时间：2023-06-16 16:05:28
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇区域经济增长，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
关键词：区域经济；煤炭贡献率；产业结构；山西省
一、引言
能源是人类生产和生活中不可或缺的要的物质基础，而且随着社会的不断发展人们对能源的需求也日益增大。山西省是我国典型的以煤炭为支柱产业的经济发展的省份，改革开放以来，随着我国工业化进程和经济增长的加速，山西煤炭的产量和消费量都在快速上升，不仅加快了山西省煤炭资源的耗竭，也给山西将造成了更多的安全事故和生态环境的严重破坏，为了改变现状，短期内必须提高山西省煤炭企业的国际竞争力。长远来看必须摆脱对资源的依赖，调整产业结构，优化资源配置，这才是山西省发展循环经济的必经之路。
二、山西省煤炭经济发展现状及存在的问题
(一)山西省煤炭经济发展现状
1.煤炭工业经济快速增长
根据山西省数据统计年报的数据显示，截止2016年底，陕西省煤炭产量总计达到8.32亿吨。自2010年以来，山西省的煤炭产量呈现出逐年上升的趋势，尤其是在山西省经过全省的煤炭资源的整合，以及煤炭企业的不断兼并重组，山西省的煤炭产量，发生了质的改变，煤炭产量已经在向10亿吨的水平不断前进。2016年山西省全省的矿井总量超过450个，在未来的5到10年之内，山西省的煤炭产量在呈现出逐步上升的同时，将不再审批新的矿井建设，煤炭产能过剩的现象，将会在一定程度上得到缓解。与此同时，随着煤炭开采的机械化的不断普及，山西省的煤炭产量大幅提升，这样的环境之下，一些资源枯竭的矿井将会逐步关闭。
2.以煤为基多元发展加快
目前山西省的煤炭产业已经呈现出规模化的发展趋势，以煤为基础，煤炭产业呈现出多元化的发展格局，煤炭产业链不断增加，煤炭的综合利用价值逐步提升，煤炭产业及其附加产业，成为了山西省经济发展的中坚力量。与此同时，山西省依靠科技进步，不断提升每一框的附加值，实现了煤炭产业的大幅度增加。与煤炭产业相关的第三产业，发展趋势良好。尤其是与煤炭相关的装备制造业，成为山西省的工业新型支柱，电力产业也超过了煤炭，战略型新兴产业的投资，增速明显加快。
3.煤炭经济运行质量明显改善
近年来，山西省大力转变煤炭经济发展方式，推进产业结构调整，着力转变经济增长方式，使得煤炭经济运行质量得到明显改变。一方面不断深化煤炭行业专项治理，大力扭转多、小、乱的煤炭矿厂格局，关闭许多安全隐患高、资源利用率低的生产企业；另一方面以科学有效的管理方式建设现代化矿井的运营机制，大力推进安全化生产，不断升级生产装备，全面落实企业安全责任，建立长期有效的安全生产机制，全面提高煤炭产业集中度和整体质量。
4.煤炭经济发展环境不断优化
山西省大力优化煤炭产业结构，现形成形成了煤-电、煤-建材、煤-化工等完整的产业链。循环经济在真正实现煤炭清洁、安全、高效、低碳利用的同时，不仅为同煤发展撑起了半壁河山，也成为全省煤炭企业的共同追求。
(二)山西省煤炭经济发展尚存在的突出问题
1.产能过剩
21世纪初煤炭行业发展迅速，需求量大幅度增加。各地大力新建煤矿或改扩建煤矿，使得煤炭的产能达到高度释放。目前煤炭的需求量低于煤炭的生产能力，且呈现逐年扩大的趋势。据统计，我国煤炭现有的需求总量保持在24亿吨上下，而生产能力却达到近30亿吨，煤炭产能过剩严重影响山西省煤炭经济的发展。
2.利润下降
一是由于煤炭需求量减小而产能过剩，使得价格不升反降；二是电煤价格双轨制的取消，使得一些电厂抵制市场煤价，限制的煤价的增长；三是煤炭运营成本增加，包括物流运输成本(特别是煤炭产能集中的山西)、煤炭资源税、人工成本、安全生产投入及环境治理等因素。由于这些原因，大大缩小了煤价格的上涨，再加上成本的不断加大，使得煤生产企业利润严重下降，影响经济发展。
3.环境污染
近些年，山西省大力优化煤炭产业结构给环境带来了利好，但是这并足以解决煤炭行业给山西省环境造成的污染。比如煤矸石大量堆存，有害气体不断排放。对周围的农作物，饮用水源，以及农田造成了一定程度的破坏。煤炭开采给山西省带来的是地面坍塌、水体污染、生态失衡、资源浪费等现象，严重影响们日常生活。由于采煤技术较低、设备不够先进、人才素质较低等原因，导致山西省除少数几个大企业以外并没有建立起与市场制度相适应的管理体系，山西省的煤炭行业以粗放式经营的本质并未得到根本的改变，在高强度和粗犷式的开采中，使得煤炭资源大量浪费，资源利用率低，大量未被充分利用的矿渣被丢弃没有得到充分的利用且对环境造成污染。
三、山西省煤炭经济与经济增长的关系实证分析
(一)模型设定
本文选取了20多年来山西省经济发展的相关数据并由此建立C—D的生产函数模型，由于煤炭是山西省的支柱产业且对其经济增长的作用较大，所以将煤炭投入作为要素之一。建立C—D的生产函数模型如下：(3-1)由此分析山西省经济发展中煤炭对其经济增长的贡献率的变化。其中Y代表产出量；A为常数项，代表基期的技术水平；r代表科技进步率；L代表劳动投入；α为劳动产出弹性；β为资本产出弹性；γ为煤炭产出弹性。在实际中Y表示地区的GDP；L表示全年从业人数；K表示固定资本存量；本文用M表示山西省的煤炭消费量和外调量之和。
(二)变量及数据处理
本文选取的样本为1990-2016年，根据数据分析及计算得到最终的模型为：(3-2)由公式3-2可以看出，在其他因素保持不变的基础下，煤炭、劳动、资本没多投入1%，那么GDP就会相应的增加0.319922%、-0.596765%和0.32097%，这就说明山西省劳动力的投入已出现过剩的情况，且劳动者的素质水平偏低，而煤炭和资本的增加会对山西省的经济增长产生促进的作用。
(三)实证结论
煤炭是促进山西省经济发展的重要动力之一，对经济发展的贡献达到1/5，总体来看，科技进步对山西省经济的发展的贡献率最高，这也论证了科学技术是第一生产力，其次是资本，资本是经济发展的源泉。
四、政策建议
具体措施如下：一要大力整治安全性差、生产能力低下、环境污染严重的企业，逐步淘汰技术落后、产品质量低劣、资源浪费严重且污染严重的煤炭企业；二要主要提高煤炭资源的利用率，制定合理的科学的煤炭开采规划，煤炭资源是不可再生资源，是人类发展的能源基础，不断提高煤炭勘探科技水平，大力引进高科技的开采技术装备，提高煤炭资源的开采率，从源头上扩充可利用的煤炭资源总量；三要注重煤炭经济与环境的协调发展，引进先进的煤炭开采、加工和利用技术等洁净煤技术，充分将污染废弃物消化在生产利用中，走绿色发展道路。
【关键词】金融发展 区域经济 经济增长
金融在现代经济发展中的核心地位已为现代经济发展史和现代经济增长理论所证明，而且区域金融发展与区域经济增长的关系作为区域金融理论的核心研究内容，无论是在研究方法上还是在研究视角上都得到了一定的提高和拓展。本文依次对国内外区域经济发展理论和金融发展理论进行了论述，最后突出金融发展对区域经济增长的影响，并对其进行详细阐述，在借鉴前人经验的基础上提出实证研究的新方向。
一、区域经济发展理论
区域经济发展历来都受到各国政府和学者的强烈关注。由于各国学者研究的角度、方法、深度都有所不同，自然也就造成得出收敛和发散两种不同的结论，这也成为如今学术界争论的焦点。因此，我们对区域经济增长理论的研究，可以归结为均衡发展理论和非均衡发展理论两种。
（一）区域经济均衡发展理论
区域经济均衡发展理论认为：在生产要素可以自由流动的条件下，通过资源合理调配，各区域经济体的发展程度将会趋向统一，这种统一还包括区域经济体内部各产业和各部门的平衡发展。新古典区域经济发展理论，源于以Solow（1956）和Swan（1973）为代表的发展经济学的经济增长理论。他们认为，经济落后的国家和地区拥有比经济发达地区更快的增长速度，随着时间的推移，两个国家或地区的发展程度将趋于一致，最终达到均衡发展的状态。但这一理论也存在一个前提假设，就是市场是完全竞争的，而且资本、劳动、技术等各种生产要素在地区间的流动是无成本的，不受限制的。
（二）区域经济非均衡发展理论
区域经济非均衡发展理论主张部分地区或者部门先发展起来，再来带动其他地区和部门的联动发展，强调重点地区的重点产业和部门。Myrdal（1948）循环累积因果理论认为各区域间的经济进步在时间和空间上都是不对等的，区域间的差距通过“积累性因果循环”，使得初始条件较好地区优势不断巩固，而落后地区则越加贫穷，这就导致了区域间发展的不平衡。Perroux（1954）提出增长极理论，他强调的是那些拥有支配地位或者国家主导产业的部门成为增长极，进而联动的影响周围其他地区和产业部门进一步发展。Williamson（1965）提出伴随着一国居民人均收入水平的增长，区域间的人均收入不平等性也出现倒“U”型。就是说，一国在经济发展的初期，区域间的发展水平是不均衡的，但从长远来看，区域间发展水平始终呈现一种收敛的状态，即发展均衡。
二、金融发展理论
（一）国外研究历程
金融发展理论形成于二十世纪六、七十年代，是专门研究金融发展以及从金融角度探讨其与经济增长之间的内在作用机制的理论。但对于这一问题，学界尚处于争论的状态。从历史来看，西方古典经济学家很早便开始了金融发展问题的研究。他们认为这两者之间不存在因果关系，即货币数量的变动并不能对实体经济产生影响。在其后的几十年中，一大批经济学家对这一观点进行了反驳，其中以弗里德曼的现代货币数量理论最为著名。他认为货币能够影响就业、产出等实际经济变量，因而它是经济发展中一个不可忽略的重要因素。这一理论的提出，了之前古典经济学派统治多年的结论，为货币金融理论的发展奠定了基础。上世纪60年代以后，许多学者对金融发展和经济增长之间的关系进行了深入的探究。Gurley和Shaw（1984）在《金融理论中的货币》一书中指出，货币是影响产出水平和产出组成的重要因素，并进一步指出了货币对经济增长的作用。Goldsmith（1969）首次提出了金融结构论，并且他也是第一个运用实证方法来研究金融发展和经济增长关系的经济学家。他通过分析35个国家的经济状况和金融结构，提出了金融相关比率这个概念，并以此作为金融结构发展程度的度量衡，他认为“金融的发展和经济的发展是平行关系，随着一个国家的经济增长，它的金融结构规模和复杂程度也会增大”，这项研究虽然存在一定的薄弱点，但它对金融发展和经济增长两者关系的肯定具有重大的历史意义。到了20世纪70年代，出现了一种“金融压抑论”，主要代表人物是Shaw和Mckinnon（1973）。这种理论认为，实际利率和实际汇率是影响经济增长的重要因素，在现实条件下，利率和汇率价格的扭曲将会极大的阻碍经济的发展。与“金融抑制”相对，Shaw还提出了“金融深化”理论，他认为广大发展中国家需要放开过多的金融管制，形成完善的金融市场化体制，消除“金融抑制”，更好的促进本国的经济发展。随着金融深化的展开，问题也随之而来，过渡的金融自由造成了严重的金融危机。因此，学者们开始寻找不同的角度来解释金融与经济的问题。20世纪90年代，经济学家运用内生增长模型，在此基础上加入了金融中介和金融市场，来研究两者的关系。这其中要以King和Levine（1993）为代表，他们构造了新的金融中介指标，并以此为基础进行实证分析金融中介对经济增长的影响程度。
关键词：品牌；区域经济；增长机制。
观察世界和我国经济发展的实际情况可以看出，区域品牌与区域经济发展存在着一种正向关系，这种正向关系表现在：区域品牌较好的地区其区域经济发展的也较好，反之，地区的经济发展也往往落后。一个国家或地区拥有的强势品牌越多，市场竞争力就越强，则所创造的国民财富就越多，区域经济发展与区域品牌塑造是密切相关的［1］。
一、文献综述。
波特（1998）认为，区域品牌是区域经济发展的产物，产业群是区域经济的一个显著特征。产业集群可以提高企业的生产率，获得交易成本、外部经济和创新等方面的竞争力。因此，区域经济发展到一定阶段，随着区域经济效益的提高，区域品牌效应凸现，提升区域品牌就势在必行了。波特（2002）又进一步指出一个国家的成功并非来自某一项产业的成功，而是源于国家内部众多的产业簇群，区域品牌可以带动一个产业簇群，带动区域周边地区的发展。
关于区域经济发展和品牌之间的关系，这方面国内已有许多研究。孙宏杰（2002）认为，区域品牌包含的两个要素中的第二个要素品牌效应，往往代表着一个地方产业产品的主体和形象，对本地区的经济发展起着举足轻重的作用。夏曾玉（2003，2004）通过对“温州现象”的考察，分析了建设区域品牌的好处以及温州建设区域品牌的经验。陈方方（2005）强调，地域品牌有识别、搭载、聚集、刺激的经济效应。何铁（2005）指出，品牌是现代市场经济的发展趋势，是提高企业核心竞争力的重要手段，是支撑区域经济发展的重要力量。
吴程或（2005）认为，区域品牌可以增强区域的核心竞争能力，是转变经济增长方式的有效途径，能够形成地域分工与产业分工的有效结合，是农村城市化和城市形成的重要推动力量。武跃丽（2005）认为，区域品牌比单个企业品牌具有更持续的品牌效应，更强大的吸引力，在对外宣传和区域经济发展中能发挥更积极的作用，可以促进区域经济的健康持续发展。肖志明（2009）从品牌带动来研究区域经济增长问题，通过晋江品牌带动经济增长模式，找到品牌带动对区域经济增长的作用关系，为其他区域通过品牌带动区域经济增长提供一些有益的启示，以促进地区经济持续快速增长。可见，国内外学者对区域品牌和区域经济发展的关系从不同角度、不同侧面进行了大量研究，区域品牌与区域经济发展的内在联系以及区域品牌带动区域经济发展的机制研究至今还没有系统化，尤其是如何更好地发挥品牌带动机制促进区域经济发展的问题更应展开清晰、彻底的研究。所以实施品牌战略，推动经济发展已成为时展和经济转型的紧迫要求，构建品牌带动区域经济增长机制是提高国际竞争力，振兴民族经济的必由之路。
二、品牌带动区域经济增长的作用机制。
“机制”一词的含义为［2］：事物在内因与外力共同作用下发生变化的原理及其表现形态。区域品牌对区域经济发展的带动机制是区域品牌形成过程中和形成后产生的一些变化对区域经济增长的内在原因和外在因素共同起作用，以使区域经济得到发展。同时，区域经济发展又反过来影响区域品牌，使区域经济和区域品牌共同持续发展。
1.区域品牌的内在带动机制。
（1）外部规模带动机制。
外部规模经济理论首先由著名的经济学家马歇尔在1890年提出，后经克鲁格曼等学者的完善而得到发展。外部规模经济理论认为［3］，在其他条件相同的情况下，行业规模较大的地区比行业规模较小的地区生产更有效率，行业规模的扩大可以引起该地区厂商的规模收益递增，这会导致某种行业及其辅助部门在同一或几个地点大规模高度集中，形成外部规模经济。通常由产业集群形成的区域品牌企业中，多数的企业规模比较小，内部规模经济难以观察，然而，由于分工的不断外部化和专业化生产的深入，各个企业的生产都集中于某个特定的产品和特定的经济环节，产品和服务可以同时满足其他厂商的需求，区域品牌的外部规模经济也就显现出来。相对于内部规模经济，外部规模经济对于产业集群区域品牌具有非常特殊的重要作用。
（2）空间集聚带动机制。
大量中小企业在大城市的近郊区或中小城市（镇）集聚成群，空间上的接近使经济活动高度密集。从硅谷到中关村，从底特律汽车工业的集中到深圳加工制造业的发展，从娱乐业、金融业、酿酒业、冶炼业到高科技产业的集聚，都是因为有某种或某些优势资源的存在，这
些优势资源包括自然资源（如农产品、矿产资源、水陆交通的便利）、人文资源和社会资源，人力资源和政治资源等，这些资源是企业集群在某地诞生的个性化条件。另外，空间集聚不仅带来生产上的外部经济性，而且还产生智力与管理外溢。例如：对于集聚的企业，即使自己不进行科研开发，也可以因久居此地而享受智力包括隐性知识外溢带来的好处，如：由于大学或科研机构的集聚使当地企业技术进步比其他地区的企业更快，从而获得竞争优势，使区域品牌企业获取规模经济和范围经济的好处。
（3）整体优化带动机制。
整体优化效应是指群体内各组织由于增长上的协调而产生的收益。区域品牌的特性表明，集群区域品牌是一个天然的区域创新系统，在某一区域的机构集中能够形成一个共享的文化与学习区域，产生一个学习与知识传播的网络，积淀丰富的社会资本，从而促进区域系统的创新能力提升和技术进步。如作为高技术集群区域品牌的典范，硅谷因其知识密集、流动的高质量劳动力、鼓励冒险并容忍失败的氛围、开放的商业环境、产学研的互动、政企与非赢利机构的合作、专业化的商业服务机构、高质量的生活等特点而被誉为“技术进步的源泉”。
2.区域品牌的外在带动机制。
（1）关联带动机制。
区域品牌形成的基础是产业集群，产业集群一般都有一个主导核心企业，通过该主导核心企业的衍生、裂变、创新与被模仿而逐步形成产业集群区域品牌。一个区域有某个领域的产业或企业出现，随即与之相互关联、相互竞争的原材料、零配件供应、产品制作、销售渠道甚至最终用户就会在空间分布上不断地趋向集中，汇集于区域的各企业，通过合作与交流，寻求规模经济，寻求互动式学习和创新，寻求在产业价值链上新的机会和更有影响力的竞争位置。
（2）扩散带动机制。
区域是一个复杂的开放系统，它与区域外围之间通过双向联系来获取自身发展不可缺少的原料、燃料、劳动力和技术，同时也为其他区域提品和服务。区域品牌的建立和发展，同样会形成对原材料、零部件及辅助产品等的较高需求，从而刺激相关部门的建立及生产规模的扩大，促进本地区经济的增长［4］。
3.不同类型区域品牌对区域经济增长的带动机制。
（1）由特色资源、技术工艺形成的区域品牌对区域经济增长的带动。
地理气候、地貌条件和文化特质、传统工艺是很难移植和模仿的，有些区域品牌的形成在于其独特的地理、气候优势，或是因为悠久历史的特色技术工艺，如新疆哈密瓜、杭州龙井茶、景德镇陶瓷、苏州刺绣等。在特定区域内，基于当地独特优越的自然条件和悠久的人文环境或特色技术工艺，围绕某一主导产品或产业的生产活动为基础，经过长时间的发展，逐步树立起来能代表本地区特色的品牌。这种具有特色竞争优势企业空间聚集形成本地化的产业氛围和产业综合竞争力，它们是地区经济持续增长的源泉［5］。比如河南信阳毛尖、福建安溪“乌龙茶”和“铁观音”系列、浙江安吉白茶等。这些地方借助当地优越的自然条件和悠久的茶文化促进茶产业发展，并通过区域品牌效应在市场上实现品牌对产品的增值作用。
（2）由产业集群形成的区域品牌的带动机制基于产业集群的区域品牌自身的一些特征（如区位特征、资源共享特征），使区域内企业获得市场优势、创新优势，形成区域品牌的特色和竞争优势。这种具有特色和竞争优势的品牌企业空间聚集形成本地化的产业氛围、产业品牌和产业综合竞争力，这是其他区域很难模仿的。这些具有特色的产业对区域经济的贡献往往具有乘数效应，他们是地区经济持续增长的动力。
三、发挥品牌效应，推动经济发展的对策建议。
1.树立用品牌引领经济发展的理念。
现代经济的一个重要特征就是品牌主导。我们对于世界经济强国的了解和认识大都是从品牌开始的。
通过波音、通用、微软、可口可乐、沃尔玛，我们进一步认识了强大的美国；通过奔驰、西门子，我们认识了德国；通过三星、现代，lg、了解了韩国。同样，这些国家对世界经济和市场的渗透、占有和垄断，也是通过这些品牌实现的。正是因为认识到了品牌的好处，他们高度重视品牌战略，许多国家把品牌战略上升到国家战略的高度，始终把打造品牌作为谋求长远发展的企业战略，坚持不懈地围绕自己的品牌来提升产品质量，培育企业文化，提供优质服务，推进自主创新，最后形成今天的世界性影响力，这一切是值得我们学习的。因此通过实施品牌战略、推动产业升级，逐步形成产业龙头、产业链条、产业集群，树立用品牌引领区域经济发展的理念是十分必要的。
2.搭建用品牌整合资源的平台。
品牌的基础是企业和产品，引导企业进一步增强创新意识，重视品牌的培育和研发，加大品牌创新推广的投入，不断开发出掌握核心技术并具有完全自主知识产
权、适应市场需要的品牌产品；对于企业现有的品牌应该进一步巩固提高，使其在市场竞争中保持优势。同时鼓励名牌产品和驰名商标的生产企业通过收购、兼并、控股、联合等多种途径进行品牌重组，加快生产要素向名牌企业聚集，着力打造区域经济的旗帜品牌。
以知名品牌企业为龙头，以标准化生产为重点，进一步提升品牌规模效益，把现有品牌进一步做大、做优、做强，鼓励和支持更多的品牌走出省门，争创中国名牌和世界名牌，充分利用企业现有品牌的价值和影响力，通过授权生产、授权经营、连锁经营等方式，实现快速的品牌扩张、规模扩张、市场扩张。如吉林化纤“白山”牌商标被认定驰名商标后，大力推进商标许可使用，带动了相关企业的发展。因此，广泛深入地开展品牌建设研究和交流工作，搭建品牌建设的公共平台，为充分发挥优势品牌对产业发展的带动作用奠定基础，继而推动区域经济的发展。
3.整体优化区域资源，奠定区域经济持续发展基础。
区域品牌存在的价值在于它在市场上的定位和不可替代性，定位的实质就是将区域品牌放在目标顾客心目中给它一个独特的位置，由此而形成区域鲜明的品牌个性。［6］由于空间差异的客观存在，每个区域的禀赋是不同的，每个区域的优势也各有千秋，因此区域要根据自身的优势准确定位。区域定位的基础是区域最具优势的资源，优势资源是区域品牌的成因之一。由于区域品牌的培育过程是一个长期的、持续性的过程，因此只有那些具有规模性、低消耗、可持续性的特有资源才是优势资源。在培育区域品牌选择重点产业时，我们一定要选择那些建立在可持续性的优势资源之上且具有发展潜力、竞争优势明显、产业关联度高的产业重点扶持。
4.发挥品牌效应，推动企业迅速发展壮大。
品牌之所以对任何企业都具有吸引力，是因为它的品牌效应。产品品牌的声誉一旦树立起来，就会通过消费和流通领域的传播，迅速扩大产品的影响力，赢得越来越多的消费者的青睐。只要产品质量信誉不受损害，它的影响力及其经济效果就会长期持续下去，以至延续几代人的时间，并且品牌的信誉可以由一种产品放大到一组产品，产品的卓越形象可以放大为企业甚至地区的形象，由此带来的经济效果也起到了乘数作用。由于品牌产生的扩散、持续和放大效应机制，刺激市场需求，能给企业带来一连串的利益。市场营销学认为，当品牌被公众认可后，就成了一种载体，在此基础上，利用其品牌效应，将其做强做大，形成品牌企业和集群品牌，就形成了品牌经济。
总之，只有通过积极培育区域品牌、全国品牌乃至国际品牌，才能增强企业核心竞争力，产品占据国内外高端市场才成为可能，由此可见，发挥品牌市场带动作用是振兴经济，提高国力的必经之路［7］。
参考文献
［1］马志强。区域形象—现代区域发展的品牌和魅力［m］。哈尔滨：黑龙江人民出版社，2002∶25.
［2］孙日瑶。品牌经济学［m］。北京：经济科学出版社，2007∶48.
［3］刘阳。中国品牌［m］。北京：中国工人出版社，2006∶156.
［4］熊爱华。区域品牌与产业集群互动关系中的磁场效应分析？［j］。管理世界，2008，（8）∶176.
［5］王秀海，区域品牌带动区域经济发展的机制研究［d］。硕士论文，2007∶5.
［6］邵建平，任华亮。区域品牌形成机理及效用传导对西北地区区域品牌培育的启示［j］。科技管理研究，2008，（03）∶133－134.
关键词：机场；区域经济；灰色关联度分析法
一、引言
从改革开放以来，我国的经济得到了飞速的发展，这其中的原因除了有政府的正确引导与改革外，基础设施建设、特别是机场、航空港等大型交通基础设施的建设也起到了相当重要的作用。随着经济全球化程度的不断扩大，作为高速交通体系中最重要的节点之一的航空港因其在运输方面有快捷性、便利性等特性，其在推动地区经济发展中也发挥着越来越重要的作用。
近些年来，为了进一步带动民族地区的经济发展，政府相继在基础设施建设方面投入了相当多的精力，尤其是相关机场的建设。近年建成并投入使用的机场有九黄机场、红原机场等民用机场。从各个方面来看都能发现研究机场对区域经济增长的影响能使我们了解到机场对经济增长的相关关系和二者是如何相互作用的，从而能为相关政策的制定提供一些辅助和参考。
二、机场与区域经济关联分析
（一）分析方法
在进行关联度分析时，考虑到数据获得的难易程度和之间的相关性等因素，拟采用灰色关联度分析法。灰色关联度分析法是根据各个因素之间发展趋势的相似或相异程度来判断各个因素之间的关联程度的方法，若各因素的变化趋势具有一致性，则它们之间的关联程度较高，反之则较低。
灰色关联度的具体计算方法如下：
则灰色关联度的计算公式即为：
（二）指标选取与计算结果
在指标的选取方面，要考虑到能否反映地区经济发展和机场的相关生产能力与发展状况。在反映区域经济发展状况时可以选用区域内生产总值、进出口总额、财政收入、人口等指标，而在机场生产能力方面则主要选择旅客吞吐量和货物吞吐量。经过参考相关文献和对他人研究的借鉴，最终结合九黄机场的实际情况，选择区域内生产总值、进出口总额、人口、城镇居民可支配收入和旅游者人数与机场旅客吞吐量等指标进行相关计算。
通过对九黄机场的游客吞吐量与所在区域经济指标的关联性分析，可以得出机场游客吞吐量与区域人口、区域GDP、进出口总额、居民可支配收入和旅游者人数都有一定的关联性，其中与进出口总额和旅游者人数的关联性较高。
（三）结果及影响因素分析
由分析可知机场与区域经济发展的关联度很高，而机场作为整个交通运输体系中的重要环节，在促进经济发展方面有着重要作用。
首先，作为高速运输通道，机场可以加快各生产要素在不同区域间的流动速度，使其能更快的投入到生产中去，创造更多的经济效益。其良好的机场设施配置也提高了区域内与外部的交流合作机会与连通性，区域内外部的企业可以通过这些来促进交流与合作，增进各个企业间的信息流动与交换，提高知识与人才流动能力，从而带动企业创新科研发展。其次，对于作为第三产业的旅游业来讲，机场的建设为其带来的新的发展契机，尤其是对于我国西部因险峻地势而造成的地面交通网络较不发达的地区，机场无疑会对旅游业的发展注入新的活力。最后，除了运输业和旅游业，机场的建设还对销售业、建筑业、会展服务业等行业产生了巨大的影响。机场的建设与后期维护保养等工作为建筑行业提供了更多的工作岗位，使更多人能够参与到经济建设中去。同时在整个交通运输环节中，机场并不是单一的客流转运地，还要提供一定的配套服务，如住宿、餐饮等服务设施。在这种情况下，合理运用机场周边环境，建设机场经济区域来带动餐饮、住宿和零售业等的发展也将进一步影响整体经济水平。
三、提高机场对区域经济影响的对策分析
（一）协调机场规划建设
首先在机场建设的规划期时，需要综合考虑区域总统规划、产业规划与产业布局和整体环境规划等，使机场的建设能够和周边产业环境和居民居住环境有机的融合在一起，避免鼓励建设或是对周边产业造成负面影响。同时还要提前考虑到机场的运输量和预期发展，避免建造的过大浪费资源或过小而不能满足需求。
（二）机场自身及运营提升策略
首先机场应该不断改善自身的硬件设施，定期检验与维护已有设施的同时还要适应快速发展的环境，不断建造新的服务性场所，如餐饮、休闲、零售区域等，来满足在机场逗留的游客的不同需求。其次机场运营方面还应该在提高机场服务人员的业务水平和服务态度上投入更多的精力与资金支持。良好的服务态度与业务水平能缩短旅客登机所消耗的时间，给游客一次愉快的出行体验的同时也为塑造了自身良好的服务形象，从而达到促进机场发展的目的。
（三）推动机场与周边产业的互动发展
机场与周边区域的经济发展，二者是相互依存、相辅相成的，因此应增进机场与周边相关产业的互动发展来带动整体经济。现阶段我国的机场建设与周边产业的依存度仍旧不高，这种情况下政府可以出面邀请一些对航空运输依赖度高的产业进驻机场周边区域发展，形成有聚集性的产业园区，节约企业的运输成本的同时也有利于优化机场周围的产业结构，从而创造更多的经济效益。
四、总结
本文采用灰色关联度分析法，对机场游客吞吐量与区域经济相关指标等数据进行分析，从所得数据得出机场的发展对区域经济发展有一定的影响，二者的发展有共同促进的效应。同时结合机场的情况指出了机场促进区域经济发展的方法，为之后机场的建设和发展提供了一定的参考。（作者单位：西南民族大学西南民族研究院）
课题项目：基础设施建设与区域经济发展相关关系的实证研究 项目编号：CX2016SP95
参考文献：
[1] 张蕾，陈雯，宋正娜，薛俊菲.机场运营与区域经济增长关联性―以南京禄口国际机场为例[J].地理科学进展.2012（12）：1570-1576.
[2] 宋伟，杨卡.民用航空机场对城市和区域经济发展的影响[J].地理科学.2006（06）：649-656.
关键词：空间计量 经济视角 区域经济增长 研究与分析
引言
空间单位行政区内的经济增长模式，通常采用横截面数据处理方式，此类模型在一定程度上会造成空间经济增长变化的“缺失”，这种数据变化缺失不仅会造成各空间单位行政区内个体经济增长的差异性，还会使空间计量出现明显的固定效应。针对上述问题，本文将通过对索洛―斯旺新古典增长模型为主要研究对象，并结合空间计量模型，探讨空间位置与区域内经济增长之间的影响关系，考察空间计量经济视角下的中国区域经济增长特征并比较全国和五大区的区域经济增长的差异特点。
空间计量经济学理论概述
（一）经济学模型
1.空间权重矩阵。此经济学模型的空间以及位置信息的数据信息表现力非常强，且主要强调其空间位置的关联性。通常情况下，空间权重矩阵会依照以下两种方式来进行空间区域划分，一种为距离标准，一种为临界标准。两种分类方式都建立在假设距离的基础上，单元距离的经纬信息是衡量距离标准的主要依据，空间权重元素是空间临界判断的主要依据。
2.线性回归模型。最近几年，线性回归模型在空间计量经济分析中的应用范围越来越广泛，与空间权重矩阵模型相比，该模型的空间依赖性很强，且具有一定的滞后性，因为该模型中的空间变量元素都会随着因变量以及外部环境的变化而变化，所以当存在误差项的元素引入线性回归模型时，其模型中的各因变量都会存在空间滞后项。
3.空间误差模型。误差是进行空间经济分析不可避免的一种数据处理现象，任何数据及时经过精确的数据分析和处理之后都会存在出现误差的风险，这种风险是无法避免的，但是可以通过空间误差模型尽可能地避免或降低。误差出现的主要原因在于，模型中的变量因数出现空间自回归现象，随即抽取的变量因素会在变化位置上引发函数紊乱现象，造成误差项空缺。
（二）模型选择方法
通过上述对空间计量经济学模型进行系统分析可知，不同区域特质，引用的经济学模型不同，其主要依据如下：
1.数据干扰情况。对于区域空间相互之间没有联系的空间计量经济模型而言，采用空间误差模型更为实用，该模型可以将空间内各经济数据以及相应的变化参数都如实的描述在模型当中。
2.数据描述的准确性。对于空间权重矩阵模型而言，在数据描述之后，应对其数据反应的假说进行经济学分析，分析显示假说不能被拒绝，则该计量数据所反应的经济增长情况真实，如果被拒绝，则该空间权重矩阵模型的元素引入分析方式是失败的，并不能如实反应出区域内空间经济增长情况。
3.使用方法。通常情况下，如果经济学模型使用的数据分析方法混杂，则通常需要采用一些特殊方式来进行数据处理，有时甚至会应用到两种经济学模型。线性回归模型在模型数据处理方面占据绝对优势，测算出的经济增长理论具有一定的可信性。
基于空间计量经济视角探讨区域经济增长特点
（一）索洛-斯旺模型
索洛-斯旺模型表现出的扩展形式空间计量模型是经济增长理论研究发展的主要经济学依据，在空间计量模型中是颇具代表性的经济学模型。其方程式如下：
式中qi表示在一段时间区域内居民的稳定收入；T表示对区域地区经济情况的考察时间；Ai-r表示在考察时间内经济增长水平；α表示区域经济的总生产值占总体国有经济增长值的份额；s表示国民经济的储蓄率；n表示区域内人口的增长速度；g表示社会市场经济技术含量的增长速度；δ表示相关生产设备的折旧率。
（二）区域经济增长特点案例分析
1.研究样本。本文以单元样本为研究对象，对市级行政区内的经济增长情况进行分析，与省级经济区相比，市级经济区在现代经济建设、经贸发展上具有很强的说服力，可以客观的反应出经济增长的惯性特点。与县级经济区相比，市级经济区的发展能力较强，影响其经济增长效果的因素非常多，所以市级行政区可以充分体现空间对经济增长的影响。
2.变量选取。人均GDP：本文对全国市级行政区2008-2012年的人均GDP数值进行了整理，其具体数据见表1。
资本存量比：资本存量在区域内的GDP比重是衡量经济增长流量的重要依据，通过数据分析计算各市级物质资本存量可以增加投资价格的内部结构，保证投资价格处在一个恒定的区间内，使区域内的经济增长速率处在一个相对平稳的状态。
人口增长率、经济生产设备折旧率、技术增长率：人口增长率对市级经济区域的劳动力影响很大，众所周知，劳动力是推动经济发展的主要动力，所以在折旧率与技术增长率增长速度相对缓慢的情况下，要想实现空间经济发展目标，必须从根本上提高市级经济区域内的劳动力份额。
3.结果。将样本数据以及其他变量引入索洛-斯旺模型之后，得出的分析结果如表2所示。
（三）基于索洛-斯旺模型探讨区域经济增长特点
通过对上述方程式进行分析可知，固定空间内的市场经济份额和空间区域内的其他影响经济增长的因素有密切关系，通过拓展形式的空间计量出来的结果，其测量值在预期的三分之一。经济增长和人口增长、经济发展水平、经济重心转移等都有密切关系。通过论述影响市级区域经济的因素可知，在特定的模型效应下研究空间对经济增长的影响，必须要充分考虑其变量因素和定量因素，在显著性水平下，开展扩展形式的经济增长研究。其主要分析内容如下：
1.除特定模型效应外，不同模型的对经济增长的空间性论述结果和论述过程各不相同，其不同点不仅表现在促进经济增长的个别因素上，还表现在影响区域内经济市场的政府政策。
2.空间自回归模型对误差的检验效果很好，通过LM检验可以精准地测量出市级区域内经济空间发展的特征和水平。将样本数据、变量因数、人口增长率、经济生产设备折旧率、技术增长率引入索洛-斯旺模型之后，研究人员可以通过数据发现经济在空间环境上发展具有一定的误差性。
3.从拟合的角度上分析，截面和时间效应不仅可以增加其研究模型的拟合程度，还能在一定程度上提升整体模型的特定效应。包含亚变量的空间面板上必须制定相应的传统非空间变量，以满足研究人员对经济增长情况的分析。
4.资本比重是检验索洛-斯旺模型是否具有有效性的重要工具，因为资本比重是所有经济猜想的主要内容之一，通过资本比重指标，研究人员可以清晰的分辨出界面特定相应是否优于该研究模型。
五大经济区空间计量分析与横向比较
利用拓展空间计量模型对市级区域经济增长情况进行了系统空间计量分析可知，我国各大区域的经济增长特点突出，从空间视角上看，五大经济区都符合空间计量分析标准。
（一）区域划分
自改革开放以来，我国经济进入了全面复苏的时代，以功能性为划分依据，我国被分为4个经济区域，中部、东部、西部、东北部。进入21世纪后，随着西南城市的发展，我国西部经济区逐渐演变为西南部和西北部两部分。五大经济区无论是在经济发展政策上、还是在经济建设上都体现出了形态迥异的发展特征。
（二）模型的设定
截面固定效应和空间面板模型是分析效果最好的空间计量模型，本文将采用上述两种空间计量模型对五大经济区的空间经济增长特点进行系统分析。得出以下结论：
1.五大经济区所表示的空间误差数据相对真实，能体现出数据在空间形态中的变化特点，在5%显著性水平下，空间误差模型所表现出的经济增长特点，适用于五大经济区。
2.西部的数据在模型中的拟合程度很高，中部、东北部数据的拟合程度较低，其原因可能在于中部、东北部国有企业所占份额比较大，其经济增长受我国市场的影响较小。
3.资本比重在模型效应上依旧保持三分之一，可以体现出空间对经济区域的影响力是趋于稳定的，经济体制、国家政策、劳动力等其他因素都不会对其空间经济形态产生较大影响。
（三）横向比较
1.特定效应对五大经济区的拟合优度影响非常弱，目前非空间因素在模型中已经逐渐找到了自身的分析重心，并能够在对数似然的水平下完成模型数据对比，这种对比结果可以加大数据系数，提高模型的显著性水平。
2.从解释能力上分析，空间拓展空间计量分析模型相对于传统经济增长特征分析模型，其在数据条件分析上具有一定的环境优势。东部、西部、东北部各省市经济区域都能够满足非空间经济增长模型，并没有体现较强的经济收敛性。
3.邻近经济体在模型中的位置非常重要，初始收入水平可以在模型中显现出独特的正效应，体现收入系数在经济体自身上的影响。与此同时，通过数据验证还可以发现，两个相邻经济体可以产生直接或间接的经济影响，这种影响在一定意义上讲，也可以看作是空间形态的影响。
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一、连云港经济增长与就业特征概述
(一)经济增长情况及结构特征描述近20年间，连云港市经济总量增长速率较高，但波动也较大，总体在5%到25%之间波动。1994年至2000年间，环比增长率呈逐年下降的趋势，2001年至2005年，经济增长率逐年上升，之后2009年出现下滑。2009年大规模投资兴起，2010年环比增长率迅速达到26%，之后出现调整。20年来，第一产业的产值从1994年的42亿元增长到2013年的245亿元，增长了5.8倍，小于连云港市GDP增长倍数16，第一产业的产值占连云港市GDP的比重从1994年的38.2%下降到2013年的13.7%。第二产业的产值由1994年的35亿元增长到2013年的807亿元，增长了22.8倍，产值比重由1994年的32.1%上升到45.2%。第三产业1994－2013年增长了22.3倍，占比从29.7%提升到41.0%，略低于第二产业。1994年以来，三大产业比重从1994年的38∶32∶30变动到2013年的14∶45∶41。第一产业产值比重在不断下降，第二、三产业产值比重不断上升。第二产业产值比重从2006年后增长较为缓慢，第三产业产值所占比重则一直上升到2013年最大41.0%，显示了第三产业对连云港市经济总量增长的贡献越来越大。
(二)就业总量及就业结构描述连云港市就业总量处在一种波动式上升过程。1994～2001因区域经济发展差距并伴随劳动力转移及其他因素的影响，连云港市就业人数出现逐年递减的态势，从1994年的223.16万人减少到2001年的208.03万人。2002年开始，就业总量逐渐上升并达到2011年的308.18万人。2012年就业人口统计采取劳动力抽样调查数，数据较以往有所变化。总体来看，近十五年以来，随着连云港市经济实力的不断增强，劳动力总量呈温和上涨趋势。从三次产业就业总量分析来看，第一产业的绝对就业人数逐年减少，但在2007年以前仍然占主体地位，第二产业就业人数波动性增加，第三产业就业人数逐年上涨，变动趋势相对稳定。2000年前第一产业就业人数减少趋势较缓，二三产业就业人数也较为持平，反映了此阶段连云港市第一产业发展速度缓慢，二三产业对劳动力拉动作用也较为滞后。2000年以后，二三产业对就业拉动作用逐渐提升。
二、连云港经济增长与就业关系的实证分析
(一)经济增长的就业弹性分析1．经济增长率与就业增长率波动情况从经济增长率与就业增长率拟合度来看(图2－1)，连云港市经济增长率与就业增长率总体趋势相同，同步波动明显。总体上，经济增长率高于就业增长率，出现了高经济增长、低就业增长的情况，并且两者之间的差距近年也有一定程度的扩大。2000年前，经济增长率呈现高增长高波动的情况，但劳动力增长率为负，虽然波动趋势大致一致，但经济的高速增长并未带来就业的增长。2001年以后，经济增长与就业增长波动趋势逐步走向协调，经济的高速增长带动了就业的增长，但带动效果随两者增长差距的扩大而减弱。2．经济增长的就业弹性变动情况经济增长的就业弹性指当影响经济增长的其他因素不发生变化时，经济每增长一个百分点所引起的就业变动情况。通过就业弹性的测算，可以看出经济增长对就业拉动的贡献变动状况。经济增长的就业弹性计算方式为:K=L/GDP，K为就业弹性。L为就业增长率，L=ΔL/L。
GDP为实际经济增长率，GDP=ΔGDP/GDP。实际经济增长率用《连云港统计年鉴2014》公布的1978为100的历年生产总值指数计算得到，即实际增长率。根据已有数据和就业弹性计算公式得到连云港市1994－2013年就业弹性如下表2－1。从表2－1及图2－2不难看出，连云港市经济增长的就业弹性并不稳定，并且处于较低的水平，出现过小于零的情况。就就业弹性的含义来讲，弹性值越大则经济增长对就业的拉动作用就越大，弹性值越小则经济增长对就业的拉动作用就越小。当就业弹性出现小于零情况时，就业弹性的绝对值越大，则表明经济增长对就业的“挤出效应”越大，经济正增长而就业减少。当就业弹性大于零情况时，就业弹性的绝对值越大，则表明经济增长对就业的“吸入效应”越大，经济正增长时就业增加。连云港市GDP的就业弹性主要可以分为两个阶段。2001年前，从1994年－2001年，就业弹性一直为负，1998年达到最低的－0.22，出现了“一方面经济保持快速增长，另一方面就业增长率逐步下降，失业和下岗人员逐渐增多”的独特现象;2002年之后，就业弹性转正，持续攀高，并在2007年达到最大值0.85。2012年因劳动力统计方式变更，劳动力数据发生变化，就业弹性变化较大，无可比性。经济增长对就业的“挤出”与“吸入”效应与产业结构变化及技术进步、政策变动等都有着密不可分的联系。如就业弹性最低的1997年发生东南亚金融危机，并伴随全国“国企改革与工人下岗大潮”。就业弹性最高的2007年，时逢全国经济过热，之后的2008年出现全球金融危机及沿海下岗浪潮。2009年的就业反弹伴随4万亿投资的实施及全国大开发大建设开始。连云港的就业弹性变化总体上与全国的阶段性特征较为吻合。3．连云港市就业弹性评价总体来看，连云港市经济增长率与就业增长率吻合度较高，这说明了连云港市经济增长与就业长期上存在着正相关关系。但就业弹性总体偏低，经济增长对就业的拉动作用并不十分明显，近20年就业弹性平均值为0.042，意味着近20年GDP平均每增长1%，所带动的就业增长率仅有0.042%。同时，近五年来，经济增长率与就业增长率差距进一步扩大，这说明经济增长对就业的拉动作用进一步减弱。
就业弹性偏低，经济增长对就业拉动作用偏弱的具体原因有以下几种:(1)以资本投资、深化为导向的发展模式导致经济发展对劳动力吸纳的锐减。投资的加大、资本的深化，促使第二产业快速的发展，但第二产业就业弹性较小，且随着资本价格的逐步下降，资源配置倾向于资产投资而轻劳动力投入，导致了经济发展的同时对就业的需求大大缩水。这也是第二次世界经济危机的根本原因，资本的投入带来经济高速发展，并未带来劳动力需求的增加以及劳动力价值的增加，失业与经济增长、通货膨胀并存。(2)技术进步、经济转型导致劳动力市场的结构性失衡。劳动者的素质与经济转型不匹配，劳动力总体受教育水平未能跟上技术变迁的步伐。劳动力素质水平低下导致在经济转型和产业升级过程中出现大量结构性失业。随着人民币升值、国际需求下降、劳动工资上升等影响，劳动密集型企业不断寻求技术改良及转型，必将带来劳动力市场的剩余。(3)第三产业发展速度滞后，对劳动力吸纳能力不足。改革发放以后，国民经济建设一直奉行“效率优先兼顾公平”的政策，在当前的财富分配机制中，经济增长的成果并未带来甚至“均富”“国富民富”的理想状态。在此状态下，第二产业资本深化时，第三产业发展速度难以超过第二产业转型升级的速度，造成第二产业转移的劳动力未能被第三产业吸纳，形成新的“产业升级失业”。(4)相对发达地区发展过程中“集聚作用”对欠发达地区抽血。经济发展中，相对发达地区在发展的前期会对欠发达地区资金、劳动力等资源产生集聚作用，大量的资金、劳动力会从欠发达地区向相对发达地区转移，造成欠发达地区第一产业“劳动力蓄水池”作用减弱，对二三产业的发展模式及产业结构造成影响。
(二)经济增长的就业贡献分析基于经济增长率和就业增长率计算的就业弹性，虽然能在一定程度上能够反映经济增长与就业的关系，但因该弹性计算的假设前提为，仅劳动力的投入对经济产生的影响，没有考虑技术的进步以及资本的投入，局限性明显。且仅反映短期时点上的就业贡献，不能从长期角度进行测算，也难以从三次产业的角度对就业与经济增长的关系进行数据化界定。1．基于柯布－道格拉斯生产函数模型的就业贡献测度以下借助柯布－道格拉斯生产函数计算连云港市经济增长中就业的长期贡献情况。该函数模型的基本假设是只有资本和劳动两种生产要素，并且可以相互替代，经济处于完全竞争，技术不变条件的新古典增长模型基本公式是Y=AKαLβ。Y为GDP总量，K为资本存量，用固定资产投资总额替代，L为劳动投入量，以劳动从业人员数替代。因通货膨胀所引起的财富幻觉依然会促使企业扩大劳动用工，对劳动力总量产生影响，此处直接使用名义GDP进行核算，同时不考虑产业划分制度不同对2004年前后数据造成影响产生的误差。因2012年劳动力数据采集使用抽样调查数字，数据波动较大，为避免产生较大的函数误差，此处使用1994～2011年GDP及劳动力数据时采取分阶段测算。DW统计量显示函数残差存在一定程度的自相关，同时显著性一般，但1994－2000年函数表明该阶段连云港市经济增长主要靠投资贡献，此阶段受劳动力转移及政策等因素的影响，经济增长并未带来劳动力的增长，与前述的该阶段就业弹性为负值正好吻合。函数方程拟合度R为0.991，即固定资产投资和劳动力就业在99.1%的程度上解释了连云港市的经济增长。方程残差自相关影响较小，同时在5%的置信度下显著。此阶段，投资对经济增长的贡献度α为0.659，即投资每增加1%，带来GDP增长0.659%。劳动力对经济增长的贡献度β为0.419，即就业人数每增加1%，带来GDP增长0.419%。且α+β＞1，即该阶段经济发展中，生产资源的投入存在规模报酬递增现象。
本阶段与1994～2000年阶段比较中，固定资产贡献度α有所提高，即投资效率较以往有所提升，且固定资产贡献率依然超过劳动力贡献率，即本阶段经济增长中，投资依然占主体地位。根据新古典经济增长模型，资本积累前期，资本边际使用效率会随资本量提高而提升，但随着固定资产投资的不断增加，预期未来一段时间内固定资产贡献度α将有所下降，同时劳动力贡献度β会有所上升。即经济发展的后期，第二产业资本的替代效应会促使劳动力向第三产业转移，以下将通过三次产业劳动力贡献变动情况说明经济发展中产业结构变动对劳动力增长的影响。2．分产业结构的经济增长与就业关系定量分析此处运用2001～2011年分产业结构经济总量及劳动力总量之间关系进行定量分析。基于柯布道格拉斯生产函数，在不考虑技术进步及固定资产投资的情况下，定量分析经济增长与就业增长之间的关系。拟合优度为0.988，即该模型解释了经济总量变动的98.8%。从各产业吸纳就业对经济的贡献系数可以看出，第二产业劳动力边际经济贡献＞第三产业劳动力边际经济贡献＞第一产业劳动力边际经济贡献。边际劳动对经济的贡献呈现“二、三、一”格局。且第二产业产业边际贡献为1.13，接近第一产业的7.38倍，接近第三产业1.88倍，即该阶段技术水平下，投入一个劳动力在第二产业可获得的经济产值为第一产业的7.38倍，为第三产业的1.88倍。投入到第二产业的劳动力能获得等大的经济效率。符合经济基本发展规律中经济发展中期的基本特点。拟合优度为99.9%，该模型解释了就业总量变动的99.9%，但模型显著性较差。系数表明第一产业的就业吸纳弹性为－3.878，绝对值最大，其次是第三产业的就业弹性1.780，第二产业的就业弹性为0.832。从三次产业联动的就业弹性系数可以看出，第一产业的就业弹性最大，且系数为负，反映了当前产业结构中第一产业作为就业“蓄水池”的作用，同时也很好地反映了随着第一产业的发展，劳动力随之流动到第二、第三产业的过程;第二产业的就业弹性系数小于第三产业，即随着第二产业资本深化，单位第二产业经济产值所吸纳就业人数逐渐减少并少于第三产业;第三产业的就业弹性为正的1.78，即第三产业的产出每增加1%，就业总水平就增加1.78%，第一产业转移的大量剩余劳动力，被第二、三产业，尤其是第三产业所吸纳。第三产业就业弹性系数高于一、二产业，可以看出第三产业的发展能够更好的提高就业总量，解决过剩劳动力问题。同时μ1＞μ2+μ3，可以在一定程度上反映该阶段连云港市第一产业过剩劳动力存在向周边城市转移的过程。3．分行业的就业创造能力分析以上从总量及产业的宏观角度对就业弹性的长短期影响效应进行了分析，了解了连云港经济的总体就业弹性变动趋势及各产业就业弹性状况。在此基础上，本文拟通过细分行业，从微观角度，对不同行业的就业创造能力进行考量，来明确各细分行业的产值的提高所带来的就业量情况，以便引导劳动力向就业创造力大的行业流动，以此解决总体就业弹性下降的问题。
这里借助连云港市第三次全国经济普查公报中各行业从业人员数等相关指标，在简单核算的基础上进行比较分析。从业人员总数为三经普法人单位从业人员数及个体户从业人员数加总。从表2－2可以看出，产值最高的工业部门并非为就业创造能力最高的部门，相反，随着工业技术的提高及资本的深化，工业部门就业创造能力较弱，即工业产值的提高对就业的拉动能力较弱。服务业部门就业创造能力相对较高。工业部门平均就业创造能力为0.50，服务业部门平均就业创造能力为1.52(不含批零住餐)，批零住餐部门平均就业创造能力为1.78，建筑业为1.98，房地产部门为0.2。分行业中，连云港市就业创造能力最高的为居民服务、修理和其他服务业4.82，其次为科学研究和技术服务业2.96，建筑业1.98，文化、体育和娱乐业1.93，住宿餐饮业1.84，批发零售业1.73，卫生和社会工作1.33。4．经济增长的就业贡献分析相关结论(1)连云港经济依然处于发展中期，产业为“二、三、一”格局，劳动力及固定资产投资投入到第二产业能够获得等多的经济产值。(2)当前连云港市经济处于规模经济递增状态，固定资产投资及劳动力投入能获得更多的经济产值，且固定资产投资所产生的边际经济效率更大。(3)连云港市第一产业“蓄水池”作用显著，劳动力转移中，第三产业就业弹性更大，第一产业转移的大量剩余劳动力，被第二、三产业，尤其是第三产业所吸纳。(4)通过分产业经济总量与就业关系模型可以看出，长期来看，各产业就业增长可以很好的解释经济增长，但各产业产值增长并不能很好的解释就业增长。即就业增长并非为经济增长的必要条件。(5)经济发展后期，随投资边际经济效率递减，劳动力向第三产业转移，劳动力边际经济效益必然向第三产业倾斜，产业结构会逐渐形成“三、二、一”格局。(6)连云港市服务业就业创造能力最大，工业次之。但连云港市工业及建筑业吸纳就业量也最大，因此，在强调服务业的高就业吸纳作用的同时，也应该重视工业和建筑业的平稳发展。
三、促进连云港经济增长与就业协调发展的政策建议
经济的持续健康发展离不开就业的稳定。同时没有经济的持续健康增长，失业问题也不可能得到有效解决。政府在确保经济增长同时，应该理顺经济发展机制，正确处理好经济增长与就业之间的相互关系。宏观经济政策应当强调经济增长与就业增长并重，努力将扩大就业量视为经济发展的首要目标，通过发展经济来促进就业，同时通过扩大就业推动经济发展。
(一)确保第二产业发展速度，提升第二产业就业弹性第二产业是经济增长的原动力，对经济增长的拉动作用最强，任何经济发展阶段都离不开第二产业的发展。第二产业是第一产业农业机械化及第三产业新兴产业发展的基础和前提。第一、三产业的发展要靠第二产业的带动。日本战后及美国经济危机、金融危机以后的经济复苏都是靠第二产业驱动。第二产业当前乃至未来很长的一段时间仍是连云港市经济增长的主要支柱。随着第二产业技术进步及资本深化，第二产业就业弹性会逐渐下降，要增加就业弹性，就需要促进技术密集型产业和战略性新兴产业的快速发展，并通过此类产业的集聚形成新的增长极，通过带动和扩散作用，加速经济增长方式的转变、经济结构的转型升级，带动全行业的发展和转型，提升就业弹性。确保连云港市第二产业的发展，应当紧抓国家战略机遇，以“江苏沿海大开发”、“一带一路”交汇点建设为重点，以“创新试点城市”建设为契机，做强支柱产业，壮大主导产业，全面加快新型工业化建设进程。一方面大力加强传统产业改革，促进其高科技化、信息化和高度化的发展。以石化、冶金、装备制造等传统产业为主导，在抓好相关项目招商、审批、建设的基础上，加快重点技术改造项目的实施进程。另一方面，以传统产业为依托，抓住长三角、珠三角等经济较发达地区产业结构调整转移的机遇，积极引进项目和资金，努力推动新医药、新材料、新能源产业园区建设，加快产业集群发展，促进产业结构的升级和就业水平的提高。
(二)加大第三产业发展力度，建设亮点突出的服务型城市前述模型结果可以看出，第三产业的就业弹性较高，且第三产业就业人数近年来都保持了较为快速的增长，但第三产业就业比重与苏南城市相比存在巨大的差距。由于第三产业的许多行业投资门槛低，能够创造大量就业岗位，对于缓解就业压力十分重要。在今后相当长的时间内，第三产业也将成为吸纳劳动力就业的主要部门。相关部门应当积极创造条件发展商业零售、交通运输、文化旅游、教育卫生、社区服务、信息中介等就业需求潜力大的第三产业，在实现经济高速增长的同时有效扩大就业。连云港市第三产业仍然较为落后，社会化服务水平较低。要加快第三产业发展，需要以“港口建设”、“旅游城市建设”、“文化建设”为重点，突出亮点。一方面，依托港口经济大力发展物流业，建设区域性航运集散中心及区域物流中心。加快航运市场培育，优化物流园区规划，完善城市配送体系，以发达便捷的海陆空三级立体交通网络为依托，以信息共享平台为载体，充分利用航空、水陆优势，构建集疏运、仓储、配送于一体的物流体系。另一方面，依托旅游城市建设，整合全市核心旅游资源，加大开发和保护力度，加快区域旅游中心建设，推动观光旅游和休闲旅游发展。旅游业关联产业较多，可以将旅游业作为服务业的龙头产业带动其他相关产业发展，通过打造精品旅游景区景点，加大旅游文化品牌塑造带动住宿餐饮、商贸娱乐等行业发展。今后还需做好包括提高旅游管理水平，开发新的旅游景点和内容，加快旅游设施建设、旅游产品开发，提升旅游配套服务等多方面的工作。其次，依托文化建设，做大文化产业。重点发展西游记文化、淮盐文化、水晶文化等地方特色文化产业，配合完善海州古城、盐河巷、连云老街等设施开发建设。
(三)扶持中小企业发展，提升经济发展和就业增长后备力量中小企业产权清晰、运转灵活、经营效率高，在促进经济发展、吸纳劳动力就业方面发挥着十分重要的作用。市场上九成就业岗位为中小企业所提供。要解决就业难题，就需要为中小企业发展创造有利的条件，消除制约中小企业发展的制度障碍，健全促进中小企业发展的政策服务体系。同时，要促进相关信贷担保、会计、法律、咨询等商务服务业的发展。当前连云港市中小企业发展面临着产业层次低、技术水平落后、组织规模小、经营能力差等多重问题。因此，在落实好国家有关中小企业优惠政策的同时，应当结合本地区实际情况，进一步出台相关政策，强化服务意识和扶持力度，为企业营造良好的经营环境和政策环境，帮助其积极提高经营管理水平和市场竞争力。一方面，为中小企业搭建信息交流平台，促使企业积极融入“中东西合作示范区”建设及“一带一路”等区域发展中，通过开拓市场做大做强。另一方面，积极推进金融体制创新，鼓励小贷公司、典当公司、资金互助合作社的发展，同时发展信用评级、贷款担保公司等社会信用中介机构，拓宽中小企业融资渠道。引导并规范中小企业用工，提供相关的用工培训和管理培训，提高经营者管理水平。
(四)加强教育和职业培训，减少结构性失业在产业结构调整及转型升级中，容易出现因现有劳动力知识技能不适应新生工作岗位而出现劳动力供求失衡的情况。随着经济发展模式从粗犷向集约转变，知识经济的发展更需要高素质、高技能的人才。因此，发展教育，提高劳动者素质，是提高劳动者就业能力、促进就业的根本途径。一方面，需要健全劳动力市场体系，充分发挥其配置劳动力资源的功能。通过有效的劳动力供求信息交流，扫除劳动力转移障碍，降低劳动力的流动成本，提高劳动力资源的配置效率。另一方面，需要在坚持基础教育和高等教育的同时，加强职业教育和职业培训，特别是有针对性的加强对下岗和失业人员的教育培训，不断提高劳动者素质、技能和职业转换能力。此外，密切关注经济和社会发展对劳动力的需求，引导就业培训服务于经济和社会发展，从而促进有效就业。
关键词：中小企业 经济增长 区域差距 经验分析
中小企业地区分布与区域经济增长
改革开放以来，中小企业尤其是民营中小企业、乡镇企业的发展对我国经济增长做出了很大贡献。根据《2001年中国中小企业发展报告》提供的权威数字，我国中小企业以其48.5%的资产，安置着69.7%的职工就业，提供着57.1%的社会销售额，还为国家创造了43.2%的税收。特别是小企业，以其32.7%的资产，承担着52.7%的就业岗位，为社会提供了42.6%的销售额，为国家创造了28.7%的税收。国内外经济发展的经验证明，中小企业已经成为一国（或地区）经济增长的主要推动力量。
中小企业不仅对我国整个国民经济、而且对我国区域经济增长产生重要影响。中小企业作为区域经济增长的微观经济主体，其成长性总是与宏观层面的经济增长紧密联系的。大量事实表明，中小企业发展势头比较好的地方也正是经济发展比较快的地方。我国东部地区经济发展迅猛，从微观经济层面来看，是该地区产生了大量的中小企业由此而推进市场经济制度的有效运作，成为经济增长的主力。中西部的中小企业发展相对落后，中西部的经济发展也相对滞后。
从表1可以看出，我国中小企业主要分布在东部。2002年，东部中小型工业企业单位数比重、工业总产值比重两项指标分别为68.47%、78.07%，其中，小型企业的这两项指标分别为68.84%和79.39%，占了大部分。中小企业最多的六个省（市）分别是：广东（21674个）、浙江（21615个）、江苏（20797个）、山东（12469）、河南（9350个）和上海（9248个），除河南外，全部为东部沿海省（市），占全国中小企业总数量的55.08%、总产值的65.56%。从近10年来的发展经验看，中小企业发展越快的地方，经济越发达。中小企业单位数和总产值排名前10名的省份，基本是GDP发展最快的10个省份。
中小企业与区域经济增长
中小企业是推动区域经济发展的重要力量，但这种推动作用到底有多大，以及在区域经济发展差距中中小企业的贡献大小是多少，我们希望能够有效地、定量地测算出来，这样，我们可以从数量上更明晰地看出中小企业对区域经济发展的影响。
模型设计
我们假定，企业分为大型企业、中型企业和小型企业三类规模类型，经济增长由它们三者的产出来决定。于是我们就用工业总产值恒等式来考察各类企业对经济增长的贡献程度：
Y=L+M+S ………（1）
式中，Y、L、M、S分别代表工业总产值、大型工业企业的总产值、中型工业企业的总产值和小型工业企业的总产值。
对（1）式两边分别对时间求导，可得：
Y`=L`+M`+S` ………（2）
其中，Y`=dy/dt，其余类似。对（2）式进行整理，有：
Y`/Y=L`/Y+M`/Y+S`/Y ………（3）
工业总产值的增长率Y`/Y分解到小型企业的部分为S`/Y，通常称为小企业对经济增长的拉动度，该部分占工业总产值增长率的百分比，即S`/Y`，称为小企业对工业总产值的贡献度，其余类似。我们可以用（3）式测算不同规模类型的企业总产值增长在工业总产值增长中贡献的大小。
利用（1）式，我们假设Y1为甲地的工业总产值，Y2为乙地的工业总产值。则两地的工业总产值的差异等于两地各类企业的总产值差异：
Y1-Y2=（L1-L2）+（M1-M2）+（S1-S2）
………（4）
则（S1-S2）/（Y1-Y2）是小企业在两地总产值差异中的贡献大小，其余类似。
结果分析
从表2中可以看出，2002年在三大地带的工业经济增长中，中小型企业的作用是十分明显的。东部地区的中小企业对工业经济增长的贡献超过大型企业，贡献率达到60%，小型企业的贡献率超过了50%。中西部地区的中小企业对经济增长的贡献低于大型企业，但仍占了将近一半的贡献份额。由此，可以得出初步结论：中小企业在我国三大经济地带的经济增长中起着重要作用，相对中西部地区而言，东部的中小企业对区域经济增长的贡献更大。
从表2可以看出不同规模类型的工业企业对三大地带工业经济发展差异的贡献。无论是东部地区与中部、西部地区之间还是中部地区与西部地区之间，中小企业尤其是小型企业是造成工业经济增长差异的重要因素。在东部与中部经济差距构成中，小型企业的贡献率最高达55.13%（1995年），最低为42.70%（2001年）；在东部与西部经济差距构成中，小型企业的贡献率最高达54.63%（1995年），最低为42.96%（2001年）；在中部与西部经济差距构成中，小型企业的贡献率最高达52.49%（1995年），最低为44.39%（2002年）。总的来看，在地区经济发展差异构成中，小型企业所作的贡献超过大型企业。可见，小型企业在我国经济增长差异构成中具有举足轻重的作用。
总之，以上的分析表明，中小企业发展的地区不平衡性使东部地区经济以快于中西部地区的速度增长，从而拉大了东部与中西部经济的差距。
结论性评论
本文从微观经济主体企业的角度，运用数量分析方法，定量地研究了中国的地区经济发展差距不断扩大的现象。我们发现，中小企业尤其是小企业在我国区域经济增长中起重要作用，无论是东部经济发达地区还是中西部欠发达地区亦是如此。中小企业尤其是小企业发展的地区不平衡性是我国区域经济增长差异形成的主要因素。要实现中国区域经济的均衡增长，实现区域产业组织合理化，各地区必须从战略的高度大力发展中小企业尤其是小型企业，而促使中小企业集群发展是提高区域经济竞争力的有效途径。同时也必须大力实施大、中、小企业协调发展战略，特别是地区之间的中小企业合作。
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作者简介：
关键词：科技创新；区域经济增长；动态综合评价
中图分类号：F124 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）09-0453-01
创新驱动发展已经成为全社会的广泛共识，必须依靠科技创新提升发展水平，增强发展动力。我省科技创新正处于新的发展起点，创新驱动发展已经进入到攻坚克难的阶段。2013年实现生产总值14338.5亿元，增长10.1%，完成财政收入2357.1亿元，增长15.2%，城镇居民人均可支配收入21873元，农民人均纯收入8781元。全年共立项下达各类省级科技计划2095项，省财政科技拨款4.075亿元，其中重点以上项目占75%。争取国家科技项目906项，其中重大项目98项，获批经费8.4亿元。当前我省经济发展势头较好，特别是新型工业化的发展，对依靠科技进步来改良工艺、改进产品、更新设备资源、降低能耗，提高生产率上，都发挥了积极的推动作用。
一、科技创新能力概述
科技创新能力主要是依托区域创新主体，如高等院校、科研机构、优势企业等，实现对知识向产品和服务的转换能力，特别是在新技术的创造、应用和推广上，实现对各相关主体间的协调与统一，从而实现科学创新能力对整个区域经济投入与产出的带动作用。其内涵主要包括：一是科技创新与生产力的关系发展，生产力的提升是建立科技创新的基础上，并在其推动下实现对区域经济的可持续发展；二是从其系统来看具有综合性，特别是对于区域高校、科研机构的依托，实现对知识经济的快速转换，企业和政府作为科技创新的主体之一，也需要从政策上、资金投入上给予必要的支撑；三是表现为科技创新的开放性特征，对于系统功能的实现依赖于各主体要素间的相互作用，而不是简单的累加，只有在全面协调各要素关系前提下，实现对自身创新资源的弥补和完善，从而提升整体科技创新能力水平。
二、科技创新对区域经济增长的主要表现
从经济增长理论来看，科技创新更体现对劳动效率的促进作用，新古典增长理论将外生技术进步转变为“内生化”，并从长期的增长与收益中来促进经济总量的提升。其表现在：一是知识外溢现象带动了经济的增长，特别是技术性知识在生产中的转换，能够从降低成本中提高劳动生产率，从而推进收益增加。Romer在其经济增长模型中对知识进行划分，普通知识具有外在经济效应，而特别知识具有内在经济效应，从而得出经济增长主要依赖知识的积累来实现；二是人力资本的累积效应促进经济增长，人力资本主要是教育、培训、实践经验等知识，运用到生产关系中，特别强调教育和培训在人力资本中的主要作用；三是科技模仿创新对经济增长的促进，对于技术成果的转移过程，模仿是后进者借助于合法手段来提高技术的有效途径，如中等发达国家模仿发达国家的生产技术来促进本国技术水平的提升，以缩短与发达国家间的技术差距，从而增强了本国的技术竞争力，同时，对于区际科技创新来说也是如此。四是研发（R&D）活动对经济增长的促进作用，科技进步是建立在研发基础上的，特别是对于企业来说，在追求利益最大化的过程中，加大必要的研发投资，从而实现对技术创新和专利的发明，由此而产生的推进经济持续增长的动力，主要源自研发投资，再逐步演化为创新激励，从而实现企业和社会的同步增长。
三、推进区域科技创新发展的有效路径
科技创新能力的提升，从其内涵上是对各产业部门的综合与协调，而区域经济增长模式是各类因素相互结合和实现协调的前提条件，对于区域科技创新能力来说，优化产业结构调整，积极转变经济增长模式是促进区域经济增长的有效途径。
1.从产业结构的调整中来优化区域科技创新
产业结构是国民经济各产业间建立关联的基本方式，其贡献的大小取决于产业结构构成，以及各产业部门间的相互协调关系。从影响产业结构的因素来看，首先是需求结构分析，从社会总购买力在各产业结构中的分配上，来明确各产业的投入比例、中间需求和最终需求之间的关系，社会消费与投资的关系、投资水平与产业结构的关系等，再次是对资源供给结构分析，主要从资本的分配上、人力资源的开发上、以及区域自然资源的禀赋上来进行分析；再次是科技因素，特别是科技创新发展水平和能力，新技术的发展方向等；最后是区域经济关系与国内、国际经济关系的影响，包括进出口贸易关系、外资及外国先进技术的引进等。由此可见，对于产业结构与科技创新的关系来说，一方面利用科技创新来不断优化市场资源配置关系，以促进对新兴产业的推动；另一方面借助于科技创新活动来开发出满足社会需求的新产品，从新旧产业更替中改进产业结构；同时，科技创新还能够从社会分工的深化中，提升专业化程度。
2.从经济增长模式上来优化区域科技创新
区域经济增长是各种要素相互作用，共同推进的结果，对于经济增长方式来说，经济学从内涵式扩大再生产，到外延式扩大再生产两个方面来进行阐述。外延式是在基于生产要素质量、生产技术、劳动效率不变的前提下，增加生产要素投入来实现生产规模的扩大，而内涵式则是通过科学管理，来优化各生产要素的质量和效益，从而实现对生产技术和规模的提升。为此，在促进区域经济增长模式的转变中，对于粗放式经济增长方式主要依靠加大投入要素来增长，而集约式经济增长方式主要依靠科技进步，以及从人力资源的开发上来提升产品数量和质量。从其本质来看是与经济学的本质观点是一致的。
【关键词】区域经济，经济增长，主成分分析
一、序言
本文以陕西为实例，探求陕西经济增长的结构性因素和持续稳定增长的调控机理。从经济制度变迁的角度来看，不同历史阶段陕西经济增长的推动因素不同：“八五”时期，经济增长的主要推动力是全社会固定资产投资审批权的逐步放开和对外开放力度的进一步加大；“九五”时期，由于国家宏观经济实施了财政紧缩政策这一强制性制度变迁和1997年发生的东南亚金融危机等不利因素，使得这一时期推动经济快速增长的阶段性因素的作用逐渐消退，整个经济步入阶段性调整阶段，GDP增长速度出现明显回落；“十五”时期，伴随着中国加入WTO和市场经济体制的进一步完善，经济增长速度开始逐步回升，这一时期经济增长的主线已开始变为结构调整为核心动力的内涵型增长。
二、区域经济增长的理论
狭义的区域经济增长是指一个区域内的社会总财富的增加，用货币形式表示，就是国内生产总值的增加，用实物形式来表示，就是各种产品生产总量的增加。广义的区域经济增长则还包括对人口数量的控制、人均国民生产总值的提高、以及产品需求量的增加等。
三、区域经济增长的影响因素
按照经济学新古典模型分析，区域经济的生产要素是资本、劳动和技术，有了这三类要素的投入，一个地区的经济就能够增长，这是区域经济增长的必要条件。这些影响因素，可大致划分为两类：一类是直接进入生产过程的，亦即投入生产要素，包括资本、劳动力、资源、技术等；另一类是形成生产环境的，包括硬环境和软环境。硬环境指基础设施条件，相关产业布局条件等，软件环境则包括经济制度、管理方式及组织形式等等。
四、陕西区域经济增长的现状
2009年成为陕西经济最为困难的一年，由于面对诸多因素的冲击，例如国际金融危机，省委省政府带领了全省的人民，积极的贯彻和落实中央一揽子宏观调控的政策措施，使全年实现生产总值8186.65亿元，人均生产总值21732元。初步核算，全年全省生产总值8186.65亿元，比上年增长13.6%。其中，第一产业增加值789.63亿元，增长4.9%，占生产总值的比重为9.6%；第二产业增加值4312.11亿元，增长14.7%，占52.7%；第三产业增加值3084.91亿元，增长14.1%，占37.7%。人均生产总值21732元，比上年增长13.3%，并且从农业、工业和建筑业、固定资产投资、国内贸易和市场价格和对外贸易的角度看都有所增长。
五、指标选择
为了综合分析影响陕西GDP增长的关键因素，我选取了下面8个样本因子对陕西经济发展综合实力进行评价，并试图寻找出对GDP增长有重要影响的关键因子以及两者之间的关联性。我们从《20120年陕西统计年鉴》中选取了8个样本指标：全社会固定资产投资总值x1、居民消费总水平x2、进出口总额x3、财政支出x4、净出口总值x5、农业总产值x6、工业总产值x7、建筑业总产值x8。
六、区域经济增长的主成分分析
通过数据可以建立回归模型：
全社会固定资产投资每增加1亿元，GDP就增加0.454亿元；居民消费水平每增加1人/元，GDP就增加0.927亿元；进出口总值每增加1亿元，GDP就减少3.0E-005亿元；净出口每增加1亿元，GDP就增加0.001亿元；农业总产值每增加1亿元，GDP就减少2.5E-005亿元；工业总产值每增加1亿元，GDP就增加0.001亿元。相对而言，居民消费水平的增加对陕西GDP的影响更为显著，全社会固定资产投资的增加对陕西GDP的影响较为显著，而居民消费水平直接反映了陕西经济结构的变化情况，表明今后一个时期陕西经济结构的调整对陕西经济的增长起着至关重要的作用。根据因子载荷表得到每个原始变量因子表达式如下：
经过旋转后的载荷系数已经明显地两级分化了，第一个公共因子在指标x1、x2、x3、x4、x5、x7、x8上有较大的载荷，说明这六个指标有较强的相关性，可以归为一类。；第二个公共因子在指标x5上有较大载荷，同意可以归为一类，这个指标属于净出口指标。
旋转后的因子得分表达式：
通过主成分分析得到因子得分表，在第一个公共因子上，2009年居第一位，但是2009年在净出口因子上是最后一位，因此，要增加净出口的额度，但是在综合因子上2009年却依然居第一位。可得知，在两个公共因子中，第一个公共因子占主要影响。并且，从2009年可看出，两极分化非常严重。由于世界金融危机的影响，净出口因子变化非常的明显，从2008年到2009年净出口变化很大，从第2位降到第20位，可看出我省产业结构的弊端。
七、结论
从主成分分析的结果所引出的结构性问题的改革刻不容缓：要进一步加快产业结构的调整步伐，缩小第一产业的产值比率，提高二、三产业的产值比率。一是我省要注重扩大内需，居民消费水平的增加对陕西GDP的影响较为显著，并且“十二五”也提到了要建立扩大消费需求的长效机制，把扩大消费需求作为扩大内需的战略重点，进一步释放城乡居民的消费潜力。二是不要过度的依赖于对外贸易，由于金融危机的影响，进口数量持续增加，但是出口下降极大，所以我省2009年的贸易出现了逆差，对外贸易依存度是衡量对外开放的重要指标，但是我省现在呈现慢慢偏高的趋势。对外贸易依存度过高，容易使得该地区经济对于世界经济的波动十分敏感，忽视了本地市场的培育和开发。
参考文献：
关键词：航空运输；区域经济增长；VAR模型；南京禄口国际机场
一、引言
根据中国民航“十二五”规划，预计到2015年，我国运输机场数量将达220个以上，比2010年增加45个以上。包括机场新建工程、改扩建工程以及迁建工程在内，固定资产投资规模预计超过4000亿元，较“十一五”增加60%以上，在此背景下，有必要深入探讨机场从开港至成长为枢纽门户机场，随着自身航空运输能力的变化，其与区域经济增长的关系究竟如何。
在对航空运输发展水平与经济增长关系的实证研究中，计量经济学中相关方法如格兰杰因果分析、协整分析、VAR模型是常用方法。叶舟等[1]采用协整理论及格兰杰因果检验分析得出，国民经济的增长能够带动民航运输的发展，但民航运输对国民经济增长的推动作用并不显著；刘兰娟等[2]借助VAR模型分析得出民航运输对国民经济的发展起到了推动作用，两者之间存在长期均衡关系，但是我国航线里程、货运等发展相对滞后；管驰明等[3]综合运用多种方法论证了航空运输投资通过资本积累、投资吸引、需求促进、进出口促进、产业结构优化和城市化等效应影响经济增长；蒋新生[4]、刘雪妮[5]、李非等[6]分别以上海浦东国际机场、首都国际机场、广州新白云国际机场为例，具体论证了相关机场航空运输与地方经济融合发展的成效，等等。
综观已有研究，围绕航空运输与经济增长关系方面的实证研究已取得一定成果，但大多数聚焦于国家层面，又或者是针对北京、上海、广州等临空经济已相对发达地区展开的研究，以南京禄口国际机场（下文简称禄口机场）为主要研究对象、从量化角度分析其航空运输能力同区域经济增长关系的文献相对较少。
禄口机场是国内主要干线机场和华东地区主要枢纽机场之一，目前拥有通往54个国内主要城市、20个国际和3个地区城市的130余条航线，每周出港航班量达1200班。本文选取1993-2012年间反映禄口机场航空运输能力的指标和南京市GDP数据，通过协整分析并建立VAR模型，具体探讨禄口机场与南京市区域经济发展的长期均衡关系，并对此进行格兰杰因果分析以确定指标变量之间的因果关系，在此基础上进一步结合脉冲响应分析和方差分解，对禄口机场航空运输能力的变动对区域经济发展的动态影响展开分析，所作研究在进一步丰富实证研究成果的同时，也可为地方政府制定更有针对性的区域发展政策提供参考依据。
二、航空运输与经济增长的协整及因果关系分析
1.指标选择与数据准备
描述机场航空运输能力的指标有航空里程、航线数量、飞机架数、运输周转量、通用飞行时间等，本文综合考虑指标意义结合数据的可得性与可比性，以1993-2012年为样本区间，选择航空旅客吞吐量和货邮吞吐量作为衡量航空运输发展水平的指标；国内生产总值GDP作为衡量区域经济发展的指标，所用原始数据均来源于历年《南京市统计年鉴》。为反映地区生产总值的真实变化，本文所选用的GDP为实际GDP，是以1990年为基期，通过城市居民消费价格指数平减得出；航空旅客吞吐量、货邮吞吐量分别用HLK、HHY表示；为避免数据出现异方差现象，对GDP、HLK、HHY三个指标均作取对数处理，对应指标分别记为LNGDP、LNHLK、LNHHY。
2.序列平稳性检验
为防止伪回归的产生，在进行协整检验之前，必须检验序列的平稳性。本文选择常用的单位根（ADF）检验法，借助Eviews软件判断LNGDP、LNHLK、LNHHY这三个变量所形成的序列的平稳性，依据SIC准则自动调整滞后期得出相应统计量及结论如表1所示。
表1 变量的单位根（ADF）检验结果
表1中，D（LNGDP）、D（LNHLK）、D（LNHHY）分别表示LNGDP、LNHLK、LNHHY一阶差分序列。由ADF检验可知，在原始序列上所有的检验结果均没有拒绝有单位根的假设，而一阶差分后这三个序列均变为平稳序列，即LNGDP、LNHLK、LNHHY均为一阶单整序列，符合展开协整检验的前提条件。
3.协整检验
协整检验的目的是判断变量之间是否存在长期均衡关系，常用的检验方法有Engle-Granger两步法以及Johansen极大似然法，考虑到本文分析的多变量间的协整关系，因此选用Johansen极大似然法。协整检验结果如表2所示。
表2 变量的协整检验结果
由表2可知，迹检验和最大特征根检验均显示在5%的显著性水平下，最多有2个协整方程存在，结合本文的研究目的，列出LNGDP同LNHLK及LNHHY之间的协整系数结果如表3所示。
表3 标准化的协整系数
从表3可看出，反映经济发展的指标LNGDP与反映航空运输发展水平的指标LNHLK、LNHHY之间存在一个长期的均衡关系。协整方程中各变量前的参数即为各自的产出弹性。具体来说，当货邮吞吐量保持不变时，禄口机场的旅客吞吐量每增加1个百分点，南京市的GDP将平均增加0.4781个百分点；而当旅客吞吐量保持不变时，其货邮吞吐量每增加1个百分点，南京市的GDP将平均增加0.4439个百分点。
4.格兰杰因果检验
从以上的协整分析可以看出禄口机场的航空运输能力和GDP 之间有一个长期的均衡关系，借助格兰杰（Granger）因果检验进一步分析禄口机场的航空运输能力指标和GDP 之间变化的因果关系，取各变量的滞后阶数为2，检验结果如表4所示。
表4 变量的格兰杰因果检验结果
Granger因果检验结果显示，在10%的显著性水平下，LNGDP是LNHLK的格兰杰原因、LNHHY是LNHLK的格兰杰原因。这一结果表明南京市市域经济增长以及机场本身货运发展对机场客运发展均有显著的带动作用，而机场业务量无论是客运还是货运对市域经济的带动作用目前仍不够明显，这一结论验证了文献[10]中的观点，旅客吞吐量1000万左右的机场对地方经济的拉动作用尚属于初步显现阶段，禄口机场的旅客吞吐量于2009年度首次突破千万大关，因而现阶段禄口机场仍以接受城市辐射为主，临空经济正处于起步发展阶段。
三、航空运输与经济增长的脉冲响应和方差分解分析
1.航空运输与经济增长关系的VAR模型构建
本文通过构建VAR模型对反映经济发展水平的GDP及反映航空运输能力的HLK及HHY这三个指标之间的动态关系展开分析。VAR模型构建涉及滞后期的选择，合理的选择对于后续的分析至关重要。基于此，本文首先构造滞后阶数为3的VAR模型，然后应用滞后长度准则来确定合适的滞后期数，结果如表5所示。
由表5中的数据可知，5个评价统计量中有2个认为滞后1期合理，3个认为滞后2期合理，考虑到单位根表和单位根图显示滞后期为2时，全部根的倒数都在单位圆内，且根据前文分析可知LNGDP、LNHLK及LNHHY之间存在协整关系，因此最终确定构建含有变量间协整约束条件的VAR（2）模型，作为后续进行脉冲响应分析以及方差分解的基础。
2.经济增长的脉冲响应分析
以上述向量自回归模型VAR （2） 为基础，建立禄口机场旅客吞吐量、货运周转量与南京市经济增长的脉冲响应模型，具体分析禄口机场的航空运输能力与区域经济增长的动态关系。根据已有的VAR（2）模型模拟得出的脉冲响应函数图如图1所示，其中横轴表示冲击作用的滞后期数，纵轴表示响应幅度。
图1显示，本期给旅客吞吐量一个正冲击后，GDP响应在第2期就迅速上升达到第1个峰值，随后有持续2期的下降，自第4期后又迅速攀升，于第6期达到新的峰值，此后几期在0.009左右上下波动，随着时间的推移，波动幅度逐渐减小，自第13期以后，GDP响应值基本稳定在0.011左右。这表明旅客吞吐量受外部条件的某一正向冲击后，会给经济增长带来同向的冲击，即对经济增长产生促进作用，而且这一冲击呈现较长的持续效应。
本期给货邮吞吐量一个正冲击后，GDP响应的模式与其响应旅客吞吐量一个正冲击的模式类似，亦为持续的正向响应，图形显示GDP响应货邮吞吐量一个正冲击的曲线位于其响应旅客吞吐量一个正冲击的曲线上方，这表明同旅客吞吐量相比，货邮吞吐量对GDP的促进作用更大。
3.经济增长的方差分解分析
基于已建立的LNGDP关于LNHLK及LNHHY的VAR（2）模型，进一步分析禄口机场旅客吞吐量及货邮吞吐量的冲击对南京市GDP变化的贡献度，运行EVIEWS软件得出LNGDP的方差分解结果如图2所示。其中横轴表示时期，纵轴表示贡献率，图中有三条曲线分别代表GDP自身冲击的贡献度、旅客吞吐量冲击的贡献度以及货邮吞吐量冲击的贡献度。
图2 旅客吞吐量及货运周转量冲击
对GDP变化的贡献率
不考虑GDP自身的贡献率，图2显示，旅客吞吐量及货邮吞吐量这两个变量在VAR系统中对于GDP变动的贡献率分别约占2%、7%，两者共同的冲击对于GDP变动的贡献率约为9%，方差分解分析也进一步验证了脉冲响应分析的结论，禄口机场的货运对GDP的影响比客运要显著。
四、结论
（1）禄口机场的航空运输能力与区域经济发展水平之间存在一个长期的均衡关系，现阶段机场发展仍以接受区域经济带动为主，临空经济尚处于起步阶段。由协整分析可知，禄口机场的旅客吞吐量、货运周转量同南京市的GDP之间存在协整关系，协整方程的输出结果表明，机场的航空运输能力与区域经济发展水平之间存在长期的均衡关系，即从长期来看，两者之间存在相互促进的效应。而由格兰杰因果检验结果可知，尽管禄口机场的货运业务对地方经济的带动作用已有所显现，但当前机场的业务量无论是客运还是货运对地区经济的推动作用均不够明显，而地区经济的发展对机场的客运有显著的促进作用，这也表明当前禄口机场的发展仍以接受城市辐射为主，机场与区域经济发展的互动程度有待进一步提高，南京地区严格意义上的临空经济尚处于起步阶段。
（2）禄口机场航空运输能力的提升对于区域经济增长存在持续的正向拉动效应。从脉冲响应和方差分解分析中可以看出，无论是机场的客运还是货运的正向变动均可对南京市的GDP产生持续的正向拉动效应。按机场的历史数据计算得出，旅客吞吐量及货邮吞吐量对南京市的GDP的变化率的贡献度分别稳定在2%及7%左右。
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关键词:区域经济增长;金融深化;面板数据;GMM
中图分类号:F830.9 文献标志码:A 文章编号:1673-291X(2009)24-0054-02
文章立足于金融深化理论,基于1995―2007年中国27个省的面板数据,利用STATA10.0计量软件,对中国金融深化与各区域经济增长进行了实证分析。
一、金融深化与区域经济增长的实证分析
(一)选用指标说明
1.经济货币化指标X1:金融基本的功能是为社会经济活动提供支付系统,降低交易成本,增加产出。就金融深化而言,首先表现为货币化程度的提高。
2.经济金融化指标X2:金融部门有提高资源配置效率,加速资本形成的功能。就这个功能而言,金融机构对企业的贷款最为重要。这里用金融部门的贷款总额与GDP的比值来衡量金融部门贷款对经济增长的贡献。
3.资本市场发育程度指标X3:在市场经济条件下,资本市场对资源的配置和再配置有着其他方式不可替代的优点和功能。证券及股票市场的发行总额与GDP之比(S/GDP),作为反映资本市场经济化程度的指标。
4.金融资源利用效率指标X4:金融深化对于提高金融资源配置效率的影响是金融深化深层次的表现。这里用金融机构贷款余额与金融机构存款余额的比率来衡量。另外,经济增长的度量指标采用GDP的增长率来表示,记为Y。各个指标的数据处理方法是,对于比值数据,如K/GDP、I /GDP、S、采用按当期价格计算的名义量而非实际量相比。这是因为名义量相比,与实际量相比差别不大。对于其他指标则需要剔除通货膨胀的影响。
(二)模型建立及数据来源
本文采用面板数据研究金融深化对区域经济增长的影响进行实证分析。在对面板数据进行经验分析时,GMM方法被广泛用来处理方程中存在的内生性问题(Arellano and Bond 1991;Holtz-Eakin,Newey,and Rosen 1988)。这一方法先是对估计方程进行一阶差分以去掉固定效应的影响,并用解释变量的滞后变量作为差分变量的估计变量。但一般而言,变量的滞后项并不是其一阶差分的理想工具变量,尤其是当变量遵循随机游走过程时情况更是如此。Arellano和Bover (1995)针对这一情况进一步提出了系统GMM(SYSTEM GMM)估计方法,以包含变量水平值的原估计方程与进行了一阶差分后的方程同时进行估计,和仅以一阶差分方程为基础的GMM估计结果相比,SYSTEM GMM估计的结果在统计上更加有效。本文用SYSTEM GMM方法实证分析金融深化与FDI区域经济增长的影响,采用面板数据模型建立如下回归方程:
lnY=A+BlnX1+BlnX2+BlnX3+BlnX4+U
本文采用的是时间跨度为1995―2007年,横截面单元为中国27个省、直辖市和自治区的面板数据,在方程(1)中,i为横截面,表示27个省、直辖市和自治区(除去了北京、天津、上海、);t为时期,代表1995―2007年;U为横截面在时期T的随机扰动项;Y为被解释变量,表示第i个省第t年GDP的增长率。为了防止异方差,以上变量均取对数值,数据来源于国家发改委、国家统计局、国家信息中心等。由于各因素对经济增长的影响一般有滞后期,文章分别考虑零滞后期、滞后期一和滞后期二三种情况。
(三)模型估计结果及说明
表1的回归均为two-way SYS-GMM两步估计结果,z估计值根据有限样本标准差进行了调整,Hansen J检验值没有拒绝工具变量选择满足过度识别约束的假设,同时残差也不存在高阶自相关。并且,三个模型的拟合良度分别为0.8254,0.8032,0.8941,模型整体估计效果较好,F统计量也都通过检验。
1.从回归结果来看,经济货币化对经济增长有着比较明显的作用,其系数z值都在1%的水平上显著,模型(1)显示,经济货币化对经济增长有显著的抑制作用,但是对滞后一期和滞后二期的经济增长变量却表现出明显的促进作用,且推进强度是逐年递增的,模型(3)的结果表明,经济货币化程度每提高1%,会使滞后二期的经济增长水平提高0.9959%。
2.经济金融化和资本市场发育程度对经济增长的影响有相同的作用方向,模型(2)显示,金融部门贷款比重的提高对当年和次年的经济增长有明显的抑制作用,尤其是次年,而对于滞后两期的经济增长水平有显著的促进作用。另外,资本市场发育程度在当年对经济增长没有显著影响作用,在次年有抑制经济增长的趋势,而在滞后两期时,资本市场发育程度对经济增长水平有显著的促进作用,模型(3)表明,金融机构贷款余额占金融机构存款余额的比每提高1%,会使滞后二期的经济增长水平提高0.2176%。
3.模型(1)显示,资本证券化因素对当年经济增长的影响是反方向的,而对于滞后期的经济增长水平没有显著的影响,这意味着中国股票市场发展对区域经济增长基本没有作用。
二、分析及讨论
上述结果表明,中国金融的发展及深化对中国经济的增长具有显著的滞后效应,而且在当期往往表现出抑制经济增长的趋势。首先,人们认为金融的发展必然会带来产业结构的调整和经济运行效率的提高, 从而对经济增长起促进作用;其次,金融的发展能够通过降低交易成本和引导资源的合理流向来促进经济的发展即金融发展与区域经济的增长必然同步。但是,中国金融体系有很大的特殊性:第一,从银行组织体系看,中国以往的银行体系是一个封闭的体系,四大国有商业银行约占中国金融资产70%左右,国有银行处于绝对垄断地位,银行间的竞争缺乏,银行资产的运作缺乏效率,储蓄的增加不能有效地转化为投资的增加等来促进经济的增长。第二,从信用配给看,目前中国信用配给制度是处于计划型和市场型之间的一种混合型金融配给制度,金融配给并不是完全由市场效率原则决定,还依然带有计划经济的色彩。第三,中国经济增长的较大一部分归功于民营经济的发展,由于存在政策性歧视,民营企业急需的款项很难从国有商业银行那里获得,其大部分贷款只能来源于民间金融机构,民间金融的发展对地区经济的贡献不可忽视。
中国股票市场发展和经济增长关系的特殊性也是有其深刻原因的。在中国尚未十分规范的股票市场上,国内政治因素、股民心理因素以及国际气候等很可能在股票价格变动中起着决定性作用;再次,政府的行为非理性,政府在股票上市方面的政策时松时紧、缺乏连贯性和透明度是导致这种特殊关系的不容忽视的原因; 最后,股市的不完善使那些有资格获准上市的公司将筹措来的资金不是用在生产性项目或指定项目上,而是转用它途,如用于消费或交给证券经营机构去营运。所以,我们目前不应该过分地强调股票市场在经济发展中的作用,而是应该逐步规范股票市场的发展,然后才能更大地发挥股票市场的重要作用。
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关键词：产业结构；全要素生产率；偏离份额法
文章编号：2095-5960（2014）03-0017-07；中图分类号：F270；文献标识码：A
一、引言
在经历30多年的经济高速增长后，中国进入了经济和社会双转型发展阶段，以往通过要素投入推动经济粗放增长的模式，日益受到资源和环境的双重约束。2008年全球金融危机后，外需市场的快速萎缩和大幅波动对中国以低成本优势参与国际贸易的产业造成巨大冲击。在这种背景下，国家十二五规划提出了“转型升级、提高产业核心竞争力”的发展纲要。
提高产业核心竞争力的目的是使经济快速增长，而提高核心竞争力的关键是提高生产率，对此学术界已有大量文献进行研究，归结起来其机制主要是科技进步、内生经济增长和产业结构转换三个方面。新古典增长理论认为，在竞争均衡假设下，经济增长是劳动力增加、资本积累和技术进步的结果。技术进步和内生经济增长提高了部门生产率，进而促使整个经济效率水平的提高。资源存在长期的有效配置，部门间劳动和资本的转移不可能增加总产出，即不存在任何结构效应。而Kuznets （1979） 认为经济增长是生产结构转变的一个方面，没有各种要素在不同经济部门间的充分流动，不可能获得人均产出的高增长率。Chenery（1989）认为，产业结构转变是理解发展中国家与发达国家经济发展区别的一个核心变量，同时也是后发国家加快经济发展的本质要求。Peneder（2002）则认为产业结构推动生产率提高的机制在于：劳动和资本等要素从低生产率或低生产率增长率的部门向高生产率水平或高生产率增长率的部门流动，促进整个社会生产率水平的提高，由此带来的“结构红利”维持了经济的持续增长。
对于“结构红利假说”，国内外学者进行了大量实证研究。Salter （1960） 最早对英国1924―1950年间28个制造业行业的结构红利假说进行了研究，结果显示英国制造业间的要素流动显著促进了生产率增长。Timmer and Szirmai （2000） 分析了1963―1993年间印度、印度尼西亚、韩国和中国台湾省13个制造业行业，发现结构红利假说只在印度得到了证实。Singh （2004） 对韩国1970―2000年制造业的实证研究发现，结构红利假说仅在1970―1980年期间显著。Fageberg （2000） 、Peneder （2002）等也得出结构红利假说不显著的结论。
在国内，郑玉歆（1993）最早对1980―1990年间中国制造业行业间的结构变动对全要素生产率增长的影响进行研究，发现产业结构变化对生产率增长有促进作用。郭克莎（1993）、胡永泰（ 1998）、蔡和王德文（1999）研究中国农业和非农业以及三次产业间的要素流动对生产率增长的影响，均肯定了产业结构演进的作用。吕铁（2002）发现1980―1997年间中国制造业行业间的劳动力流动对劳动生产率增长作用不显著。李小平和陈勇（2007） 研究了1998―2004年间中国省际工业间的劳动力流动和资本转移对生产率增长的影响，发现资本转移促进生产率增长，而劳动力流动作用不显著。干春晖、郑若谷和余典范（2011）研究发现，中国产业结构合理化对经济发展的贡献远大于产业结构高级化。苏振东、金景仲和王小红（2012）研究发现中国三次产业结构变迁过程中要素流动存在阶段性“结构红利”，工业内部结构变迁则存在“结构负利”。
上述研究均从单个国家的角度进行分析。而中国地域辽阔，各省之间资源禀赋和产业结构的差异甚至超过欧洲许多国家间的差异。同时，中国各地区间经济发展模式和发展阶段差异很大，东部沿海地区通过吸引FDI，发展出口导向型产业而融入全球产业链体系，多数省市已经进入工业化后期的后半阶段，而绝大多数中西部省份仍处于相对封闭的经济发展模式，有的仍处于工业化中期的前半阶段。[1][2]并且由于地方保护主义等因素，中国地区间市场零碎分割现象十分严重。[3]因而，从一个省（市）的角度来分析区域经济增长的“结构红利假说”更具实践层面的意义。根据这一思路，本文以上海为样本，从区域角度来检验经济增长中的“结构红利假说”是否存在。
二、研究方法介绍
为把产业结构变迁对经济增长的影响与劳动生产率的增长对经济增长的影响区分开，目前已有的研究主要采用三种方法：偏离―份额分析（Shift-share Analysis，SSM），投入产出技术中的结构分解分析（Structural Decomposition Analysis， SDA）和计量等几种方法。[4]其中偏离―份额法强调资源再配置对经济增长的作用；投入―产出中的结构分解分析着重于分析需求变化和中间投入变化对经济增长的影响；计量方法则可以实证结构变迁对经济增长的效果，并修正前两种方法固有的机械性的缺点。本文采用的方法是偏离―份额方法。
（一）文献综述
偏离份额法是把区域经济的变化看作一个动态的过程，以该区域或一个更大区域的经济变量为参照系，构造经济指标，将某一时期的区域经济总量变动分解为三个分量，即份额分量 （the nationa1 growth effect）、结构偏离分量（the industria1 nix effect）和竞争力偏离分量（the shift share effect），以此说明区域经济结构优劣和自身竞争力的强弱，找出区域具有相对竞争优势的产业部门，进而可以确定区域未来经济发展的合理方向和产业结构调整的原则。该方法由美国经济学家Daniel（1942）和Creamer（1943）相继提出[5][6]]Perloff ， Dunn， Lampard， Muth先后加以完善，20世纪80年代初由Dunn集各家之所长，总结成现在普遍采用的形式。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）采用该方法以就业人数为变量，对制造业部门的增长进行了比较研究。[7]而Ledebur & Mooman（1983）， Fagerberg（2000），Tmmer & Szimai（2000） ，Peneder（2003）以部门劳动生产率为变量进行了比较研究。Thirlwall（1967）提出了动态偏离份额分析的思想，Richard & Prentice（1988）用此方法对新英格兰地区做了实证研究。Esteban Marquillas （1972）增加了分配影响的第四分量，并用同位概念（homothetic concept）解释产业结构影响与竞争影响之间的相互作用。Nazara & Hewing（2004）在偏离份额分析方法中加入了空间结构分析，推导了20种包含空间结构和不包含空间结构的区域经济增长分解公式。姚芳、周密、孙林岩（2005）修正了产业部门规模标准化指标，将偏离―份额分析方法应用于中国工业领域各部门，解决了该方法应用于国家层面的问题。刘伟、张辉（2008）曾用此法分析转型经济的结构变迁。[8]
由于偏离份额分析模型对时间有较强依赖性， SIRAKAYA， CHOI & VAR （ 2002）认为该模型不允许对特定时间段内可能出现的变化进行调整。[9]同时LC Ledebur & RL Moomaw （1983） KNUDSEN （2000）认为，根据偏离―份额法得到的结果，虽然可以揭示区域变化中每个分量的作用，但不能解释变化产生的可能原因，从而不能对竞争优势或劣势的来源进行判断。[10][11]因此，为了修正这些缺陷，我们需要根据历史经验和经济增长的总体周期变化趋势，将1978―2010年这34年再划分为几个具体的时间段，用动态偏离―份额法进一步分析区域经济增长的结构份额效应。
（二）基于劳动生产率和全要素生产率的偏离份额法模型推导
1.基于劳动生产率的模型
假定经济总体各时期的劳动生产率为LPt，上标t表示时期，则LPti表示各个时期各产业部门的劳动生产率，其中i=1，2，3分别代表第一产业、第二产业和第三产业，Sti表示t时期第i产业的劳动力所占总体劳动力的份额。则有总体劳动率公式如下：
上式被分解为三项：
等式右边第一项∑ni=1（Sti-S0i）・LP0t被称为静态结构变迁效应（静态转移效应，static shift effect），用于度量劳动力向最初时期具有较高的劳动生产率水平的产业转移时，对总体劳动生产率的影响。如果最初具有较高劳动生产率水平的产业吸收了更多的劳动，并提高了本部门劳动力在总体劳动力中的份额，则静态结构变迁效应为正，Dension称为“结构红利假说”（the structural bonus hypothesis）。[12]
等式右边第二项∑ni=1（LPti-LP0i）（Sti-S0i）被称为动态结构变迁效应（dynamic shift effect），用于度量劳动力从劳动生产率增长较慢的产业部门流向劳动生产率增长较快的产业部门，所引起的总体劳动生产率的净影响。如果产业的劳动生产率和劳动份额同向变动，则该项数值为正；如果具有较高劳动生产率增长的产业的劳动份额减少，或者具有较低劳动生产率增长的产业的劳动份额增加，则该项为负。Peneder将该项为负的情况称为“结构负利假说”（The structural-burden hypothesis）。
等式右边第三项∑ni=1（LPti-LP0i）・S0i被称为生产率增长效应（内部增长效应，within-growth effect），用于度量不存在结构变动时，即各产业部门在保持原有劳动份额的情况下，各个产业部门由于内部的技术进步或技术效率变化等因素导致的产业内劳动生产率增长对总体生产率增长的影响。
2.对全要素生产率的进一步分析
经济增长源于三种因素：要素投入、技术进步和产业结构变迁。产业结构的变迁，实质是要素在不同生产效率部门的流动和组合。各部门要素边际劳动生产率的差异促使要素由低收益部门流向高收益的部门，这会同时改变全要素生产率，因此有必要进一步分析全要素生产率对结构红利的影响。
全要素生产率的测度方法可以分为两类：参数估计方法和非参数估计方法。参数法主要有收入份额法、计量经济学法和随机边界法，它们都要涉及参数函数的估计，并且都假设研究对象在技术上是有效率的，能够解释随机噪音。非参数方法主要有数据包络分析和指数法，它们没有涉及参数函数的估计，也不需要假设研究对象在技术上是有效率的，但不能解释随机噪音。[13]在应用上，收入份额法和指数法主要用来研究TFP的变动，计量经济学方法主要用来研究TFP变动和规模报酬，数据包络法和随机边界法主要用来研究TFP的变动、技术效率和分配效率等（ Coelliet a.l，1998），本文采用收入份额法建立如下模型：
假定生产函数为规模报酬不变和技术进步希克斯中性，意味着技术进步不影响投入要素之间的边际替代率。
在上式中，GDP的增长率GY被分解为四个组成部分：1.资本要素投入增长的贡献αkGK；2.劳动要素投入增长的贡献αLGL。3.三次产业的全要素生产率增长的贡献的加权平均值∑ni=1ρiG（Ai），即“净技术进步效应”。4.产业结构变迁效应TRE。在这个分解式中，全要素生产率被分为“技术进步效应”和“产业结构变迁效应”两个部分。据此，我们可以计算出各个年度的全要素生产率及各产业的全要素生产率，并进一步计算出劳动、资本和全要素生产率对经济增长的贡献，并进一步算出两种效应。
三、结构红利效应的计算
（一）劳动生产率模型的计算结果
由于偏离―份额法本身无法区分时间波动效应，为平滑经济波动周期内结构变迁效应的波动性，使结构变迁效应能更好地被度量，本文参考董辅（1999）、陈佳贵 （2006）和干春晖（2011）对中国经济发展阶段划分的方法，将1978―2011年划分为六个阶段，并以此为节点，分别计算第一、二、三次产业的结构变迁效应，计算结果如表1所示：
由表1可以看出，上海劳动生产率在1978―2011年期间年平均增长率达到了20.35%，增长主要来自于经济体本身的劳动生产率增长效应，占70.13%。而来自劳动力重新配置的结构效应虽然发挥了一定的作用，但其影响远小于产业内的增长效应，仅占29.87%，主要表现为劳动力向生产率高的产业部门流动。但分时期的分析表明，1978―1984年期间，年均劳动生产率增长率仅1.94%，但结构变迁效应明显。1984―2008年期间，劳动生产率快速上升，主要来自于产业内部增长效应，而结构红利效应并不明显。2008―2011年，劳动生产率增长率仅067%，但静态转移效应高达99.6%，表明产业结构调整明显，但负的动态转移效应表明，劳动力流动使总体劳动生产率变低。
综合六个时期分析，可以发现凡是劳动生产率增长率较低的时期，均是要素快速流动、产业结构快速变迁的时期，表现为结构红利现象明显。而在产业结构完成转换后，均会迎来一波劳动生产率快速上涨时期，上涨的原因主要来自产业内部增长效应，在此期间产业结构则相对稳定，结构红利现象并不明显。从劳动生产率的角度，可以发现“结构红利假说”是短期、阶段性现象，长期来看，经济增长主要来自各产业内部增长效应。
（二）全要素生产率模型计算
为计算结构变迁效应在上海全要素生产率增长率中的贡献，需要知道经济总体和各个产业的劳动、资本的存量及增长率、边际报酬及产出弹性等数据。对劳动的存量、投资和折旧数据，本文采用上海统计年鉴中各行业从业人数、固定资本形成总额及指数、全社会固定资产投资及价格指数、社会平均折旧率的统计口径；对于资本存量，采用永续盘存法，基期资本存量采用徐现祥（2007）计算结果：1978年上海一、二、三次产业的物质资本存量分别为37.7亿、177.4亿和61.0亿[14]。计算公式为：
对于劳动和资本的产出弹性有两种方法可以计算[15]，一是参数法，即用经济计量的方法，通过统计回归模型估计上海34年来六个阶段的劳动和资本的产出弹性。二是非参数法，即使用要素的收入份额来计算（李京文、钟学艺，1998；涂正革，肖耿，2005；）。两种方法的区别在于非参数法是假定规模生产报酬不变。胡永泰（1998）、李京文，钟学艺（1998）、樊潇彦（2004）、张军（2005）都曾证实或假定中国经济总量（或国有工业）是规模报酬不变的。
要素的边际报酬本文采取国民经济统计中的收入法来计算，其中“劳动者报酬”在收入法计算的国内生产总值中所占的比例就是劳动的产出弹性；收入法计算的国内生产总值中资本的总所得等于“生产税净额”、“营业盈余”和“固定资产折旧”三项之和，这三项之和在国内生产总值中所占的比例就是资本的产出弹性。三次产业劳动报酬数据无法直接获得，故采用替代的办法，先用《上海统计年鉴》中三次产业从业人员工资总额数据，计算出各次产业所占的比重，然后用这个比重乘以收入法计算的“劳动者报酬”，从而估算出各次产业的劳动者报酬；根据核算的定义，用各次产业的增加值减去劳动者报酬，就可以得到各次产业的资本报酬，从而我们可以估算出各次产业的资本产出弹性和劳动产出弹性。计算结果如表2所示：
从表2数据可以看出，34年来上海保持了较快的经济增长，年均经济增长率达10.17%，这其中0.51个百分点由劳动要素投入的增加所贡献，6.7个百分点由资本要素投入的增加所贡献，剩余2.96个百分点来自于全要素生产率提高所带来的增长。由此可见，上海34年的经济增长较多依赖的是资本投入的增长（占全部贡献的6592%），其次，来自于全要素生产率提高的贡献（占全部贡献的29.06%），劳动要素的增长对经济增长的贡献仅占全部贡献的5.02%。
在全要素生产率方面，34年来上海全要素生产率年均增长率为2.96%，其中91.91%来自于净技术进步效应，产业结构变迁效应所带来的全要素生产率提高仅占8.09%。从分阶段的时序数据上分析，1978―2001年，上海的全要素生产率增长率处于递增阶段，由1978―1984年期间的-0.94%增长到1999―2001年期间的7.37%。此后全要素生产率增长率开始下降，到2008―2011年期间已降至0.91%。在这一变化趋势过程中，不论是上升阶段还是下降阶段，净技术进步效应始终发挥着绝对的主导作用，结构变迁所带来效应仅在改革开放的前三个时期（1978―1998）发挥一定的作用，但其影响也远小于净技术进步效应。而在1998年以后，产业结构变迁效应对全要素生产率增长的贡献已经到了微不足道的比例。由此我们可以得到的结论是：上海全要素生产率的提高主要来自经济增长过程中的技术进步。
上面这一结论与前面我们对各时期上海市劳动生产率变化的分析，所得到“劳动生产率的增长更主要来自于经济体本身的劳动生产率增长效应，而来自劳动力重新配置的结构效应虽然发挥了一定的作用，但其影响远小于产业内的增长效应”的结论大体相似。从不同角度分析，得到两个相似的结论，说明结构红利假说是成立的，但仅限于特定时期，经济增长主要还是来自各产业的内部增长效应，而资本投入对经济增长的贡献远远超过劳动力流动和技术进步的贡献。
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