能，由此可見，發揮品牌市場帶動作用是振興經濟，提高國力的必經之路［7］。
參考文獻
［1］馬志強。區域形象—現代區域發展的品牌和魅力［m］。哈爾濱：黑龍江人民出版社，2002∶25.
［2］孫日瑤。品牌經濟學［m］。北京：經濟科學出版社，2007∶48.
［3］劉陽。中國品牌［m］。北京：中國工人出版社，2006∶156.
［4］熊愛華。區域品牌與產業集群互動關系中的磁場效應分析？［j］。管理世界，2008，（8）∶176.
［5］王秀海，區域品牌帶動區域經濟發展的機制研究［d］。碩士論文，2007∶5.
［6］邵建平，任華亮。區域品牌形成機理及效用傳導對西北地區區域品牌培育的啟示［j］。科技管理研究，2008，（03）∶133－134.
關鍵詞：機場；區域經濟；灰色關聯度分析法
一、引言
從改革開放以來，我國的經濟得到了飛速的發展，這其中的原因除了有政府的正確引導與改革外，基礎設施建設、特別是機場、航空港等大型交通基礎設施的建設也起到了相當重要的作用。隨著經濟全球化程度的不斷擴大，作為高速交通體系中最重要的節點之一的航空港因其在運輸方面有快捷性、便利性等特性，其在推動地區經濟發展中也發揮著越來越重要的作用。
近些年來，為了進一步帶動民族地區的經濟發展，政府相繼在基礎設施建設方面投入了相當多的精力，尤其是相關機場的建設。近年建成并投入使用的機場有九黃機場、紅原機場等民用機場。從各個方面來看都能發現研究機場對區域經濟增長的影響能使我們了解到機場對經濟增長的相關關系和二者是如何相互作用的，從而能為相關政策的制定提供一些輔助和參考。
二、機場與區域經濟關聯分析
（一）分析方法
在進行關聯度分析時，考慮到數據獲得的難易程度和之間的相關性等因素，擬采用灰色關聯度分析法。灰色關聯度分析法是根據各個因素之間發展趨勢的相似或相異程度來判斷各個因素之間的關聯程度的方法，若各因素的變化趨勢具有一致性，則它們之間的關聯程度較高，反之則較低。
灰色關聯度的具體計算方法如下：
則灰色關聯度的計算公式即為：
（二）指標選取與計算結果
在指標的選取方面，要考慮到能否反映地區經濟發展和機場的相關生產能力與發展狀況。在反映區域經濟發展狀況時可以選用區域內生產總值、進出口總額、財政收入、人口等指標，而在機場生產能力方面則主要選擇旅客吞吐量和貨物吞吐量。經過參考相關文獻和對他人研究的借鑒，最終結合九黃機場的實際情況，選擇區域內生產總值、進出口總額、人口、城鎮居民可支配收入和旅游者人數與機場旅客吞吐量等指標進行相關計算。
通過對九黃機場的游客吞吐量與所在區域經濟指標的關聯性分析，可以得出機場游客吞吐量與區域人口、區域GDP、進出口總額、居民可支配收入和旅游者人數都有一定的關聯性，其中與進出口總額和旅游者人數的關聯性較高。
（三）結果及影響因素分析
由分析可知機場與區域經濟發展的關聯度很高，而機場作為整個交通運輸體系中的重要環節，在促進經濟發展方面有著重要作用。
首先，作為高速運輸通道，機場可以加快各生產要素在不同區域間的流動速度，使其能更快的投入到生產中去，創造更多的經濟效益。其良好的機場設施配置也提高了區域內與外部的交流合作機會與連通性，區域內外部的企業可以通過這些來促進交流與合作，增進各個企業間的信息流動與交換，提高知識與人才流動能力，從而帶動企業創新科研發展。其次，對于作為第三產業的旅游業來講，機場的建設為其帶來的新的發展契機，尤其是對于我國西部因險峻地勢而造成的地面交通網絡較不發達的地區，機場無疑會對旅游業的發展注入新的活力。最后，除了運輸業和旅游業，機場的建設還對銷售業、建筑業、會展服務業等行業產生了巨大的影響。機場的建設與后期維護保養等工作為建筑行業提供了更多的工作崗位，使更多人能夠參與到經濟建設中去。同時在整個交通運輸環節中，機場并不是單一的客流轉運地，還要提供一定的配套服務，如住宿、餐飲等服務設施。在這種情況下，合理運用機場周邊環境，建設機場經濟區域來帶動餐飲、住宿和零售業等的發展也將進一步影響整體經濟水平。
三、提高機場對區域經濟影響的對策分析
（一）協調機場規劃建設
首先在機場建設的規劃期時，需要綜合考慮區域總統規劃、產業規劃與產業布局和整體環境規劃等，使機場的建設能夠和周邊產業環境和居民居住環境有機的融合在一起，避免鼓勵建設或是對周邊產業造成負面影響。同時還要提前考慮到機場的運輸量和預期發展，避免建造的過大浪費資源或過小而不能滿足需求。
（二）機場自身及運營提升策略
首先機場應該不斷改善自身的硬件設施，定期檢驗與維護已有設施的同時還要適應快速發展的環境，不斷建造新的服務性場所，如餐飲、休閑、零售區域等，來滿足在機場逗留的游客的不同需求。其次機場運營方面還應該在提高機場服務人員的業務水平和服務態度上投入更多的精力與資金支持。良好的服務態度與業務水平能縮短旅客登機所消耗的時間，給游客一次愉快的出行體驗的同時也為塑造了自身良好的服務形象，從而達到促進機場發展的目的。
（三）推動機場與周邊產業的互動發展
機場與周邊區域的經濟發展，二者是相互依存、相輔相成的，因此應增進機場與周邊相關產業的互動發展來帶動整體經濟。現階段我國的機場建設與周邊產業的依存度仍舊不高，這種情況下政府可以出面邀請一些對航空運輸依賴度高的產業進駐機場周邊區域發展，形成有聚集性的產業園區，節約企業的運輸成本的同時也有利于優化機場周圍的產業結構，從而創造更多的經濟效益。
四、總結
本文采用灰色關聯度分析法，對機場游客吞吐量與區域經濟相關指標等數據進行分析，從所得數據得出機場的發展對區域經濟發展有一定的影響，二者的發展有共同促進的效應。同時結合機場的情況指出了機場促進區域經濟發展的方法，為之后機場的建設和發展提供了一定的參考。（作者單位：西南民族大學西南民族研究院）
課題項目：基礎設施建設與區域經濟發展相關關系的實證研究 項目編號：CX2016SP95
參考文獻：
[1] 張蕾，陳雯，宋正娜，薛俊菲.機場運營與區域經濟增長關聯性―以南京祿口國際機場為例[J].地理科學進展.2012（12）：1570-1576.
[2] 宋偉，楊卡.民用航空機場對城市和區域經濟發展的影響[J].地理科學.2006（06）：649-656.
關鍵詞：空間計量 經濟視角 區域經濟增長 研究與分析
引言
空間單位行政區內的經濟增長模式，通常采用橫截面數據處理方式，此類模型在一定程度上會造成空間經濟增長變化的“缺失”，這種數據變化缺失不僅會造成各空間單位行政區內個體經濟增長的差異性，還會使空間計量出現明顯的固定效應。針對上述問題，本文將通過對索洛―斯旺新古典增長模型為主要研究對象，并結合空間計量模型，探討空間位置與區域內經濟增長之間的影響關系，考察空間計量經濟視角下的中國區域經濟增長特征并比較全國和五大區的區域經濟增長的差異特點。
空間計量經濟學理論概述
（一）經濟學模型
1.空間權重矩陣。此經濟學模型的空間以及位置信息的數據信息表現力非常強，且主要強調其空間位置的關聯性。通常情況下，空間權重矩陣會依照以下兩種方式來進行空間區域劃分，一種為距離標準，一種為臨界標準。兩種分類方式都建立在假設距離的基礎上，單元距離的經緯信息是衡量距離標準的主要依據，空間權重元素是空間臨界判斷的主要依據。
2.線性回歸模型。最近幾年，線性回歸模型在空間計量經濟分析中的應用范圍越來越廣泛，與空間權重矩陣模型相比，該模型的空間依賴性很強，且具有一定的滯后性，因為該模型中的空間變量元素都會隨著因變量以及外部環境的變化而變化，所以當存在誤差項的元素引入線性回歸模型時，其模型中的各因變量都會存在空間滯后項。
3.空間誤差模型。誤差是進行空間經濟分析不可避免的一種數據處理現象，任何數據及時經過精確的數據分析和處理之后都會存在出現誤差的風險，這種風險是無法避免的，但是可以通過空間誤差模型盡可能地避免或降低。誤差出現的主要原因在于，模型中的變量因數出現空間自回歸現象，隨即抽取的變量因素會在變化位置上引發函數紊亂現象，造成誤差項空缺。
（二）模型選擇方法
通過上述對空間計量經濟學模型進行系統分析可知，不同區域特質，引用的經濟學模型不同，其主要依據如下：
1.數據干擾情況。對于區域空間相互之間沒有聯系的空間計量經濟模型而言，采用空間誤差模型更為實用，該模型可以將空間內各經濟數據以及相應的變化參數都如實的描述在模型當中。
2.數據描述的準確性。對于空間權重矩陣模型而言，在數據描述之后，應對其數據反應的假說進行經濟學分析，分析顯示假說不能被拒絕，則該計量數據所反應的經濟增長情況真實，如果被拒絕，則該空間權重矩陣模型的元素引入分析方式是失敗的，并不能如實反應出區域內空間經濟增長情況。
3.使用方法。通常情況下，如果經濟學模型使用的數據分析方法混雜，則通常需要采用一些特殊方式來進行數據處理，有時甚至會應用到兩種經濟學模型。線性回歸模型在模型數據處理方面占據絕對優勢，測算出的經濟增長理論具有一定的可信性。
基于空間計量經濟視角探討區域經濟增長特點
（一）索洛-斯旺模型
索洛-斯旺模型表現出的擴展形式空間計量模型是經濟增長理論研究發展的主要經濟學依據，在空間計量模型中是頗具代表性的經濟學模型。其方程式如下：
式中qi表示在一段時間區域內居民的穩定收入；T表示對區域地區經濟情況的考察時間；Ai-r表示在考察時間內經濟增長水平；α表示區域經濟的總生產值占總體國有經濟增長值的份額；s表示國民經濟的儲蓄率；n表示區域內人口的增長速度；g表示社會市場經濟技術含量的增長速度；δ表示相關生產設備的折舊率。
（二）區域經濟增長特點案例分析
1.研究樣本。本文以單元樣本為研究對象，對市級行政區內的經濟增長情況進行分析，與省級經濟區相比，市級經濟區在現代經濟建設、經貿發展上具有很強的說服力，可以客觀的反應出經濟增長的慣性特點。與縣級經濟區相比，市級經濟區的發展能力較強，影響其經濟增長效果的因素非常多，所以市級行政區可以充分體現空間對經濟增長的影響。
2.變量選取。人均GDP：本文對全國市級行政區2008-2012年的人均GDP數值進行了整理，其具體數據見表1。
資本存量比：資本存量在區域內的GDP比重是衡量經濟增長流量的重要依據，通過數據分析計算各市級物質資本存量可以增加投資價格的內部結構，保證投資價格處在一個恒定的區間內，使區域內的經濟增長速率處在一個相對平穩的狀態。
人口增長率、經濟生產設備折舊率、技術增長率：人口增長率對市級經濟區域的勞動力影響很大，眾所周知，勞動力是推動經濟發展的主要動力，所以在折舊率與技術增長率增長速度相對緩慢的情況下，要想實現空間經濟發展目標，必須從根本上提高市級經濟區域內的勞動力份額。
3.結果。將樣本數據以及其他變量引入索洛-斯旺模型之后，得出的分析結果如表2所示。
（三）基于索洛-斯旺模型探討區域經濟增長特點
通過對上述方程式進行分析可知，固定空間內的市場經濟份額和空間區域內的其他影響經濟增長的因素有密切關系，通過拓展形式的空間計量出來的結果，其測量值在預期的三分之一。經濟增長和人口增長、經濟發展水平、經濟重心轉移等都有密切關系。通過論述影響市級區域經濟的因素可知，在特定的模型效應下研究空間對經濟增長的影響，必須要充分考慮其變量因素和定量因素，在顯著性水平下，開展擴展形式的經濟增長研究。其主要分析內容如下：
1.除特定模型效應外，不同模型的對經濟增長的空間性論述結果和論述過程各不相同，其不同點不僅表現在促進經濟增長的個別因素上，還表現在影響區域內經濟市場的政府政策。
2.空間自回歸模型對誤差的檢驗效果很好，通過LM檢驗可以精準地測量出市級區域內經濟空間發展的特征和水平。將樣本數據、變量因數、人口增長率、經濟生產設備折舊率、技術增長率引入索洛-斯旺模型之后，研究人員可以通過數據發現經濟在空間環境上發展具有一定的誤差性。
3.從擬合的角度上分析，截面和時間效應不僅可以增加其研究模型的擬合程度，還能在一定程度上提升整體模型的特定效應。包含亞變量的空間面板上必須制定相應的傳統非空間變量，以滿足研究人員對經濟增長情況的分析。
4.資本比重是檢驗索洛-斯旺模型是否具有有效性的重要工具，因為資本比重是所有經濟猜想的主要內容之一，通過資本比重指標，研究人員可以清晰的分辨出界面特定相應是否優于該研究模型。
五大經濟區空間計量分析與橫向比較
利用拓展空間計量模型對市級區域經濟增長情況進行了系統空間計量分析可知，我國各大區域的經濟增長特點突出，從空間視角上看，五大經濟區都符合空間計量分析標準。
（一）區域劃分
自改革開放以來，我國經濟進入了全面復蘇的時代，以功能性為劃分依據，我國被分為4個經濟區域，中部、東部、西部、東北部。進入21世紀后，隨著西南城市的發展，我國西部經濟區逐漸演變為西南部和西北部兩部分。五大經濟區無論是在經濟發展政策上、還是在經濟建設上都體現出了形態迥異的發展特征。
（二）模型的設定
截面固定效應和空間面板模型是分析效果最好的空間計量模型，本文將采用上述兩種空間計量模型對五大經濟區的空間經濟增長特點進行系統分析。得出以下結論：
1.五大經濟區所表示的空間誤差數據相對真實，能體現出數據在空間形態中的變化特點，在5%顯著性水平下，空間誤差模型所表現出的經濟增長特點，適用于五大經濟區。
2.西部的數據在模型中的擬合程度很高，中部、東北部數據的擬合程度較低，其原因可能在于中部、東北部國有企業所占份額比較大，其經濟增長受我國市場的影響較小。
3.資本比重在模型效應上依舊保持三分之一，可以體現出空間對經濟區域的影響力是趨于穩定的，經濟體制、國家政策、勞動力等其他因素都不會對其空間經濟形態產生較大影響。
（三）橫向比較
1.特定效應對五大經濟區的擬合優度影響非常弱，目前非空間因素在模型中已經逐漸找到了自身的分析重心，并能夠在對數似然的水平下完成模型數據對比，這種對比結果可以加大數據系數，提高模型的顯著性水平。
2.從解釋能力上分析，空間拓展空間計量分析模型相對于傳統經濟增長特征分析模型，其在數據條件分析上具有一定的環境優勢。東部、西部、東北部各省市經濟區域都能夠滿足非空間經濟增長模型，并沒有體現較強的經濟收斂性。
3.鄰近經濟體在模型中的位置非常重要，初始收入水平可以在模型中顯現出獨特的正效應，體現收入系數在經濟體自身上的影響。與此同時，通過數據驗證還可以發現，兩個相鄰經濟體可以產生直接或間接的經濟影響，這種影響在一定意義上講，也可以看作是空間形態的影響。
參考文獻：
1.孫向偉.基于空間計量經濟視角的中國區域經濟增長特征與地區比較[J].南昌大學財經學報，2012，12（7）
2.蔣伏心，蘇文錦.長三角高技術產業同構對區域經濟增長影響的研究―基于空間計量經濟的實證分析[J].江蘇社會科學，2012，15（8）
3.陳華.中國制度變遷與區域經濟增長的空間計量經濟分析[J].華東師范大學學報（社會科學版），2013，10（2）
4.高圓圓.基于空間計量分析的安徽省區域經濟增長研究[J].東北財經大學學報，2011，13（15）
5.李建豹，白永平，李建虎.基于空間計量經濟模型的區域經濟差異成因分析―以蘭新鐵路輻射帶為例[J].干旱區資源與環境，2012，13（8）
6.李航飛，唐承財，徐樹輝.基于空間計量模型的廣東省區域旅游業發展與經濟增長研究[J].中山大學學報（自然科學版），2012，16（7）
7.張繼紅，吳玉鳴，何建坤.專利創新與區域經濟增長關聯機制的空間計量經濟分析[J].科學與科學技術管理，2012，13（11）
一、連云港經濟增長與就業特征概述
(一)經濟增長情況及結構特征描述近20年間，連云港市經濟總量增長速率較高，但波動也較大，總體在5%到25%之間波動。1994年至2000年間，環比增長率呈逐年下降的趨勢，2001年至2005年，經濟增長率逐年上升，之后2009年出現下滑。2009年大規模投資興起，2010年環比增長率迅速達到26%，之后出現調整。20年來，第一產業的產值從1994年的42億元增長到2013年的245億元，增長了5.8倍，小于連云港市GDP增長倍數16，第一產業的產值占連云港市GDP的比重從1994年的38.2%下降到2013年的13.7%。第二產業的產值由1994年的35億元增長到2013年的807億元，增長了22.8倍，產值比重由1994年的32.1%上升到45.2%。第三產業1994－2013年增長了22.3倍，占比從29.7%提升到41.0%，略低于第二產業。1994年以來，三大產業比重從1994年的38∶32∶30變動到2013年的14∶45∶41。第一產業產值比重在不斷下降，第二、三產業產值比重不斷上升。第二產業產值比重從2006年后增長較為緩慢，第三產業產值所占比重則一直上升到2013年最大41.0%，顯示了第三產業對連云港市經濟總量增長的貢獻越來越大。
(二)就業總量及就業結構描述連云港市就業總量處在一種波動式上升過程。1994～2001因區域經濟發展差距并伴隨勞動力轉移及其他因素的影響，連云港市就業人數出現逐年遞減的態勢，從1994年的223.16萬人減少到2001年的208.03萬人。2002年開始，就業總量逐漸上升并達到2011年的308.18萬人。2012年就業人口統計采取勞動力抽樣調查數，數據較以往有所變化。總體來看，近十五年以來，隨著連云港市經濟實力的不斷增強，勞動力總量呈溫和上漲趨勢。從三次產業就業總量分析來看，第一產業的絕對就業人數逐年減少，但在2007年以前仍然占主體地位，第二產業就業人數波動性增加，第三產業就業人數逐年上漲，變動趨勢相對穩定。2000年前第一產業就業人數減少趨勢較緩，二三產業就業人數也較為持平，反映了此階段連云港市第一產業發展速度緩慢，二三產業對勞動力拉動作用也較為滯后。2000年以后，二三產業對就業拉動作用逐漸提升。
二、連云港經濟增長與就業關系的實證分析
(一)經濟增長的就業彈性分析1．經濟增長率與就業增長率波動情況從經濟增長率與就業增長率擬合度來看(圖2－1)，連云港市經濟增長率與就業增長率總體趨勢相同，同步波動明顯。總體上，經濟增長率高于就業增長率，出現了高經濟增長、低就業增長的情況，并且兩者之間的差距近年也有一定程度的擴大。2000年前，經濟增長率呈現高增長高波動的情況，但勞動力增長率為負，雖然波動趨勢大致一致，但經濟的高速增長并未帶來就業的增長。2001年以后，經濟增長與就業增長波動趨勢逐步走向協調，經濟的高速增長帶動了就業的增長，但帶動效果隨兩者增長差距的擴大而減弱。2．經濟增長的就業彈性變動情況經濟增長的就業彈性指當影響經濟增長的其他因素不發生變化時，經濟每增長一個百分點所引起的就業變動情況。通過就業彈性的測算，可以看出經濟增長對就業拉動的貢獻變動狀況。經濟增長的就業彈性計算方式為:K=L/GDP，K為就業彈性。L為就業增長率，L=ΔL/L。
GDP為實際經濟增長率，GDP=ΔGDP/GDP。實際經濟增長率用《連云港統計年鑒2014》公布的1978為100的歷年生產總值指數計算得到，即實際增長率。根據已有數據和就業彈性計算公式得到連云港市1994－2013年就業彈性如下表2－1。從表2－1及圖2－2不難看出，連云港市經濟增長的就業彈性并不穩定，并且處于較低的水平，出現過小于零的情況。就就業彈性的含義來講，彈性值越大則經濟增長對就業的拉動作用就越大，彈性值越小則經濟增長對就業的拉動作用就越小。當就業彈性出現小于零情況時，就業彈性的絕對值越大，則表明經濟增長對就業的“擠出效應”越大，經濟正增長而就業減少。當就業彈性大于零情況時，就業彈性的絕對值越大，則表明經濟增長對就業的“吸入效應”越大，經濟正增長時就業增加。連云港市GDP的就業彈性主要可以分為兩個階段。2001年前，從1994年－2001年，就業彈性一直為負，1998年達到最低的－0.22，出現了“一方面經濟保持快速增長，另一方面就業增長率逐步下降，失業和下崗人員逐漸增多”的獨特現象;2002年之后，就業彈性轉正，持續攀高，并在2007年達到最大值0.85。2012年因勞動力統計方式變更，勞動力數據發生變化，就業彈性變化較大，無可比性。經濟增長對就業的“擠出”與“吸入”效應與產業結構變化及技術進步、政策變動等都有著密不可分的聯系。如就業彈性最低的1997年發生東南亞金融危機，并伴隨全國“國企改革與工人下崗大潮”。就業彈性最高的2007年，時逢全國經濟過熱，之后的2008年出現全球金融危機及沿海下崗浪潮。2009年的就業反彈伴隨4萬億投資的實施及全國大開發大建設開始。連云港的就業彈性變化總體上與全國的階段性特征較為吻合。3．連云港市就業彈性評價總體來看，連云港市經濟增長率與就業增長率吻合度較高，這說明了連云港市經濟增長與就業長期上存在著正相關關系。但就業彈性總體偏低，經濟增長對就業的拉動作用并不十分明顯，近20年就業彈性平均值為0.042，意味著近20年GDP平均每增長1%，所帶動的就業增長率僅有0.042%。同時，近五年來，經濟增長率與就業增長率差距進一步擴大，這說明經濟增長對就業的拉動作用進一步減弱。
就業彈性偏低，經濟增長對就業拉動作用偏弱的具體原因有以下幾種:(1)以資本投資、深化為導向的發展模式導致經濟發展對勞動力吸納的銳減。投資的加大、資本的深化，促使第二產業快速的發展，但第二產業就業彈性較小，且隨著資本價格的逐步下降，資源配置傾向于資產投資而輕勞動力投入，導致了經濟發展的同時對就業的需求大大縮水。這也是第二次世界經濟危機的根本原因，資本的投入帶來經濟高速發展，并未帶來勞動力需求的增加以及勞動力價值的增加，失業與經濟增長、通貨膨脹并存。(2)技術進步、經濟轉型導致勞動力市場的結構性失衡。勞動者的素質與經濟轉型不匹配，勞動力總體受教育水平未能跟上技術變遷的步伐。勞動力素質水平低下導致在經濟轉型和產業升級過程中出現大量結構性失業。隨著人民幣升值、國際需求下降、勞動工資上升等影響，勞動密集型企業不斷尋求技術改良及轉型，必將帶來勞動力市場的剩余。(3)第三產業發展速度滯后，對勞動力吸納能力不足。改革發放以后，國民經濟建設一直奉行“效率優先兼顧公平”的政策，在當前的財富分配機制中，經濟增長的成果并未帶來甚至“均富”“國富民富”的理想狀態。在此狀態下，第二產業資本深化時，第三產業發展速度難以超過第二產業轉型升級的速度，造成第二產業轉移的勞動力未能被第三產業吸納，形成新的“產業升級失業”。(4)相對發達地區發展過程中“集聚作用”對欠發達地區抽血。經濟發展中，相對發達地區在發展的前期會對欠發達地區資金、勞動力等資源產生集聚作用，大量的資金、勞動力會從欠發達地區向相對發達地區轉移，造成欠發達地區第一產業“勞動力蓄水池”作用減弱，對二三產業的發展模式及產業結構造成影響。
(二)經濟增長的就業貢獻分析基于經濟增長率和就業增長率計算的就業彈性，雖然能在一定程度上能夠反映經濟增長與就業的關系，但因該彈性計算的假設前提為，僅勞動力的投入對經濟產生的影響，沒有考慮技術的進步以及資本的投入，局限性明顯。且僅反映短期時點上的就業貢獻，不能從長期角度進行測算，也難以從三次產業的角度對就業與經濟增長的關系進行數據化界定。1．基于柯布－道格拉斯生產函數模型的就業貢獻測度以下借助柯布－道格拉斯生產函數計算連云港市經濟增長中就業的長期貢獻情況。該函數模型的基本假設是只有資本和勞動兩種生產要素，并且可以相互替代，經濟處于完全競爭，技術不變條件的新古典增長模型基本公式是Y=AKαLβ。Y為GDP總量，K為資本存量，用固定資產投資總額替代，L為勞動投入量，以勞動從業人員數替代。因通貨膨脹所引起的財富幻覺依然會促使企業擴大勞動用工，對勞動力總量產生影響，此處直接使用名義GDP進行核算，同時不考慮產業劃分制度不同對2004年前后數據造成影響產生的誤差。因2012年勞動力數據采集使用抽樣調查數字，數據波動較大，為避免產生較大的函數誤差，此處使用1994～2011年GDP及勞動力數據時采取分階段測算。DW統計量顯示函數殘差存在一定程度的自相關，同時顯著性一般，但1994－2000年函數表明該階段連云港市經濟增長主要靠投資貢獻，此階段受勞動力轉移及政策等因素的影響，經濟增長并未帶來勞動力的增長，與前述的該階段就業彈性為負值正好吻合。函數方程擬合度R為0.991，即固定資產投資和勞動力就業在99.1%的程度上解釋了連云港市的經濟增長。方程殘差自相關影響較小，同時在5%的置信度下顯著。此階段，投資對經濟增長的貢獻度α為0.659，即投資每增加1%，帶來GDP增長0.659%。勞動力對經濟增長的貢獻度β為0.419，即就業人數每增加1%，帶來GDP增長0.419%。且α+β＞1，即該階段經濟發展中，生產資源的投入存在規模報酬遞增現象。
本階段與1994～2000年階段比較中，固定資產貢獻度α有所提高，即投資效率較以往有所提升，且固定資產貢獻率依然超過勞動力貢獻率，即本階段經濟增長中，投資依然占主體地位。根據新古典經濟增長模型，資本積累前期，資本邊際使用效率會隨資本量提高而提升，但隨著固定資產投資的不斷增加，預期未來一段時間內固定資產貢獻度α將有所下降，同時勞動力貢獻度β會有所上升。即經濟發展的后期，第二產業資本的替代效應會促使勞動力向第三產業轉移，以下將通過三次產業勞動力貢獻變動情況說明經濟發展中產業結構變動對勞動力增長的影響。2．分產業結構的經濟增長與就業關系定量分析此處運用2001～2011年分產業結構經濟總量及勞動力總量之間關系進行定量分析。基于柯布道格拉斯生產函數，在不考慮技術進步及固定資產投資的情況下，定量分析經濟增長與就業增長之間的關系。擬合優度為0.988，即該模型解釋了經濟總量變動的98.8%。從各產業吸納就業對經濟的貢獻系數可以看出，第二產業勞動力邊際經濟貢獻＞第三產業勞動力邊際經濟貢獻＞第一產業勞動力邊際經濟貢獻。邊際勞動對經濟的貢獻呈現“二、三、一”格局。且第二產業產業邊際貢獻為1.13，接近第一產業的7.38倍，接近第三產業1.88倍，即該階段技術水平下，投入一個勞動力在第二產業可獲得的經濟產值為第一產業的7.38倍，為第三產業的1.88倍。投入到第二產業的勞動力能獲得等大的經濟效率。符合經濟基本發展規律中經濟發展中期的基本特點。擬合優度為99.9%，該模型解釋了就業總量變動的99.9%，但模型顯著性較差。系數表明第一產業的就業吸納彈性為－3.878，絕對值最大，其次是第三產業的就業彈性1.780，第二產業的就業彈性為0.832。從三次產業聯動的就業彈性系數可以看出，第一產業的就業彈性最大，且系數為負，反映了當前產業結構中第一產業作為就業“蓄水池”的作用，同時也很好地反映了隨著第一產業的發展，勞動力隨之流動到第二、第三產業的過程;第二產業的就業彈性系數小于第三產業，即隨著第二產業資本深化，單位第二產業經濟產值所吸納就業人數逐漸減少并少于第三產業;第三產業的就業彈性為正的1.78，即第三產業的產出每增加1%，就業總水平就增加1.78%，第一產業轉移的大量剩余勞動力，被第二、三產業，尤其是第三產業所吸納。第三產業就業彈性系數高于一、二產業，可以看出第三產業的發展能夠更好的提高就業總量，解決過剩勞動力問題。同時μ1＞μ2+μ3，可以在一定程度上反映該階段連云港市第一產業過剩勞動力存在向周邊城市轉移的過程。3．分行業的就業創造能力分析以上從總量及產業的宏觀角度對就業彈性的長短期影響效應進行了分析，了解了連云港經濟的總體就業彈性變動趨勢及各產業就業彈性狀況。在此基礎上，本文擬通過細分行業，從微觀角度，對不同行業的就業創造能力進行考量，來明確各細分行業的產值的提高所帶來的就業量情況，以便引導勞動力向就業創造力大的行業流動，以此解決總體就業彈性下降的問題。
這里借助連云港市第三次全國經濟普查公報中各行業從業人員數等相關指標，在簡單核算的基礎上進行比較分析。從業人員總數為三經普法人單位從業人員數及個體戶從業人員數加總。從表2－2可以看出，產值最高的工業部門并非為就業創造能力最高的部門，相反，隨著工業技術的提高及資本的深化，工業部門就業創造能力較弱，即工業產值的提高對就業的拉動能力較弱。服務業部門就業創造能力相對較高。工業部門平均就業創造能力為0.50，服務業部門平均就業創造能力為1.52(不含批零住餐)，批零住餐部門平均就業創造能力為1.78，建筑業為1.98，房地產部門為0.2。分行業中，連云港市就業創造能力最高的為居民服務、修理和其他服務業4.82，其次為科學研究和技術服務業2.96，建筑業1.98，文化、體育和娛樂業1.93，住宿餐飲業1.84，批發零售業1.73，衛生和社會工作1.33。4．經濟增長的就業貢獻分析相關結論(1)連云港經濟依然處于發展中期，產業為“二、三、一”格局，勞動力及固定資產投資投入到第二產業能夠獲得等多的經濟產值。(2)當前連云港市經濟處于規模經濟遞增狀態，固定資產投資及勞動力投入能獲得更多的經濟產值，且固定資產投資所產生的邊際經濟效率更大。(3)連云港市第一產業“蓄水池”作用顯著，勞動力轉移中，第三產業就業彈性更大，第一產業轉移的大量剩余勞動力，被第二、三產業，尤其是第三產業所吸納。(4)通過分產業經濟總量與就業關系模型可以看出，長期來看，各產業就業增長可以很好的解釋經濟增長，但各產業產值增長并不能很好的解釋就業增長。即就業增長并非為經濟增長的必要條件。(5)經濟發展后期，隨投資邊際經濟效率遞減，勞動力向第三產業轉移，勞動力邊際經濟效益必然向第三產業傾斜，產業結構會逐漸形成“三、二、一”格局。(6)連云港市服務業就業創造能力最大，工業次之。但連云港市工業及建筑業吸納就業量也最大，因此，在強調服務業的高就業吸納作用的同時，也應該重視工業和建筑業的平穩發展。
三、促進連云港經濟增長與就業協調發展的政策建議
經濟的持續健康發展離不開就業的穩定。同時沒有經濟的持續健康增長，失業問題也不可能得到有效解決。政府在確保經濟增長同時，應該理順經濟發展機制，正確處理好經濟增長與就業之間的相互關系。宏觀經濟政策應當強調經濟增長與就業增長并重，努力將擴大就業量視為經濟發展的首要目標，通過發展經濟來促進就業，同時通過擴大就業推動經濟發展。
(一)確保第二產業發展速度，提升第二產業就業彈性第二產業是經濟增長的原動力，對經濟增長的拉動作用最強，任何經濟發展階段都離不開第二產業的發展。第二產業是第一產業農業機械化及第三產業新興產業發展的基礎和前提。第一、三產業的發展要靠第二產業的帶動。日本戰后及美國經濟危機、金融危機以后的經濟復蘇都是靠第二產業驅動。第二產業當前乃至未來很長的一段時間仍是連云港市經濟增長的主要支柱。隨著第二產業技術進步及資本深化，第二產業就業彈性會逐漸下降，要增加就業彈性，就需要促進技術密集型產業和戰略性新興產業的快速發展，并通過此類產業的集聚形成新的增長極，通過帶動和擴散作用，加速經濟增長方式的轉變、經濟結構的轉型升級，帶動全行業的發展和轉型，提升就業彈性。確保連云港市第二產業的發展，應當緊抓國家戰略機遇，以“江蘇沿海大開發”、“一帶一路”交匯點建設為重點，以“創新試點城市”建設為契機，做強支柱產業，壯大主導產業，全面加快新型工業化建設進程。一方面大力加強傳統產業改革，促進其高科技化、信息化和高度化的發展。以石化、冶金、裝備制造等傳統產業為主導，在抓好相關項目招商、審批、建設的基礎上，加快重點技術改造項目的實施進程。另一方面，以傳統產業為依托，抓住長三角、珠三角等經濟較發達地區產業結構調整轉移的機遇，積極引進項目和資金，努力推動新醫藥、新材料、新能源產業園區建設，加快產業集群發展，促進產業結構的升級和就業水平的提高。
(二)加大第三產業發展力度，建設亮點突出的服務型城市前述模型結果可以看出，第三產業的就業彈性較高，且第三產業就業人數近年來都保持了較為快速的增長，但第三產業就業比重與蘇南城市相比存在巨大的差距。由于第三產業的許多行業投資門檻低，能夠創造大量就業崗位，對于緩解就業壓力十分重要。在今后相當長的時間內，第三產業也將成為吸納勞動力就業的主要部門。相關部門應當積極創造條件發展商業零售、交通運輸、文化旅游、教育衛生、社區服務、信息中介等就業需求潛力大的第三產業，在實現經濟高速增長的同時有效擴大就業。連云港市第三產業仍然較為落后，社會化服務水平較低。要加快第三產業發展，需要以“港口建設”、“旅游城市建設”、“文化建設”為重點，突出亮點。一方面，依托港口經濟大力發展物流業，建設區域性航運集散中心及區域物流中心。加快航運市場培育，優化物流園區規劃，完善城市配送體系，以發達便捷的海陸空三級立體交通網絡為依托，以信息共享平臺為載體，充分利用航空、水陸優勢，構建集疏運、倉儲、配送于一體的物流體系。另一方面，依托旅游城市建設，整合全市核心旅游資源，加大開發和保護力度，加快區域旅游中心建設，推動觀光旅游和休閑旅游發展。旅游業關聯產業較多，可以將旅游業作為服務業的龍頭產業帶動其他相關產業發展，通過打造精品旅游景區景點，加大旅游文化品牌塑造帶動住宿餐飲、商貿娛樂等行業發展。今后還需做好包括提高旅游管理水平，開發新的旅游景點和內容，加快旅游設施建設、旅游產品開發，提升旅游配套服務等多方面的工作。其次，依托文化建設，做大文化產業。重點發展西游記文化、淮鹽文化、水晶文化等地方特色文化產業，配合完善海州古城、鹽河巷、連云老街等設施開發建設。
(三)扶持中小企業發展，提升經濟發展和就業增長后備力量中小企業產權清晰、運轉靈活、經營效率高，在促進經濟發展、吸納勞動力就業方面發揮著十分重要的作用。市場上九成就業崗位為中小企業所提供。要解決就業難題，就需要為中小企業發展創造有利的條件，消除制約中小企業發展的制度障礙，健全促進中小企業發展的政策服務體系。同時，要促進相關信貸擔保、會計、法律、咨詢等商務服務業的發展。當前連云港市中小企業發展面臨著產業層次低、技術水平落后、組織規模小、經營能力差等多重問題。因此，在落實好國家有關中小企業優惠政策的同時，應當結合本地區實際情況，進一步出臺相關政策，強化服務意識和扶持力度，為企業營造良好的經營環境和政策環境，幫助其積極提高經營管理水平和市場競爭力。一方面，為中小企業搭建信息交流平臺，促使企業積極融入“中東西合作示范區”建設及“一帶一路”等區域發展中，通過開拓市場做大做強。另一方面，積極推進金融體制創新，鼓勵小貸公司、典當公司、資金互助合作社的發展，同時發展信用評級、貸款擔保公司等社會信用中介機構，拓寬中小企業融資渠道。引導并規范中小企業用工，提供相關的用工培訓和管理培訓，提高經營者管理水平。
(四)加強教育和職業培訓，減少結構性失業在產業結構調整及轉型升級中，容易出現因現有勞動力知識技能不適應新生工作崗位而出現勞動力供求失衡的情況。隨著經濟發展模式從粗獷向集約轉變，知識經濟的發展更需要高素質、高技能的人才。因此，發展教育，提高勞動者素質，是提高勞動者就業能力、促進就業的根本途徑。一方面，需要健全勞動力市場體系，充分發揮其配置勞動力資源的功能。通過有效的勞動力供求信息交流，掃除勞動力轉移障礙，降低勞動力的流動成本，提高勞動力資源的配置效率。另一方面，需要在堅持基礎教育和高等教育的同時，加強職業教育和職業培訓，特別是有針對性的加強對下崗和失業人員的教育培訓，不斷提高勞動者素質、技能和職業轉換能力。此外，密切關注經濟和社會發展對勞動力的需求，引導就業培訓服務于經濟和社會發展，從而促進有效就業。
關鍵詞：中小企業 經濟增長 區域差距 經驗分析
中小企業地區分布與區域經濟增長
改革開放以來，中小企業尤其是民營中小企業、鄉鎮企業的發展對我國經濟增長做出了很大貢獻。根據《2001年中國中小企業發展報告》提供的權威數字，我國中小企業以其48.5%的資產，安置著69.7%的職工就業，提供著57.1%的社會銷售額，還為國家創造了43.2%的稅收。特別是小企業，以其32.7%的資產，承擔著52.7%的就業崗位，為社會提供了42.6%的銷售額，為國家創造了28.7%的稅收。國內外經濟發展的經驗證明，中小企業已經成為一國（或地區）經濟增長的主要推動力量。
中小企業不僅對我國整個國民經濟、而且對我國區域經濟增長產生重要影響。中小企業作為區域經濟增長的微觀經濟主體，其成長性總是與宏觀層面的經濟增長緊密聯系的。大量事實表明，中小企業發展勢頭比較好的地方也正是經濟發展比較快的地方。我國東部地區經濟發展迅猛，從微觀經濟層面來看，是該地區產生了大量的中小企業由此而推進市場經濟制度的有效運作，成為經濟增長的主力。中西部的中小企業發展相對落后，中西部的經濟發展也相對滯后。
從表1可以看出，我國中小企業主要分布在東部。2002年，東部中小型工業企業單位數比重、工業總產值比重兩項指標分別為68.47%、78.07%，其中，小型企業的這兩項指標分別為68.84%和79.39%，占了大部分。中小企業最多的六個省（市）分別是：廣東（21674個）、浙江（21615個）、江蘇（20797個）、山東（12469）、河南（9350個）和上海（9248個），除河南外，全部為東部沿海省（市），占全國中小企業總數量的55.08%、總產值的65.56%。從近10年來的發展經驗看，中小企業發展越快的地方，經濟越發達。中小企業單位數和總產值排名前10名的省份，基本是GDP發展最快的10個省份。
中小企業與區域經濟增長
中小企業是推動區域經濟發展的重要力量，但這種推動作用到底有多大，以及在區域經濟發展差距中中小企業的貢獻大小是多少，我們希望能夠有效地、定量地測算出來，這樣，我們可以從數量上更明晰地看出中小企業對區域經濟發展的影響。
模型設計
我們假定，企業分為大型企業、中型企業和小型企業三類規模類型，經濟增長由它們三者的產出來決定。于是我們就用工業總產值恒等式來考察各類企業對經濟增長的貢獻程度：
Y=L+M+S ………（1）
式中，Y、L、M、S分別代表工業總產值、大型工業企業的總產值、中型工業企業的總產值和小型工業企業的總產值。
對（1）式兩邊分別對時間求導，可得：
Y`=L`+M`+S` ………（2）
其中，Y`=dy/dt，其余類似。對（2）式進行整理，有：
Y`/Y=L`/Y+M`/Y+S`/Y ………（3）
工業總產值的增長率Y`/Y分解到小型企業的部分為S`/Y，通常稱為小企業對經濟增長的拉動度，該部分占工業總產值增長率的百分比，即S`/Y`，稱為小企業對工業總產值的貢獻度，其余類似。我們可以用（3）式測算不同規模類型的企業總產值增長在工業總產值增長中貢獻的大小。
利用（1）式，我們假設Y1為甲地的工業總產值，Y2為乙地的工業總產值。則兩地的工業總產值的差異等于兩地各類企業的總產值差異：
Y1-Y2=（L1-L2）+（M1-M2）+（S1-S2）
………（4）
則（S1-S2）/（Y1-Y2）是小企業在兩地總產值差異中的貢獻大小，其余類似。
結果分析
從表2中可以看出，2002年在三大地帶的工業經濟增長中，中小型企業的作用是十分明顯的。東部地區的中小企業對工業經濟增長的貢獻超過大型企業，貢獻率達到60%，小型企業的貢獻率超過了50%。中西部地區的中小企業對經濟增長的貢獻低于大型企業，但仍占了將近一半的貢獻份額。由此，可以得出初步結論：中小企業在我國三大經濟地帶的經濟增長中起著重要作用，相對中西部地區而言，東部的中小企業對區域經濟增長的貢獻更大。
從表2可以看出不同規模類型的工業企業對三大地帶工業經濟發展差異的貢獻。無論是東部地區與中部、西部地區之間還是中部地區與西部地區之間，中小企業尤其是小型企業是造成工業經濟增長差異的重要因素。在東部與中部經濟差距構成中，小型企業的貢獻率最高達55.13%（1995年），最低為42.70%（2001年）；在東部與西部經濟差距構成中，小型企業的貢獻率最高達54.63%（1995年），最低為42.96%（2001年）；在中部與西部經濟差距構成中，小型企業的貢獻率最高達52.49%（1995年），最低為44.39%（2002年）。總的來看，在地區經濟發展差異構成中，小型企業所作的貢獻超過大型企業。可見，小型企業在我國經濟增長差異構成中具有舉足輕重的作用。
總之，以上的分析表明，中小企業發展的地區不平衡性使東部地區經濟以快于中西部地區的速度增長，從而拉大了東部與中西部經濟的差距。
結論性評論
本文從微觀經濟主體企業的角度，運用數量分析方法，定量地研究了中國的地區經濟發展差距不斷擴大的現象。我們發現，中小企業尤其是小企業在我國區域經濟增長中起重要作用，無論是東部經濟發達地區還是中西部欠發達地區亦是如此。中小企業尤其是小企業發展的地區不平衡性是我國區域經濟增長差異形成的主要因素。要實現中國區域經濟的均衡增長，實現區域產業組織合理化，各地區必須從戰略的高度大力發展中小企業尤其是小型企業，而促使中小企業集群發展是提高區域經濟競爭力的有效途徑。同時也必須大力實施大、中、小企業協調發展戰略，特別是地區之間的中小企業合作。
參考資料：
1.苑鵬，鄉鎮企業產業組織與區域發展的結構變遷與調整研究[J]，經濟研究參考，2002
2.許慶明、黃暉，工業企業規模結構與區域經濟增長[J]，生產力研究，2003
3.程玉春，對我國工業組織的區域比較實證分析[J]，中國工業經濟，2002
4.林毅夫、劉培林，中國的經濟發展戰略與地區收入差距[J]，經濟研究，2003
作者簡介：
關鍵詞：科技創新；區域經濟增長；動態綜合評價
中圖分類號：F124 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）09-0453-01
創新驅動發展已經成為全社會的廣泛共識，必須依靠科技創新提升發展水平，增強發展動力。我省科技創新正處于新的發展起點，創新驅動發展已經進入到攻堅克難的階段。2013年實現生產總值14338.5億元，增長10.1%，完成財政收入2357.1億元，增長15.2%，城鎮居民人均可支配收入21873元，農民人均純收入8781元。全年共立項下達各類省級科技計劃2095項，省財政科技撥款4.075億元，其中重點以上項目占75%。爭取國家科技項目906項，其中重大項目98項，獲批經費8.4億元。當前我省經濟發展勢頭較好，特別是新型工業化的發展，對依靠科技進步來改良工藝、改進產品、更新設備資源、降低能耗，提高生產率上，都發揮了積極的推動作用。
一、科技創新能力概述
科技創新能力主要是依托區域創新主體，如高等院校、科研機構、優勢企業等，實現對知識向產品和服務的轉換能力，特別是在新技術的創造、應用和推廣上，實現對各相關主體間的協調與統一，從而實現科學創新能力對整個區域經濟投入與產出的帶動作用。其內涵主要包括：一是科技創新與生產力的關系發展，生產力的提升是建立科技創新的基礎上，并在其推動下實現對區域經濟的可持續發展；二是從其系統來看具有綜合性，特別是對于區域高校、科研機構的依托，實現對知識經濟的快速轉換，企業和政府作為科技創新的主體之一，也需要從政策上、資金投入上給予必要的支撐；三是表現為科技創新的開放性特征，對于系統功能的實現依賴于各主體要素間的相互作用，而不是簡單的累加，只有在全面協調各要素關系前提下，實現對自身創新資源的彌補和完善，從而提升整體科技創新能力水平。
二、科技創新對區域經濟增長的主要表現
從經濟增長理論來看，科技創新更體現對勞動效率的促進作用，新古典增長理論將外生技術進步轉變為“內生化”，并從長期的增長與收益中來促進經濟總量的提升。其表現在：一是知識外溢現象帶動了經濟的增長，特別是技術性知識在生產中的轉換，能夠從降低成本中提高勞動生產率，從而推進收益增加。Romer在其經濟增長模型中對知識進行劃分，普通知識具有外在經濟效應，而特別知識具有內在經濟效應，從而得出經濟增長主要依賴知識的積累來實現；二是人力資本的累積效應促進經濟增長，人力資本主要是教育、培訓、實踐經驗等知識，運用到生產關系中，特別強調教育和培訓在人力資本中的主要作用；三是科技模仿創新對經濟增長的促進，對于技術成果的轉移過程，模仿是后進者借助于合法手段來提高技術的有效途徑，如中等發達國家模仿發達國家的生產技術來促進本國技術水平的提升，以縮短與發達國家間的技術差距，從而增強了本國的技術競爭力，同時，對于區際科技創新來說也是如此。四是研發（R&D）活動對經濟增長的促進作用，科技進步是建立在研發基礎上的，特別是對于企業來說，在追求利益最大化的過程中，加大必要的研發投資，從而實現對技術創新和專利的發明，由此而產生的推進經濟持續增長的動力，主要源自研發投資，再逐步演化為創新激勵，從而實現企業和社會的同步增長。
三、推進區域科技創新發展的有效路徑
科技創新能力的提升，從其內涵上是對各產業部門的綜合與協調，而區域經濟增長模式是各類因素相互結合和實現協調的前提條件，對于區域科技創新能力來說，優化產業結構調整，積極轉變經濟增長模式是促進區域經濟增長的有效途徑。
1.從產業結構的調整中來優化區域科技創新
產業結構是國民經濟各產業間建立關聯的基本方式，其貢獻的大小取決于產業結構構成，以及各產業部門間的相互協調關系。從影響產業結構的因素來看，首先是需求結構分析，從社會總購買力在各產業結構中的分配上，來明確各產業的投入比例、中間需求和最終需求之間的關系，社會消費與投資的關系、投資水平與產業結構的關系等，再次是對資源供給結構分析，主要從資本的分配上、人力資源的開發上、以及區域自然資源的稟賦上來進行分析；再次是科技因素，特別是科技創新發展水平和能力，新技術的發展方向等；最后是區域經濟關系與國內、國際經濟關系的影響，包括進出口貿易關系、外資及外國先進技術的引進等。由此可見，對于產業結構與科技創新的關系來說，一方面利用科技創新來不斷優化市場資源配置關系，以促進對新興產業的推動；另一方面借助于科技創新活動來開發出滿足社會需求的新產品，從新舊產業更替中改進產業結構；同時，科技創新還能夠從社會分工的深化中，提升專業化程度。
2.從經濟增長模式上來優化區域科技創新
區域經濟增長是各種要素相互作用，共同推進的結果，對于經濟增長方式來說，經濟學從內涵式擴大再生產，到外延式擴大再生產兩個方面來進行闡述。外延式是在基于生產要素質量、生產技術、勞動效率不變的前提下，增加生產要素投入來實現生產規模的擴大，而內涵式則是通過科學管理，來優化各生產要素的質量和效益，從而實現對生產技術和規模的提升。為此，在促進區域經濟增長模式的轉變中，對于粗放式經濟增長方式主要依靠加大投入要素來增長，而集約式經濟增長方式主要依靠科技進步，以及從人力資源的開發上來提升產品數量和質量。從其本質來看是與經濟學的本質觀點是一致的。
【關鍵詞】區域經濟，經濟增長，主成分分析
一、序言
本文以陜西為實例，探求陜西經濟增長的結構性因素和持續穩定增長的調控機理。從經濟制度變遷的角度來看，不同歷史階段陜西經濟增長的推動因素不同：“八五”時期，經濟增長的主要推動力是全社會固定資產投資審批權的逐步放開和對外開放力度的進一步加大；“九五”時期，由于國家宏觀經濟實施了財政緊縮政策這一強制性制度變遷和1997年發生的東南亞金融危機等不利因素，使得這一時期推動經濟快速增長的階段性因素的作用逐漸消退，整個經濟步入階段性調整階段，GDP增長速度出現明顯回落；“十五”時期，伴隨著中國加入WTO和市場經濟體制的進一步完善，經濟增長速度開始逐步回升，這一時期經濟增長的主線已開始變為結構調整為核心動力的內涵型增長。
二、區域經濟增長的理論
狹義的區域經濟增長是指一個區域內的社會總財富的增加，用貨幣形式表示，就是國內生產總值的增加，用實物形式來表示，就是各種產品生產總量的增加。廣義的區域經濟增長則還包括對人口數量的控制、人均國民生產總值的提高、以及產品需求量的增加等。
三、區域經濟增長的影響因素
按照經濟學新古典模型分析，區域經濟的生產要素是資本、勞動和技術，有了這三類要素的投入，一個地區的經濟就能夠增長，這是區域經濟增長的必要條件。這些影響因素，可大致劃分為兩類：一類是直接進入生產過程的，亦即投入生產要素，包括資本、勞動力、資源、技術等；另一類是形成生產環境的，包括硬環境和軟環境。硬環境指基礎設施條件，相關產業布局條件等，軟件環境則包括經濟制度、管理方式及組織形式等等。
四、陜西區域經濟增長的現狀
2009年成為陜西經濟最為困難的一年，由于面對諸多因素的沖擊，例如國際金融危機，省委省政府帶領了全省的人民，積極的貫徹和落實中央一攬子宏觀調控的政策措施，使全年實現生產總值8186.65億元，人均生產總值21732元。初步核算，全年全省生產總值8186.65億元，比上年增長13.6%。其中，第一產業增加值789.63億元，增長4.9%，占生產總值的比重為9.6%；第二產業增加值4312.11億元，增長14.7%，占52.7%；第三產業增加值3084.91億元，增長14.1%，占37.7%。人均生產總值21732元，比上年增長13.3%，并且從農業、工業和建筑業、固定資產投資、國內貿易和市場價格和對外貿易的角度看都有所增長。
五、指標選擇
為了綜合分析影響陜西GDP增長的關鍵因素，我選取了下面8個樣本因子對陜西經濟發展綜合實力進行評價，并試圖尋找出對GDP增長有重要影響的關鍵因子以及兩者之間的關聯性。我們從《20120年陜西統計年鑒》中選取了8個樣本指標：全社會固定資產投資總值x1、居民消費總水平x2、進出口總額x3、財政支出x4、凈出口總值x5、農業總產值x6、工業總產值x7、建筑業總產值x8。
六、區域經濟增長的主成分分析
通過數據可以建立回歸模型：
全社會固定資產投資每增加1億元，GDP就增加0.454億元；居民消費水平每增加1人/元，GDP就增加0.927億元；進出口總值每增加1億元，GDP就減少3.0E-005億元；凈出口每增加1億元，GDP就增加0.001億元；農業總產值每增加1億元，GDP就減少2.5E-005億元；工業總產值每增加1億元，GDP就增加0.001億元。相對而言，居民消費水平的增加對陜西GDP的影響更為顯著，全社會固定資產投資的增加對陜西GDP的影響較為顯著，而居民消費水平直接反映了陜西經濟結構的變化情況，表明今后一個時期陜西經濟結構的調整對陜西經濟的增長起著至關重要的作用。根據因子載荷表得到每個原始變量因子表達式如下：
經過旋轉后的載荷系數已經明顯地兩級分化了，第一個公共因子在指標x1、x2、x3、x4、x5、x7、x8上有較大的載荷，說明這六個指標有較強的相關性，可以歸為一類。；第二個公共因子在指標x5上有較大載荷，同意可以歸為一類，這個指標屬于凈出口指標。
旋轉后的因子得分表達式：
通過主成分分析得到因子得分表，在第一個公共因子上，2009年居第一位，但是2009年在凈出口因子上是最后一位，因此，要增加凈出口的額度，但是在綜合因子上2009年卻依然居第一位。可得知，在兩個公共因子中，第一個公共因子占主要影響。并且，從2009年可看出，兩極分化非常嚴重。由于世界金融危機的影響，凈出口因子變化非常的明顯，從2008年到2009年凈出口變化很大，從第2位降到第20位，可看出我省產業結構的弊端。
七、結論
從主成分分析的結果所引出的結構性問題的改革刻不容緩：要進一步加快產業結構的調整步伐，縮小第一產業的產值比率，提高二、三產業的產值比率。一是我省要注重擴大內需，居民消費水平的增加對陜西GDP的影響較為顯著，并且“十二五”也提到了要建立擴大消費需求的長效機制，把擴大消費需求作為擴大內需的戰略重點，進一步釋放城鄉居民的消費潛力。二是不要過度的依賴于對外貿易，由于金融危機的影響，進口數量持續增加，但是出口下降極大，所以我省2009年的貿易出現了逆差，對外貿易依存度是衡量對外開放的重要指標，但是我省現在呈現慢慢偏高的趨勢。對外貿易依存度過高，容易使得該地區經濟對于世界經濟的波動十分敏感，忽視了本地市場的培育和開發。
參考文獻：
關鍵詞：航空運輸；區域經濟增長；VAR模型；南京祿口國際機場
一、引言
根據中國民航“十二五”規劃，預計到2015年，我國運輸機場數量將達220個以上，比2010年增加45個以上。包括機場新建工程、改擴建工程以及遷建工程在內，固定資產投資規模預計超過4000億元，較“十一五”增加60%以上，在此背景下，有必要深入探討機場從開港至成長為樞紐門戶機場，隨著自身航空運輸能力的變化，其與區域經濟增長的關系究竟如何。
在對航空運輸發展水平與經濟增長關系的實證研究中，計量經濟學中相關方法如格蘭杰因果分析、協整分析、VAR模型是常用方法。葉舟等[1]采用協整理論及格蘭杰因果檢驗分析得出，國民經濟的增長能夠帶動民航運輸的發展，但民航運輸對國民經濟增長的推動作用并不顯著；劉蘭娟等[2]借助VAR模型分析得出民航運輸對國民經濟的發展起到了推動作用，兩者之間存在長期均衡關系，但是我國航線里程、貨運等發展相對滯后；管馳明等[3]綜合運用多種方法論證了航空運輸投資通過資本積累、投資吸引、需求促進、進出口促進、產業結構優化和城市化等效應影響經濟增長；蔣新生[4]、劉雪妮[5]、李非等[6]分別以上海浦東國際機場、首都國際機場、廣州新白云國際機場為例，具體論證了相關機場航空運輸與地方經濟融合發展的成效，等等。
綜觀已有研究，圍繞航空運輸與經濟增長關系方面的實證研究已取得一定成果，但大多數聚焦于國家層面，又或者是針對北京、上海、廣州等臨空經濟已相對發達地區展開的研究，以南京祿口國際機場（下文簡稱祿口機場）為主要研究對象、從量化角度分析其航空運輸能力同區域經濟增長關系的文獻相對較少。
祿口機場是國內主要干線機場和華東地區主要樞紐機場之一，目前擁有通往54個國內主要城市、20個國際和3個地區城市的130余條航線，每周出港航班量達1200班。本文選取1993-2012年間反映祿口機場航空運輸能力的指標和南京市GDP數據，通過協整分析并建立VAR模型，具體探討祿口機場與南京市區域經濟發展的長期均衡關系，并對此進行格蘭杰因果分析以確定指標變量之間的因果關系，在此基礎上進一步結合脈沖響應分析和方差分解，對祿口機場航空運輸能力的變動對區域經濟發展的動態影響展開分析，所作研究在進一步豐富實證研究成果的同時，也可為地方政府制定更有針對性的區域發展政策提供參考依據。
二、航空運輸與經濟增長的協整及因果關系分析
1.指標選擇與數據準備
描述機場航空運輸能力的指標有航空里程、航線數量、飛機架數、運輸周轉量、通用飛行時間等，本文綜合考慮指標意義結合數據的可得性與可比性，以1993-2012年為樣本區間，選擇航空旅客吞吐量和貨郵吞吐量作為衡量航空運輸發展水平的指標；國內生產總值GDP作為衡量區域經濟發展的指標，所用原始數據均來源于歷年《南京市統計年鑒》。為反映地區生產總值的真實變化，本文所選用的GDP為實際GDP，是以1990年為基期，通過城市居民消費價格指數平減得出；航空旅客吞吐量、貨郵吞吐量分別用HLK、HHY表示；為避免數據出現異方差現象，對GDP、HLK、HHY三個指標均作取對數處理，對應指標分別記為LNGDP、LNHLK、LNHHY。
2.序列平穩性檢驗
為防止偽回歸的產生，在進行協整檢驗之前，必須檢驗序列的平穩性。本文選擇常用的單位根（ADF）檢驗法，借助Eviews軟件判斷LNGDP、LNHLK、LNHHY這三個變量所形成的序列的平穩性，依據SIC準則自動調整滯后期得出相應統計量及結論如表1所示。
表1 變量的單位根（ADF）檢驗結果
表1中，D（LNGDP）、D（LNHLK）、D（LNHHY）分別表示LNGDP、LNHLK、LNHHY一階差分序列。由ADF檢驗可知，在原始序列上所有的檢驗結果均沒有拒絕有單位根的假設，而一階差分后這三個序列均變為平穩序列，即LNGDP、LNHLK、LNHHY均為一階單整序列，符合展開協整檢驗的前提條件。
3.協整檢驗
協整檢驗的目的是判斷變量之間是否存在長期均衡關系，常用的檢驗方法有Engle-Granger兩步法以及Johansen極大似然法，考慮到本文分析的多變量間的協整關系，因此選用Johansen極大似然法。協整檢驗結果如表2所示。
表2 變量的協整檢驗結果
由表2可知，跡檢驗和最大特征根檢驗均顯示在5%的顯著性水平下，最多有2個協整方程存在，結合本文的研究目的，列出LNGDP同LNHLK及LNHHY之間的協整系數結果如表3所示。
表3 標準化的協整系數
從表3可看出，反映經濟發展的指標LNGDP與反映航空運輸發展水平的指標LNHLK、LNHHY之間存在一個長期的均衡關系。協整方程中各變量前的參數即為各自的產出彈性。具體來說，當貨郵吞吐量保持不變時，祿口機場的旅客吞吐量每增加1個百分點，南京市的GDP將平均增加0.4781個百分點；而當旅客吞吐量保持不變時，其貨郵吞吐量每增加1個百分點，南京市的GDP將平均增加0.4439個百分點。
4.格蘭杰因果檢驗
從以上的協整分析可以看出祿口機場的航空運輸能力和GDP 之間有一個長期的均衡關系，借助格蘭杰（Granger）因果檢驗進一步分析祿口機場的航空運輸能力指標和GDP 之間變化的因果關系，取各變量的滯后階數為2，檢驗結果如表4所示。
表4 變量的格蘭杰因果檢驗結果
Granger因果檢驗結果顯示，在10%的顯著性水平下，LNGDP是LNHLK的格蘭杰原因、LNHHY是LNHLK的格蘭杰原因。這一結果表明南京市市域經濟增長以及機場本身貨運發展對機場客運發展均有顯著的帶動作用，而機場業務量無論是客運還是貨運對市域經濟的帶動作用目前仍不夠明顯，這一結論驗證了文獻[10]中的觀點，旅客吞吐量1000萬左右的機場對地方經濟的拉動作用尚屬于初步顯現階段，祿口機場的旅客吞吐量于2009年度首次突破千萬大關，因而現階段祿口機場仍以接受城市輻射為主，臨空經濟正處于起步發展階段。
三、航空運輸與經濟增長的脈沖響應和方差分解分析
1.航空運輸與經濟增長關系的VAR模型構建
本文通過構建VAR模型對反映經濟發展水平的GDP及反映航空運輸能力的HLK及HHY這三個指標之間的動態關系展開分析。VAR模型構建涉及滯后期的選擇，合理的選擇對于后續的分析至關重要。基于此，本文首先構造滯后階數為3的VAR模型，然后應用滯后長度準則來確定合適的滯后期數，結果如表5所示。
由表5中的數據可知，5個評價統計量中有2個認為滯后1期合理，3個認為滯后2期合理，考慮到單位根表和單位根圖顯示滯后期為2時，全部根的倒數都在單位圓內，且根據前文分析可知LNGDP、LNHLK及LNHHY之間存在協整關系，因此最終確定構建含有變量間協整約束條件的VAR（2）模型，作為后續進行脈沖響應分析以及方差分解的基礎。
2.經濟增長的脈沖響應分析
以上述向量自回歸模型VAR （2） 為基礎，建立祿口機場旅客吞吐量、貨運周轉量與南京市經濟增長的脈沖響應模型，具體分析祿口機場的航空運輸能力與區域經濟增長的動態關系。根據已有的VAR（2）模型模擬得出的脈沖響應函數圖如圖1所示，其中橫軸表示沖擊作用的滯后期數，縱軸表示響應幅度。
圖1顯示，本期給旅客吞吐量一個正沖擊后，GDP響應在第2期就迅速上升達到第1個峰值，隨后有持續2期的下降，自第4期后又迅速攀升，于第6期達到新的峰值，此后幾期在0.009左右上下波動，隨著時間的推移，波動幅度逐漸減小，自第13期以后，GDP響應值基本穩定在0.011左右。這表明旅客吞吐量受外部條件的某一正向沖擊后，會給經濟增長帶來同向的沖擊，即對經濟增長產生促進作用，而且這一沖擊呈現較長的持續效應。
本期給貨郵吞吐量一個正沖擊后，GDP響應的模式與其響應旅客吞吐量一個正沖擊的模式類似，亦為持續的正向響應，圖形顯示GDP響應貨郵吞吐量一個正沖擊的曲線位于其響應旅客吞吐量一個正沖擊的曲線上方，這表明同旅客吞吐量相比，貨郵吞吐量對GDP的促進作用更大。
3.經濟增長的方差分解分析
基于已建立的LNGDP關于LNHLK及LNHHY的VAR（2）模型，進一步分析祿口機場旅客吞吐量及貨郵吞吐量的沖擊對南京市GDP變化的貢獻度，運行EVIEWS軟件得出LNGDP的方差分解結果如圖2所示。其中橫軸表示時期，縱軸表示貢獻率，圖中有三條曲線分別代表GDP自身沖擊的貢獻度、旅客吞吐量沖擊的貢獻度以及貨郵吞吐量沖擊的貢獻度。
圖2 旅客吞吐量及貨運周轉量沖擊
對GDP變化的貢獻率
不考慮GDP自身的貢獻率，圖2顯示，旅客吞吐量及貨郵吞吐量這兩個變量在VAR系統中對于GDP變動的貢獻率分別約占2%、7%，兩者共同的沖擊對于GDP變動的貢獻率約為9%，方差分解分析也進一步驗證了脈沖響應分析的結論，祿口機場的貨運對GDP的影響比客運要顯著。
四、結論
（1）祿口機場的航空運輸能力與區域經濟發展水平之間存在一個長期的均衡關系，現階段機場發展仍以接受區域經濟帶動為主，臨空經濟尚處于起步階段。由協整分析可知，祿口機場的旅客吞吐量、貨運周轉量同南京市的GDP之間存在協整關系，協整方程的輸出結果表明，機場的航空運輸能力與區域經濟發展水平之間存在長期的均衡關系，即從長期來看，兩者之間存在相互促進的效應。而由格蘭杰因果檢驗結果可知，盡管祿口機場的貨運業務對地方經濟的帶動作用已有所顯現，但當前機場的業務量無論是客運還是貨運對地區經濟的推動作用均不夠明顯，而地區經濟的發展對機場的客運有顯著的促進作用，這也表明當前祿口機場的發展仍以接受城市輻射為主，機場與區域經濟發展的互動程度有待進一步提高，南京地區嚴格意義上的臨空經濟尚處于起步階段。
（2）祿口機場航空運輸能力的提升對于區域經濟增長存在持續的正向拉動效應。從脈沖響應和方差分解分析中可以看出，無論是機場的客運還是貨運的正向變動均可對南京市的GDP產生持續的正向拉動效應。按機場的歷史數據計算得出，旅客吞吐量及貨郵吞吐量對南京市的GDP的變化率的貢獻度分別穩定在2%及7%左右。
參考文獻
[1]葉舟，李忠民，李曉峰.中國民航發展與國民經濟增長關系的實證分析[J].天津理工大學學報，2005，21（5）：81-84.
[2]劉蘭娟，董萬好.基于VAR模型的民航運輸業與GDP關系實證研究[J].財經研究，2009，35（8）：69-78.
[3]管馳明，馬奇騏.航空運輸投資對經濟增長的影響及其機制的實證研究[J].中國軟科學，2010（10）：47-56.
[4]蔣新生.上海浦東國際機場臨空經濟發展[J].空運商務，2006（4）：4-6.
[5]劉雪妮.臨空經濟對區域經濟的影響研究：以首都機場臨空經濟為例[J].經濟經緯，2009（3）：55-57.
[6]李非，王曉勇，江峰.臨空經濟區形成機理與區域產業結構升級：以廣州新白云國際機場為例[J].學術研究，2012（1）：74-80.
[7]Benell D W， Prentice B E. A regression model for predicting the economic impacts of Canadian airports[ J]. Logistics and Transportation Review， 1993， 29： 139- 158.
[8]Goetz A R. Air passenger transportation and growth in the US urban system， 1950- 1987 [J]. Growth and Change，1992， 23： 217- 238.
[9]Guilherme L， Sascha A， Benjamin K. From hub to tourist destination―an explorative study of Singapore and Dubai's aviation-based transformation[J]. Journal of Air Transport Management， 2009（15）：205-211.
[10]王志清，鐘山，趙闖，劉雪妮.我國機場業發展的經濟社會效益評價研究[J].中國民用航空，2009，107（11）：43-45.
關鍵詞:區域經濟增長;金融深化;面板數據;GMM
中圖分類號:F830.9 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2009)24-0054-02
文章立足于金融深化理論,基于1995―2007年中國27個省的面板數據,利用STATA10.0計量軟件,對中國金融深化與各區域經濟增長進行了實證分析。
一、金融深化與區域經濟增長的實證分析
(一)選用指標說明
1.經濟貨幣化指標X1:金融基本的功能是為社會經濟活動提供支付系統,降低交易成本,增加產出。就金融深化而言,首先表現為貨幣化程度的提高。
2.經濟金融化指標X2:金融部門有提高資源配置效率,加速資本形成的功能。就這個功能而言,金融機構對企業的貸款最為重要。這里用金融部門的貸款總額與GDP的比值來衡量金融部門貸款對經濟增長的貢獻。
3.資本市場發育程度指標X3:在市場經濟條件下,資本市場對資源的配置和再配置有著其他方式不可替代的優點和功能。證券及股票市場的發行總額與GDP之比(S/GDP),作為反映資本市場經濟化程度的指標。
4.金融資源利用效率指標X4:金融深化對于提高金融資源配置效率的影響是金融深化深層次的表現。這里用金融機構貸款余額與金融機構存款余額的比率來衡量。另外,經濟增長的度量指標采用GDP的增長率來表示,記為Y。各個指標的數據處理方法是,對于比值數據,如K/GDP、I /GDP、S、采用按當期價格計算的名義量而非實際量相比。這是因為名義量相比,與實際量相比差別不大。對于其他指標則需要剔除通貨膨脹的影響。
(二)模型建立及數據來源
本文采用面板數據研究金融深化對區域經濟增長的影響進行實證分析。在對面板數據進行經驗分析時,GMM方法被廣泛用來處理方程中存在的內生性問題(Arellano and Bond 1991;Holtz-Eakin,Newey,and Rosen 1988)。這一方法先是對估計方程進行一階差分以去掉固定效應的影響,并用解釋變量的滯后變量作為差分變量的估計變量。但一般而言,變量的滯后項并不是其一階差分的理想工具變量,尤其是當變量遵循隨機游走過程時情況更是如此。Arellano和Bover (1995)針對這一情況進一步提出了系統GMM(SYSTEM GMM)估計方法,以包含變量水平值的原估計方程與進行了一階差分后的方程同時進行估計,和僅以一階差分方程為基礎的GMM估計結果相比,SYSTEM GMM估計的結果在統計上更加有效。本文用SYSTEM GMM方法實證分析金融深化與FDI區域經濟增長的影響,采用面板數據模型建立如下回歸方程:
lnY=A+BlnX1+BlnX2+BlnX3+BlnX4+U
本文采用的是時間跨度為1995―2007年,橫截面單元為中國27個省、直轄市和自治區的面板數據,在方程(1)中,i為橫截面,表示27個省、直轄市和自治區(除去了北京、天津、上海、);t為時期,代表1995―2007年;U為橫截面在時期T的隨機擾動項;Y為被解釋變量,表示第i個省第t年GDP的增長率。為了防止異方差,以上變量均取對數值,數據來源于國家發改委、國家統計局、國家信息中心等。由于各因素對經濟增長的影響一般有滯后期,文章分別考慮零滯后期、滯后期一和滯后期二三種情況。
(三)模型估計結果及說明
表1的回歸均為two-way SYS-GMM兩步估計結果,z估計值根據有限樣本標準差進行了調整,Hansen J檢驗值沒有拒絕工具變量選擇滿足過度識別約束的假設,同時殘差也不存在高階自相關。并且,三個模型的擬合良度分別為0.8254,0.8032,0.8941,模型整體估計效果較好,F統計量也都通過檢驗。
1.從回歸結果來看,經濟貨幣化對經濟增長有著比較明顯的作用,其系數z值都在1%的水平上顯著,模型(1)顯示,經濟貨幣化對經濟增長有顯著的抑制作用,但是對滯后一期和滯后二期的經濟增長變量卻表現出明顯的促進作用,且推進強度是逐年遞增的,模型(3)的結果表明,經濟貨幣化程度每提高1%,會使滯后二期的經濟增長水平提高0.9959%。
2.經濟金融化和資本市場發育程度對經濟增長的影響有相同的作用方向,模型(2)顯示,金融部門貸款比重的提高對當年和次年的經濟增長有明顯的抑制作用,尤其是次年,而對于滯后兩期的經濟增長水平有顯著的促進作用。另外,資本市場發育程度在當年對經濟增長沒有顯著影響作用,在次年有抑制經濟增長的趨勢,而在滯后兩期時,資本市場發育程度對經濟增長水平有顯著的促進作用,模型(3)表明,金融機構貸款余額占金融機構存款余額的比每提高1%,會使滯后二期的經濟增長水平提高0.2176%。
3.模型(1)顯示,資本證券化因素對當年經濟增長的影響是反方向的,而對于滯后期的經濟增長水平沒有顯著的影響,這意味著中國股票市場發展對區域經濟增長基本沒有作用。
二、分析及討論
上述結果表明,中國金融的發展及深化對中國經濟的增長具有顯著的滯后效應,而且在當期往往表現出抑制經濟增長的趨勢。首先,人們認為金融的發展必然會帶來產業結構的調整和經濟運行效率的提高, 從而對經濟增長起促進作用;其次,金融的發展能夠通過降低交易成本和引導資源的合理流向來促進經濟的發展即金融發展與區域經濟的增長必然同步。但是,中國金融體系有很大的特殊性:第一,從銀行組織體系看,中國以往的銀行體系是一個封閉的體系,四大國有商業銀行約占中國金融資產70%左右,國有銀行處于絕對壟斷地位,銀行間的競爭缺乏,銀行資產的運作缺乏效率,儲蓄的增加不能有效地轉化為投資的增加等來促進經濟的增長。第二,從信用配給看,目前中國信用配給制度是處于計劃型和市場型之間的一種混合型金融配給制度,金融配給并不是完全由市場效率原則決定,還依然帶有計劃經濟的色彩。第三,中國經濟增長的較大一部分歸功于民營經濟的發展,由于存在政策性歧視,民營企業急需的款項很難從國有商業銀行那里獲得,其大部分貸款只能來源于民間金融機構,民間金融的發展對地區經濟的貢獻不可忽視。
中國股票市場發展和經濟增長關系的特殊性也是有其深刻原因的。在中國尚未十分規范的股票市場上,國內政治因素、股民心理因素以及國際氣候等很可能在股票價格變動中起著決定性作用;再次,政府的行為非理性,政府在股票上市方面的政策時松時緊、缺乏連貫性和透明度是導致這種特殊關系的不容忽視的原因; 最后,股市的不完善使那些有資格獲準上市的公司將籌措來的資金不是用在生產性項目或指定項目上,而是轉用它途,如用于消費或交給證券經營機構去營運。所以,我們目前不應該過分地強調股票市場在經濟發展中的作用,而是應該逐步規范股票市場的發展,然后才能更大地發揮股票市場的重要作用。
參考文獻:
[1]Gurley,John.Edward Shaw. Financial Aspects of Economic Development .American Economic Review,1995, 45(September).
[2]Khan S.Mohsin,Senhadji S.Abdelhak.Financial Development and Economic Growth: An Overvies.IMF working paper, 2000,WP/00/ 209.
[3]King,Robert G.,Ross Leving.Financial intermediation mad Economic Development. Capital Market and Financial lntermediation.e
dited by C.Mayer and X.Vives,Nives,New York: Cambridge University Press,1993.
關鍵詞：產業結構；全要素生產率；偏離份額法
文章編號：2095-5960（2014）03-0017-07；中圖分類號：F270；文獻標識碼：A
一、引言
在經歷30多年的經濟高速增長后，中國進入了經濟和社會雙轉型發展階段，以往通過要素投入推動經濟粗放增長的模式，日益受到資源和環境的雙重約束。2008年全球金融危機后，外需市場的快速萎縮和大幅波動對中國以低成本優勢參與國際貿易的產業造成巨大沖擊。在這種背景下，國家十二五規劃提出了“轉型升級、提高產業核心競爭力”的發展綱要。
提高產業核心競爭力的目的是使經濟快速增長，而提高核心競爭力的關鍵是提高生產率，對此學術界已有大量文獻進行研究，歸結起來其機制主要是科技進步、內生經濟增長和產業結構轉換三個方面。新古典增長理論認為，在競爭均衡假設下，經濟增長是勞動力增加、資本積累和技術進步的結果。技術進步和內生經濟增長提高了部門生產率，進而促使整個經濟效率水平的提高。資源存在長期的有效配置，部門間勞動和資本的轉移不可能增加總產出，即不存在任何結構效應。而Kuznets （1979） 認為經濟增長是生產結構轉變的一個方面，沒有各種要素在不同經濟部門間的充分流動，不可能獲得人均產出的高增長率。Chenery（1989）認為，產業結構轉變是理解發展中國家與發達國家經濟發展區別的一個核心變量，同時也是后發國家加快經濟發展的本質要求。Peneder（2002）則認為產業結構推動生產率提高的機制在于：勞動和資本等要素從低生產率或低生產率增長率的部門向高生產率水平或高生產率增長率的部門流動，促進整個社會生產率水平的提高，由此帶來的“結構紅利”維持了經濟的持續增長。
對于“結構紅利假說”，國內外學者進行了大量實證研究。Salter （1960） 最早對英國1924―1950年間28個制造業行業的結構紅利假說進行了研究，結果顯示英國制造業間的要素流動顯著促進了生產率增長。Timmer and Szirmai （2000） 分析了1963―1993年間印度、印度尼西亞、韓國和中國臺灣省13個制造業行業，發現結構紅利假說只在印度得到了證實。Singh （2004） 對韓國1970―2000年制造業的實證研究發現，結構紅利假說僅在1970―1980年期間顯著。Fageberg （2000） 、Peneder （2002）等也得出結構紅利假說不顯著的結論。
在國內，鄭玉歆（1993）最早對1980―1990年間中國制造業行業間的結構變動對全要素生產率增長的影響進行研究，發現產業結構變化對生產率增長有促進作用。郭克莎（1993）、胡永泰（ 1998）、蔡和王德文（1999）研究中國農業和非農業以及三次產業間的要素流動對生產率增長的影響，均肯定了產業結構演進的作用。呂鐵（2002）發現1980―1997年間中國制造業行業間的勞動力流動對勞動生產率增長作用不顯著。李小平和陳勇（2007） 研究了1998―2004年間中國省際工業間的勞動力流動和資本轉移對生產率增長的影響，發現資本轉移促進生產率增長，而勞動力流動作用不顯著。干春暉、鄭若谷和余典范（2011）研究發現，中國產業結構合理化對經濟發展的貢獻遠大于產業結構高級化。蘇振東、金景仲和王小紅（2012）研究發現中國三次產業結構變遷過程中要素流動存在階段性“結構紅利”，工業內部結構變遷則存在“結構負利”。
上述研究均從單個國家的角度進行分析。而中國地域遼闊，各省之間資源稟賦和產業結構的差異甚至超過歐洲許多國家間的差異。同時，中國各地區間經濟發展模式和發展階段差異很大，東部沿海地區通過吸引FDI，發展出口導向型產業而融入全球產業鏈體系，多數省市已經進入工業化后期的后半階段，而絕大多數中西部省份仍處于相對封閉的經濟發展模式，有的仍處于工業化中期的前半階段。[1][2]并且由于地方保護主義等因素，中國地區間市場零碎分割現象十分嚴重。[3]因而，從一個省（市）的角度來分析區域經濟增長的“結構紅利假說”更具實踐層面的意義。根據這一思路，本文以上海為樣本，從區域角度來檢驗經濟增長中的“結構紅利假說”是否存在。
二、研究方法介紹
為把產業結構變遷對經濟增長的影響與勞動生產率的增長對經濟增長的影響區分開，目前已有的研究主要采用三種方法：偏離―份額分析（Shift-share Analysis，SSM），投入產出技術中的結構分解分析（Structural Decomposition Analysis， SDA）和計量等幾種方法。[4]其中偏離―份額法強調資源再配置對經濟增長的作用；投入―產出中的結構分解分析著重于分析需求變化和中間投入變化對經濟增長的影響；計量方法則可以實證結構變遷對經濟增長的效果，并修正前兩種方法固有的機械性的缺點。本文采用的方法是偏離―份額方法。
（一）文獻綜述
偏離份額法是把區域經濟的變化看作一個動態的過程，以該區域或一個更大區域的經濟變量為參照系，構造經濟指標，將某一時期的區域經濟總量變動分解為三個分量，即份額分量 （the nationa1 growth effect）、結構偏離分量（the industria1 nix effect）和競爭力偏離分量（the shift share effect），以此說明區域經濟結構優劣和自身競爭力的強弱，找出區域具有相對競爭優勢的產業部門，進而可以確定區域未來經濟發展的合理方向和產業結構調整的原則。該方法由美國經濟學家Daniel（1942）和Creamer（1943）相繼提出[5][6]]Perloff ， Dunn， Lampard， Muth先后加以完善，20世紀80年代初由Dunn集各家之所長，總結成現在普遍采用的形式。Hellman（1976），Ledebur & Moomaw（1983），Barff（1988），Andrkopou-los（1990），Rigby（1992），Haynes & Dinc（1997），Knudsen & Koh（1997），Karlsson（1999），Hanham & Banasick（2000），Sirakaya（2002）采用該方法以就業人數為變量，對制造業部門的增長進行了比較研究。[7]而Ledebur & Mooman（1983）， Fagerberg（2000），Tmmer & Szimai（2000） ，Peneder（2003）以部門勞動生產率為變量進行了比較研究。Thirlwall（1967）提出了動態偏離份額分析的思想，Richard & Prentice（1988）用此方法對新英格蘭地區做了實證研究。Esteban Marquillas （1972）增加了分配影響的第四分量，并用同位概念（homothetic concept）解釋產業結構影響與競爭影響之間的相互作用。Nazara & Hewing（2004）在偏離份額分析方法中加入了空間結構分析，推導了20種包含空間結構和不包含空間結構的區域經濟增長分解公式。姚芳、周密、孫林巖（2005）修正了產業部門規模標準化指標，將偏離―份額分析方法應用于中國工業領域各部門，解決了該方法應用于國家層面的問題。劉偉、張輝（2008）曾用此法分析轉型經濟的結構變遷。[8]
由于偏離份額分析模型對時間有較強依賴性， SIRAKAYA， CHOI & VAR （ 2002）認為該模型不允許對特定時間段內可能出現的變化進行調整。[9]同時LC Ledebur & RL Moomaw （1983） KNUDSEN （2000）認為，根據偏離―份額法得到的結果，雖然可以揭示區域變化中每個分量的作用，但不能解釋變化產生的可能原因，從而不能對競爭優勢或劣勢的來源進行判斷。[10][11]因此，為了修正這些缺陷，我們需要根據歷史經驗和經濟增長的總體周期變化趨勢，將1978―2010年這34年再劃分為幾個具體的時間段，用動態偏離―份額法進一步分析區域經濟增長的結構份額效應。
（二）基于勞動生產率和全要素生產率的偏離份額法模型推導
1.基于勞動生產率的模型
假定經濟總體各時期的勞動生產率為LPt，上標t表示時期，則LPti表示各個時期各產業部門的勞動生產率，其中i=1，2，3分別代表第一產業、第二產業和第三產業，Sti表示t時期第i產業的勞動力所占總體勞動力的份額。則有總體勞動率公式如下：
上式被分解為三項：
等式右邊第一項∑ni=1（Sti-S0i）?LP0t被稱為靜態結構變遷效應（靜態轉移效應，static shift effect），用于度量勞動力向最初時期具有較高的勞動生產率水平的產業轉移時，對總體勞動生產率的影響。如果最初具有較高勞動生產率水平的產業吸收了更多的勞動，并提高了本部門勞動力在總體勞動力中的份額，則靜態結構變遷效應為正，Dension稱為“結構紅利假說”（the structural bonus hypothesis）。[12]
等式右邊第二項∑ni=1（LPti-LP0i）（Sti-S0i）被稱為動態結構變遷效應（dynamic shift effect），用于度量勞動力從勞動生產率增長較慢的產業部門流向勞動生產率增長較快的產業部門，所引起的總體勞動生產率的凈影響。如果產業的勞動生產率和勞動份額同向變動，則該項數值為正；如果具有較高勞動生產率增長的產業的勞動份額減少，或者具有較低勞動生產率增長的產業的勞動份額增加，則該項為負。Peneder將該項為負的情況稱為“結構負利假說”（The structural-burden hypothesis）。
等式右邊第三項∑ni=1（LPti-LP0i）?S0i被稱為生產率增長效應（內部增長效應，within-growth effect），用于度量不存在結構變動時，即各產業部門在保持原有勞動份額的情況下，各個產業部門由于內部的技術進步或技術效率變化等因素導致的產業內勞動生產率增長對總體生產率增長的影響。
2.對全要素生產率的進一步分析
經濟增長源于三種因素：要素投入、技術進步和產業結構變遷。產業結構的變遷，實質是要素在不同生產效率部門的流動和組合。各部門要素邊際勞動生產率的差異促使要素由低收益部門流向高收益的部門，這會同時改變全要素生產率，因此有必要進一步分析全要素生產率對結構紅利的影響。
全要素生產率的測度方法可以分為兩類：參數估計方法和非參數估計方法。參數法主要有收入份額法、計量經濟學法和隨機邊界法，它們都要涉及參數函數的估計，并且都假設研究對象在技術上是有效率的，能夠解釋隨機噪音。非參數方法主要有數據包絡分析和指數法，它們沒有涉及參數函數的估計，也不需要假設研究對象在技術上是有效率的，但不能解釋隨機噪音。[13]在應用上，收入份額法和指數法主要用來研究TFP的變動，計量經濟學方法主要用來研究TFP變動和規模報酬，數據包絡法和隨機邊界法主要用來研究TFP的變動、技術效率和分配效率等（ Coelliet a.l，1998），本文采用收入份額法建立如下模型：
假定生產函數為規模報酬不變和技術進步希克斯中性，意味著技術進步不影響投入要素之間的邊際替代率。
在上式中，GDP的增長率GY被分解為四個組成部分：1.資本要素投入增長的貢獻αkGK；2.勞動要素投入增長的貢獻αLGL。3.三次產業的全要素生產率增長的貢獻的加權平均值∑ni=1ρiG（Ai），即“凈技術進步效應”。4.產業結構變遷效應TRE。在這個分解式中，全要素生產率被分為“技術進步效應”和“產業結構變遷效應”兩個部分。據此，我們可以計算出各個年度的全要素生產率及各產業的全要素生產率，并進一步計算出勞動、資本和全要素生產率對經濟增長的貢獻，并進一步算出兩種效應。
三、結構紅利效應的計算
（一）勞動生產率模型的計算結果
由于偏離―份額法本身無法區分時間波動效應，為平滑經濟波動周期內結構變遷效應的波動性，使結構變遷效應能更好地被度量，本文參考董輔（1999）、陳佳貴 （2006）和干春暉（2011）對中國經濟發展階段劃分的方法，將1978―2011年劃分為六個階段，并以此為節點，分別計算第一、二、三次產業的結構變遷效應，計算結果如表1所示：
由表1可以看出，上海勞動生產率在1978―2011年期間年平均增長率達到了20.35%，增長主要來自于經濟體本身的勞動生產率增長效應，占70.13%。而來自勞動力重新配置的結構效應雖然發揮了一定的作用，但其影響遠小于產業內的增長效應，僅占29.87%，主要表現為勞動力向生產率高的產業部門流動。但分時期的分析表明，1978―1984年期間，年均勞動生產率增長率僅1.94%，但結構變遷效應明顯。1984―2008年期間，勞動生產率快速上升，主要來自于產業內部增長效應，而結構紅利效應并不明顯。2008―2011年，勞動生產率增長率僅067%，但靜態轉移效應高達99.6%，表明產業結構調整明顯，但負的動態轉移效應表明，勞動力流動使總體勞動生產率變低。
綜合六個時期分析，可以發現凡是勞動生產率增長率較低的時期，均是要素快速流動、產業結構快速變遷的時期，表現為結構紅利現象明顯。而在產業結構完成轉換后，均會迎來一波勞動生產率快速上漲時期，上漲的原因主要來自產業內部增長效應，在此期間產業結構則相對穩定，結構紅利現象并不明顯。從勞動生產率的角度，可以發現“結構紅利假說”是短期、階段性現象，長期來看，經濟增長主要來自各產業內部增長效應。
（二）全要素生產率模型計算
為計算結構變遷效應在上海全要素生產率增長率中的貢獻，需要知道經濟總體和各個產業的勞動、資本的存量及增長率、邊際報酬及產出彈性等數據。對勞動的存量、投資和折舊數據，本文采用上海統計年鑒中各行業從業人數、固定資本形成總額及指數、全社會固定資產投資及價格指數、社會平均折舊率的統計口徑；對于資本存量，采用永續盤存法，基期資本存量采用徐現祥（2007）計算結果：1978年上海一、二、三次產業的物質資本存量分別為37.7億、177.4億和61.0億[14]。計算公式為：
對于勞動和資本的產出彈性有兩種方法可以計算[15]，一是參數法，即用經濟計量的方法，通過統計回歸模型估計上海34年來六個階段的勞動和資本的產出彈性。二是非參數法，即使用要素的收入份額來計算（李京文、鐘學藝，1998；涂正革，肖耿，2005；）。兩種方法的區別在于非參數法是假定規模生產報酬不變。胡永泰（1998）、李京文，鐘學藝（1998）、樊瀟彥（2004）、張軍（2005）都曾證實或假定中國經濟總量（或國有工業）是規模報酬不變的。
要素的邊際報酬本文采取國民經濟統計中的收入法來計算，其中“勞動者報酬”在收入法計算的國內生產總值中所占的比例就是勞動的產出彈性；收入法計算的國內生產總值中資本的總所得等于“生產稅凈額”、“營業盈余”和“固定資產折舊”三項之和，這三項之和在國內生產總值中所占的比例就是資本的產出彈性。三次產業勞動報酬數據無法直接獲得，故采用替代的辦法，先用《上海統計年鑒》中三次產業從業人員工資總額數據，計算出各次產業所占的比重，然后用這個比重乘以收入法計算的“勞動者報酬”，從而估算出各次產業的勞動者報酬；根據核算的定義，用各次產業的增加值減去勞動者報酬，就可以得到各次產業的資本報酬，從而我們可以估算出各次產業的資本產出彈性和勞動產出彈性。計算結果如表2所示：
從表2數據可以看出，34年來上海保持了較快的經濟增長，年均經濟增長率達10.17%，這其中0.51個百分點由勞動要素投入的增加所貢獻，6.7個百分點由資本要素投入的增加所貢獻，剩余2.96個百分點來自于全要素生產率提高所帶來的增長。由此可見，上海34年的經濟增長較多依賴的是資本投入的增長（占全部貢獻的6592%），其次，來自于全要素生產率提高的貢獻（占全部貢獻的29.06%），勞動要素的增長對經濟增長的貢獻僅占全部貢獻的5.02%。
在全要素生產率方面，34年來上海全要素生產率年均增長率為2.96%，其中91.91%來自于凈技術進步效應，產業結構變遷效應所帶來的全要素生產率提高僅占8.09%。從分階段的時序數據上分析，1978―2001年，上海的全要素生產率增長率處于遞增階段，由1978―1984年期間的-0.94%增長到1999―2001年期間的7.37%。此后全要素生產率增長率開始下降，到2008―2011年期間已降至0.91%。在這一變化趨勢過程中，不論是上升階段還是下降階段，凈技術進步效應始終發揮著絕對的主導作用，結構變遷所帶來效應僅在改革開放的前三個時期（1978―1998）發揮一定的作用，但其影響也遠小于凈技術進步效應。而在1998年以后，產業結構變遷效應對全要素生產率增長的貢獻已經到了微不足道的比例。由此我們可以得到的結論是：上海全要素生產率的提高主要來自經濟增長過程中的技術進步。
上面這一結論與前面我們對各時期上海市勞動生產率變化的分析，所得到“勞動生產率的增長更主要來自于經濟體本身的勞動生產率增長效應，而來自勞動力重新配置的結構效應雖然發揮了一定的作用，但其影響遠小于產業內的增長效應”的結論大體相似。從不同角度分析，得到兩個相似的結論，說明結構紅利假說是成立的，但僅限于特定時期，經濟增長主要還是來自各產業的內部增長效應，而資本投入對經濟增長的貢獻遠遠超過勞動力流動和技術進步的貢獻。
參考文獻：
[1]陳佳貴，黃群慧，呂鐵.2012工業化藍皮書――中國工業化進程報告（1995-2010）[M]. 社會科學文獻出版社：2012.
[2]佘時飛.區域經濟一體化與區域協調發展相沖突嗎――一個空間經濟學分析框架[J].貴州財經大學學報，2013（4）：10.
[3]陸銘，陳釗.分割市場的經濟增長[J].經濟研究，2009（3）：42-52.
[4]楊凌.產業結構變遷對區域經濟增長差異的影響研究[D].西安交通大學，2010：14.
[5]Daniel，C.K. Shift of Manufacturing Industries， in Industrial Location Resources[J].Washington D.C， US National Resource Planning Board， 1942.
[6]Creamer.D.Shifts of Manufacturing industries in Industrial Location and National Resources[M].Government Printing office，Washington.D.C，1942.
[7]袁曉玲，張寶山，楊萬平.動態偏離――份額分析法在區域經濟中應用[J].經濟經緯，2008（1）：55-58.
[8]劉偉，張輝.中國經濟增長中的產業結構變遷和技術進步[J].經濟研究，2008（11）：4-15.
[9]E Sirakaya， HS Choi， T Var. Shift-share analysis in tourism： examination of tourism employment change in a region[J]. Tourism Economics， Volume 8，？Number 3， 1 September 2002：303-324（22）.
[10]LARRY C. LEDEBUR， RONALD L. MOOMAW.. A Shift-Share Analysis of Regional Labor Productivity in Manufacturing[J]. Growth and Change，Volume 14， Issue 1， pages 29， January 1983.
[11]DC Knudsen.Shift-share analysis： further examination of models for the description of economic change[J].Socio-Economic Planning Sciences， Volume 34， Issue 3， 1 September 2000， Pages 177198.
[12]Edward F. Denison. Why growth rates differ. Postwar experience in nine western countries[J]. Brookings Institution， Washington DC （1974）
[13]朱鐘棣， 李小平.中國工業行業資本形成、全要素生產率變動及其趨異化：基于分行業面板數據的研究[J].世界經濟，2005（9）：52-62.
