發布時間：2023-09-28 16:02:23
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的區域經濟增長機制樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
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、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”。 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］。 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。 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。 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。 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］。
［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.
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［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：模糊物元；面板數據；物流能力；區域經濟
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：
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［11］周泰,王亞玲,葉懷珍.區域物流能力與產業經濟的灰色控制系統［J］.武漢理工大學學報，2009,（10）：168-172.
（一）哈羅德―多馬模型分析
哈羅德-多馬模型即“哈羅德-多馬經濟增長模型”，R.哈羅德和E.多馬分別提出發展經濟學中著名的經濟增長模型。
（二）馬科?帕加洛的AK模型分析
20世紀90年代金融發展理論對金融發展作用于經濟增長的機制進行了全面而規范的解釋，其中1993年馬科?帕加洛用一個最簡化的內生經濟增長模型（AK模型）解決了哈羅德――多馬模型儲蓄率（s）和資本邊際產出率（σ）為外生，以及I=S的均衡條件問題，對金融發展作用于于經濟增長的機制給出了更現實合理的解釋。
首先考察最簡單的內生增長模型，認為總產出與總資本之間呈現出一次線性函數關系，如：（2）
其中，Y為總產出，K為資本總額，A為資本的社會邊際生產率。Pagano還假定人口是穩定的，經濟只生產一種產品，該產品既可用于消費，也可用于投資（如果用于投資，每期的折舊率是δ）。則T+1時期的資本總額等于T時期的新增投資加上凈資本存量，則有：
對（6）式的分析，簡明地揭示出儲蓄率、儲蓄轉換為投資的比率Φ和資本的邊際產出率A構成了區域經濟增長的決定因素，任何影響這三個變量的因素都會影響到區域的經濟增長，而區域金融發展對區域經濟增長的影響也是通過影響這三個因素來實現的。無論是哈羅德―多馬模型還是馬科?帕加洛的AK模型，金融體系對經濟的影響都是通過作用這三個機制，以下依次介紹這三種機制。
二、區域金融發展對區域經濟增長的機制分析
（一）提高資本的配置效率
金融系統能夠將資源配置到資本邊際生產率最高的項目之中，從而促進經濟增長。金融系統通過收集信息對各種可供選擇的投資項目進行比較、篩選和評估，對收益較高，風險較大的項目提供風險分擔，誘導和鼓勵個體投資者投資于這類項目，同時金融系統能夠分擔流動性風險，使更多的資金配置到非流動性資產和更具生產性的資產上，從而克服了個體家庭出于對流動性沖擊的謹慎考慮，只將資本投資于能隨時變現的流動性資產，從而放棄了具有較高回報、較大風險和流動性較差的投資項目。通過這樣的方式，區域金融發展可以提高資本的邊際生產率，進而促進區域經濟增長。
（二）提高儲蓄向投資轉換的效率
在儲蓄轉換為投資的過程中，家庭每一單位的儲蓄只會產生少于一個單位的投資Φ，剩余部分（1-Φ）則以存貸差的形式流向銀行，以傭金、手續費等形式流向證券經紀人和交易商，作為提供金融服務的報酬而被金融中介吸收即交易成本和信息成本。隨著金融部門經營效率和金融發展水平的提高、金融市場競爭程度的加劇以及金融工具和產品的創新，使金融交易成本下降，投資者在利益驅動下積極主動的運用儲蓄投向資本市場，儲蓄―投資轉化率將上升，從而提高經濟增長率。
關 鍵 詞：外商直接投資；區域經濟增長；中部地區；實證檢驗
中圖分類號：F830．59 文獻標識碼：A 文章編號：1005-0892(2007)06－0092－05
一、引言
外商直接投資是否促進區域經濟增長一直是經濟學界爭論的焦點。在理論上，眾多研究從發展經濟學（“雙缺口”理論）、內生經濟（Romer，1986；Ethier，1982）和外部驅動（Lucas，1988）等視角論證了外商直接投資可以促進經濟增長。在內生經濟增長理論的基礎上，有的研究探究了外商直接投資影響經濟增長的途徑和方式，認為外商直接投資主要通過外資企業的技術、管理和營銷等方面的知識溢出效應，迫使國內企業增加R＆D投入（Chen，1995）、增加資本品種和存量（Mello，1997）以及外商直接投資產生的跨國間技術外溢等（Walz，1997）途徑來促進東道國的經濟增長。進一步地，有些研究解釋了外商直接投資促進經濟增長的實現條件，認為外商直接投資對東道國的經濟增長要受到某些國際渠道（Barro等，1995），以及東道國人力資本狀況、貿易條件、金融自由化程度（Balasubramanyan，1996；Stoker，1999；[1]Husain，2000；Groppand，2000；Zhang，2001）、儲蓄率和人口增長率（Satya and Paul，2004；[2]Congtruong，2004）等條件的約束。但是，有些理論研究得到相反的結論，認為發展中國家外商直接投資與經濟增長存在著負相關關系（Saltz，1998），[3]理由是利用優惠政策吸引外資會阻礙國內投資，當外資企業與國內企業收益差距很大時，引進外資反而會阻礙經濟增長（Easterly，1993）。
許多實證研究（Blomstron，1994；Stoker，1999；Mina，2004；lute，2004；Smarzynska，2004；[4]Javorcik，2004）試圖用OLS方法考察外商直接投資與經濟增長之間的關系，研究結果表明外商直接投資對經濟增長有較大的影響。然而他們的研究受到了一些質疑，由于采用橫截面數據進行OLS回歸，只能表明外商直接投資與經濟增長有關系，并不能說明兩者是否存在因果關系（Baliamoune，2004；[5]Elmaubzini等，2005[6]）。面板和跨國研究發現，外商直接投資與經濟增長不相關，外商直接投資不能解釋經濟增長（Borensztein，1998；Samir，2005；Saddi，2005），甚至會對發展中國家的經濟增長產生消極的影響（Saltz，1998；Benson等，2004；[7]Durham，2004）；相反，一國總體的人力資本、技術能力和發達的金融市場對經濟增長有重要的意義（Alfaro等，2004；[8]Chanada，2004；Saddi，2005）。然而也有學者認為，由于選取跨國截面數據沒有考慮到不同國家的異質性，即各國具有不同的經濟結構和生產技術等，這些國家層面的面板估計可能會導致虛假的結論（Beata等，2004；[9]Khaled，2005）。針對發展中國家，蕭政等（2002）、Gregorio和Lee（2005）運用時間序列及動態異類板面方法估計外商直接投資與經濟增長的長期關系，結果發現大多數樣本國家的外商直接投資能很好地解釋經濟增長。他們的實證結果與外商直接投資無關論（Saddi，2005；Samir，2005）以及外商直接投資與經濟增長負相關的研究結果截然不同。
對中國的外商直接投資與經濟增長關系的實證研究有著不同的結論。一些研究肯定外商直接投資的作用，認為外商直接投資是經濟增長的原因，但其經濟效應要受經濟技術水平、政策因素、企業間競爭和市場化改革等因素的影響（王成岐等，2002），[10]并認為東部發達地區與西部落后地區之間GDP增長率的差異，大約有90%是由外商直接投資引起的（魏后凱，2002），以及外商直接投資較高的省份有著較快的技術升級和較快的經濟增長（Xiao wentian等，2004）。[11]也有一些研究認為經濟增長與外商直接投資之間存在著雙向的因果關系，并指出穩定可靠的組織機構和城市化的發展在吸引外資方面也有重要作用，它們是促進經濟增長的重要因素（Shan等，1999；蕭政等，2002）。然而，有的研究表明，國內投資仍然是中國經濟增長的主要推動力，外商直接投資與中國經濟增長之間不存在長期穩定關系；相反，國內投資的區域差距，特別是在投資效率上的顯著差別，是造成區域經濟差距長期存在的主要因素（李靜萍，2001；尹希果等，2003；[12]胡宗義等，2004[13]）。
由此可見，學術界對外商直接投資是否促進了區域經濟增長并未取得共識。在當前中國經濟發展中，促進中部崛起是協調區域發展、落實科學發展觀的重大戰略，而值得關注的一個重要問題是外商直接投資在中部崛起的作用。運用主流計量方法對中部地區的外商直接投資與區域經濟增長關系進行實證檢驗，可以考察外商直接投資對中部地區經濟增長是否具有促進效應。因此，本文將利用ADF檢驗、Johansen檢驗、Granger檢驗、脈沖響應函數和方差分解分析，對中部地區的FDI與經濟增長關系進行實證研究。
二、數據與檢驗模型
1．數據說明
本文以中部地區的國內生產總值（GDP）來反映中部地區的經濟增長，其數據來自中部地區各省（山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南）的國內生產總值加總；然后用商品零售價格指數把GDP換算為以1978年不變價格計算的值。本文以中部地區實際利用的外商直接投資來反映中部地區的外商直接投資（FDI），其數據來自中部地區各省實際利用的外商直接投資加總；FDI用當年美元平均匯率換算為以人民幣為單位的值，然后用商品零售價格指數把其換算為以1978年不變價格計算的值。為消除異方差，取各變量的自然對數消除變化趨勢，兩變量用LGDP與LFDI表示。
本文選取的數據主要來源于《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》以及中經網。其中，1983~2004年的GDP與FDI來自《中國統計年鑒》相關年度，2005年度的GDP與FDI來自各省的2006年度統計公報；商品零售價格指數來源于中經網；當年美元平均匯率來源于《中國金融年鑒》相關年度。我們選取1983年到2005年的年度數據為樣本區間。
2．檢驗模型
由于本文各變量的時間序列具有非平穩性，因此我們先對各變量進行單位根平穩性檢驗，若為非平穩，就采用協整檢驗分析各變量之間的關系。在協整檢驗的基礎上，我們可以進行Granger因果關系檢驗。Granger指出：如果變量之間是協整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因；在非協整情況下，任何原因的推斷將是無效的（張曉峒，2000）。[14]
（1）平穩性檢驗
若時間序列yt存在如下現實：yt=c+?琢yt-1+ut，其中c為常數，ut為零均值非自相關隨機誤差項。如?琢
?駐yt=c+?籽yt-1+ut-1
其中?籽=?琢-1，若?籽拒絕零假設，則yt平穩，這時DF檢驗值即為yt-1的t值，但它已不服從標準的t分布。將所估計的?籽的系數除以它的標準誤差，得到DF的?子的統計量。如果?籽超過DF的臨界值，即拒絕所給時間序列是非平穩的假設；反之，則時間序列是非平穩的。當DF檢驗要包含足夠的滯后項以使其誤差項是序列上獨立的，則稱為ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller Test）。如果一個序列在成為穩定序列之前必須經過d次差分，則該序列被稱為d階單整，記為I（d）。
（2）協整關系檢驗
如果序列X1t，X2，…，Xkt都是d階單整，存在一個向量?琢=（?琢1，?琢2，…，?琢k）,使得Zt=?琢Xt’~I（d，b），其中b>0，Xt=（X1t，X2t，…，Xkt），則認為序列X1t，X2t，…，Xkt是（d，b）協整（Cointegration），記為Xt~CI（d，b），?琢為協整向量。如果兩個變量都是單整變量，只有當他們的單整階數相同時才可能協整；兩個以上變量如果具有不同的單整階數，有可能經過線性組合構成低階單整變量。協整的意義在于揭示變量之間是否存在一種長期穩定的均衡關系。滿足協整的經濟變量之間不能相互分離太遠，一次沖擊只能使它們短時間內偏離均衡位置，在長期中會自動恢復到均衡位置。
（3）Granger關系檢驗
協整檢驗結果告訴我們變量之間是否存在長期的均衡關系，但是這種關系是否構成因果關系還需要進一步驗證。Granger提出的因果關系檢驗可以解決此類問題，其基本原理是：在做Y對其他變量（包括自身的過去值）的回歸時，如果把X的滯后值包括進來能顯著地改進對Y的預測，我們就認為X是Y的Granger原因，類似定義Y是X的Granger原因。檢驗X不是引起Y變化的原因對下列兩個回歸模型進行估計：
無限制條件回歸 Y＝∑?琢iYt-i+?茁iXt-i+ut （其中 i=1,2,…,n）
有限制條件回歸 Y＝∑?琢iYt-i+ut（其中 i=1,2,…,n）
然后用各回歸的殘差平方和計算F統計值，檢驗系數?茁1，?茁2，...，?茁n是否同時顯著地不為零。如果是這樣，我們就拒絕“X不是引起Y變化的原因”原假設。
本文所使用的計量軟件為Eviews5.0。
三、實證檢驗與解釋
1．單位根檢驗
我們運用ADF檢驗法，分別對變量LGDP和LFDI進行單位根檢驗，檢驗結果如表1。
注：①檢驗形式是否保留截距和趨勢項是根據從一般模型中得到的截距和趨勢項的t統計值是否顯著而確定的；其中c表示含截距和趨勢項，t表示含趨勢項，p為滯后階數；滯后階數根據AIC信息準則確定。②ADF采用麥金農（Mackinnon）值。③?駐、?駐2分別表示變量序列的一階、二階差分。
由上表的單位根檢驗結果中可以看出，在5%的顯著水平下，LGDP和LFDI原序列的ADF絕對值均小于5%臨界值的絕對值，表明LGDP和LFDI的原序列均存在著單位根，這些序列都是非平穩的。同樣，對于它們的一階差分而言，ADF絕對值均小于5%臨界值的絕對值，表明LGDP和LFDI的一階差分序列均存在著單位根，這些序列也都是非平穩的。但是對于它們的二階差分而言，ADF絕對值均大于5%臨界值的絕對值，表明LGDP和LFDI的二階差分序列不存在著單位根。因此時間序列LGDP和LFDI都是單整的I（2）過程，它們之間可能存在某種穩定的關系。
2．協整關系檢驗
協整關系對如何處理協整空間中的確定項非常敏感。在Eviews 5中, Johansen協整檢驗有五個選擇可幫助決定任何處理確定項，基于單位根測試的結果，我們選擇的是第四個情形，即協整方程的有線性趨勢項和截距項，序列均值和線性趨勢項。檢驗結果見表2。
注：表示在1%顯著水平下拒絕零假設。
以檢驗水平為1%為判斷，由于跡統計量37.63821>31.15385，14.10533
LGDP=-7.048795+0.065563LFDI-0.094875@TREND(84)+u
（1）
（0.01262）（0.00420） 似然比：36.70748
方程（1）所列協整系數下面括號內數字為回歸系數標準差，@TREND（84）表示時間趨勢變量1984年為0。該協整方程表明中部地區的國內生產總值（LGDP）與外商直接投資（LFDI）之間存在著長期穩定的、均衡的數量關系。具體地說，從長期來看外商直接投資每增加1%，會引起國內生產總值增加0.065563個百分點。這里需要指出的是，上述結論是基于協整關系檢驗得出的初步分析結果，它有待于結合其他方法進行綜合分析。
3．因果關系檢驗
按照AIC準則、SC準則以及FPE準則確定各個變量的滯后階數為2；對各個變量的Granger因果關系檢驗如表4所示：
注：本表中的概率值為零假設成立的概率值；判別標準是當確定8%顯著水平后，概率值大于8%的接受零假設，否則拒絕接受零假設。
從表4可以看出，在8%的顯著水平下，LFDI不是LGDP的Granger原因，但LGDP是LFDI的Granger原因，即中部地區的經濟增長是外商直接投資的原因，而中部地區的外商直接投資不是經濟增長的原因。
4．脈沖響應函數和方差分解分析
Granger檢驗從統計意義的角度探討變量之間因果流在某個方向的存在性，脈沖響應函數和方差分解則可以將向量自回歸（VAR）模型所包含的經濟意義較為完整而細膩地表達出來，進而體現出超越Granger檢驗的觀測。脈沖響應函數（Impulse Response Function, IRF）描述一個內生變量對來自另一個內生變量的一個單位變動沖擊所產生的響應，可提供受沖擊所產生響應的正負方向、調整時滯和穩定過程等信息。本文采用Pesaran和Shin于1998年提出的廣義脈沖響應函數進行分析，從而避免了以往研究中經常采用的Cholesky分解技術存在的對沖擊識別的任意性和結果對變量排序的依賴（高鐵梅，2006）。[15]方差分解通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，可以給出對系統中變量產生影響的每一個隨機擾動相對重要性的信息。我們首先對由LGDP與LFDI構成的VAR模型的參數進行估計。經過檢驗，相關結果是顯著的，說明本文使用的數據滿足VAR模型的假設條件。圖1和圖2為脈沖響應函數的分析結果，圖3和圖4為方差分解的分析結果。圖中縱軸表示響應數值或貢獻度，橫軸為滯后期間數。
總的來看，脈沖響應函數分析的結果是：中部地區正向的經濟增長（LGDP）沖擊產生的外商直接投資（LFDI）響應為正，中部地區正向的外商直接投資（LFDI）沖擊產生的經濟增長（LGDP）響應也為正。從圖1可以看出，當在本期給中部地區經濟增長總額（LGDP）一個標準差沖擊后，外商直接投資（LFDI）即刻作出反映，第1期外商直接投資立刻上升11.6%，并在第三期上升到最高點（35.5%）。隨著時間的推移，沖擊影響力逐步減弱，直至第8期穩定在一個新的均衡水平。這說明通過給中部地區經濟增長一個沖擊后，外商直接投資會立刻迅速發生變化，并且沒有任何時滯，但在第8期后，沖擊作用會消失。從圖2可以看出，當在本期給中部地區的外商直接投資（LFDI）一個標準差沖擊后，中部地區的經濟增長（LGDP）都呈上升浮動，從第1期的0.9%上升到第10期的2.8%。這說明通過給外商直接投資一個沖擊后，會導致中部地區經濟在長期內的增長。
方差分解的結果分析：由圖3和圖4可知，從長期來看中部地區經濟增長的沖擊對外商直接投資變動的解釋度為54%，而外商直接投資的沖擊卻只能解釋中部地區經濟增長變動的0.8%左右。這表明在長期均衡中，中部地區經濟增長（LGDP）變化對外商直接投資（LFDI）變化的貢獻度顯著大于外商直接投資變化對中部地區經濟增長變動的貢獻度。
四、結論與建議
本文應用協整分析技術、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數和方差分解分析，利用1983~2005年的數據實證研究了中部地區外商直接投資與經濟增長的關系，得到以下幾點結論：（1）中部地區的外商直接投資與經濟增長之間具有較強的相關關系，盡管各自增長是非平穩的，但是它們之間存在長期穩定的均衡關系。（2）雙變量的Granger因果關系分析表明: 短期內，中部地區的外商直接投資與經濟增長存在單向的關系；經濟增長是外商直接投資增長的原因，而外商直接投資卻不是經濟增長的原因。基于VAR模型的脈沖響應函數和方差分解分析表明：長期內，外商直接投資與經濟增長具有互為正向影響的關系。也就是說，中部地區經濟增長促進外商直接投資流入中部地區，同時，外商直接投資的引入又反過來促進了中部地區經濟增長。但兩者影響程度不同，中部地區經濟增長對外國直接投資的影響大于外國直接投資對經濟增長的影響。
由于中部地區的經濟增長與外商直接投資存在長期穩定的關系，并且外商直接投資對中部地區經濟增長具有促進作用，因此，中部崛起離不開外商直接投資，吸引外商直接投資是必要的。具體來說，中部地區應該做好以下工作：在引進外資的政策上，應采用長期政策而非短期政策，只有這樣才能保證外資對中部地區經濟增長起到持久的促進效果；改善投資的硬環境與軟環境，并且不斷優化引進外資的結構；完善市場規范，創造各類企業公平競爭的市場環境，建立公平競爭的高度法制化的市場體系。
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［關鍵詞］經濟增長；制度變遷；區域差異
作者簡介：高 萍，女，武漢理工大學經濟學院，副教授，武漢 430070西南財經大學博士后流動站，成都 610074孫群力，男，中南財經政法大學信息學院，副教授，武漢 430074
自1978 年開始制度轉型以來,中國的總體經濟增長水平不斷提升,但同時,地區經濟增長出現非均衡發展,地區間的差距呈現擴大趨勢,表現在沿海和內地、東部與中西部的差距拉大。本文擬通過理論和實證分析,從產權制度進程和體制變遷這兩個層面來論證制度因素是中國制度轉型時期的地區經濟增長差異的主要原因之一。
一、理論分析:制度轉型和經濟增長
現代經濟增長理論曾經認為，一個地區(國家) 的經濟增長基本上取決于要素投入，從而資本、勞動和技術等生產要素是經濟增長的主要源泉，因此，對經濟增長的研究主要是基于制度給定的理論假設來分析經濟增長的事實。新增長理論的經驗研究表明，“制度”是重要的，而且其作用也可以被模型化。[1]新制度經濟學家最初從交易費用的角度提出制度與經濟增長之間的關系（Coase,1937）。[2］(386-405)諾思從產權的角度研究了產權與經濟增長的關系（North,1990）。[3]此外，研究者還從制度變遷、政治制度、法律制度和經濟制度等方面來進行了探討。[4]
在經濟轉型時期，制度變遷一方面通過經濟增長制度結構的改變影響經濟增長的要素形成,從而使資本、勞動和技術等生產要素的規模不斷增長并使其潛能得以更大程度的發揮；另一方面,制度轉型通過改變要素的激勵機制而不斷提高生產要素的效率,從而制度變遷引致的激勵機制的改進也就成為經濟增長的重要源泉。制度成為經濟增長的一種資源,在很大程度上決定著其他因素的投資及其效率。并且，在缺乏有效制度的領域或地區,或者當一個國家處于新舊體制轉軌時期,制度的效率是最高的。因此,研究中國制度轉型以來的經濟增長問題,必須把制度因素作為一個內生變量加以考察。然而，中國地區經濟增長的制度環境和制度結構是非均質的，在漸進式制度變遷方式下,不僅存在制度轉型進程的區際差異、而且還存在制度安排和制度創新的區際差異。因此，要完整地解釋制度轉型時期的區際經濟非均衡增長,就必須從制度變遷的角度引入制度因素,建立新的分析框架來研究中國轉型時期的區際非均衡增長問題。
二、制度要素的指標選取
為了闡明制度因素對區域經濟增長的影響，我們首先需要確定制度因素的度量指標。本文主要分析的是正式制度。由于中國的制度變遷主要是從計劃經濟向市場經濟的轉軌，本文將經濟體制變遷作為一個制度變量。產權制度是制度集合中最基本、最重要的制度。因此，本文分析的第二個變量是產權制度變遷。基于此，本文主要考慮了正式制度中的兩個變量，即經濟體制和產權制度。由于制度包含的內容極其豐富，正式制度涉及到方方面面，而本文采用的方法是面板數據分析方法，每一個變量都涉及到大量的時間序列數據和截面數據，因此，在選擇制度變量時，既要考慮到變量的典型性和代表性，又要考慮到數據獲取的可行性。
計劃經濟與市場經濟的一個重要區別在于政府對經濟的干預程度。本文用財政支出占GDP的比重來代表體制變遷，表示政府對經濟的干預程度。需要說明的是，財政支出占GDP的比例這一指標通常又代表一個國家的政府規模，且存在著一個反映財政支出規模發展變化一般趨勢的“瓦格納法則”，即隨著人均收入的提高，財政支出占GDP的比重也相應隨之提高。但對于中國這樣一個經濟正處于發展中而且經濟體制處于轉軌時期中的國家，財政支出規模的發展趨勢以及合理的財政支出規模水平，目前仍處在調整和探索之中。中國從改革開放開始到1996年，財政支出占GDP比重一路下滑，直到1997年才開始回升。因此，財政支出占GDP比例所代表的這一指標在1996年以前對GDP的增長有著負的影響，代表著向市場經濟體制變遷的程度。而1997年以后，由于區域制度變遷的差異，在不同地區可能有不同的含義。對于市場經濟體制變遷已基本完成的地區來說，它不代表經濟體制變遷程度。而對于市場經濟體制變遷還沒有完成的地區，則仍然代表經濟體制變遷程度。所以1997年以后，其對區域經濟增長的影響是不確定的。
產權制度的變遷集中表現為產權結構由國有經濟為主向多種所有制結構轉變。由于國家統計局沒有統計各種經濟類型的GDP比重，本文用非國有經濟工業產值占工業總產值的比重來近似地代表產權制度的變遷。這也是研究人員通常采用的一個指標。因此，本文關于制度變遷對區域經濟增長影響的分析主要分析市場經濟制度變遷和產權制度變遷對區域經濟增長的影響。
三、包含制度要素在內的經濟模型的構建及數據說明
（一）模型構建
為了闡明制度因素對區域經濟增長的影響，我們將采用對生產函數進行估計檢驗的計量經濟學方法，在此，選用資本、勞動、制度作為影響經濟增長的三個因素來構建三要素模型。
根據歷年的數據, 回歸處理, 從而求出α、β、γ的值。
其中Yi,t為各省1978―2003年的國民經濟產出,即GDP，α、β、γ為系數,SYSi,t表示各省1978―2003年的制度變遷水平,Ki,t是1978―2003年各省的資本投入,Li,t是1978―2003年各省的勞動投入,t為時間參數，ε表示隨機誤差項。SYS是一組表示制度的變量,由產權制度和市場制度構成（參見表1和表2）。它們分別是： RG表示產權制度變遷，由非國有經濟工業產值占工業總產值中的比重來代表；PI表示經濟體制變遷，由財政支出占GDP比重來代表。
根據前面的分析，資本投入、勞動力投入、產權制度變遷對GDP增長有著正的影響，因此，可以期望以上指標對GDP增長的彈性系數為正。隨著經濟改革的逐步到位和GDP的加快增長，財政支出規模的發展趨勢以及合理的財政支出規模水平，仍有待于調整和探索。因此，財政支出占GDP比例這一指標在1996年以前對GDP的增長有著負的影響，而1997年以后的影響則不確定。
可以設想，由于各區域制度變遷速度、強度不同，非國有經濟工業產值占工業總產值的比重和財政支出占GDP的比重對GDP增長的影響這兩個制度變遷指標在四大區域具有較大的差異。
本文對中國的區域劃分，是按地理區域將整個經濟劃分為四個區域，①分別為東部地區、中部六省、西部地區、東北地區。
（二）數據來源與說明
本模型統計分析數據主要來源于全國及各省市區的年度公報數據和統計年鑒，時間跨度為1978年到2003年。實際GDP系以1978年為100的GDP指數得出GDP平減指數，然后根據GDP平減指數得出，以消除物價因素的影響。各地區勞動力就業系采用當年全部從業人員數。
工業總產值和非國有企業產值的計算1998年前后統計口徑不一致。1998年以前的非國有經濟工業總產值是當年工業總產值減去國有企業工業總產值，1998年以后，統計年鑒上關于該項統計數據的統計口徑改變了，非國有經濟工業總產值是工業總產值減去國有及國有控股企業工業總產值。由于統計口徑的改變，所以圖2的非國有經濟工業產值占工業總產值比重在1999年突然下降。這將在一定程度上影響回歸分析結果。
關于資本存量K的測算方法是由Goldsmish于1951年開創的永續盤存法，它的基本計算公式為：
（2）式中，Kt表示第t年的資本存量，Kt-1表示第t-1年的資本存量，It表示第t年的投資，αt表示第t年的折舊率。
從現有的研究來看，測算中國的資本存量K有四個關鍵：基年資本存量的確定、固定資產投資價格指數Pk的確定、當年投資I的取舍、折舊額或折舊率的確定。[5]各省區實際資本存量根據永續盤存法Ki,t=(1+δ)Ki,t-1+Ii,t/Pi,t計算，為1978年不變價，基本上采用張軍等人（2004）[6]的方法。
四、計量檢驗與結果分析
根據四類地區的劃分，采用1978－2003年的面板數據，以1996年為分界點，分別研究1978－1996年和1997－2003年兩個時間段各地區非國有經濟工業產值占工業總產值的比重與財政支出占GDP的比重變化對GDP增長的影響。
由于重慶單列時間不長，本模型把重慶數據并于四川；海南和的相關數據缺省較嚴重，分析中沒有考慮，以保持各年度統計數據的一致性；同時內蒙古在1979年的就業人員數缺省，所以在1978年到2003年間，28個省市區的分析樣本數為727個。
在全國及四大區域的面板分析中，以LnY為被解釋變量，LnK、LnL、PI、RG為具有相同系數的變量輸入，并假設面板數據庫各成員有相同截距，進行加權最小二乘法估計，對于D.W.值與2相差較大的估計結果，采用一階（AR1）、二階(AR2)或三階(AR3)自回歸的方法進行修正，考慮各系數在顯著性水平較佳的情況下，進行取舍，選擇理想的結果，以消除序列相關問題。表1和表2是用Eviews3.1統計軟件進行回歸分析的結果。表1分析的是1978―1996年時間段，表2分析的是1997―2003年時間段。
從表1的分析結果看，在1978―1996年間，全國及四大區域的模型調整后的R2均在0.99以上，從調整后的R2和F統計值來看，5個計量模型均具有十分顯著的統計意義。在這期間，全國樣本及東部、中部、西部、東北地區的地方財政支出占當年GDP比重的系數分別為：-0.219、-0.138、-0.403、-0.014、-0.815，均為負數，其中全國樣本通過了1％的顯著性檢驗，中部六省通過了10％的顯著性檢驗，東北地區通過了5％的顯著性檢驗。而東部和西部沒有通過顯著性檢驗。這說明全國樣本及四大區域的市場經濟體制變遷有很大差別，且各區域體制變遷對GDP的增長具有負的影響，但影響作用差別很大。東北地區的系數絕對值大于中部，說明東北地區政府對東北地區的經濟干預大于中部，其市場經濟體制變遷慢于中部。東部作為改革開放的前沿地帶，市場化程度最高，市場經濟體制變遷最快，政府對經濟的干預最少，政府干預對經濟的負面影響最小，因而地方財政支出占當年GDP比重對GDP增長的回歸系數對GDP的影響不顯著，表明至少從政府對經濟的干預程度這一角度來看，在東部地區政府對經濟的干預程度最少，市場經濟體制已經初步建立，市場經濟體制變遷已基本完成。表1中西部地方財政支出占當年GDP比重對GDP增長的回歸系數也不顯著，但根據經驗判斷，西部經濟體制改革滯后于東部。進一步考察1978和1996年兩個年度東部和西部這一指標的變化， 西部地方財政支出占GDP比重從1978年的18％降到1996年的11％，19年間僅下降了7個百分點，東部地方財政支出占當年GDP比重由1978年的14％降到1996年的0.07%，19年間下降了將近14個百分點。可見，盡管西部地方財政支出占當年GDP比重從1978年到1996年也在下降，但十分緩慢，到1996年，其比重仍相當大，這說明西部的市場經濟體制變遷在1978到1996年間幾乎沒有發生實質性變化，由于自變量變化太小，對因變量GDP的變化不敏感，從回歸分析的角度看，表現為其回歸系數不顯著，而回歸結果正好說明了這一點。
從非國有經濟產值占工業總產值比重的系數看，全國樣本、東部、中部、西部及東北地區的系數分別為0.285、0.577、0.016、0.266、0.092，系數均為正，表明其對GDP的影響為正，但各區域的顯著性水平不同，全國樣本及東部地區通過了1％的顯著性檢驗，說明從全國平均水平及東部地區看，產權結構的多樣化、產權制度變遷對全國及東部地區GDP的影響非常顯著，而中部和東北的系數沒有通過顯著性檢驗，表明這兩個區域的產權制度變遷緩慢，國有經濟比重較高，影響了地區經濟增長。根據前面的描述性統計分析，西部整體來說，其非國有經濟工業產值占工業總產值比重的變化趨勢在四大區域中是最緩慢的，而西部該系數通過了5％的顯著性檢驗，這與其經驗判斷不一致。進一步考察西部的非國有經濟產值及工業總產值，可以發現，西部地區的工業總產值很低。1996年，西部地區非國有經濟工業總產值為5972.15億元，工業總產值僅為11665.23億元，遠遠低于同年東部工業總產值56907.78億元。西部工業總產值較低，導致其非國有經濟工業產值占工業總產值比重較高，因而非國有經濟工業產值占工業總產值比重的系數較大，可見，該系數通過了5％的顯著性檢驗是由于西部地區工業總產值總數較小的緣故。
表2是1997―2003年的回歸分析結果，由于時間序列較短，模型的D.W.統計量不理想，但也可從中大致看出，1997年以后，西部地區地方財政支出占當年GDP比重的系數對GDP增長的影響開始顯著了，而非國有經濟占當年工業總產值比重的系數對GDP增長的影響不顯著，表明西部地區的市場經濟體制變遷還未完成，產權制度變遷緩慢，非國有經濟對GDP的影響不顯著。東部財政支出占當年GDP比重對GDP增長的影響不顯著，而非國有經濟工業產值占工業總產值的比重依然很顯著，與前一階段的結論一致。其他區域則介于東部和西部之間。從全國平均水平來看，這一階段地方財政支出占當年GDP比重的系數為0.057，且通過了1％的顯著性檢驗，系數為正，表明從全國范圍來看，市場經濟體制變遷已大體完成，但瓦格納法則是否開始起作用還需深入研究；非國有經濟占當年工業總產值比重的系數為0.025，并通過了1％的顯著性檢驗，表明產權結構的多樣化對GDP增長的影響顯著。
五、結 論
本文設定了衡量制度變遷的兩個指標，即用財政支出占當年GDP比重表示的經濟體制的變遷，用非國有經濟工業產值占工業總產值比重來表示的產權制度的變遷，并用這兩個指標分析了中國改革開放以來制度變遷對中國區域經濟增長的影響。從以上實證分析中，我們得出如下結論及政策建議：
1.制度變遷對中國經濟增長的影響在不同區域有顯著的不同。東部地區地處改革開放的前沿地帶，目前無論是市場經濟體制變遷還是產權制度變遷均走在全國前列，中部和東北地區居中，而西部地區市場經濟體制改革、產權制度變遷緩慢。制度變遷的這種差異是區域經濟增長差異的原因之一。因此，推進區域之間制度的協調發展應該成為推進區域協調發展的重要著力點。
2.推進制度變遷是不同的區域加快經濟增長的重要戰略選擇。東部地區要在市場經濟體制框架已基本建立的基礎上，不斷完善市場經濟體制，完善所有制結構。中部、東北和西部地區應加快市場化道路的步伐，深化產權制度改革。特別是要適當減少政府對經濟的干預程度，讓市場在經濟中充分發揮作用。
注 釋：
①本文對四大區域的分類如下：東部地區包括北京、天津、河北、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東，中部六省包括山西、安徽、江西、湖南、河南、湖北，西部地區包括四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內蒙古，東北地區包括黑龍江、吉林、遼寧。
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關鍵詞 經濟增長；中等職業教育；西部地區
中圖分類號 G718.3 文獻標識碼 A 文章編號 1008-3219（2012）01-0048-05
一、引言
目前，我國正處于經濟轉型時期，經濟發展與產業結構的優化升級對社會提出培養更多具有專業技術勞動力人才的需求。教育是促進人力資本形成的重要因素，二戰后英、美、日等國經濟快速發展的實踐證明，職業教育在經濟起飛階段發揮著重大作用。我國西部地區經濟發展比較落后，且與東部差距逐漸拉大，目前的國家西部大開發戰略，對勞動力提出了更高要求。研究西部地區中等職業教育與經濟增長的相互關系，對于進一步均衡西部地區教育經濟發展具有重要意義。
二、理論基礎及其相關研究
對教育與經濟增長理論的探索經歷了一個不斷發展深化的過程。羅伯特·J·巴羅將技術進步作為生產要素引入生產函數模型中，證實了技術是進步的因素，實際上進一步從現代經濟增長經濟學的角度把教育當成經濟增長的內生變量，間接證明了教育對經濟增長的促進作用[1]。人力資本理論學派的創始人西奧多·舒爾茨對美國教育投資對經濟增長的關系作了定量研究，認為人力資本和物力資本都是經濟發展不可或缺的生產性投資，人力資本投資的作用大于物力資本，而教育是形成人力資本的重要源泉，能夠通過提高人的能力來提高勞動生產率[2]。20世紀80年代興起的“新增長理論”學派認為，由知識積累和人力資本積累引起的技術進步是經濟增長的重要源泉，科學技術在經濟發展中發揮著重要作用。教育不僅發揮著強大社會經濟功能，而且具有智力投資的經濟效用[3]。
一直以來，國內外學者都對職業教育與經濟增長的關系進行了大量研究，盡管采用不同的計算模型對各個時期進行的具體估算與分析，但結果都證明教育是經濟增長的重要因素，對經濟增長具有較大的貢獻率。明塞爾對世界各國教育對經濟增長的貢獻率進行了核算，認為受教育年限每增加1年則收益增加5%~15%[4]。羅對98個國家1960~1985年間教育與經濟增長率之間的關系進行了回歸分析，認為教育與經濟增長的相關系數為0.73[5]。曼奎計算出教育對一些國家經濟增長的貢獻率為22.3%[6]。
葉茂林測算出我國教育對國民收入的貢獻率為31.17%[7]，胡永遠測算為8.7%[8]，崔玉平測算為8.84%[9]。姚益龍、林相立對廣東、上海和浙江3省市教育對經濟增長的產出彈性系數和教育對經濟增長的貢獻率進行測算發現，3個省市的教育對經濟增長皆有積極作用[10]。郭新華、于驍王月的分析結果表明，我國教育投資與經濟增長之間既存在長期的均衡關系，也存在短期的動態關系，其長期彈性和短期彈性分別為0.766和0.85[11]。吳文輝的研究表明，湖南高職教育在1990~2008年間對經濟增長的貢獻率較其他各級教育偏低[12]。楊毅、譚界忠用改進模型計算出，2001~2008年我國中等職業教育對經濟增長的貢獻率為0.088%，認為我國教育尤其是職業教育對經濟增長的貢獻率偏低[13]。王培俊、王立平研究認為，我國職業教育經費投入以及職業院校畢業生人數與區域經濟增長之間存在較為顯著的正相關性[14]。基于對1998~2007年數據的驗證表明，我國職業教育與經濟增長之間不僅存在長期穩定的均衡關系，而且呈正相關，職業教育發展是經濟增長的原因[15]。劉曉明、王金明通過分析浙江省2001~2009年高等職業教育對經濟增長的貢獻率得出，高等職業教育能夠積極推動浙江省經濟增長[16]。
通過對相關文獻的梳理可以發現，已有研究成果主要集中在對高等教育、高等職業教育對經濟增長的關系研究，對中等職業教育的研究不足。《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010-2020年）》明確指出，發展中、高等職業教育是推動經濟發展、促進教育、改善民生、解決“三農”問題的重要途徑，是緩解勞動力供求結構矛盾的關鍵環節，必須把中、高等職業教育擺在更加突出的位置。中等職業教育對經濟社會發展很重要，特別是在經濟發展比較落后的西部地區，關注中等職業教育與經濟的關系更是一個不可忽視的問題。本文擬對我國西部地區1990~2009年的中等職業教育發展與經濟增長關系進行實證研究，并根據研究結論提出相應的政策建議，以實現西部地區中等職業教育與經濟的均衡發展。
三、指標的選取與分析
（一）數據來源與指標選取
本文選取我國西部地區11個省、1個直轄市1990~2009年的數據作為樣本。數據來源于歷年《中國統計年鑒》，其中2006年的西部地區從業人數在當年統計年鑒上沒有，通過對2006年的平均增長率進行測算得到。模型選擇以地區生產總值（GDP）為因變量，中等職業教育畢業生數（BYRS）、勞動資本投入（CYRS）、固定資產投入（GDTZ）為自變量。通過EVIEW6.0軟件，畫出各地區GDP與BYRS，CYRS以及GDTZ的散點圖，可以發現GDP與BYRS、CYRS以及GDTZ間存在一定的線性關系。
（二）西部地區中等職業教育與經濟增長的實證分析
1.單位根檢驗
時間序列計量分析需要樣本是平穩的單位根過程，否則就存在“偽回歸”問題。單位根檢驗采用ADF檢驗法，單位根檢驗的最佳滯后階數由Eviews 6.0按照AIC（Akaike Information Criterion）準則確定，使AIC值越小的滯后階數越佳；依據原變量和差分變量的趨勢圖確定各自具體的檢驗類型，即是否帶截距項或趨勢項。通過ADF單位根的檢驗結果表明，變量inGDP、inBYRS、inCYRS、inGDTZ水平序列的ADF值在10%的顯著性水平上均大于各自的Mackinnon臨界值，不能拒絕單位根假設；通過一階差分后，DinGDP、DinBYRS、DinCYRS、DinGDTZ的ADF值均小于20%顯著性水平下的Mackinnon臨界值，應拒絕單位根假設。因此，inGDP、inBYRS、inCYRS、inGDTZ是非平穩時間序列，一階差分后平穩，從而滿足進行協整檢驗的前提條件，可以開展它們之間是否存在長期均衡關系的協整檢驗。
2.協整檢驗
協整理論是研究非平穩時間序列變量的一個強有力的理論工具，它使刻畫非平穩時間序列變量之間的平穩關系成為可能。協整檢驗有兩種基本方法：一是Engle-Granger兩步檢驗法，其只能檢驗兩變量協整關系的存在性；二是Johansen協整檢驗法(即JJ檢驗法)，這是一種采用極大似然估計法檢驗多變量之間協整關系存在性的方法。由于Johansen協整檢驗法是一種以VAR模型為基礎、具有良好的小樣本特性并被廣泛運用的多變量協整檢驗方法，所以本文采用Johansen協整檢驗法對各變量之間協整關系的存在性進行檢驗。由于Johansen協整檢驗法對于滯后階數的選取十分敏感，所以在進行Johansen協整檢驗之前應該合理確定協整檢驗的最優滯后階數，而Johansen協整檢驗的最優滯后階數比無約束VAR模型的最優滯后階數小1。基于選取盡可能較大滯后期的原則，依據滯后期長度標準確定無約束VAR模型的最優滯后期。LR、AIC、SC三個評價指標上建立VAR（3）模型，即VAR模型的最優滯后階數應為3階，見表1。基于此，可以確定Johansen協整檢驗的最優滯后階數應為2階。根據各變量ADF單位根檢驗結果，可以選定Johansen協整檢驗類型應為：協整方程具有截距項，但不含時間趨勢項。在以上設定的基礎上，可得到Johansen協整檢驗的軌跡統計量檢驗和最大特征值統計量檢驗的結果，見表2、表3。可見，在1990~2009年間，inGDP、inBYRS、inCYRS、inGDTZ之間存在協整關系，即長期穩定的均衡關系，以inGDP為被解釋變量的標準化協整方程如下：
inGDP=-0.741825-0.118162*inBYRS+0.54198
3*inCYRS+0.757256*inGDTZ
3.協整檢驗結果的經濟含義
鑒于inGDP與inBYRS、inCYRS、inGDTZ之間具有長期穩定的均衡關系，本文可以對標準化協整方程解釋為：
第一，若其他影響因素保持不變，則西部地區中職畢業生人數每提升1個百分點，當地GDP實際增加值減少0.12個百分點，中職畢業生人數的增加對當地GDP的貢獻值為負。近些年來，西部地區由于其經濟發展比較落后，導致大量中職畢業生外流到發達地區，留在當地就業的較少，但是，他們又在受教育的同時消耗了大量資源，從而對當地經濟增長產生負面影響。
第二，若其他影響因素保持穩定，則西部地區從業人數每增長1%，當地GDP實際增加值增加0.54%，說明西部地區從業人數對經濟增長的杠桿效應為0.54倍。
第三，若其他影響因素保持不變，則固定資產投資每增長1%，當地GDP實際增加值增長0.76%，說明西部地區教育基礎設施還有很大的投資空間，教學設備、器材、場所等硬件建設投入還需繼續提高。
4.格蘭杰（Granger）因果檢驗
我們已得出西部1990~2009年間中等職業教育畢業生人數的增加沒有促進經濟增長，而從業人數、固定資產投資的增加是促進經濟增長的重要因素的結論，但是對于西部地區經濟的增長是否會增加中職畢業生的從業人數，或者說是否會吸引一部分畢業生留在當地工作的問題，筆者擬運用格蘭杰因果關系檢驗法予以嘗試性解答。通過檢驗可知：
首先，在10%的顯著水平下，在滯后一期inCYRS是inGDP的格蘭杰原因，但是在滯后2~4期，inCYRS不是inGDP的格蘭杰原因，說明在一年里，inCYRS是導致inGDP增長的直接誘因，在2~4期，inCYRS對inGDP的影響并不明顯；另一方面，在10%的顯著水平下，inGDP不是inCYRS滯后1~2期的格蘭杰原因，只是inCYRS滯后三期的格蘭杰原因，表明西部地區的經濟增長，在1~2期里對吸納中職就業人員并沒有促進作用，表明在當前教育改革的情況下，部分企業單位仍存在以學歷招人的情況，對中職學歷的技術人員引入不足。
其次，在10%的顯著水平下，在滯后1~4期，inBYRS不是inGDP的格蘭杰原因，說明在1~4期里，西部地區中職畢業生對經濟增長的影響因素很弱，表明西部地區的中職教育發展情況比較落后，對地方經濟的發展沒有起到應有的作用；另一方面，在滯后1~4期，inGDP也不是inBYRS的格蘭杰原因，說明隨著西部地區經濟的發展，社會對中職畢業生的需求并沒有增加，表明西部地區在中職畢業生就業結構調整上還存在一些問題。
四、結論與建議
從上述分析可知，西部地區中等職業教育與經濟增長存在長期穩定的關系，但是它對西部地區經濟增長的影響程度比較弱，說明西部地區中職教育發展比較落后，中職畢業生的就業機制不夠完善，中職畢業生外流現象比較嚴重，中等職業教育對西部地區經濟增長沒有起到應有的作用。針對這一現狀提出以下政策建議。
（一）加大中職教育投入
“窮國辦大教育”是我國教育的最大特點，而西部地區受經濟條件的影響，長期以來對中等職業教育的投入與東部差距很大，財政預算內職業教育經費占整個財政預算內教育經費的比例有所下降，辦學條件亟待改善[16]。而且由于教育的投資回報時效性比較弱，在急功近利的思想影響下政府也容易忽視中等職業教育的投入。因此，要想實現西部地區中等職業教育對經濟增長應有的貢獻，需要進一步加大對中等職業教育的投入，改善中等職業教育辦學條件，提高教育質量及辦學效益，培養適合本地發展需求的人才，反過來推動地區經濟發展，從而促進西部地區中等職業教育與經濟的均衡發展。
（二）完善中職教育畢業生就業機制
就業問題關系到社會的穩定，就業率是衡量一個地區經濟社會協調發展的基本指標。從上述實證分析可知，西部地區中職教育沒能很好地促進經濟發展，即中等職業教育有投入卻沒有產出，很大原因在于畢業生沒有能夠在當地就業。這一結論與馬桂珍的研究結果一致，其對甘肅安定區中職畢業生就業情況調查發現，90%以上的中職畢業生是由學校組織輸送到東南沿海等發達地區進行實習，繼而留在當地就業的[17]。因此，政府和學校在擴大就業規模總量的同時，也要重視結構性的就業矛盾。在大力發展經濟的過程中，要注重調整產業結構、技術結構，并適度增加就業崗位，以關注和扶持中職畢業生就業。
（三）優化西部地區中職學校的專業設置
社會變革與進步必然對教育發展提出相應要求，因此，教育改革需要不失時機地走在時代的前列[18]。國家在進行西部大開發和產業結構調整與升級的同時，也要對西部地區的中等職業教育結構進行改革與調整。各地中等職業學校應根據當地的經濟發展水平、企業發展階段和發展需求探索各具特色的發展戰略。在開展東西部中等職業教育合作的同時，還要重點扶持西部地區涉農、民族工業等專業的發展，吸引中職學校畢業生在當地就業，從而促進當地經濟發展。
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WANG Hai-yan, SHEN You-lu
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關鍵詞：知識產權 網絡創新 區域經濟增長
中圖分類號：F719 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3791（2017）03（a）-0215-02
熊彼特（Schumpeter，1942）首次提出創新在經濟增長中具有重要作用。他認為，在現代經濟中，企業家控制和調整土地、勞動和資本等生產資料，從而實現最有效率的生產，這是經濟發展的核心。然而，他人的模仿和使用企業家投入大量成本研發出來的產品，輕松分享企業的經濟利益，會打擊和削弱企業家創新的動力和信心。因此，知識產權保護制度就顯得特別重要。知識產權制度賦予創新和研發成功的企業對產品的專有處置權，是企業在市場競爭中獲得權力和優勢，最終在不完全競爭的市場中獲取足額經濟租金。市場活力反過來繼續刺激研究開發活動。熊彼特在創新理論中主要體現了兩個方面的觀點。第一是經濟長期增長與靜態配置之間的矛盾，第二是技術創新的積極性在很大程度依賴短期壟斷的經濟利益。我們可以由此得出知識產權如何作用于經濟增長，即為企業提供短期壟斷地位。短期壟斷的經濟利益贏取了企業對創新和新技術的投資；而伴隨著新技術普及應用和時間的推移，企業家繼續投資更加新和先進的技術并形成新的壟斷并獲利，社會經濟在此過程中也不斷向前發展。伊利奇?考夫、王黎螢等、彭福揚等認為，知識產權制度的激勵和保護作用在技術創新中地位重要，但是要適度；過度和不足的知識產權保護均會阻礙技術創新。知識產權保護過度會造成市場中知識產權相關產品的價格提高，產品的銷售和推廣受挫，創新的速度減緩，創新的成本增加；保護不足則會造成企業創新利益降低，技術創新的熱情降低。因此，知識產權戰略制度和產品技術創新之間的均衡協調發展才是促進經濟發展的重要因素。
在熊彼特研究的基礎上，學者傾向于認為創新主要包含五種形式。首先，創新指引進新的或經過改進的產品。其次， 創新指采用新技術。然后，指引入新組織結構。再次，創新指發現新市場。最后，創新也包括適用（Balzat，2002）。以上五種創新形式，都具有使生產力增長的潛力，并由此提高企業競爭力。
新世紀以來，人們對創新的認識和研究不斷深入，普遍認為技術創新是經濟發展最主要的動力，而技術創新的本質是依賴于廣泛相關知識的積累和發展的創新過程（Fischer，2001）。安德森和卡爾森（Andersson和Karlsson，2002）從創新參與者相互作用的角度界定創新，即創新是公司和相關利益者相互合作和作用的表現，利益相關者包括消費者、生產者、承包商、顧問、政府機構、研究機構和大學等。
技術創新既是經濟持續增長的動力，也是經濟增長方式轉變的源泉。知識產權保護促進技術創新和技術進步的主要方式是優化技術創新環境制度、激勵創新和增加知識存量。彭福揚等（2012）利用2000―2009年我國內地28個地區的面板數據進行實證研究。研究結果表明，提高知識產權保護水平和加大技術創新投入都能夠促進我國經濟增長方式由粗放型向集約型轉變。金永紅和吳江濤關于知識產權對經濟增長方式的影響研究表明，在知識經濟時代，知識產權戰略成為了主要的生產要素和創造性競爭的基礎，是帶動經濟發展的主要動力。華鷹的研究表明，技術進步較資本和勞動而言對經濟增長的貢獻更大，實施知識產權戰略可以明顯地促進經濟增長。冷民等研究認為，國家在制定創新體系和知識產權戰略時要結合本國企業發展情況和發展需求，適應本國國情和經濟發展實際。趙彥云和劉思明運用我國1988―2008年的省級面板數據，用全要素生產率反映經濟增長方式，實證檢驗技術創新（不同類型專利）對經濟增長方式的影響，結果表明：1997年前發明專利對全要素生產率沒有顯著影響，而1998―2008年間發明專利對全要素生產率的影響遠大于實用新型專利和外觀設計專利，即證明在現階段我過經濟增長方式轉變時期原創型創新起到了關鍵的作用。
技術創新可以促進區域經濟增長，從而提高區域生產率和競爭水平，也可以促進區域產業結構的調整和升級，從而成為區域經濟發展的主要動力。在現代經濟理論中，技術創新和人力資本是經濟增長的地位越顯重要。創新水平的高低與經濟增長的快慢息息相關。近年來，一些學者在實證層面檢驗了創新與區域經濟增長的關系，例如，巴丁杰和湯德爾（Badinger和Tondl，2002）采用增長核算方法，對歐盟區域增長的來源進行了研究，驗證了創新水平決定區域經濟增長。
為了在區域內形成有利于創新的制度環境，在高新技術產業區發展的過程中，區域內存在的制度應該在兩方面體現它的作用，即：降低創新中的不確定性和交易費用，同時提高對創新的獎勵。區域內包括企業、大學、研究機構、地方政府等組織及其個人在內的各行為主體，不斷交互作用與協同創新，彼此建立起各種正式或非正式、能夠促進創新的和相對較穩定的關系，稱為區域創新網絡。在創新網絡中，創新活動是一種群體活動、分散決策的過程，新技術、新需求或新想法產生于某一節點后，就會順著網絡的連線在整個網絡中傳遞、反饋、交互循環、反復流動（ 趙慕蘭等，1997） 。企業作為創新網絡中的重要參與者，根據不同技術和信息整合和配置資源，并通過所處的創新網絡進行擴散和外溢。在這個過程里，各個相關主體協調和相互作用，在此基礎上形成創新。
區域的創新網絡主要包括兩個方面的內容。第一，在界定區域創新網絡時，首先是指區域內正式的合作網絡。這些正式的合作網絡主要是指區域內產業鏈條上下游各個環節的價值創造活動（包括企業的產品服務設計、技術開發、生產制造、營銷銷售等）中行為主體與利益相關的主體之間建立的長期穩定的關系網絡。例如，企業和高校（或科研院所）在技術開發與合作、知識擴散、產品設計等活動中形成的研發網絡，企業之間合資、分包、戰略聯盟過程中形成的合作交易網絡，公共事業單位、中介機構與企業之間合作形成的培訓教育網絡等。這些網絡的共同特點是知識在其中的傳遞與擴散主要通過編碼來實現，而且網絡本身也可以通過有形的客觀存在形式表現出來。第二，在區域創新網絡中，還存在非正式（ 或非契約） 關系，即地方行櫓魈逑嗷プ饔猛絡，主要包括企業家之間、企業內部員工與高校或研究院所人員、行政事業單位人員等非市場交易活動中建立的公共關系網絡或個人間人際關系網絡，企業中管理者、員工、專業技術人員、生產工人等內部各個層級之間的交流網絡，區域內自身所固有的基于共同的社會文化背景而建立的人與人之間的社會網絡關系。這些網絡的共同特點是建立在非正式的交流與接觸中、頻繁交易或合作過程中彼此信任，相對比較穩定。在這種非正式的網絡中，知識的擴散與傳遞一般是依靠非正式的交流或者大量頻繁的合作交易而進行的。隱含經驗類知識在這種非正式的網絡中可以得到更加有效地擴散和傳遞（Saxenian，1994）。人力資本和知識產生的社會化過程也可以得到更為有效的推送，知識創新速率提高，區域競爭力得以有效地保存。
在上述基礎上，我們提出知識產權保護、區域網絡創新的基本構架（如圖1）。
傳統的區域經濟學在產業集聚、創新網絡和區域經濟發展的研究主要集中在在研究產業的空間活動過程中資金、勞動力，或者經濟或產業的外部性，對知識、技術等要素對區域經濟發展的影響也只停留在單要素分析和點狀分析，而忽視了知識、技術、資金、勞動力等要素在空間地域上投入與效率的網絡復雜關系。而網絡創新將區域經濟內不同的行為主體和內外部環境要素有機地結合起來；同時，將知識產權保護作為改變網絡行為主體間關鍵要素研究網絡創新對區域經濟增長的機制，不僅是我國“創新驅動發展”和“知識產權保護和運用”的結合，也對揭示區域經濟發展中制度創新具有重要的意義。后續的研究將致力于網絡中行為主體間的有效互動方式和知識產權保護促進區域經濟發展的實證研究。
參考文獻
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一、改革開放以來浙江經濟的兩次轉型
改革開放30年來，浙江從一個相對封閉的傳統農業經濟發展成為開放的、以現代工業為主體的經濟體，無論是經濟結構還是體制都發生了巨大的變化，綜合經濟結構、經濟體制和發展階段等諸方面因素，我認為，過去30年浙江經濟發展已經實現了兩次轉型：
第一次轉型以農村工業化和建立有計劃商品經濟為主要內容，具體時間是從1978年開始到1991年。這次轉型的主要特點：一是政府直接推動或主導，以后，省委省政府連續三年（即從1979―1981年）頒布允許和鼓勵個體私營經濟發展的政策文件，并從稅收、土地、資金等方面大力支持個體私營經濟發展；二是大力推進農村工業化，從20世紀80年代開始，浙江重視發揮區域比較優勢，大力發展包括個體私營企業在內的鄉鎮工業，逐步形成了以勞動密集型產業為主體、輕小集加為基本特征的區域工業結構，促進區域經濟從以農業經濟為主向工業經濟為主轉變；三是開放建設以小商品市場和其它各類專業批發市場為核心的市場網絡，并通過“兩頭在外”、貿易興省戰略，促進產品經濟向商品經濟轉變，初步實現了從內向型經濟向外向型經濟的轉變。
第二次轉型以城鄉結構優化和市場化改革為主要內容，具體時間從1992年黨的十四大明確提出“社會主義市場經濟”，十四屆三中全會作出《關于建立社會主義市場經濟體制若干問題的決定》開始，到2001年底我國加入WTO之前。第二次轉型的主要特點：一是以市場化改革為核心，黨的十四大明確提出建設社會主義市場經濟的總體目標后，在“整體推進、重點突破”的新改革戰略指引下，市場化改革開始覆蓋經濟體制的各個方面，如推進以產權制度改革為主要內容的企業改革改制，完善以公有制為主體多種所有制共同發展的所有制格局，深化社會保障制度、金融體制、土地使用制度改革等；二是與市場化改革相適應，加快政府職能轉變，一方面，政府作為市場化改革發動、組織和實施的主體，積極推進社會主義市場經濟體制的建立和完善；另一方面，作為傳統經濟體制和經濟活動的主導者，在市場化改革中，政府也適時調整自身的職能，在積極扶持企業做大做強的同時，不斷減少對微觀經濟主體的控制和干預；三是為適應工業化快速推進，以促進資源和生產要素集聚、培育區域增長點為內容的城鄉結構調整步伐加快，產業和人口向中心鎮和大中城市的集聚明顯加快，以大中城市為中心、中心鎮密集的都市帶或城市群成為區域經濟的核心增長極；四是對內對外開放并舉、全方位開放的格局初步形成，商品、資本以及勞動力等各類生產要素跨區域流動趨勢加劇，本土企業開始走向跨區域發展。
經過兩次轉型，從體制上看，我們初步建立了社會主義市場經濟體制的基本框架，培育了一大批富有活力的市場主體，市場機制日趨完善且在資源配置中的地位得到廣泛尊重，作用也不斷得到強化；從發展階段看，伴隨著工業化進程的快速推進，依托具有浙江特色的區域產業體系和豐厚的民間資本積累，可持續的區域經濟內生發展機制正在不斷完善，城鄉和區域發展的協調性得到加強。成功轉型為區域發展提供了新動力與保障，應該說，與改革開放初期相比，浙江已經從一個相對封閉的、以傳統產業為主體的經濟體系發展成為全方位開放的、以工業為主體的快速經濟發展體。
二、當前浙江經濟轉型面臨的新趨勢新特征
隨著2001年12月中國加入WTO、2002年黨的十六大召開、2003年十六屆三中全會做出《關于完善社會主義市場經濟體制若干問題的決定》，明確提出“第一要義是發展，核心是以人為本，基本要求是全面協調可持續，根本方法是統籌兼顧”的科學發展觀等一系列重要思想和重大事件的影響下，浙江經濟發展的環境發生了重大變化。從宏觀層面來看，一是為適應WTO的多邊貿易體制規則，市場化改革進一步加快，并促進宏觀體制改革向縱深拓展，改革內容從經濟體制改革擴展到政治體制改革、社會體制改革和文化體制改革等領域，即進入到全面改革階段。二是伴隨著我國加入WTO，我國經濟開始全方位融入全球化進程，這對以民營經濟為主體的我省微觀經濟主體的行為和競爭力提出了更高的要求。三是與經濟社會發展水平相適應，國內需求結構快速升級。四是為貫徹落實科學發展觀，全面建設小康社會，中央明確提出了新時期的發展戰略，要求更新發展理念，創新發展模式，加快發展方式轉變。
從浙江自身發展趨勢看，隨著發展階段的變化和發展水平的提高，決定或影響區域經濟發展的各種因素都呈現出一系列新的變化和趨勢。第一，改革開放以來區域經濟高速增長賴以依托的要素資源出現嚴重短缺。低成本要素資源不僅是浙江高速發展的重要支撐，更是構成區域經濟低成本擴張和價格市場競爭力的核心，然而在今天卻難以繼續以原有的方式支撐經濟發展；第二，長期以來支撐經濟發展的傳統優勢產業和低端產品，不僅難以適應當前的宏觀需求結構，而且在人民幣升值、生產成本上漲以及國際貿易磨擦日益遞增的趨勢下，在國內外市場的競爭力顯著下降，出現“被全球化”、“被邊緣化”傾向；第三，隨著全國范圍內的社會主義市場體制框架的建立，原有的區域性體制優勢已不復存在，然而，無論是政府職能還是促進區域經濟發展的體制機制，與規范的市場經濟制度還存在著顯著的差距；第四，發展的協調性得到更廣泛的關注，如果說，在以往的發展中，我們更多關注的是“增長優先”、“增量發展”的話，隨著全省人均GDP達到5000美元，經濟社會發展進入一個新的階段，越來越多的人開始把目光集中在不同區域、城鄉之間、經濟社會以及人與自然等各個領域各個層面發展的協調性上，在關注經濟綜合實力和區域競爭力的同時，更加注重民生的改善，等等。
上述這些新的變化和趨勢，預示著當前浙江經濟發展正面臨著一次新的轉型。改革開放以來的發展實踐表明，每一次經濟轉型，始于困惑與挑戰，成于創新，關鍵在于如何審時度勢，把握主動。與以往兩次經濟轉型相比較，這次經濟轉型有兩個重大背景需要我們關注和把握：一是工業化、信息化、城鎮化、市場化、國際化新趨勢對區域經濟發展的影響，特別是這“五化”之間的互動對當代經濟社會發展趨勢以及區域發展方式和產業結構的影響。二是當前我省人均GDP正從5000美元向8000―10000美元跨越，這意味著經濟發展進入到更高階段，毫無疑問，在新的發展階段，區域產業結構、發展動力以及發展協調性等等方面都將呈現出一系列新的趨勢和特征。在這些趨勢和特征中，我們需要把握的是，哪些趨勢和特征是健康的、合乎規律的，哪些趨勢或特征是需要避免、化解或努力轉變的。
三、加快經濟轉型促進發展方式轉變的思路
當前和今后一個時期浙江經濟轉型的主題是，一是根據現代市場經濟要求，積極推進市場經濟法治建設，進一步完善社會主義市場體制。市場經濟是法治經濟，它要求法律和制度成為規范和調整社會關系和經濟關系的常規手段：市場主體的資格需要法律的確認和保障；市場主體的行為要用法治來確認和規范；市場經濟秩序要用法治來保障；宏觀經濟調控需要法治來完善。二是在國際化信息化背景下，發揮動態比較優勢，建立具有浙江特色的現代產業體系。促進產業結構優化升級是推進浙江工業化和現代化的核心，它要求在充分發揮區域動態比較優勢的基礎上，積極利用信息化和高新技術產業，構筑新的競爭優勢，提升區域產業體系在全球生產網絡中的地位和層次。三是在全球化和區域一體化趨勢下，推進空間結構優化，統籌協調城鄉和區域發展。要在綜合考慮經濟增長、人口集聚和資源環境承載能力相互關系的基礎上，加快都市經濟圈規劃和建設，進一步統籌城鄉和區域協調發展。
應該說，經濟轉型與發展方式轉變在本質上是一致的，只是經濟轉型比發展方式轉變具有更加深刻的內涵，它不僅包括了發展方式轉變，而且也內含著市場經濟體制的深化與完善。從這個意義上說，轉變發展方式也是加快經濟轉型的應有之義。
根據浙江發展的現實，要加快經濟轉型，應該把握以下幾個方面：
第一，進一步實施創新強省戰略，促進經濟增長從投資驅動向創新驅動轉變。隨著原有增長動力的不斷弱化，從投資驅動向創新驅動轉變，既是轉變經濟發展方式的必然途徑，也是經濟轉型的重要標志。創新驅動的核心在于突出企業創新主體的地位，積極提升區域自主創新能力，聯動推進知識產權戰略、標準化戰略和品牌戰略，使創新成為企業和區域產業競爭力的核心。
第二，實施人力資本強省戰略，提高區域要素稟賦結構素質。區域要素稟賦結構是比較優勢的核心。隨著經濟發展階段的提升，以低成本低價格為核心的比較優勢已難以維持。無論是構筑新的競爭優勢，還是促進新一輪創業創新，都必須依托高素質的人力資本。實施人力資本強省戰略，要把重點放在全面提升我省高等教育質量，吸引全國優秀生源到浙江高校就學，從而為我省創業創新提供豐富的高素質人才資源。
第三，加快區域產業升級，構筑具有浙江特色的現代產業體系。浙江特色的現代產業體系必須是以信息技術等高新技術為基礎、以浙江創造為核心。要積極把握全球產業發展新趨勢新特點，積極引導和扶持一批以信息技術為基礎的現代物流、電子商務等新型業態和商業模式，加快發展高新技術產業和知識密集型服務業，主動淘汰一批低附加值高能耗高排放的傳統產業和勞動密集型產業，優化區域產業結構。
第四，以都市經濟圈為支撐，促進城鄉和區域協調發展。區域經濟一體化既是空間結構優化的必然要求，也是促進城鄉和區域協調發展的基本要求。本著經濟增長、人口集聚和資源環境生態承載能力相協調的原則，以三大產業帶為依托，進一步優化要素資源的空間布局，促進人口和產業在更大范圍內的集聚發展，使都市經濟圈成為區域經濟發展的新增長極。
第五，深化體制改革，加快建設服務型政府。完善法律法規、健全執法機制、轉變政府職能是深化完善市場經濟體制的主要內容。在現代市場經濟條件下，政府不是創造財富的主體而是服務的主體，要努力為城鄉居民和各類市場主體提權保護、激勵競爭、規范市場秩序、創業創新等相關的基本公共服務，要加快推進資源要素配置的市場化改革，完善資源要素價格的市場化形成機制，積極發展風險投資、創業投資等專業性要素市場體系，積極推進公事的市場化改革。
