區域經濟增長模板(10篇)

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篇1

中圖分類號：F83 文獻標識碼：A

原標題：中國區域金融中介與區域經濟增長關系研究

收錄日期：2016年12月21日

隨著我國經濟的快速發展，我國各方面的事業都取得了可喜的成績。作為我國各方面建設的重要支撐行業，金融業也得到了快速的發展。我國金融業改革的目的就是為我國金融業創造更加寬松且有力的環境，進一步更好地發揮金融行業對于經濟的推動作用，而改革的重中之重就是把握好我國金融業的改革方向與內容。區域金融中介與區域經濟增長之間的關系問題也就成為了本文要探究的首要問題，以現有理論說明二者之間的關系，進而以實例加以佐證，以期為區域金融中介與區域經濟增長之間關系的闡述提供一定的幫助。

一、區域金融中介與區域經濟增長的關系

國內外有許多關于區域金融中介與區域經濟增長間關系的論文，本文首先要研究二者之間的關系，主要是希望對區域金融中介發展對區域經濟增長的促進作用進行更加全面的闡釋。

（一）區域金融中介與區域經濟增長。從金融中介為出發點研究區域經濟增長具有巨大的現實意義，在本文中涉及的區域金融中介主要是指廣義范圍上的金融中介，不僅包括各種金融機構，例如各類銀行、證券公司、期貨公司、基金管理公司、保險公司、保險資產管理公司、信托公司、即溶資產管理公司、財務公司、即溶租賃公司、汽車金融公司、貨幣經紀公司等，還包括金融市場和金融機制。

區域經濟增長這一概念主要是指在一定地理范疇內，物質資本總量的增長額，一般而言是一個數量概念。區域經濟是指在一個較長跨度的時間上（通常是指一年），一個特定區域的人均產出水平的持續增加。區域經濟增長率表明了特定區域內的經濟增長速度，是一個比率概念，是衡量該地區經濟實力的重要依據。

（二）^域金融中介與區域經濟增長二者之間的關系。區域金融中介和區域經濟增長二者之間的關系問題可以追溯到古典經濟學派，該理論在理論界存在已久，并在一定程度上達成了共識。對于上述二者之間的關系，理論界主要存在三種看法，主流觀點認為區域金融中介的發展會促進區域經濟增長，這在國內外實踐過程中已被多次證明，我國區域金融中介發展與經濟增長存在顯著空間依賴性，金融中介發展對區域經濟增長具有顯著的空間溢出效應。而其他兩種看法分別是，區域金融中介和區域經濟增長之間存在中性關系、區域金融中介和區域經濟增長之間沒有顯著的貢獻作用。

綜上所述，上述研究成果為下一步具體分析我國區域金融中介與區域經濟增長提供了重要的理論與實踐經驗。

二、我國區域金融中介與區域經濟增長關系實證研究

我國地區間經濟差異顯著，而地區間金融中介機構發展程度不同是構成其差異的重要原因。因此，對于細化不同區域進行研究，具有重要的現實意義與理論意義。根據徐婷在《中國區域金融中介發展與區域經濟增長關系研究》一文中，基于對相關數據的研究后，筆者在此基礎上可以得出如下結論：

我國東、中、西部長期以來存在著不爭的區域經濟差異，在當今金融經濟體制改革下，若忽視既存的區域經濟水平差異，將會使得金融經濟改革與初始目標偏離。我國東部地區金融中介發展對于區域經濟增長具有單向長期的直接因果關系，并且存在著明顯的短期雙向的互相作用；在中部地區金融中介發展對于區域經濟增長具有單向的長期直接因果關系，短期不存在明顯的相互作用關系，但是存在明顯的短期金融中介發展對于區域經濟增長的關系，而在西部地區金融中介發展對于區域經濟增長不存在長期的直接的因果關系。雖然區域金融中介對于區域經濟增長有著明顯的單向存進關系，但是二者之間的關系也表現出顯著的地域性差異。

三、區域經濟增長過程與要素分析

（一）區域經濟增長內涵與機理。我國區域金融機構對于區域經濟增長的作用過程與機理可以通過如下路徑：

1、直接作用機理。區域金融機構發展會對區域經濟增長產生直接作用。

2、間接作用機理。第一，區域經濟機構發展、區域經濟效率、區域經濟增長。伴隨著我國區域金融業的不斷迅猛發展，金融環境和金融機制的不斷健全，金融市場規模不斷壯大，各種金融創新層出不窮。基于投入產出的相關理論，我們可以得知資本投入可以產生更高的產出，從而提升區域經濟效率，進而間接影響區域經濟狀況。在此種情形下，區域經濟增長是區域經濟機構和區域經濟效率二者共同作用的結果；第二，區域經濟機構發展、技術進步、能源消耗、區域經濟增長。自我國改革開放后，我國金融業逐步健全、運轉順暢，區域金融創新層出不窮，這種情況下需要更高水平的技術支持，在技術水平可以給予保證的情況下，則需要投入更多的經費用于教育科研行業，由人力資本效率的提升推動技術的不斷進步，從而提高能源的利用效率，降低區域能源的消耗，通過上述一系列環節最終推動區域經濟增長。

（二）區域經濟增長要素分析。關于區域經濟增長要素的分析中，本文參考Beck的相關理論，在此主要介紹以下三個方面的要素：

1、法律法規。要保證市場經濟的正常運轉，必要的法律法規是不可或缺的。在健全的市場經濟環境下，可以有效地進行資源配置，保證投資的有效性。法律法規的逐步健全可以使投資者對于金融環境不至于懷疑，從而加大投資金額。有研究表明在法律法規健全的金融環境下，人們往往愿意進行長期投資，這對于區域經濟增長至關重要。

2、政治環境。政治環境對于區域經濟增長也十分關鍵，區域經濟的增長受到當地政府腐敗程度的影響巨大。區域金融中介的發展可以使資金流動順暢，加速外部企業的進入，這就使得金融既得利益集團面臨競爭，從而降低利益集團對區域金融中介發展的抗拒。該項要素完備可以促進區域金融中介發展，進而保證區域經濟水平的不斷提升。

3、社會環境。社會環境是指沒有具體條文和強制執行力的規范，一般是由人們在交易過程中約定俗成的，屬于非正式的制度約束。在良好的社會環境下可以引導人民規范交易，減少沖突，可以減少區域經濟不必要的損失。

四、結論及對策建議

（一）結論。通過對相關理論和我國區域經濟的實證分析，我們不難發現，我國東、中、西部各地區的區域經濟增長與對應區域金融中介發展有著密切的關系；同時，根據第二部分的分析，根據東、中、西部的差異，可以說明我國上升為地區的區域金融中介與區域經濟增長極不平衡。

（二）對策建議

1、對于如何促進經濟發展，不應當只是追求數量上的盲目擴張，而是應該追求經濟上的效率c質量。深化體制改革的過程中，應當依靠區域金融中介實施“融入較低資本成本、投入較高經濟收益、資產流動速度快、機構辦事效率高”的運作過程。

2、加快推進區域金融中介市場化進程，提升金融業市場化水平。我國實行的是市場經濟，只有真正地實現市場經濟才可以更好地實現金融業的資源配置，投高投資水平，推動區域經濟增長。

3、加大要素投入力度。收入的增長取決于依賴要素的不可替代性、擁有數量的多少以及獲得速度的快慢。在其他條件難以迅速改變的情況下，加大投入力度無疑可以使經濟快速增長，同時還要對經濟結構進行調整，解決多年的遺留問題，由粗放型經濟向集約型轉變。

主要參考文獻：

[1]Bekaert，Geert，Harvey，Campbell.R and Lundblad，Christian.Liquidity and Expected Returns ：Lessons from Emerging Markets.NBER Working Papers 11413，National Bureau of Economic Research，Inc，2005.

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改革開放以來，中國經濟雖然持續高速增長，但中國的部分地區卻舊貌依然，地區經濟增長差異在部分地區高速增長的對照下，顯得尤其突出。各界專家，采用目前分析經濟增長因素的最主要方法即將有形與無形增長因素同時加以研究、計算的新經濟增長理論研究方法，并結合中國二元經濟的特點，在詳細描述了中國大部分省級地區在改革開放后經濟不均衡增長的格局后，分析了地區經濟增長差距擴大的原因和后果，彌補了目前國內關于在省級地區層次上進行經濟增長間比較研究的空缺：張慧文根據經濟全球化的發展趨勢及西部大開發的需求，研究了西部地區經濟增長與地區形象的關系，認為把形象資源優勢轉化為經濟優勢和市場優勢，構筑經濟增長的支撐力，是實現西部地區經濟跨越式發展的一條重要途徑。桁林認為經濟增長來源于勞動積累、資本積累和技術進步，而技術進步歸根結蒂也來源與勞動積累和資本積累，因而經濟增長的源泉是勞動積累和資本積累。康江峰、白帆認為由于現階段我國正處于國民經濟工業化的中級階段，各地區的經濟增長主要依靠生產要素的增加來推動，而在諸多的生產要素中，投資的增長尤為重要，技術進步和勞動力投入的增加對經濟增長的貢獻相對較小。吳文麗運用經濟增長理論，以新經濟增長模型為基礎，對我國東中西部各地區1978～1998年勞動、資本、技術的增長率及對GDP的貢獻進行分析，比較東中西部地區在要素投入增長、全要素生產率增長對經濟增長貢獻方面的差異。通過研究指出:我國現階段的經濟增長主要還是靠要素投入來拉動;經濟發達的江蘇、浙江、廣東、上海和北京這些省市的固定資產投資已經趨于飽和，其資本利用效率低下，應著重進行技術創新，提高全要素生產率的貢獻。而西部地區的省市應該是資金首先投向的地方，要提高其資金的使用效率，進而提高整個地區的綜合生產率。

當前，在知識經濟背景下，技術要素的制度激勵已成為技術創新及與經濟增長形成互動循環的重要環節。與其他要素不同，技術要素按貢獻分配更為復雜，有一系列尚未解決的問題。周振華從技術要素內涵界定、基本屬性及其按貢獻分配依據等方面構建了一個理論分析框架，重點分析了技術要素特性及其對收益分配的影響，并從理論上概括與歸納了技術要素按貢獻分配的方式類型，闡述了技術要素按貢獻分配的分類原則及機制設計框架。

二、產業結構對經濟增長的貢獻

經濟增長可視為一國經濟總量擴張與經濟結構優化、升級的統一。

近年來，我國經濟增速放緩的一個重要原因就在于我國產業結構不盡合理，束縛了產業結構效率的發揮。孫健、周浩運用產業結構效率約束的理論分析，對這些約束因素做了詳盡的闡述，并提出了促進產業結構優化升級，改變目前我國產業結構低層次、低效率的現狀的建議。朱慧明、韓玉啟利用各地區的國內生產總值及一、二、三產業產出的橫截面數據和時間序列數據測算了各產業增長對經濟增長的貢獻。研究指出，產業結構調整和經濟增長之間存在單向的Granger因果關系，產業結構調整促進了地區經濟增長，而非經濟增長造成了我國的結構調整;同時，通過產業結構對經濟增長貢獻的研究，證明了擴大第三產業產出在國內生產總值中的比重能引導我國地區經濟的良性增長。而劉偉認為，過去中國經濟的增長主要是由第三產業拉動的，第三產業的結構擴張會降低第一產業和第二產業對經濟規模的正效應，因此只有通過提高第一產業和第二產業的效率才能獲得長期穩定的經濟增長。

產業結構變動是經濟增長的重要動力，是實現區域經濟可持續協調發展的關鍵。面對區域間的產業結構扭曲，產業組織的低水平生產過剩，何雄浪、嚴紅認為只有以產業調整為核心，積極培育主導產業，增強中小企業活力，大力加快城市化進程，我國國民經濟才能克服區域產業結構失調的現象，使中西部落后地區的經濟盡快起飛，縮小與東部地區經濟差異。

三、投資與消費對經濟增長的貢獻

投資作為促進經濟增長的重要因素，在經濟發展過程中一直起著舉足輕重的作用。沈秀雙研究認為，隨著市場機制的逐步完善，經濟增長的主要動力由供給一方轉向需求一方，投資成為最積極的需求因素，更肩負起“擴大內需、啟動消費、拉動經濟”的重任。而李忠、任文舉通過對1992年以來我國經濟運行的考察，發現這時期中國經濟運行的總特征是投資成了支撐中國經濟的決定力量，結果造成了經濟的大起大落。李忠、任文舉通過理論的探討發現消費需求才是社會需求中的最終決定力量，并通過消費調節投資需求，進而支撐中國及地區經濟的增長。盧嘉瑞、王智剛針對近年來我國通貨緊縮、內需不足、市場低迷的情況，對擴大內需與經濟增長的關系進行了研究，研究認為，內需對推動經濟穩健增長起決定性作用，投資需求是實現經濟穩健增長的重要推動力量，而消費需求是實現經濟穩健增長的主要動力。因此，擴大內需應堅持投資與消費的“雙拉動”。范劍平通過剖析我國經濟增長的需求結構發現，目前我國的經濟增長呈明顯的投資主導型模式，且政府投資拉動略強于社會投資；在消費領域，政府消費率節節上升，居民消費率保持低位，消費需求對經濟增長拉動作用減弱。分析認為，為了進一步增強經濟自主性增長動力，應對社會投資實行更大力度的多方面鼓勵政策，千方百計增加居民收入和居民消費，促進我國經濟增長動力機制由目前的投資主導型向居民消費、社會雙拉動型轉換。

四、其他影響經濟增長的因素

在經濟增長中人力資本是一個十分重要的因素，江曉薇認為我國要防止陷入發展中國家工業化進程中經常出現的貧困陷阱之中，需要轉變經濟增長方式，由總量拉動增長轉向提高生產素質推動的增長，充分發揮人力資本的效應使之成為未來經濟增長的重要因素。

FDI對我國經濟增長的貢獻近年來成為一個研究的熱點。陳浪南研究發現FDI的存量增長率與GDP增長率存在線性相關關系，FDI對中國經濟增長的貢獻逐年增加。FDI除了直接促進我國經濟增長外，還通過技術這一渠道發揮效力。程惠芳利用FDI與開放型內生增長模型實證分析了1975～1999年FDI對我國的影響，發現FDI對我國經濟增長和全要素生產率具有積極作用，其作用機理是FDI促進我國在資本深化的情況下的自主創新能力，FDI項目的技術溢出和技術轉移提升我國的技術水平。

【參考文獻】

[1]趙熙，唐五湘．中國地區經濟增長差異比較[J]．北京機械工業學院學報，2000，（1）．

[2]張慧文．西部地區形象與西部經濟增長機制的形成[J]．甘肅社會科學，2003，（1）．

[3]桁林．是什么因素創造了長期經濟增長的根本動力[J]．浙江學刊，2003，（3）．

[4]康白峰，白帆．固定資產投資與經濟增長關聯性的回歸分析[J]．寶雞文理學院學報（自然科學版），2002，（1）．

[5]吳文麗．東中西部地區經濟增長的要素投入作用比較[J]．重慶師范學院學報(自然科學版)，2003，（1）．

[6]周振華．技術要素按貢獻分配的理論分析[J]．學術月刊，2003，（5）．

[7]孫健，周浩．我國產業結構低效率因素分析[J]．山東社會科學，2003，（1）．

[8]朱慧明，韓玉啟．產業結構與經濟增長關系的實證分析[J]．運籌與管理，2003，（4）．

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一、 引言

改革開放30多年來，中國經濟取得了快速的增長。1978年～2010年，中國取得了年均9.89%的增長速度，成為世界經濟增長最快的國家之一。然而，隨著經濟體量的持續變大，一些新的問題也隨之出現，如經濟增速放緩，區域差距擴大等。（1）經濟增速放緩。從2010年以后，除2011年以較高9.5%的增長以外，其他年份均小于8%，2012年～2014年經濟增長分別為7.7%，7.7%和7.3%。（2）區域差距依然巨大。從2014年的GDP總量上來看，國內生產總值第一的廣東省為6.78萬億元人民幣，而僅為920.83億人民幣。從人均GDP來看，排名前三的分別是天津，北京和上海，排名最后三位的分別為云南、貴州和甘肅，其中排名第一的天津為105 231元，而排名最后的甘肅為26 433元，兩者相差3.98倍！在中國經濟的“新常態”下，中國政府通過“對內深化改革，積極進行區域經濟一體化，對外加大開發力度，實施”一帶一路“戰略”，其目的就是使得中國經濟在時間維度上維持穩定增長，在空間維度上形成合理的分布。因此，從理論上理解區域經濟一體化對經濟增長、區域差距的影響就顯得十分必要。

從本質上來，區域經濟一體化的過程就是微觀主體的區位選擇問題。因此需要關心的是，當區域一體化政策實施后，經濟活動的主體將會如何選擇自己的區位？經濟活動不同的空間分布對經濟增長的影響是什么？在這一過程中，與經濟增長相生相伴的區域差距又是如何變化的？對這些問題回答的好壞是政府在區域一體化進程中能否制定合理的區域政策，實現區域協調發展的關鍵。而新經濟地理學（New Economic Geography，NEG）是一門解釋經濟活動空間分布的理論，以新經濟地理學理論為切入點對上述問題進行分析將會有助于我們更好的了解經濟活動的空間變化規律。因此，本文論述主要從以下三個方面展開：（1）闡述新經濟地理框架下主要模型對區域經濟一體化、經濟增長與區域差距關系的研究；（2）新經濟地理對中國區域經濟發展的解釋；（3）總結和建議。

二、 區域經濟一體化、經濟增長與區域差距的關系：基于新經濟地理模型

1. 靜態模型。最初的新經濟地理模型旨在解釋區域一體化發生后，經濟活動在空間變化規律以及由產業分布的變化而導致的區域差距，其現實背景就是歐盟的產生。Krugman和Venables（1990）最初的模型就是解釋當區域一體化發生后，發達地區和欠發達地區的產業是如何在空間上進行變動的。模型中企業的區位分布是由聚集力（Agglomeration Forces）和分散力（Disperse Forces）的相對大小來決定。模型中的作用力主要表現為三種：市場接近效應、價格指數效應和市場擁擠效應。聚集力主要體現在市場接近效應和價格指數效應，即在其他條件相同的情況下，工業企業傾向于選擇市場規模大的發達地區，因為這樣可以實現自身的規模經濟，同時生產接近大市場還能節省運輸成本；另外，在企業集中的地區其生活成本也低，因為企業數量多的區域生產的工業種類和數量自然就多，需要從外地輸入的產品種類和數量就少，從而承擔的運輸成本就小，于是產品價格相對便宜。市場接近效應會吸引越來越多的企業定位于大市場，而越來越多的企業在一個地區集中時，這個地區的價格指數又進一步下降，從而使得更多的制造業人口遷移到本地區。而分散力主要體現在由市場擁擠效應。在其他條件相同的情況下，一方面，企業較多的地區競爭更加激烈，激烈的競爭使得企業為獲得生產要素支付更高的價格，從而降低企業的利潤，進而促使其轉移至邊緣地區以降低生產要素價格。區域一體化化程度（模型中的運輸成本和交易成本）對于聚集力和分散力的大小至關重要。當區域一體化程度比較低時，經濟系統的分散力大于聚集力，各地區的經濟活動保持對稱分布狀態。隨著一體化程度的提高，聚集力和分散力都開始下降，但分散力不聚集力下降得更快，這樣就存在當一體化程度達到某一臨界水平時，聚集力大于分散力，進而導致經濟活動的聚集。

從區域一體化不斷深化對過程來看，由于在靜態模型中，生產要素都是事先給定的，因此在長期的經濟發展過程中，模型中沒有明確表示經濟增長的變量，模型中經濟一體化程度（由運輸成本下降導致的商品市場一體化程度的提高）、經濟增長與區域差距的變化過程具體如下：由于區域一體化程度的提高（運輸成本下降），聚集力和分散力都發生下降，但分散力不聚集力下降的更快，這就存在運輸成本的某個臨界點，當運輸成本低于突破點時，聚集力大于分散力，產業的聚集過程開始，工業企業逐步流向另一個地區，兩個地區工業企業數量也就不再相等，最終形成核心-邊緣結構。在這個過程中，經濟增長對兩個地區來說是截然不同的，如果以企業數量和實際工資來衡量經濟增長的話，（從整體和局部來進行分析）核心區域會隨著一體化程度的提高出現經濟增長（企業數量增加），同時核心區的實際工資也會提高，實際工資的提高主要通過兩個途徑：一是由于運輸成本的下降，消費其他地區的產品的價格下降而導致的實際收入的提高；另一個是由于核心區企業數量的增加，消費者消費其他地區產品的種類減少而導致的價格指數下降，從而使得實際工資提高。而邊緣區則會發生經濟衰退（企業數量減少），同時由于消費外地產品數量的增加，實際收入將會下降。在這個經濟發展過程中也伴隨著區域差距的變化，在運輸成本從無窮大降低到零的過程中，兩地區消費者的實際收入差距會呈現出現增加后減少的倒U趨勢。這與新古典經濟學中的倒U結論一致，這說明在政府同推進區域經濟一體化來發展經濟過程中，必然會導致一部分人先富起來，而且在較長的一段時期內，先富地區與落后地區之間的收入差距會不斷擴大，只有在經濟一體化程度較高時，全國居民生活水平提高的同時收入差距也會不斷縮小。這個模型本質上解釋的是初始有差異的兩個地區進行一體化過程中，經濟活動進行區位選擇的過程以及這個過程中地區收入差距的變化規律。但模型沒有說明是什么因素造成了兩個地區初始的差異？隨后Krugman（1991a）修改的假設說明了在即使在兩個區域完全相同的情況下，也能最終出現經濟活動集聚的狀態。其作用機制就是勞動力流動而形成的自我強化的作用效用。此后，不同的學者基于不同的現實條件對模型進行修改，如把制造業工人的流動改為實物資本的流動就形成了自由資本模型（Footloose Capital Model，FC模型）以及把制造業工人修改為自由企業家就形成了自由企業家模型（Footloose Entrepreneur Model，FE模型）。從本質上來說，靜態模型的修改并沒有改變區域經濟一體化影響經濟增長和收入差距的結論，即在區域一體化過程中區域差距先增加后減小的倒U的變化規律，完全一體化后，區域之間不存在永久性差異。

2. 動態模型。從本質上來說，靜態模型的經濟增長只能通過價格指數的下降來體現，而非真正意義上的GDP的增長，因此在隨后的發展中模型中增加的動態模塊，由Baldwin（1999）提出來的資本創造模型（Constructed Capital Model，CC模型），與CP模型不同的是，CC模型中生產要素的存量沒有提前給定，其經濟增長是通過資本的折舊和創造來反映的。模型中引入了資本形成和資本折舊這兩個新的變量。創造新資本的條件是資本價值大于等于資本創造成本，其中資本價值的確定是由資本長期收益流的現值來確定。只要資本價值大于創造成本，新資本就會不斷會被創造出來，在長期，資本的價值與創造成本相等時，資本存量不再增加，經濟增長也就停止了。對于初始條件相同的兩個區域，貿易成本在一定范圍內，經濟活動是對稱分布的。只有當貿易成本下降到足夠低的時候，其中一個區域獲取初始優勢，對稱均衡將會被打破。在一段時間變化后，所有的工業企業將會集聚到一個區域。同樣，在這個轉變過程中，增長地區獲益，而蕭條地區受損。平均價格指數下降，全國實際收入將會上升。如果初始區域規模不相等，這個轉變過程會更快，盡管局部均衡也可能發生。

顯然，在CC模型中，經濟增長和區域差距是相互作用的：區域差距具有增長效應（區域差距的擴大，區域增長率將會提高）以及在區域差距擴大過程中，發達地區變為增長極，而另一個地區則淪為塌陷極。這樣，與新古典增長理論不同的是，發達區域將會比落后地區的經濟增長更快，這與Myrdal（1957）的循環累積的概念是一致的。然而，一旦經濟活動全部聚集到一個區域，那么經濟增長將會停止。但此時，如果一體化繼續推進，邊緣地區的實際收入將會由于進口價格的下降而得以提高。這也意味著全國實際收入的提高。但與靜態不行不同的是，即使區域間完全一體化后，兩個地區的收入差距依然存在，即存在永久性的收入差異。從長期來看，如果貿易成本不變，則區域差距的程度不會對經濟增長形成影響。在CC模型提出后，不同學者對資本創造的過程進行了修改微觀機制的描述，形成了全域溢出模型（Global Spillover Model，GS模型）和局部溢出模型（Local Spillover Model，LS模型）。模型中區域經濟一體化的含義也更為豐富，不僅有商品一體化程度的變化，也有知識溢出程度的變化。從經濟增長方面來說，LS模型的典型特征為經濟增長受到經濟活動的空間分布的影響。其決定變量就是兩個維度的一體化程度。當經濟系統處于分散狀態時，如果知識溢出程度很低，則創新成本很大，因此經濟增長率低，但隨著貿易自由度的提高，企業開始慢慢集聚，當所有產業集聚到一個區域的時候，其區域內的溢出程度會非常高，因此創新成本會大大減小，從而提高資本增長率。這就告訴我們在區域間知識溢出程度很低（如通信技術落后等）時，可以通過經濟集聚來提高經濟增長速度，使得經濟進入 “快車道”。從區域差距方面來說，LS模型中不同的區域一體化路徑對區域差距的影響也不一樣。如果一體化中僅僅降低交易成本（如加大基礎設施建設，減小市場分割等），那么最終會促使經濟發生核心邊緣結構，經濟會完全集聚到一個地區，從而加大區域差距；但如果同時降低交易成本和知識溢出成本，這樣就可以避免經濟的完全集聚。實際上，擴大知識溢出政策可以導致經濟活動的分散。如當經濟需同中貿易自由度和知識溢出系數都為中等水平的時候，如果區域一體化中等貿易自由度不變的情況下，提高知識溢出水平就可以把經濟系統從核心邊緣結構轉變為對稱結構，從而減小區域差距，當然這個過程中也會降低經濟增長率。因此，從區域一體化過程來看，政府的政策其實是在經濟效率和社會公平中權衡。如果形成核心邊緣結構，則區域間存在永久性差距，且核心地區的福利高于邊緣地區。但從時間維度上來看，邊緣地區與一體化化之前相比福利是否提高，其不僅取決于一體化程度的大小，而且還取決于消費者制造業支出份額的大小。隨著一體化的與此同時在最新的新經濟地理研究中，更多的是從企業和勞動力異質性方面來進行解釋經濟活動的空間差異以及由此帶來的經濟增長和區域差距的關系（Okubo et al.，2010；Fallah et al.，2011），這種異質性之間互相作用關系（異質性的企業和異質性的勞動是在空間上匹配問題）將是新經濟地理學研究的重要方向。

三、 NEG模型對中國區域經濟增長、區域差距的解釋

1978年以來，中國通過對內改革和對外開放的手段，實現了經濟的快速增長。從理論上來說，這兩項政策分別對應著國內區域一體化程度的提高和國際一體化程度的提高。按照新經濟地理模型的預測，在一體化過程中，具被更好的市場可達性（Market Access）的沿海地區將會聚集更多的產業，因此沿海地區也會得到更強勁的經濟增長。改革開放以來，從制造業的分布來看，陳秀山和許瑛（2008）研究表明，中國29個制造業行業中僅有9個行業存在擴散效應，1996年～2005年中國工業化過程中，制造業的空間結構整體表現出核心-邊緣分化過程。從沿海―內陸的經濟活動分布來看，根據《世界銀行發展報告2009》，中國的經濟活動的空間分布正如模型所預測的那樣，內陸和沿海地區已經形成了明顯的核心邊緣結構。中國經濟通過空間集聚實現了快速增長，1978年～2007年的三十年時間里，中國GDP的年均增長率高達9.8%。大大高于同期世界經濟的平均增長率3.0%的速度，創造了令人關注的中國模式。

這種空間非均衡的經濟發展也使得區域發展差距被不斷的擴大。按照不同的尺度空間，這種差距可以分為沿海與內陸之間的差距，東部、中部和西部之間的差距、城鄉之間的差距。從2014年的國內生產總值的數據來看，排名前四的省份分別為廣東、江蘇和山東，全部為東部沿海城市，而排名最后的四個省份分別為寧夏，青海和，都是來自于西部大省份，其中排名第一的廣東省GDP是排名最后的的73.64倍。從總體上看，中國的區域經濟發展，基本上符合新經濟地理學理論的預測，即隨著在工業化初期，隨著區域經濟一體化的推進和地區間基礎設施的改善，區域間的差距并沒有縮小，反而促使經濟活動向東部沿海地區的進一步集中。當地區間的運輸成本從高到低，運輸成本與產業聚集之間確實存在著“倒U型”關系，隨著運輸成本由高到低， 經濟出現分散到集聚、再擴散的過程。根據文玫（2004）的研究顯示：在1993年～1994年中國工業依然位于倒U型曲線的左方，即這段時間區域發展差距是單向擴大的，隨著交易和運輸費用的進一步下降可能會促進制造業在地域上進一步聚集。當把時間維度加長后，區域差距的變化就體現出模型所預測的那樣呈現倒U變化的規律。徐召元和李善同（2006）的研究表明，區域差距在20世紀90年代呈擴大趨勢，2000年～2004年區域差距擴大有所減緩，而2004年收入擴大趨勢開始明顯減小，2004年也是大部分學者認同的區域差距變化的拐點。因此，新經濟地理模型對中國的經濟活動的空間分布、經濟增長以及收入差距的變化有著很好的解釋力。

四、 結論和建議

本文從新經濟地理的理論出發，回顧了在區域經濟一體化過程中經濟增長與區域差距這一對變量的變化。在現有的理論中，隨著區域一體化推進，空間經濟過程的變化是非單調的，這直接影響了區域經濟增長與區域差距的變化。隨著區域經濟一體化程度的不斷提高（運輸成本的不斷下降），經濟活動的分布規律是分散―集聚―再分散的過程。經濟增長與區域差距也隨著經濟活動不同的空間分布而發生“倒U型”的變化規律。這種規律對中國的經濟發展有著很好的解釋力，但隨著一體化程度進一步的推進，政府應該更加注重一體化手段的多元化。按照新經濟地理動態模型的預測，貿易一體化和知識程度一體化都會引起經濟活動空間分布的變化，不同的是前者的提高傾向于使經濟活動的集聚，而后者的提高會使得經濟活動分散。而通過貿易一體化使得經濟起飛后，區域一體化程度的深化會改善欠發達地區福利水平，如果這個時候采取加大貿易壁壘或市場分割的手段來進行干涉的話，反而不會提高欠發達地區福利。此外，在深化一體化的過程中，政府需要從提高貿易一體化轉移到提高要素流動和提高知識溢出一體化層面上來，以保證經濟穩定增長的同時，實現區域協調發展。

參考文獻：

[1] 朱希偉，陶永亮.經濟集聚與區域協調[J].世界經濟文匯，2011，（32）.

[2] 許召元，李善同.近年來中國地區差距的變化趨勢[J].經濟研究，2006，（7）：106-116.

[3] 文玫.中國工業在區域上的重新定位和聚集[J].經濟研究，2004，（2）：84-94.

[4] 陳秀山，徐瑛.中國制造業空間結構變動及其對區域分工的影響[J].經濟研究，2008，（10）：104-116.

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隨著我國社會主義市場經濟逐步完善，國家經濟發展格局多樣化趨勢也越來越突出，國家整體經濟發展結構區域化發展，區域金融核心與區域經濟增長的關系體現在金融相關率上。結合現代經濟發展實際，本文對區域金融中心與區域經濟增長進行實證分析。

一、區域金融中心與區域經濟增長的辯證關系

區域金融中心包含城市現金支出、城市貸款支出、城市現金收入以及城市金融業的增加比重。區域金融中心是衡量區域經濟發展的主要數據，促進區域經濟的增長。當區域金融中心指標的數據波動處于穩定的上升趨勢，則表明該區域的經濟發展狀況良好；反之，則說明區域經濟的增長中存在問題下，應當及時進行溝通。例如，區域金融中心核算數據為一定時期內金融活動總值F與實物形式的國民財富的市場總值W之比[1]，用公式表達是：FIR=F/W[2]，依據這一金融相關率作為衡量國家經濟區域性發展的重要標準，區域金融中心與區域經濟增長之間既相互聯系，又具有相對不同的金融運算著力點，在我國社會經濟穩定發展中發揮著重要的作用。

二、區域金融中心與區域經濟增長的實證分析

結合以上對區域金融中心與區域經濟增長之間辯證關系的探究，對區域金融中心與區域經濟增長的理論研究有了初步了解，結合近年來我國區域金融中心與區域經濟增長的相關性文獻，同時應用FIR=F/W的金融相關率的運算公式，得到數據分析表，如表1[3]。結合表1的數據進行分析探究，2012―2016年，北京市的FIR值分別為：4.5、4.6、5.3、5.5、6.6；上海地區的FIR值分別為：4.8、5.4、5.7、6.2、7.1；廣州市的FIR值分別為：4.9、5.2、5.6、6.2、7.3；天津市的FIR值分別為：4.3、4.5、4.8、5.4、6.3。從數據整體上來看，我國國內區域經濟發展水平處于上升趨勢，整體經濟規劃的數據呈持續上升趨勢，其中，上海、廣州市的經濟增增長區域比重性各不相同，北京、天津市與廣州、上海市之間存在差距，區域金融相關數據分析與區域整體經濟發展之間存在直接性聯系。

（一）綜合指標分析

結合表1中數據，對2012―2016年國內部分區域城市FIR值進行綜合性分析，金融中心值不是單一的數據分析，從金融相關率的運算公式可知：FIR=F/W。區域金融中心核算數據為一定時期內金融活動總值F與實物形式的國民財富的市場總值W之比。表1中，北京2012―2016年的金融相關率綜合變化為增加2.1，而上海2012―2016年的金融相關率綜合變化增加2.4，廣州2012―2016年的金融相關率綜合變化增加2.6；天津2012―2016年的金融相關率綜合變化為增加2.0，這與區域間的綜合發展整體重心不同存在相應的聯系，廣州、上海市的金融發展具有優勢，發展信息的暢通性也占有一定的優勢，從而使區域金融相關率的綜合變化性較大。

（二）金融支出分析

區域金融中心數據分析和整體結構的變化之間具有直接性聯系。從表1中數據來看，2012―2016年，北京、上海、廣州市以及天津的金融相關率都呈現整體增長趨勢，這與我國區域內部金融資金快速流通具有直接性關聯。一方面，現金支出的比重逐步提升，各個地區的金融資金變化結構上存在著較大的流動變化下，使城市金融運行的速率加快，商品經濟交易的收益穩定性提高；另一方面，城市金融支出與城市多樣化的金融交易渠道之間存在必然性聯系。例如，從表1中數據分析來看，北、上、廣、天2012―2016年的金融相關率綜合變化為增加分別為2.1、2.4、2.6、2.0。互聯網金融平臺的融合，是拓展金融交易領域的逐步形式，給我國社會區域經濟的發展帶來直接性影響。

（三）貸款余額分析

貸款余額分析，也是對區域金融中心與區域經濟增長關系分析的必然性選擇。結合表1中數據分析可知，2012―2016年，北京市的FIR值分別為：4.5、4.6、5.3、5.5、6.6；上海市的FIR值分別為：4.8、5.4、5.7、6.2、7.1。兩者在數據變化上增長比重相差0.3，兩地的流動人口較多，信貸應用主要是房地產、購物等，貸款形式可以豐富區域金融經濟的增長趨勢，從而逐步完善新型金融管理的結構劃分，促進現代資源的綜合性循環發展。

（四）金融機構的收入分析

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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

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一、文獻綜述

國內關于FDI(外商直接投資)影響中國區域經濟增長及區域經濟增長差距的實證研究,以鐘昌標(2000)、魏后凱(2002)等為代表。鐘昌標(2000)利用1988―1998年中國東部、中部、西部地區以及東南五省市的經濟數據,得出FDI與GDP增長有明顯的正相關關系,FDI對GDP增長率的貢獻從沿海地區到中西部地區由強變弱的結論。魏后凱(2002)構造區域經濟生產函數,結果表明外國直接投資對東部發達地區的經濟增長具有顯著性,而在西部落后地區中不具有顯著影響。王成岐,張建華、安輝(2002)的研究顯示在經濟發達的省份,FDI對經濟的具有較強的推動作用。與其相反,賀敬之、孫云(2005)認為外國直接投資對中國區域經濟的影響在西部地區比東部更明顯。

通過引入對滯后一年的外國直接投資作為長期經濟效應的分析,鐘昌標(2000)得出結論即東部地區外資當年的影響明顯比滯后一年的影響(長期經濟效應)更為重要,中、西部地區情況也確實表明長期經濟效應更明顯。而張盛林、吳海鷹(2005)認為西部地區FDI的外溢相應在兩年之后開始明顯顯現,但短期需求拉動的作用仍然比較明顯。徐曉虹(2006)對于外國直接投資的溢出有著樂觀的看法,超前兩年的區域FDI對中國區域經濟發展的作用超越當年的區域FDI的促進作用。

二、FDI及區域經濟增長的數據分析

對1990―2004年的15年間,中國三大地區實際利用外國直接投資的年流入總量情況進行統計(地區總量由地區內各省市年流入量的加總構成),基本情況如圖1。

從上表可以看出,我國的外商直接投資明顯不均勻。90年代初外國直接投資剛剛開始大規模流入中國時,這種地區差距表現得就很突出,當時東部地區吸引外商直接投資為29.7億美元,占比高達93.9%,而中、西部地區比重分別為3.87%和2.26%。經過十多年的發展,這種格局并沒有根本性的改善,雖然東部地區吸引FDI的量所占比例有所下降,但是東部地區的FDI流入量至2007年時仍然是中西部地區總量的近七八倍。可以設想FDI在促進不同地區經濟發展中的作用并不相同。

三、FDI與區域經濟增長的模型和實證分析

1、基本模型的建立

假設東部、中部、西部地區內各個省市的生產總值增長具有柯布道格拉斯生產函數的特性,區域總產出用國內生產總值來衡量,區域投入包括資本和勞動力,資本投入可以分成國內投資和外商投資兩個部分。

科布―道格拉斯生產函數可表示為:Q= kLαC1-α

其中,Q表示產量;L表示勞動力投入量;C表示資本投入量;k是常數;0

在研究FDI對區域經濟生產總值增長的貢獻度時,我們將資本劃分為FDI和國內投資額兩部分。用K代表國內投資額(億元),F代表外國直接投資(億元),L代表勞動力人數(萬人),則區域經濟生產函數可以表示為:

GDP=AKαFβLr(1)

公式1為非線性模型,對公式1求對數化為線性模型,可得:

1nGDP=1nA+α1nK+β1nF+ r1nL(2)

即:1nGDP=C+α1nK+β1nF+ r1nL(3)

上式中,c為方程估計的截距,代表了制度及技術進步等資本和勞動力以外的因素對GDP的影響,系數α、β、r分別是國內資本,外國直接投資及勞動力增長對GDP增長的估計彈性。

2、1990―2004年外國直接投資對中國三大地區經濟增長的實證分析

(1)外國直接投資對區域GDP的短期經濟增長效應的驗證。在短期經濟效應驗證中,本文利用當年外國直接投資在各個省市的流量作為變量衡量外國直接投資對地區生產總量的增長作用,利用公式3對數據進行回歸分析,得到的結果如表1。

由表1可見,東部、中部和西部三個模型的相關度R2和調整后的R2為0.97左右,擬合性良好,F值均在0.0000的水平上具有顯著性,說明模型均具有十分顯著的統計意義,大體可以解釋GDP變化的97%以上。

從本文的三個模型中各要素投入系數看,三大地區對GDP增長影響最大的首先是國內資本,其次是勞動力投入,而外國直接投資的影響則相對較小。不同地區外商直接投資對GDP增長影響具有很大差距,東部和中部地區回歸分析結果表明,東部地區FDI對區域GDP的貢獻率較大,地區FDI每增長1%,GDP增長達0.097%,中部地區為0.037%,西部地區則相對較低,為0.019%。

(2)外國直接投資對區域GDP的長期經濟增長效應的驗證。為了將外國直接投資的滯后效應即長期經濟增長效應歸納到生產函數,模型在公式3的基礎上引入變量F(-2),代表滯后兩年的外國直接投資變量。以滯后兩年的外國直接投資進行衡量外國直接投資對區域經濟生產總值的長期增長促進作用。區域經濟生產模型為:

1nGDP=C+α1nK+β11nF+β21nF(-2)+ r1nL(4)

利用公式4對數據進行回歸,回歸結果如表2。

從上述檢驗結果可以看出,東部地區外資當年的影響比滯后兩年的影響更為重要,但區別并不是特別大,彈性系數分別為0.083和0.063。中部地區加入了滯后因素后的情況也類似,當年外國直接投資和滯后兩年的外國直接投資彈性系數分別為0.052和0.039,差別較小。從本文的模型看出,外國直接投資的短期效應都更為明顯,并且東部地區和中部地區并沒有較大差異。原因可能在于影響外國直接投資溢出效應的因素,包括人力資本、基礎設施及市場成熟程度等因素并未達到實現外國直接投資的外溢效應的要求,外國直接投資的長期經濟增長效應即溢出效應不能充分的發揮。

西部地區的區域生產模型在加入滯后變量后,F與GDP的相關關系未通過0.1的顯著性水平檢驗,F(-2)通過了顯著性水平為0.1的檢驗。但F(-2)并未成功通過顯著性水平為0.05的檢驗,說明即使是長期經濟效應在西部地區也并不明顯。

四、分析與總結

首先,實證結果表明FDI對中國各個區域的經濟增長均具有一定的促進作用,但在東部和中部地區比較明顯,而在西部地區影響較小。我國應加大對中部、西部投資環境改善和政策支持力度,吸引更多外國直接投資的流入,彌補中西部資金需求的缺口,促進中西部經濟增長,促進中國各個地區經濟增長的和諧發展。

其次,FDI對經濟的拉動作用并非關鍵性作用,無論是在FDI大規模流入的東部地區,還是在FDI流量和存量均較低的西部地區,其經濟促進作用均低于國內資本的作用,并且低于勞動力在經濟增長中發揮的作用。我國也應當重視對國內投資及勞動力的改進,以實現對經濟增長的拉動作用。

最后,FDI的長期經濟促進作用較之短期經濟拉動作用不明顯,雖對三大區域內不同省份的滯后效應具有顯著性,但是影響小,外國直接投資的溢出效應并沒有充分顯現。因此,我們吸引外國直接投資更要重視經濟環境的改善以及國內企業的自主創新,使外國直接投資的長期效應在區域經濟增長中凸現出來。

【參考文獻】

[1] 武劍:外國直接投資的區域分布及其經濟增長效應[J].經濟研究,2002(4).

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中圖分類號：F71文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）11-0102-03

0 前言

上世紀90 年代以來,江蘇省以巨大的市場潛力和日益改善的投資環境,吸引了大量的外商直接投資（FDI），外商直接投資額從1996年的49.98億美元增至2006年174.29億美元。

很多學者對FDI進行了相關研究,Berthelemy 和Demurger(2000)研究發現FDI 對經濟增長的影響遠遠超越其資本存量本身增長的影響。Lemoine(2000)，Demurger(2000)的研究認為FDI 為企業帶來競爭，迫使國內企業提高勞動生產率，為國內企業提高管理水平提供了示范，從而促進經濟增長。趙晉平(2001)通過經濟計量分析方法表明FDI帶來大量資本,彌補國內資本缺口,中國經濟增長率中2%到3%歸功于外資貢獻。魏后凱(2002)分析了1985～1999年FDI數據后得出結論:東部發達地區與西部落后地區之間的GDP增長率的差異,大約有90%是由外商投資引起的。沈坤榮和耿強(2001)認為FD I區域非均衡分布加劇了區域非均衡發展。Lee (1994)強調了區域之間FD I量的差異導致了區域之間的差異。徐曉虹(2006)利用1991～2003年的面板數據研究了中國四大區域FD I和經濟發展的關系，FDI 與中國區域經濟均衡發展存在不可分割的正向非均衡關系，FDI 促進中國區域經濟發展也加劇了區域間的非均衡發展。

本文利用了1996-2006年的時間序列數據,分析了江蘇不同區域的FD I對經濟增長的影響。但FDI 在推動江蘇經濟增長的同時，是不是因其在地區分布上不平衡而進一步擴大了蘇南、蘇北區域間的經濟差距？本文從定量分析的角度進行了分析。

1 蘇南、蘇中、蘇北經濟增長與各自利用FDI 的現狀分析

為了研究江蘇區域經濟發展,首先需要對區域進行劃分。本文采用傳統的區域劃分方法,將江蘇劃分為蘇南、蘇中、蘇北三大區域。其中蘇南包括蘇州、無錫、常州三市;蘇中包括南京、鎮江、揚州、泰州、南通三市;蘇北包括徐州、連云港、鹽城、淮安、宿遷五市。因此,本文使用的是來自《江蘇統計年鑒》1996年到2006 年的,包括13個市1996到2006年的數據。

1.1 蘇南、蘇中、蘇北經濟增長的不平衡性特征

江蘇是中國經濟大省也是經濟強省，但是江蘇經濟發展存在明顯的地域不平衡問題。1996年，蘇南的GDP占江蘇GDP總額比重為 39.18%，分別是蘇中的1.05 倍和蘇北的1.66倍， 2000年，蘇南地區GDP 占江蘇的比重提高到 39.56% ,相當于蘇中地區的 1.07倍和蘇北地區1.69倍。2006 年，江蘇省GDP總值為21582.09億元,其中蘇南地區為9690.31億元,蘇中地區為7656.08 億元，而江蘇北地區僅為4235.70 億元;蘇南地區占江蘇省的比重為44.90 % ,蘇中地區占 35.47 %，而蘇北地區僅占19.63 %，蘇南是蘇中的1.28倍，是蘇北的2.29倍。(見表1) 以上可以看出蘇南、蘇中和蘇北地區之間差距的迅速擴大是近十幾年出現的,而這十幾年正是江蘇經濟快速發展，開放程度逐步提高和各種外商直接投資不斷涌入的時期。

1.2 蘇南、蘇中和蘇北利用FDI比較分析

1.2.1 蘇南、蘇中、蘇北利用FDI的總額比較

20世紀90年代以來，外商直接投資成為江蘇經濟增長的助推器已是不爭的事實。江蘇省直接利用外資額從1996年的49.98億美元迅猛增長到2006年的174.29億美元。 但是江蘇經濟的發展存在著明顯的地域二元特征，FDI的分布在蘇南、蘇中和蘇北地區之間明顯存在著不平衡，蘇南地區為FDI在江蘇主要分布地區，蘇中地區次之，蘇北地區吸引的FDI很少。1996年，江蘇FDI總額為49.98億美元，其中蘇南地區FDI為34.44億美元，蘇中地區FDI為12.50億美元，而蘇北地區僅為3.04億美元。2000年，江蘇地區FDI總額為64.24億美元，蘇南地區所占比重為70.45%，蘇中地區、蘇北地區比重分別為22.00%和4.85%。

截至2006年底，江蘇省實際利用FDI總額為174.29億美元，其中蘇南地區為101.08，蘇中地區為 62.42億美元，蘇北地區僅為10.79億美元，三地區所占比重分別為58.00 %、35.81%和6.19%（見表2）。

1.2.2 蘇南、蘇中、蘇北FDI產業分布比較

近年來，蘇南地區憑借良好的區位優勢和投資環境，吸引越來越多的FDI，成為江蘇乃至整個中國FDI密集分布區，FDI數量增加的同時，投資結構也在不斷優化，工業部門FDI呈結構性增長態勢，資本與技術密集型行業FDI數量大大增加，電氣電子與通訊設備制造、儀器儀表、生物醫藥等產業成為重點投資部門；FDI在第三產業服務業投資比重上升，旅游、商貿、金融和其他中介行業成為投資熱點；蘇中地區FDI主要分布在電子及通信設備制造業、普通機械制造業、石油加工與煉焦業、化學原料及化學制品制造業服裝及其他纖維制造業等產業；相比而言，蘇北地區外商直接投資產業結構單一，技術層次較低，中小型勞動密集型工業占絕對優勢，而資本密集型項目和高新技術項目比較少。一些比較敏感的領域，如電信、銀行、保險等行業外商投資微乎其微。

從整體來說，蘇中、蘇北FDI產業結構的另一個明顯差距是FDI與蘇中蘇北本地產業關聯度低，未能形成良好的產業聚集和產業配套條件。相反，蘇南地區，FDI與本地相互關聯，形成了一批配套好、國際競爭力強的產業發展群體，如通訊設備制造、信息電子、IT業等。

2 FDI與蘇南、蘇中、蘇北經濟增長貢獻率的分析

據前分析,自20 世紀90年代中期以來,江蘇省實際利用FDI 一直呈穩步增長態勢,呈現“南高北低”的基本格局。同時這一時期的江蘇省三大區域的GDP 結構也呈現出幾乎完全相同的增長趨勢,同時不同區域間的GDP 差距明顯拉大(見表1) 。根據國民收入水平決定理論,投資在推動國民經濟的增長中起著重要的作用。而FDI 作為總投資的一部分,明顯對投資區域的經濟增長起著積極的作用,也是加劇蘇南、蘇中和蘇北地區經濟差距擴大的重要因素。

為了精確分析FDI與江蘇省不同區域經濟增長的相關性，選取1996年到2006年時間序列數據，以外商直接投資（FDI）為自變量，以國民生產總值（GDP）為因變量，采用最小二乘法進行線性回歸，構建的模型為：

ln GDP=a1+b1lnFDI+E（1）

式中a1 是常數項，為彈性系數，b1 是GDP對FDI的彈性系數，即FDI每增加1%，GDP所增加的百分數，E為隨機干擾項。式(1) 用來檢驗江蘇區域經濟增長的影響因素。通過對蘇南、蘇中、蘇北地區進行回歸計量,然后比較發現規律,在時間序列數據的選取方面,我們統一采用1996 年～2006 年的數據( GDP 數據見表1、FDI 數據見表2) 。雖然時段不長,但用于橫向區域間比較還是可行的。我們利用式(1) 對FDI 是否促進江蘇區域經濟增長進行計量檢驗。根據表1和表2的數據，利用計量軟件Eviws進行回歸，結果見表3:

以上表回歸結果可以看出：

（1）蘇南地區。在計量蘇南地區數據的方程中: lnFDI 與lnGDP 具有顯著的線性關系,擬合度R2和調整后R2 均在0. 80左右 ,擬合度良好,F 值為40.34 ,大大超過臨界值,說明方程整體顯著,各位系數均在α= 0. 01 水平上通過顯著性檢驗。

（2）蘇中地區。同樣,在計量西部數據的方程中,lnFDI 與lnGDP 具有顯著的線性關系,擬合度R2 為0. 863 ,調整后的R2 為0. 848,擬合度良好,F 值為56.87 ,大大超過臨界值,說明方程整體顯著,各位系數均在α= 0. 01 的水平上通過顯著性檢驗。

（3）蘇北地區。在計量西部數據的方程中,lnFDI 與lnGDP具有顯著的線性關系,擬合度R2 為 0. 873 ,調整后的R2 為0. 859,擬合度良好,F 值為61.75 ,大大超過臨界值,說明方程整體顯著,各位系數均在α= 0. 01 的水平上通過顯著性檢驗。

從以上計量結果,我們可以得出如下結論:

（1） 江蘇各區域的FDI 都促進了各自的經濟增長。在三地區三個方程的估計中,蘇南地區的系數為1.14 ,蘇中地區的系數為0.67 ,蘇北地區的系數為0.85，并且都在α= 0. 01 水平上顯著。由于我們是取自然對數值進行產出彈性分析,因此,這意味著蘇南地區的FDI 每增加1 % ,其GDP 就增加1.14%;蘇中地區的FDI 每增加1 % ,其GDP就會增加0. 67 %，蘇北地區的FDI每增加1%，其GDP就會增加0.85%。

（2）蘇南、蘇中和蘇北地區FDI 的系數分別為1.14、0.67和0.85 ,說明FDI的邊際產出彈性在蘇南地區最高,也說明FDI 對經濟增長的促進作用蘇南地區最大，蘇北地區次之，蘇中地區相對最小。這與我們的觀察是一致的,由于蘇南地區軟件和硬件條件好,FDI 對當地經濟的促進作用當然要比蘇中和蘇北地區大。FDI 在蘇南地區的促進作用大于蘇中和蘇北地區,由此拉大蘇南地區與蘇中和蘇北地區經濟發展的差距，同時FDI對當地GDP發展貢獻率方面，蘇北地區要強于蘇中地區。

從以上分析可以知道,FDI 對江蘇省各區域經濟增長均有顯著促進作用;但是FDI 對經濟增長的促進作用蘇南最大,蘇中、蘇北相對較小;在江蘇省區域經濟發展不平衡中，蘇南、蘇中和蘇北地區經濟發展差距擴大的形成中,FDI 起了重要的作用,由于FDI 與地區經濟增長之間形成了一種循環累積效應，FDI 在蘇南、蘇中和蘇北經濟差距的擴大中所起的作用將越來越大。在這種作用下江蘇區域經濟差距必然進一步拉大。堅持江蘇不同區域的協調發展，逐步縮小江蘇區域之間經濟發展的差距,最終實現共同進步是江蘇省進行現代化建設和實現“兩個率先”的內在客觀要求。因此，江蘇省各區域應合理利用FDI，充分發揮其在區域經濟協調發展中的促進作用，縮小蘇南、蘇中和蘇北地區經濟發展差距。

3 分析FDI在江蘇省區域分布不均的原因

FDI 在江蘇省區域分布不均不是偶然形成的，有其深層次的原因，只有找到了FDI區域分布不均的原因，才能采取措施改變FDI 不平衡分布的現狀，我認為FDI 在江蘇區域不均的重要原因有兩個：

3.1 區位優勢

區位選擇是跨國公司FDI 首要基本問題。根據鄧寧的“國際生產折衷理論”，區位優勢是區位選擇的準則。就跨國公司而言，區位優勢是指跨國公司在投資區位上具有的選擇優勢；就東道國內部具體區位而言，是吸引外資的特定區位優勢，這個區位具有的優勢，不一定那個區位也具有。在華跨國公司一般以市場占有、利潤最大化為戰略取向。信息成本、積聚經濟構成了吸引FDI 的區位優勢。跨國公司傾向于信息成本低、具有積聚經濟效應的地區。在江蘇省，蘇南地區位于“長三角經濟區”中心區域，與“長三角經濟區”核心城市上海接壤；蘇中地區位于“長三角經濟區”次中心區域,沿長江下游北岸排列,與蘇南和上海隔江相望；蘇北地區位于“長三角經濟區”邊緣和輻射區域,距“長三角經濟區”核心城市上海相對較遠,受經濟中心的吸引和輻射作用較弱。這種區域環境特征與江蘇區域經濟發展狀態基本一致。處于“長三角”經濟圈的蘇南地區，有強大的“產業空間積聚形成的產業特定的溢出效應和自然優勢”，信息成本低，FDI 選擇這樣具有積聚經濟效應的地區在情理之中。這些區位優勢有利于跨國公司投資，實現其戰略目標，所以相比之下，在江蘇省范圍內FDI 主要流向蘇南地區，蘇中次之，蘇北FDI額最小。

3.2 政府的政策因素

蘇南地區早在上世紀80年代末90年代初時，抓住了市場化、國際化和城市化的發展機遇，當地政府為吸引各類投資者（特別是外資）進入創造了良好的投資環境和平臺，例如各類開發園區以及各類優惠的政策；現階段蘇南地區以及蘇中地區政府則是提供科技產業和創新的環境和平臺，如吸引科技人才的機制、風險投資機制、產學研結合的機制。政府在這里著力提供公共環境和平臺，能夠吸引的FDI的進入和產業集聚，相比之下，蘇北地區政府行動較為遲緩，近幾年來雖然蘇北地區政府在招商引資政策以及投資環境建設方面有較大進步，相比較蘇中地區特別是蘇南地區而言，蘇北在其他方面均無優勢可言（如區位優勢，規模效應，科研能力等等），所以與蘇中和蘇南一樣的投資政策對FDI并沒有多少吸引力，這些因素也導致了FDI在江蘇區域分布的不平衡。

4 建議

（1）蘇南地區應繼續加大吸引FDI的力度，同時要實現吸收外商投資的戰略重點和引資方式的轉移，拓展FDI投資領域，并向蘇北轉移落后于比較優勢的產業的梯度產業結構。積極引導外商投資由南向北推移，實現區域共同發展。

（2）改善蘇中、蘇北地區的投資環境。投資環境分投資硬環境和投資軟環境。為了促進外商投資逐步轉向蘇中、蘇北地區，搞好公共基礎配套服務設施包括交通、通信等硬環境外，更重要的是不斷改善投資軟環境、加快調整相關法律，健全市場機制，規范市場競爭，建立、完善與市場開放和市場化進程相適應的利用外資管理體制。在制度建設上解決利用外資的相關制度和政策環境上存在的一些問題，降低外資進入的交易與制度成本。

（3）增強蘇中、蘇北的人力資本投入，構建FDI基礎。除吸引外地高技能人才向蘇中蘇北流動外，進一步加強蘇別蘇北地區的基礎教育、職業教育和高等教育，提高蘇中、蘇北的人力資源素質，吸引更多的FDI。

（4）提高FDI的投資效率，投資制造業和高新技術產業更能滿足FDI利益驅動的目的。因此，蘇中、蘇北在吸引FDI的同時，必須從單純的數量擴張的增長轉向高質量的資本技術的獲取，要著力提高引進FDI的質量和層次,不單純追求數量,要努力引進技術水平較高、溢出效應較大的FDI,進一步提高FDI對于江蘇省經濟發展的長期拉動作用。蘇中、蘇北地區要發揮自身優勢,防止FDI結構趨同。

參考文獻

［1］徐曉虹.外商直接投資與中國區域經濟發展的實證分析［J］. 國際貿易問題,2006.

篇8

中國是一個幅員遼闊的國家，地區之間經濟增長具有明顯差異。在本文筆者對改革開放以來我國區域經濟增長所呈現的統計特征進行分析，以便對我國經濟增長有更全面的認識。

一、 區域經濟增長的整體特征

1978年以來，我國區域經濟增長在總量表現上非常明顯。如圖1所示，無論是31個省份名義GRP（Gross Regi-onal Product，地區生產總值）的平均值，還是實際GRP（以1978年的不變價格換算）的平均值，在30多年中均實現高速增長，二者的年均增速分別達到了16.22%、11.13%。簡而言之，名義GRP與實際GRP的均值在這35年中分別增加了164倍與35倍。同時，人均名義GRP與人均實際GRP也由1978年的457.13億元人民幣增長分別以年均14.30%與9.30%的速度增長至2012年的43 045.02億元與9 390.27億元。由此可見，改革開放以來我國各地區經濟增長在整體上都表現出良好的發展態勢。

同時，各地區之間經濟增長的差異也日趨凸顯。從圖2可以看出，31個省份名義GRP與實際GRP的變異系數值的在1978年～2007年之間呈波動上升的趨勢，由最初的0.65分別上升到最高時的0.85與0.88，其中是在20世紀90年代上升最為顯著，2008年之后變異系數值有所回落。可以看出，整體上而言，我國各省份經濟在顯著增長的同時，區域間的經濟差異也具有擴大的態勢。

具體來看一下我國東、中、西部地區經濟增長的差異狀況。1978年東、中、西部省份的名義GRP之和的比值為2.61∶1.59∶1，而到了2012年三者的比值也變為3.27∶1.61∶1。可以發現，一方面與全國情況一樣，三個地區的經濟增長都比較迅速，1978年～2012年間東、中、西部名義GRP之和的年均增速分別達到16.58%、15.84%和15.80%，都超過了10%；而另一方面，在改革開放之處已經存在的東、中、西部之間階梯型（或俱樂部型）經濟差距，由于近30多年來的平均增速的差異而使得東部與中西部、中部與西部之間進一步拉開差距。

同時，從GRP的人均值來看，1978年，東、中、西部省份的人均名義GRP分別為158.51億元、118.30億元和60.72億元人民幣，到2012年則分別達到5 219.27億元、2 838.09億元和1 430.66億元人民幣，三個地區之間的人均名義GRP不僅在絕對值方面不斷拉開差距，而且在相對值方面的差距也逐步擴大。1978年東、中、西部地區之間人均名義GRP的比值為2.61∶1.95∶1，而2012年三者的比值則變為3.27∶1.97∶1，可以看出1978年以來東部省份與中西部省份、中部省份與西部省份之間的人均名義GRP差距都具有逐步加大的趨勢。這表明我國東中西部地區的經濟增長存在類似“俱樂部趨同”性質的差異。

二、 區域經濟增長的差異性特征

對于衡量變量差異性的統計指標，除了前文提到的變異系數以外，常用的還有全距、平均差、差異系數、泰爾指數等指標。其中，泰爾指數（Theil Index）因為具有可分解性的特點，不僅可以反映總體的差異，還可以衡量樣本內部的差異，因而得到較為廣泛的應用。

泰爾指數是由H.Theil（1967）提出的，是一種廣義熵指數，可寫為GE（1）。以人均GRP差異為例，泰爾指數常用的計算公式為：

T=■■（■）ln（■）=■■■■ln（■）=Tw+Tb（1）

Tw=■（■）Twi=■■（■）（■）ln（■）（2）

Tb=■（■）ln（■）（3）

其中，T、Tw、Tb分別表示總體泰爾指數、組內差距和組間差距；Y、N分別代表整體（如全國）的GRP之和與總人口，Yi、Ni代表第i組（如東、中、西部）的GRP之和與總人口，Yij、Nij代表第i組中第j亞組（如省份）的GRP和人口， ■ij為第i組第j亞組的人均GRP，■為全國的人均GRP。

這樣，根據公式（1）～（3），筆者計算了1978年～2012年中國各省份人均名義GRP與人均實際GRP的泰爾指數。圖2與表1是人均名義GRP泰爾指數的基本情況。由于人均實際GRP的泰爾指數與之非常類似，限于篇幅，在此筆者就不再列出。

從圖2與表1可以看出，我國各省份人均名義GRP的泰爾指數呈現出“下降―上升―再下降”的變動趨勢。具體來看，1990年以前，泰爾指數從1978年的0.155 5不斷減少至1990年的0.076 3；而1991年～2003年之間則呈現一直上升的態勢，到2003年回升至0.142 0；2004年之后泰爾又開始回落，到2012年為0.078 0，基本與1990年的數值持平。這表明我國區域經濟水平的整體差異在1978年～1990年、2004年～2012年間有下降趨勢，而在1991年～2003年期間呈擴大趨勢。

同時，我國東中西部地區之間經濟增長的組間差異，在2003年之前基本呈擴大態勢，并在20世紀90年代初期取代區域組內差異，成為區域經濟整體差異的最主要因素。同時，2004年之后東中西部之間經濟差異有減小趨勢，2012年的差異水平已回落至20世紀90年代初的水平。

同時，改革開放以來東中西部區域經濟的組內差異則大體表現為縮小的趨勢，期間在2000年前后有所回升，但2003年之后又開始下降。具體來說，從表1中可以發現，我國東部省份內部之間的經濟差異雖然在東中西部三者之中最為顯著，但其縮小趨勢也最為明顯，其組內泰爾指數由最開始的0.21（1978年）持續縮小至0.03（2012年）；中部省份內部的人均名義GRP差異在東中西部三者中大致處于中間水平，但與西部差別很小，并且中部西區的組內泰爾指數大體上也有所下降，由最初的0.039減少至現在的0.023；西部省份之間的差異變化很小，且在20世紀90年代前期略有擴大。總體來看，我國區域經濟增長的組內與組間兩種差異變化進一步反映了我國區域經濟增長具有“俱樂部趨同”的特點。

三、 區域經濟增長的相關性特征

除了差異性之外，區域經濟之間的相關性也需要關注。而Moran's I統計量則是檢驗經濟現象全局空間自相關特征的一種常用指標（P. A. P Moran，1950），其計算公式為：

Moran′s I=■（4）

式中，■=■■Yi，S2=■■■（Yi-■）2。

其中，Yi、Yj分別表示第i、j個地區的觀測變量（如人均GRP），N為地區總數，Wij為空間權重矩陣。Moran's I取值范圍為[-1，1]，其大于0表明變量之間存在空間正相關，小于0表明變量之間存在空間負相關，而等于（或近似為）0，則說明變量為空間零自相關（即在空間上隨機分布）。同時，如果Moran's I的絕對值越大，表明變量在空間分布的（正/負）相關性越強。同時，對于Moran's I顯著性，可以通過Z值及其對應的P值進行檢驗。

根據（4）式，筆者以各省份省會之間距離的平方為權重，構建了空間權重矩陣W，進而計算了1978年～2012年我國人均名義GRP與人均實際GRP的Moran's I值。具體見圖3。其中，兩種人均GRP的Moran's I值均至少在3%的水平上顯著，且顯著水平也同Moran's I值一樣不斷提高。

從圖3可以看出，不論是人均名義GRP還是人均實際GRP，兩者的Moran's I值在改革開放之后均呈現出不斷提高的趨勢。其中，人均名義GRP的Moran's I雖然在20世紀90年代初期有略微下降，但整體而言其上升的幅度更大，由最初時的0.09（1978年）逐漸上升至最高時的0.45（2010年）；而人均實際GRP的上升過程則相對平穩一些，其最高值為2010年的0.32。綜上所述，我國各省份之間的人均GRP（包括名義與實際）具有比較顯著的全局正相關性（或空間集聚性）。

在分析全局空間自相關之后，可以再考察我國區域經濟增長的局部自相關特性，這主要通過Moran散點圖進行分析，具體如圖4所示。可以看出，擬合曲線的斜率逐漸變大，表明省份人均實際GRP的全局自相關特征日趨明顯。同時，第一象限與第三象限（表示存在局域空間相關）的點逐步增多，而第二象限與第四象限（表示部存在局域空間相關）的點則有減少的趨勢。同時，1978年～2012年間我國各省份的名義GRP與實際GRP的Moran's I均為正，且都至少在10%水平下顯著。綜上所述，我國區域經濟增長具有空間自相關特征。

四、 基本結論

改革開放以來，我國區域經濟增長也取得了突出的成就，各省GRP均得到大幅度提高，無論是名義GRP還是實際GRP增長率都超過10%。同時，在這一增長過程中也伴隨著各省份之間的經濟差距經歷了“縮小――擴大――縮小”的變化，然而東部地區與中西部地區之間的組間差距日益凸顯。而在區域內部的經濟差異中，東部地區內部的差異最為明顯，但1978年以來具有明顯的縮小趨勢，中西部地區內部的差距則在數值與波動幅度上都較之于東部要小一些。同時，我國各省份經濟增長之間的空間相關性日益顯著，為此在進行關于我國區域經濟增長的實證研究中最好能考慮相關變量的空間自相關問題。

參考文獻：

1. 蔡，都陽.中國地區經濟增長的趨同與差異.經濟研究，2000，（10）：30-37.

2. Theil H.， Economics and InformtationTheo- ry. Amsterdam： North Holland Publishing Company， 1967.

3. Moran P.A.P.， Notes on Continuous Stoc- hastic Phenomena. Biometrika，1950，（6）：7-23.

4. 周衛峰.中國區域經濟增長收斂性研究.中國社會科學院研究生院學位論文，2005.

5. 鄭凱捷.分工與產業結構發展.復旦大學學位論文，2006.

篇9

二、區域經濟增長的相關性特征

除了差異性之外，區域經濟之間的相關性也需要關注。而Moran''''sI統計量則是檢驗經濟現象全局空間自相關特征的一種常用指標（P.A.PMoran，1950），其計算公式為：GRP），N為地區總數，Wij為空間權重矩陣。Moran''''sI取值范圍為[-1，1]，其大于0表明變量之間存在空間正相關，小于0表明變量之間存在空間負相關，而等于（或近似為）0，則說明變量為空間零自相關（即在空間上隨機分布）。同時，如果Moran''''sI的絕對值越大，表明變量在空間分布的（正/負）相關性越強。同時，對于Moran''''sI顯著性，可以通過Z值及其對應的P值進行檢驗。根據（4）式，筆者以各省份省會之間距離的平方為權重，構建了空間權重矩陣W，進而計算了1978年~2012年我國人均名義GRP與人均實際GRP的Moran''''sI值。具體見圖3。其中，兩種人均GRP的Moran''''sI值均至少在3%的水平上顯著，且顯著水平也同Moran''''sI值一樣不斷提高。從圖3可以看出，不論是人均名義GRP還是人均實際GRP，兩者的Moran''''sI值在改革開放之后均呈現出不斷提高的趨勢。其中，人均名義GRP的Moran''''sI雖然在20世紀90年代初期有略微下降，但整體而言其上升的幅度更大，由最初時的0.09（1978年）逐漸上升至最高時的0.45（2010年）；而人均實際GRP的上升過程則相對平穩一些，其最高值為2010年的0.32。綜上所述，我國各省份之間的人均GRP（包括名義與實際）具有比較顯著的全局正相關性（或空間集聚性）。在分析全局空間自相關之后，可以再考察我國區域經濟增長的局部自相關特性，這主要通過Moran散點圖進行分析，具體如圖4所示。可以看出，擬合曲線的斜率逐漸變大，表明省份人均實際GRP的全局自相關特征日趨明顯。同時，第一象限與第三象限（表示存在局域空間相關）的點逐步增多，而第二象限與第四象限（表示部存在局域空間相關）的點則有減少的趨勢。同時，1978年~2012年間我國各省份的名義GRP與實際GRP的Moran''''sI均為正，且都至少在10%水平下顯著。綜上所述，我國區域經濟增長具有空間自相關特征。

篇10

中圖分類號：F252 文獻標識碼：A 文章編號：1003-5192(2011)05-0059-05

Analysis of Logistics Capability’Support to Regional Economic Growth

PENG Jian

(School of Economics and Management, East China Jiaotong University, Nanchang 330013, China)

Abstract:Choosing nine indexes of the logistics capability, we use the method of fuzzy matter-element to calculate the 31 provinces’ logistics capability in recent 11 years combined with the GDP growth data to analysis the relationship between 31 provinces’ economic growth and the logistics capability. Research has been shown that: There exists certain differences among 31 provinces’ logistics capability development, the logistics capability’s contribution to economic growth is large, but certain gap exists between regions, presenting depressive trend among the east, the central and the west. Therefore, it needs the coordinated development of the regional logistics capability and the construction of regional logistics system to realize regional rapid economic development.

Key words:fuzzy matter-element; panel data; logistics capability; regional economy

1 引言

現代物流產業被譽為經濟發展的“加速器”和產業社會的原動力。2009年，面對金融危機的沖擊，我國更是將物流列入十大振興產業之中，將其作為推動我國經濟發展的重要力量。物流能力作為區域經濟系統形成與發展的一種主導力量，已經成為了區域經濟高速發展的“推動器”，對于提高區域市場競爭能力和生產流通領域的效益，加快服務業和支撐其他產業的調整與發展、擴大消費和吸收就業，促進產業結構調整、轉變經濟發展方式和增強區域城市的經濟競爭力都具有重要意義。因此，研究物流能力的哪些因素能夠促進區域經濟的快速增長，對經濟增長的力度有多大都是目前物流研究的一個熱點問題，其主要目的就是根據經驗數據發現規律，揭示物流能力與經濟的內在關系，預測物流業的發展前景和經濟增長的潛力。

2 區域經濟增長的物流能力支持理論基礎

2.1 區域經濟增長

區域經濟發展和區域經濟增長是兩個高度相關的概念，在本研究中，嚴格地區分了這兩個概念。區域經濟是指在生產要素、商品和勞務不能完全流動，經濟活動不能完全可分，創新能力具有部分排他性和競爭性的前提下，特定區域的經濟活動和經濟關系的總和。區域經濟增長是指一個地區在一定時期內生產的包括產品和勞務在內的產出數量的增加。

2.2 物流能力

在目前的研究中，眾多學者沒有對物流能力形成統一的定義。在國外，鮑爾索克斯等認為物流能力就是對廠商能否在盡可能低的總成本下提供有競爭優勢的顧客服務的一種相對的評估。例如沃爾瑪公司擁有的“Cross-docking”的物流系統能力，就是被認為對它的公司績效有顯著的影響［1］；Daugherty和Pittman則通過對財富500強公司的訪問考察認為基于時間的能力（Time-based Capacities）、信息技術、靈活性對于物流至關重要［2］； Zhao, Cornelia和Theodore研究了以客戶為導向的物流能力和以信息為導向的物流能力與企業績效之間的關系［3］；Shang和Marlow在對臺灣地區1200家制造加工企業調研數據上分析，認為物流能力的組成包括基于信息的物流能力、標桿能力、柔性能力和管理能力［4］；Kallio等人認為從時間、質量、成本和效率四個方面可以來評價企業物流交付能力，給出了交付流程的結構及其評價指標［5］。在國內，汪鳴等認為物流能力體現在開展物流運作和提供物流服務的企業在實現顧客價值的過程中所具備的對物流的計劃、控制以及過程的實施能力。物流能力包括了企業物流設備生產能力等靜態能力，也包括企業管理和物流經營的動態協同能力［6］。馬士華教授認為物流活動是一種經濟活動，同時支持物流能力有廣義和狹義之分。狹義的物流能力是指物流設施或者物流系統的容量或者能力，廣義的物流能力是指企業的物流運作能力，它反映的是組織的綜合物流功能水平［7］。譚清美等認為物流能力是物流供給主體提供物流服務的能力，并從宏觀和微觀兩個角度進行了定義，指出宏觀的物流能力是指國民經濟部門向全社會提供物流支撐和服務的能力，微觀的物流能力是指物流供給主體向微觀需求主體提供物流服務的能力［8］。本文在總結國內外學者基礎上，認為物流能力是指一個國家之內一定地域或者跨國界的毗鄰的地域內的物流系統內物流主體所具有的物質結構以及管理人對物流運作過程的組織與管理能力的綜合反映。

2.3 物流能力對區域經濟增長的影響

閆秀霞、孫林巖以中國東中西部地區不同省份為對象，采用結構方程模型對區域物流與區域經濟協同發展進行了實證研究，認為區域物流能力與區域經濟存在協同效應［9］；陳虎、楊勇攀采用經濟學方法對攀枝花市物流能力與經濟增長進行了研究，研究表明攀枝花區域經濟是區域物流能力增長的原因［10］；周泰等研究并提出了區域物流能力與產業經濟的灰色控制系統，并以江蘇省為例進行了實證研究，認為區域物流能力的各個組成部分對于產業經濟的增長具有不同的作用效果，要加大物流經濟協調發展［11］。從國內學者的研究結果來看，都認為物流能力的增強可以加快區域經濟增長，同時區域經濟實力增強又可以帶動物流產業的發展。

2.4 對目前關于物流能力與區域經濟增長研究的反思

從國外和國內的研究可以發現三個問題：一是對于物流能力的理解過于簡單，許多學者選擇貨運量或者郵電營業額等指標來簡單地反映物流能力，缺乏系統性和說服力；二是關于區域經濟發展和區域經濟增長沒有進行嚴格的區分，導致研究結論存在以偏概全的認識偏差；三是關于物流能力與區域經濟增長的關系偏重定性分析，少定量方法，片面地通過一兩個指標表征物流能力和GDP數據進行回歸分析等。由于區域經濟和物流能力都是以復雜系統的形式體現的，因此要研究物流能力系統和區域經濟系統工作十分復雜。本文定位在物流能力對區域經濟增長的影響上面，選擇9個表征物流能力的指標，采用模糊物元的方法計算出中部31個省份近11年的物流能力，結合GDP增長數據形成31個省份11年的面板數據，在面板協整框架內分析物流能力對區域經濟增長的影響力度，研究省份之間物流能力對經濟的作用差異，這對于揭示不同區域未來物流業發展和經濟增長具有重要作用，為實現區域經濟快速增長的物流能力發展提供建議和參考。

3 模型方法的選擇

3.1 指標選擇和數據來源

考慮到數據的可信度和可獲取性，本文選擇物流產業就業人數、物流產業固定投資、鐵路營業里程、公路里程、旅客周轉量、貨物周轉量、郵電業務總量、郵路路長、公路運輸汽車擁有量來表征物流能力。指標的選擇基本考慮到了物流產業所能覆蓋的全部行業，其中的物流產業固定投資采用固定資產投資價格指數進行了處理，已消除價格因素影響。同時選擇了各地區國民生產總值（GDP）增長率來表示區域經濟增長，為了得到真實數據，均進行了GDP指數平滑處理。需要說明的是：采用模糊物元方法得到的物流能力指數分布在［0,1］之間，GDP增長率采用百分制進行表示。

3.2 模糊物元方法

在物元分析中，描述的事物M及其特征C和量值x組成物元R=(M,C,x)，同時把事物的名稱、特征和量值稱為物元三要素［12］。事物M有n個特征C1,C2,…,Cn及其相應的量值x1,x2,…,xn，則稱R為n維物元。m個事物的n維物元組成在一起，便構成m個事物的n維復合物元，記為

3.3 面板數據測算方法

研究不同地區物流能力對經濟增長的影響程度，既要考慮不同地區物流基礎設施建設和整體區位優勢的差異(截面數據)，同時也要考慮國家的物流發展政策，制度因素等方面的影響(時間序列)，而簡單地使用截面數據或者時間序列數據無法達到這個目的。為了克服這一缺點，使用

Panel Data模型結合時間序列和截面數據，能夠同時反映出研究對象在不同時間和截面單元兩個方向上的變化規律和特征。面板數據不僅大大增加了研究的觀測樣本量，提高了樣本的自由度，而且可以減弱解釋變量多重共線性帶來的影響，降低估計誤差［13］。面板數據的一般形式如下

（1）從回歸方程來看，全部的回歸系數估計值均在1%水平上顯著；R2=0.91，方程擬合度很高；F=39.1，說明回歸方程整體顯著；D.W=2.06，說明引入AR(1)項有效避免了自回歸的影響。

（2）從全國水平來看，物流能力對經濟增長率的回歸系數為3.27，表示物流能力每增加一個百分點將能帶動國民生產總值提高3.27個百分點，物流能力對經濟增長的幅度是十分明顯的。近年來，隨著物流產業調整和振興計劃的實施，通過加大物流業的基礎建設投資力度，進一步完善了區域內的物流基礎設施，構建便捷的交通運輸網絡，充分發揮區域的整體物流能力，提高物流服務水平，加快了物流服務業的發展，有效促進了區域經濟的快速發展。通過提高物流產業就業人數和素質，加大物流產業固定投資，增加鐵路營業里程和鐵路基礎設施建設，延長公路里程和提高公路等級層次，加大郵路建設力度，提高公路運輸汽車擁有量，整體實現旅客周轉量、貨物周轉量、郵電業務總量的增長，為區域經濟的增長提供了強大的物流能力支持。

（3）從區域來看，東中西部地區物流能力對經濟增長率的回歸系數分別為3.41、3.23和3.17，東部地區略高于中西部地區。其中，長三角地區的江蘇、浙江兩個省份的物流能力對經濟增長回歸系數比較高，主要是因為這兩省份構建有良好的物流交通網絡，加大物流基礎設施建設的整體規劃，特別是一些傳統運輸、倉儲、貨代企業實行功能整合和服務延伸，加快向現代物流企業轉型，提高了整個區域的支持經濟增長的物流能力。而上海的回歸系數較低，主要與其經濟指標基數大、經濟增長率相對較低有關，同時由于上海的區域物流基礎設施建設已經達到相當規模，因此今后在區域物流規劃建設時更應該注意物流網絡的優化，整合區域物流資源，建設綜合交通體系，提高物流能力對經濟增長的貢獻率。由天津、山東、河北、遼寧等省份組成的環渤海經濟區回歸系數也很高，說明通過構建環渤海物流大系統，加快區域內物流基礎建設投資，有效地形成協同的區域物流系統，對經濟增長提供了良好的物流能力支持。其中遼寧回歸系數偏低的主要原因是作為被解釋變量的以1997年為基年的GDP不變價增長率偏低，但作為解釋變量的物流能力系數在近10年增長較快。自從2004年國家實施了中部地區崛起戰略以來，中部省份發揮了自己的區位優勢，依托承接沿海產業轉移的地理優勢，進一步完善基礎設施建設，加大對整個物流基礎行業的投資力度，通過建立良好的交通網絡從而實現資源的整合進而提高了物流能力對經濟增長的支持力度。其中的湖北、湖南和江西地理位置接近，通過構建區域內城際高速鐵路、高速公路加快了物流周轉速度，有效地實現了三個省份經濟的協調發展。西部地區由于本身經濟基礎差，物流基礎設施建設緩慢，缺乏區域物流整體規劃，所以物流能力作為內生變量對區域經濟增長的內生動力不足，物流能力對經濟增長的貢獻力度低于全國平均水平。

（4）從典型省份來看，區位優勢明顯的吉林、天津、江蘇、浙江、山東等地物流能力對經濟增長率的回歸系數都是比較高的，通過良好的區位優勢加大物流基礎設施建設以后，吸引了高素質的物流科技人才，發展物流相關的服務產業，物流產業科技水平大幅提高。回歸系數較低的新疆、貴州、海南和河南等幾個省份基本都是農業大省，隸屬于第三產業的物流產業發展緩慢，物流能力對經濟增長支持力度不足，最關鍵的因素仍然是這些省份沒有建立布局合理的物流節點、銜接順暢的物流通道，從而沒有形成能力充分、高效便捷的綜合物流體系。

5 對策和建議

（1）建立強有力的政府協調機制，促進物流能力的快速提升

由于物流能力與區域經濟系統是個復雜的系統工程，因此必須在國家層面上加大區域物流與經濟協調發展的指導，實施政府引導建設，加大對物流產業的建設力度，進一步建立健全物流能力與經濟增長的法規制度，通過市場運作來發展物流能力，特別在物流建設項目規劃時要充分考慮與經濟的協調發展、產業政策的制定和行業政策的實施。

（2）繼續加大物流能力的基礎建設投入，增強物流硬實力

要使全國物流產業與整個國民經濟的協調發展首先就是要讓各個省份的物流能力得到提高，通過在運輸、倉儲和信息處理等方面下功夫來實現與區域經濟增長的協調發展。特別是區位優勢明顯的長三角和珠三角地區要繼續充分發揮所擁有的區域輻射作用，帶動相關省份的共同發展，利用物流產業的巨大存量資產，通過資產重組和技術改造，鼓勵和引導物流企業提高物流能力。與此同時，經濟欠發達地區要打破行業界限和地區封鎖，制定適合本地發展的物流產業發展規劃，積極引入和利用外來資金參與本地物流相關設施建設，縮小與發達地區的物流能力差距。

（3）培養高素質物流人才，深入發展物流金融業務

進一步培養適合市場需要的物流人才，提高物流人才的綜合素質，為物流能力的提升奠定良好的軟實力。發展物流金融業務，積極開展倉單質押、動產質押、保稅倉等業務，協助企業拓展融資渠道，降低融資成本，提高資本的使用效率，為物流能力的提升提供良好的資金保障。

6 結論

（1）31個省份的物流能力整體呈現穩步向上的趨勢，為區域經濟增長提供了強大的物流能力支持。

（2）物流能力對區域經濟增長的貢獻率呈現由東向西遞減的趨勢，因此，協調區域物流發展，構建物流發展大系統是今后物流產業發展政策制定時必須考慮的一個關鍵因素。

本文所選擇的9個表征物流能力的指標大致反映了物流產業的整體實力，今后的研究可以采用更多的物流能力指標；本文重點在物流能力對區域經濟增長的影響程度研究上，對區域經濟的產業結構變動、空間遷移等問題沒有涉及。

參 考 文 獻：

［1］鮑爾索克斯,克勞斯.物流管理-供應鏈過程的一體化［M］.北京：機械工業出版社，2002.

［2］Daugherty P J, Pittman P H. Utilization of time-based strategies［J］. International Journal of Operation and Production Management, 1995, 15(2): 56-72.

［3］Zhao M, Cornelia D, Theodore P S. The effects of logistics capabilities on firm performance: customer-focused versus information-based capabilities［J］. Journal of Business Logistics, 2001, 22(2): 91-107.

［4］Shang K C, Marlow P B. Logistics capability and performance in Taiwan’s major manufacturing firms［J］. Transportation Research Part E: Logistics and Transportation Review, 2005, 41(3): 217-234.

［5］Kallio J, Saarinen T. Measuring delivery process performance［J］. The International Journal Of Logistics, 2000, 11(1): 75-87.

［6］汪鳴，馮浩.我國物流業發展政策研究［M］.北京:中國計劃出版社，2002.

［7］馬士華,申文.企業物流能力的影響因素及其交叉作業研究［J］.物流技術，2005,(4):5-7.

［8］譚清美，馮凌云，葛云.物流能力對區域經濟的貢獻研究［J］.現代經濟探討,2003,（8）：22-24.

［9］閆秀霞,孫林巖.區域物流能力與區域經濟協同發展研究［J］.經濟師，2005,（13）：257-259.

［10］陳虎,楊勇攀.區域經濟發展與物流能力因果關系的實證檢驗［J］.統計與決策，2010,（9）：90-91.