区域经济市场分析范文

区域经济市场分析篇1

一般而言,房地产市场是指房地产企业进行房产投资、开发、建设、经营等所处的流通市场,在我国可以大致分为房地产开发市场和房地产建筑市场。与一般的商品流通市场相比较,房地产市场具有如下几点特性:(1)、房地产的供给和需求的影响范围具有地域性的特点,只能在同一的供需圈内实现供求调剂;(2)、由于房产是不动产,而且使用周期长,不容易流转,也不像普通商品市场般可以随时弃旧换新,所以房地产市场具有较差的流动性,变现能力不足;(3)、房地产市场投资需要大量的资金投入,是一个投机性与投资性相结合的市场。(4)、由于政策等各方面原因,我国的房地产市场处于一个竞争不充分的市场格局中。

而所谓“寡头垄断”是指在市场上某一行业同时包含有垄断和竞争的因素,但是更为趋向于垄断的市场结构。寡头垄断的特点是:(1)、市场上只有少量的销售者,他们从事同质产品或者差别产品的生产;(2)、由于寡头厂商之间共存于市场,导致各自厂商需求曲线的不确定,由此产生了“价格制定者”和“价格接受者”;(3)、寡头市场与垄断市场相似,在厂商的进出方面有着门槛限制,规模小、资金不足的企业很难进入市场,而一旦市场处于共存局面,厂商也不会轻易退出市场。

“区域寡头垄断”顾名思义,就是在某一区域范围内的市场上少数几家厂商所形成的寡头格局,而不是在大面积的市场上占据份额。

二、我国房地产市场区域性寡头垄断性产生的原因

1.房地产开发区域集中度高

从地产和房产的本身特性来看,它们不能在各区域间流动交易。对于一个区域的居民来说,大部分只有意愿购买区域内住房,所以只要该区域的房地产商不进行跨地域开发,那么各区域之间的房地产商之间就不存在直接的竞争关系,因而在该区域内存在的少数几家房地产商就构成了寡头垄断局面。

2.土地市场缺乏竞争性

在我国,政府高度垄断建设用地供应一级市场,多数地方政府都建立了相关部门经营国有土地资产,进行统一储备和开发。土地使用权的取得还不够公开透明,大部分是由政府与开发商双方私下协商确定,因而土地使用权的获取很大程度上是由房地产开发商的寻租能力和政府的主观偏好决定。并且由于土地资源的有限性,市场中只有有限的开发商进行开发。随着房地产开发的进行,获得土地开发权的规模企业越来越强大,而规模本就小的开发商逐渐退出房地产市场,形成少数有实力的大开发商分享本土房产市场的局面。

3.资金、行政管理进入壁垒

房产商进行房地产开发、建设需要大量的资金成本,进行融资时面临诸多指标考核,因而资本金雄厚与否在很大程度上决定着房地产开发商能否立足于本地市场和以后的发展。通过行业所要求的资本金规模的筛选大批小型房开公司被淘汰出市场。

在开发一个项目之前,房地产商需要取得“建设用地规划许可证”、“国有土地使用权证”、“建设工程规划许可证”、“建设工程许可证”、“商品房预售许可证”等证书,还要当地政府的城市规划、房屋管理、国土资源、工商管理、税务、建设、交通、卫生等部门的审批。这些繁杂的行政管理手续造成了人力和时间的极大浪费,并由此形成了行政壁垒,给要进入当地房地产市场的企业造成困难,形成几家独大的市场局面。

4.商品住房供给方式单一

目前,我国城镇居民住房供应体系大致分为三层:最低收入阶层租住廉价房、中低收入阶层购买经济适用房或普通商品房、高收入阶层购买高档住宅。现阶段,我国的住房供应大部分是由房地产开发商独家进行,经过土地的获取、规划设计、建筑施工等流程再到出售基本上均是自家操作,而单位集资房、私人合作建房等供应方式缺乏。所以从供给层面的因素说,区域性房地产市场形成了几家大型房开商共存的局面,而没有其它竞争主体的参与。

此外,形成房地产市场区域寡头垄断特性的原因还包括了房产自身的自然属性、市场信息的不对称等。

三、房地产市场区域性寡头垄断的不利影响

1.减弱政府政策调控成效

目前,部分城市商品房价格居高不下,除了相关的建筑成本略有提升外,其最重要的原因是房地产市场存在着区域性的寡头垄断。在这一区域中,处于优势的寡头房地产商利用自身优势进行定价,而其它的企业成为“价格接受者”,在整个区域内形成了统一的房价档位,实际上就是价格合谋或是价格联盟。由于房地产业是国民经济中的支柱,国家经常通过对房地产业的宏观调控来保证经济的健康运行,但是由于房地产商在实际中形成了价格联盟,因而政府的 政策调控效果通常会大打折扣,不利于房产市场的稳健发展。

2.引发政府寻租行为

由于房地产开发项目的进行需要比较繁多的审批手续,相关政府部门的小部分官员会利用手中的权利勾结开发商,暗箱操作、接受贿赂,滋生腐败,产生政府的寻租行为。某些政府官员不尽职责的行为会引发安全等事故,在房地产市场的发展过程中产生不利影响。

3.侵害消费者的利益

现阶段,我国房地产市场供需结构性矛盾显着,房地产的供给不能满足消费者的需求。处于寡头地位的房开商不顾多数消费者的实际需求进行楼盘开发,且将房价远远高于消费者能够支付的水平,使消费者的利益受到侵害。由于处于寡头垄断地位,开发商掌握的信息要多、全于消费者,因而由于信息的不对称,消费者也会遭受到利益损失。

四、削弱房地产市场区域性寡头垄断的政策建议

1.加快土地流转机制的改革

针对我国目前土地市场的招、拍、挂等交易模式要不断完善,与此同时加大经济适应房的建设力度。作为土地提供主体的政府,应该要正确处理好土地市场化和土地规划干预之间的关系,将二者有机结合。对于经济适用房等非商业化地产的开发,可以考虑低价划拨土地。改革国土资源经济管理部门的工作体制,加大土地对外交易的透明度,在保证土地交易审批有序进行的基础上尽量简化审批手续。另外,可以考虑将现有的土地批租制度逐步改为年租制度。

2.加大对房地产价格的调控力度

由于我国的房地产市场呈现出区域性的寡头垄断特性,因而住房的价格不是由市场的供求关系决定,而是有供应方单方面定价,造成严重的房价扭曲,极大的损害了消费者特别是中低收入阶层购房者的利益。在市场失灵的情况下,政府应该充分发挥其宏观调控的作用,根据各地的经济发展水平和居民购买力情况,制定相应的房价上限,并对此实现严格的监管。

3.适时推动房地产项目的分业经营

在我国,现有的房地产项目基本上是有房开商包办了住房开发的组织管理功能,由此造成了产业链高度集中于房开商手中。因此,政府应该适时将房地产的项目规划、设计、施工与销售、物业管理等流程拆分开来,要求由不同的独立企业经营,从而防止房开商一家独大,便于专项管理。同时,可以防止国内房地产业崩盘时,整个国民经济不会出现大动荡。

五、结语

区域经济市场分析篇2

引言

随着我国社会主义市场经济逐步完善，国家经济发展格局多样化趋势也越来越突出，国家整体经济发展结构区域化发展，区域金融核心与区域经济增长的关系体现在金融相关率上。结合现代经济发展实际，本文对区域金融中心与区域经济增长进行实证分析。

一、区域金融中心与区域经济增长的辩证关系

区域金融中心包含城市现金支出、城市贷款支出、城市现金收入以及城市金融业的增加比重。区域金融中心是衡量区域经济发展的主要数据，促进区域经济的增长。当区域金融中心指标的数据波动处于稳定的上升趋势，则表明该区域的经济发展状况良好；反之，则说明区域经济的增长中存在问题下，应当及时进行沟通。例如，区域金融中心核算数据为一定时期内金融活动总值F与实物形式的国民财富的市场总值W之比[1]，用公式表达是：FIR=F/W[2]，依据这一金融相关率作为衡量国家经济区域性发展的重要标准，区域金融中心与区域经济增长之间既相互联系，又具有相对不同的金融运算着力点，在我国社会经济稳定发展中发挥着重要的作用。

二、区域金融中心与区域经济增长的实证分析

结合以上对区域金融中心与区域经济增长之间辩证关系的探究，对区域金融中心与区域经济增长的理论研究有了初步了解，结合近年来我国区域金融中心与区域经济增长的相关性文献，同时应用FIR=F/W的金融相关率的运算公式，得到数据分析表，如表1[3]。结合表1的数据进行分析探究，2012―2016年，北京市的FIR值分别为：4.5、4.6、5.3、5.5、6.6；上海地区的FIR值分别为：4.8、5.4、5.7、6.2、7.1；广州市的FIR值分别为：4.9、5.2、5.6、6.2、7.3；天津市的FIR值分别为：4.3、4.5、4.8、5.4、6.3。从数据整体上来看，我国国内区域经济发展水平处于上升趋势，整体经济规划的数据呈持续上升趋势，其中，上海、广州市的经济增增长区域比重性各不相同，北京、天津市与广州、上海市之间存在差距，区域金融相关数据分析与区域整体经济发展之间存在直接性联系。

（一）综合指标分析

结合表1中数据，对2012―2016年国内部分区域城市FIR值进行综合性分析，金融中心值不是单一的数据分析，从金融相关率的运算公式可知：FIR=F/W。区域金融中心核算数据为一定时期内金融活动总值F与实物形式的国民财富的市场总值W之比。表1中，北京2012―2016年的金融相关率综合变化为增加2.1，而上海2012―2016年的金融相关率综合变化增加2.4，广州2012―2016年的金融相关率综合变化增加2.6；天津2012―2016年的金融相关率综合变化为增加2.0，这与区域间的综合发展整体重心不同存在相应的联系，广州、上海市的金融发展具有优势，发展信息的畅通性也占有一定的优势，从而使区域金融相关率的综合变化性较大。

（二）金融支出分析

区域金融中心数据分析和整体结构的变化之间具有直接性联系。从表1中数据来看，2012―2016年，北京、上海、广州市以及天津的金融相关率都呈现整体增长趋势，这与我国区域内部金融资金快速流通具有直接性关联。一方面，现金支出的比重逐步提升，各个地区的金融资金变化结构上存在着较大的流动变化下，使城市金融运行的速率加快，商品经济交易的收益稳定性提高；另一方面，城市金融支出与城市多样化的金融交易渠道之间存在必然性联系。例如，从表1中数据分析来看，北、上、广、天2012―2016年的金融相关率综合变化为增加分别为2.1、2.4、2.6、2.0。互联网金融平台的融合，是拓展金融交易领域的逐步形式，给我国社会区域经济的发展带来直接性影响。

（三）贷款余额分析

贷款余额分析，也是对区域金融中心与区域经济增长关系分析的必然性选择。结合表1中数据分析可知，2012―2016年，北京市的FIR值分别为：4.5、4.6、5.3、5.5、6.6；上海市的FIR值分别为：4.8、5.4、5.7、6.2、7.1。两者在数据变化上增长比重相差0.3，两地的流动人口较多，信贷应用主要是房地产、购物等，贷款形式可以丰富区域金融经济的增长趋势，从而逐步完善新型金融管理的结构划分，促进现代资源的综合性循环发展。

（四）金融机构的收入分析

随着区域经济的发展趋势逐步稳定，区域金融领域的行业机构逐步增加，多重金融机构在区域金融经济的整体发展中发挥良好调节作用。区域金融中心相关率的数据变化为，区域金融中心核算数据为一定时期内金融活动总值F与实物形式的国民财富的市场总值W之比，当区域经济内部金融机构的自我调整能力得到不断提升时，则区域金融中心的数值变化稳定性也得到相应提升。

结语

区域经济市场分析篇3

关键字：SSM分析；入境旅游；重庆

引言

入境旅游的发展是区域开放度和旅游产业水平的标志。如何有效拓展客源市场，是各地旅游产业发展的核心问题。本文在参阅文献基础上，引入转移-份额分析法（SSM分析法）对重庆市入境客源市场结构进行分析，旨在利用分析结果，进行客源市场的目标定位选择。

1　转移-份额分析法(SSM)与产业经济结构分析

SSM的基本原理

SSM分析法把区域经济的变化看作动态过程，以其所处上级行政区域的经济发展为参照系，将区域自身在某一时期经济总的增长量分解为3个分量，即份额分量、结构转移分量和竞争力转移分量。以此说明区域经济发展和衰退的原因，评价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，为确定区域未来经济发展合理方向和产业结构调整提供依据。SSM方法用于旅游市场结构变化分析，主要是以某一地方(如省、自治区、直辖市)为区域样本，以全国为大尺度参照体系，将地方旅游客源市场在一段时期总的增长量分解为份额分量、结构转移分量和竞争力转移分量来进行市场变动趋势分析。

2 重庆市入境旅游客源市场变化的SSM分析

2.1数据选取及客源市场划分

以2003年、2010年《中国旅游统计年鉴》、《重庆统计年鉴》和2010年重庆旅游信息网和国家旅游局公布按国籍统计的全国和重庆入境游客量为依据,选取全国和重庆共有的客源市场,包括日本、新加坡、美国等13个客源市场样本。以全国入境客源市场作为上一级大尺度区域样本,通过对2002—2009年数据比较,揭示重庆入境客源市场发展态势与各客源市场的结构地位状况。

2.2建造Shift-share分析表和结果分析

根据SSM的计算方法和步骤,利用2002—2009年重庆市和全国13个客源市场样本数据(见表1)，建造Shift—share分析表。

在2009年来渝的入境客源市场上，是美国、香港澳门地区、日本、台湾4个市场合计占到整个市场的52.4%，来自美国旅游人次数在重庆市场中占居第一的地位，市场份额也有所提升；而中国台湾占比下降了10.25个百分点，日本市场下降了6.4个百分点，下滑幅度大；而新加坡市场从0.5%上，升到3.3%，其他市场中占比在大幅度提高，从2001年的9.2 %，上升到2009年的22.6%。从中可以看出，来渝的入境客源市场日益走向多元化，向世界更多的国家和地区延伸。由表2中可以得到以下结果分析：

(1)入境旅游客源市场增长性分析

2002-2009年间，重庆市的主要入境旅游市场游客增长量为 为734871人次，相对于全国的增长率L为1.04，尤其是其他地区、美国、意大利市场增长较快.

(2)入境旅游客源市场结构效果分析。

2002-2009年期间，总结构转移分量 为260229.42，结构效果指数W=0.98＜1,说明重

庆入境旅游市场结构差，客源市场出现衰退或缺乏区域朝阳性市场，需要调整市场营销战略。

（3）入境客源市场竞争力分析

2002—2009年间,总的竞争力转移分量 为390847.48,竞争力效果指数u为1.06,自2002年以来重庆入境旅游客源市场总的竞争实力增强。重庆有较多客源市场发展迅速,目的

地地位有所上升。

3 基于SSM分析与重庆市入境旅游市场营销目标定位思考

重庆在入境市场营销目标定位要关注市场变化发展趋势，关注重点市场的变化。对于美国、香港澳门地区市场要继续稳定并积极采取措施扩大其份额，加大促销力度，提高在这些市场的竞争力。另一方面应维护好相对成熟期的中国台湾、日本等市场,防止其进入衰退期。意大利、澳大利亚、加拿大和其他地区等市场属于快速成长的市场,这些国家地区在重庆的游客量基数不是很高,但发展较快,这一类市场应当关注,通过一定的营销手段提高其在重庆的市场份额。对于韩国市场、东南亚国家等市场要进行分析，找出原因，开拓扭转这一局面。

参考文献：

[1]苏建军.青海入境旅游市场态势分析预测研究[J].青海民族研究,2006,17(1):118- 121.

[2]孙根年.新世纪中国入境旅游市场竞争态分析[J].经济地理,2005,25(1):121-125.

作者简介：贾磊，硕士研究生在读，西南大学经济管理学院，研究方向：旅游开发与管理；

区域经济市场分析篇4

关键词:研究阶段;区域转轨;区域市场化

中图分类号:F123．9文献标识码:A文章编号:1003-4161(2007)01-0021-02

1．研究阶段总结

市场化研究在发达国家已十分成熟。美国传统基金会､加拿大弗雷泽研究所的自由化研究成果为各国市场化研究者所推崇并广泛应用。尽管有学者主张中国的市场化研究应以自由化研究为主旨[1]，但由于中国特殊的转轨改革，国内市场化研究从一开始就有别于以自由化为主旨的研究，而是与转轨改革联系在一起。因此，国内市场化研究具有双重工具理性，它一方面是经济发展的计程计价器，另一方面是判断转轨进程的一个尺度。国内市场化研究从1992年开始以来，横向的研究领域与纵向的时间进程相结合，经历了以下几个阶段:

1．1理论界定与框架初构阶段

对市场化的理论界定，主要包括市场化的概念､内涵､类型､条件､形式､动力､研究方法､测度指标体系等，盛洪､卢中原､胡鞍钢､贾明德等的研究成果是该阶段的代表性文献。

1992年11月，中国提出建立市场经济体制不久，盛洪即开始了对市场化的研究。在对市场化进行理论解释的基础上，从政府与市场的功能与边界分析出发，界定了市场化的条件､限度与形式[2]。该文虽是对一般意义上市场化的新古典经济学界定，但对国内学者从理论上认识市场化有重要启示意义，从而开启了国内的市场化研究。1993年，卢中原､胡鞍钢首次运用市场化指数对市场化与经济稳定发展的关系进行了研究[3]。研究者设计了一个粗线条的测度指标体系，首次对国内市场化程度进行了测度。虽然其测度结果过于乐观，说明指标的设置尚不尽合理，但其研究开了市场化测度的先河。在上述研究的基础上，贾明德对市场化诸多方面进行了综合性理论研究。研究者从东西方市场化道路的比较分析出发，对中国市场化的动力､类型､方式､道路等进行了理论总结，提出了“中国市场化的东方道路”这一命题并进行了阐述。

上述研究不仅对中国市场化进行了初步的理论界定，而且也确立了我国市场化研究的理论框架雏形，为以后的市场化研究奠定了理论基础，属国内市场化研究的第一个阶段。

1．2实证测度与制度改进阶段

通过对我国经济体制的市场化进程进行实证测度，以测度过程和结果为依据进行分析，与发达市场经济国家和转轨国家进行体制比较，探寻我国经济体制改革中的制度缺陷并加以改进，是该阶段研究的主体。陈宗胜､樊纲､顾海兵等的研究成果是该阶段的代表性文献。陈宗胜等依据中国改革开放前后经济形势的发展变化，运用相关数据对中国经济体制总体市场化进程､经济体制各构成部分的市场化进程､经济中主要产业部门的市场化程度进行了测度。依据对测度结果的分析，找出了各该研究对象在实践中存在的制度缺陷并提出了改进建议[4]。其研究成果《中国经济体制市场化进程研究》被光称为近年来市场化研究中“最具代表性”的一部著作，其研究“具有一定开创性，不仅具有极大的理论价值，而且具有重要的实践意义”[5]。在陈宗胜等进行市场化绝对值测度的基础上，樊纲等联合全国各省､区､市30多位专家进行了“中国各地区2001年市场化进程”课题研究。该研究运用各地区各阶段相对指数对中国各地区市场化进程进行了测度，排列了各省､市､自治区市场化进程的相对序列。此前，樊纲､王小鲁等还就中国2000年市场化指数进行过专门研究[6]。在测度基础上，分析了我国区域政策的形成及其缺陷，提出了相应的改进策略。上述研究中前者采用的是市场化绝对数值测度法，后者采用的是市场化相对指数测度法，分别代表了近年来我国市场化测度的两种方法。在市场化测度结果的判断方面，顾海兵根据国际通用判定标准，依据中国实际，提出了一个相对合理的标准体系[7]。

1．3中国市场经济地位佐证阶段

适应加入WTO后国家及企业应对反倾销诉讼的需要，为中国及其企业的市场经济地位提供学理依据，是该阶段研究的主旨。2002年，李晓西等接受原外经贸部委托，借鉴国外权威机构的研究方法，立足中国市场构成及演进的特点，对中国市场化发展程度进行了测度，得出“中国是发展中的市场经济国家”的结论[8]。因其成果被学术界及政府相关部门广泛采纳，作为中国回应反倾销诉讼的学理依据，所以，其研究所具有的代表性是毋庸置疑的。

2．区域市场化:一个研究趋势

从最终趋势来说，转轨完成后，国内市场化研究的主旨无疑应是自由化。但中国的转轨在目前看来仍是一个相对漫长的过程，因此，趋势研究的边界仍存在于转轨进程中。因而，既适应改革实践需要，又能充分发挥理论指归功能的理论命题就自然而然地构成了市场化研究的必然趋势。

2．1区域转轨:一个新的理论命题

在全球存在二十多个转轨国家的情势下，国家转轨是理论视野之内的当然命题。然而，对一个转轨国家，尤其如中国内部的区域而言，是否存在转轨任务抑或转轨的理论与实践意义呢?或者说，提出区域转轨这一命题在理论上是否成立?这是一个转轨经济学的新命题。本文认为，这一命题是成立的，成立的依据与意义在于:(1)当前，中国经济形态表现为典型的“非平衡转轨经济”[9]。国家是由区域构成的，国家的转轨进程亦是由不同区域的转轨进程构成的。(2)国家的转轨是宏观意义的､体制的转轨，而区域转轨更多是中微观意义的､市场主体意识及行为方式的转轨。由于客观的区位资源因素及主观的政策因素影响，区域经济差距可能会在较长时间内存在，但反映区域转轨进程的不仅仅是区域经济发展水平，还在于区域市场主体的市场意识及行为方式适应市场化的程度。因此，国家转轨主要取决于制度建设力，而区域转轨主要取决于制度实施力､制度促进力。(3)国家与区域(政府)均是制度供给组织。此前的转轨过程中，区域倾斜政策对区域差距的形成产生了较大作用，国家(中央政府)在其中扮演了主导性角色。加入WTO后，政策倾斜将由区域转向产业进而转向阶层，在经济发展中，区域政府将更多地扮演主导性角色。区域政府主导性的凸现使区域转轨成为一个更显见的理论命题。(4)转轨进程实质上是一个制度变迁过程。中国二十多年的渐进式改革过程中，不同区域均体现出一定的制度变迁特色。区域转轨命题的提出与研究，可为不同区域探寻制度变迁路径，调整制度变迁走向提供依据。

正是区域转轨这一命题的成立，为区域市场化研究提供了前提。区域市场化研究的工具理性因而体现在四个方面:(1)以区域市场化程度反映区域经济发展程度;(2)以区域市场化程度反映区域转轨进程;(3)通过市场化研究探索区域经济发展与区域转轨进程之间的关系;(4)为区域间制度变迁提供借鉴､依据。

2．2市场化研究的必然走向

对国内十数年来市场化研究的文献回溯表明，以国家整体作为对象的市场化研究在我国已取得较为丰硕的成果，初步形成了市场化研究的理论体系和测度框架，在一定意义上发挥了市场化研究的理论指归功能，但是，面对国内日益严重的区域经济问题和加入WTO后区域发展的新态势，国内学者并未根据区域的中微观特点进行市场化研究。至于根据国内不同区域的类型､性质，运用制度范式进行分析并提出制度改进策略者更是少见。一些研究虽涉及了对区域市场化的零星研究，但研究的体系､方法仍是与国家市场化相同的。如在市场化测度中，一些学者用国家市场化测度指标与方法对区域的市场化程度进行测度。因测度对象的层次､性质迥异，其结果的客观性自然值得怀疑。正是在这一意义上，在天则研究所2000年3月12日召开的“关于省区市场化的测度”研讨会上，众多经济学家一致认为:“我国省区之间的市场化存在着显著的差距”，“省区制度变迁的不平衡性既源于中央政府的策略性考虑，也来源于地方各级政府改革推进努力程度的不同”。“对此进行客观的评价，显然有益于我国的改革实践。”[10]这一认识进一步说明了我国改革实践对区域市场化研究的需要，从而进一步说明，当国家整体的体制转轨进入既定轨道后，区域的转轨便成为了改革的中心议题，而区域市场化正是在这一意义上成为了市场化研究的必然走向。

3．结语:区域市场化研究的几个问题

在区域转轨进而区域市场化这一理论命题成立的前提下，区域市场化研究应着重考虑以下一些重要的问题:

3．1立足市场化研究既有成果，厘清国家与区域在制度安排､实施与变迁中的性质与特点

国家对制度的主导性主要体现在宏观制度建设力，而区域对制度的影响与作用则主要体现在区域所具有的制度实施力与促进力方面。这一特点是区域市场化有别于国家市场化的根本之处，决定着区域市场化研究的方向。

3．2构建区域市场化理论体系

根据国家市场化在各个方面所表现的特征，构建区域市场化的理论体系。主要包括区域市场化的主体､动力､条件､方式，道路等。

3．3指标设置与实证测度

指标设置应以区域市场化的性质与特点为基础。与国家市场化相比，除设置反映经济一般特点的基础指标外，应重点设置反映区域市场主体市场意识与行为方式的指标。同时，将区域文化传统､特色经济等作为重要内容在指标体系中加以反映。对区域而言，数据资料的收集相对较国家容易，因此，在测度中更应注重实证调查，以保证数据资料的客观性､真实性。应注重不同区域市场化测度过程与结果的比较分析，以探寻相应区域制度安排与实施中的缺陷，从而加以改进。同时，通过区域间比较，了解区域转轨进程，进而对区域市场经济体制进行完善。这是区域市场化研究的根本意义所在。

参考文献:

[1][5]光，赵农．市场化及其测度――兼评．中国经济体制市场化进程研究[J]．经济研究，2000，(10):73-77．

[2]盛洪．市场化的条件､限度和形式[J]．经济研究，1992，(11):71-79．

[3]卢中原，胡鞍钢．市场化改革对我国经济运行的影响[J]．经济研究，1993，(12):49-55．

[4]陈宗胜．中国经济体制市场化进程研究[M]．上海:上海人民出版社，1998．

[6]樊纲，王小鲁等．中国各地区市场化相对进程报告[J]．经济研究，2003，(3):9-18．

[7]顾海兵．未来十年中国经济市场化程度展望[J]．改革，2000，(5):29-32．

[8]北京师范大学经济与资源管理研究所．2003中国市场经济发展报告[M]．北京:中国对外经济贸易出版社，2003．

[9]吕炜．中国经济转轨实践的理论命题[J]．中国社会科学，2003，(4):4-17．

[10]赵农．天则会议纪要．载关于市场化测度若干问题的看法[DB/0L]http:www．unirule．org．cn/．2003．4．28/2005．1．20

[作者简介]刘澈元(1971-)，男，甘肃古浪人，厦门大学台湾研究院博士生，河西学院副教授。主要研究方向:转轨经济与区域经济规划。

区域经济市场分析篇5

目前已有不少学者关注甘肃省县域经济发展差异的问题，也将空间因素引入到研究当中，但是尚未有研究阐明各县域经济之间的空间相互作用。 

近两年，国内学者关注到空间杜宾模型在面板数据空间计量上的独特优势，且引进并运用杜宾模型分析我国经济发展问题。金春雨通过构建制造业产出的空间杜宾模型，对我国制造业产业集聚与地区专业化存在空间溢出效应进行了实证检验，李红和王彦晓基于空间面板杜宾模型研究中国286个城市金融集聚、空间溢出与城市经济增长之间的关系情况，吴玉鸣选用空间滞后面板模型，检验了我国旅游经济增长过程中的空间溢出效应，等等。空间面板杜宾模型既可以分析出自变量对自身因变量的直接影响，也能分析出其对周围因变量的空间溢出效应，且能够通过直接效应和间接效应的对比阐释清楚自变量对因变量的空间影响程度。因此空间面板杜宾模型的提出，恰好为本研究的从空间视角分析县域经济发展差异提供了有力的工具。 

二、 甘肃省县域经济发展差异趋势分析 

首先，运用泰尔指数及其分解法分析甘肃省2003年～2012年县域经济发展差异演化过程及其源泉，研究数据均来源于《甘肃统计年鉴》（2004-2013）。从图1的泰尔指数变化趋势可以看出，甘肃省县域经济发展的泰尔指数总体呈现缓慢下降的趋势，从2003年的0.438逐渐上升到2006年的0.455，然后又逐年下降至2012年的0.343，但各年泰尔指数均在0.3以上；区域间的差异虽有下降，但在总体上呈平稳趋势，特别是近三年来，一直保持在0.06左右；区域内差异呈现出“先上升后下降再平稳”的趋势，近三年来与区域间差异趋势相同，同样趋于平稳，一直保持在0.28左右。这说明甘肃省县域经济发展差异总体突出，且呈稳定状态，区域经济发展论文间的差异和区域内差异对其影响趋于平稳。 

进一步并将甘肃省划分为陇东南（包括庆阳、平凉、天水、陇南）、中南（兰州、白银、定西、临夏、甘南）、河西（嘉峪关、酒泉、张掖、金昌、武威）三大片区，分析三大片区经济发展差异变化趋势，从图2可以看到陇东南、中南、河西三大片区的经济发展差异呈现出不同的情况。陇东南片区的经济发展差异呈现“先上升后下降”的趋势，且近三年趋于平缓趋势，一直保持在0.20左右；中南片区的经济发展差异呈现总体下降的趋势，由2003年的0.562下降到2012年的0.377；河西片区的经济发展差异呈现“先上升后下降”的趋势，最高为2009年的0.362，在2007年～2010年之间的波动比较大，2010年之后趋于平缓；总体来看，三大片区的泰尓指数越来越接近且越趋于平稳，中南片区的经济发展差异较之陇东南片区和河西片区更大些。 

三、 空间面板杜宾模型及其检验 

1. 空间面板杜宾模型及变量选择。空间面板杜宾模型统筹考虑了因变量和自变量的空间效应，基本形式为： 

yit=r■wijyjt+aXit+q■wijXjt+wi+dt+eit（1） 

其中，i表示空间单元（i=1，2，…，N），N为单元总数； t表示时期（t=1，2，…，T），T为时期总数；yit为因变量；r为空间滞后系数；wij为空间权重矩阵，本文选择基于最小距离的空间权重矩阵；a为待估计的系数；Xit为自变量；wi表示空间（个体）效应；dt表示时间效应；eit是独立且同分布的随机误差项，wijXjt表示邻近自变量的空间滞后变量，q为待估计的系数。空间面板杜宾模型还可以分析出解释变量的直接效应、溢出效应和反馈效应，直接效应为某个空间单元解释变量的变化导致该单元被解释变量的变化，溢出效应为某个空间单元解释变量的变化导致相邻空间单元被解释变量的改变，而反馈效应为直接效应与空间杜宾模型系数估计值数值之差。 

本研究以甘肃省县级行政单位为研究对象，数据主要来源于《甘肃年鉴》（2004-2013）和《全国地市县财政统计资料》（2004-2013）。基于新经济地理视角下的区域经济发展差异分析框架，选择变量及其衡量指标说明如下：以县域人均GDP衡量县域经济发展水平，记作Y；以县域人口密度衡量县域相对市场规模，记作X1，人口密度越大，市场规模就越大；以第二产业中工业产值占整个GDP的比重衡量县域工业化程度，记作X2，比重越高工业化程度越高；以交通邮政业产值衡量贸易条件，记作X3；以固定资产投资密度衡量资本投入强度，记作X4；以城镇户籍人口占总人口比重衡量城镇化率，记作X5。 

2. 空间面板杜宾模型检验。依据Elhorst给出的空间相关性检验、空间模型选择及固定效应与随机效应选择方法，首先构建LM和R-LM统计量，进行空间相关性检验，从检验结果（表1）可以看出存在显著的空间相关关系，又由于LMLag统计量比LMError统计量更显著，R-LMLag统计量比R-LMError统计量更显著，模型应该选择空间滞后模型。接着用Wald统计量和LR统计量来检验空间杜宾模型能否简化为空间滞后模型或空间误差模型，从检验结果可以看出，应该选择空间杜宾模型进行分析。然后运用Hausman检验进行固定效应和随机效应选择，由检验结果可以看出，应该选择固定效应模型。最后，固定效应模型又分为三种模型，用LR检验来选择三种模型，检验结果表明应该用空间时间双固定效应模型。综合上述检验分析，本研究应该选择的模型为空间时间双固定的空间面板杜宾模型。 

四、 实证分析结果 

基于上述模型选择和检验结果，通过空间时间双固定的空间面板杜宾模型实证分析相对市场规模、工业化程度、贸易条件、投资强度、城镇化率对经济发展水平的影响，模型估计结果见表2。 

总体来说，各县域经济发展水平不仅受本县域解释变量的影响，还受到相邻县域经济发展水平和解释变量的影响，所有解释变量的系数估计值均通过了10%的显著性检验，除了相对市场规模的系数估计值为负数外，其他四个解释变量的系数估计值均为正，这也进一步说明传统不考虑空间效应的分析是有偏差的。具体来分析，县域经济发展水平滞后项的估计值为-0.376 1，且在5%的水平下显著，这表明甘肃省各县域之间空间竞争性较强，各县域未能实现协调发展；本地区相对市场规模的估计值为-0.029 9，且在10%的水平下显著，周边地区相对市场规模对本县域经济发展水平的影响系数为0.410 6，且在l%水平下显著，这表明本地区的相对市场规模对经济发展有抑制作用，而周边地区的相对市场规模却能促进本地区的经济发展，这种情况主要是因为在本地区内尚有大量的农村剩余劳动力，他们的边际劳动产品价值较小，本地市场消费不足，阻碍了地区的经济发展，而在人口跨区迁移的前提下，周边地区能为本地区提供更加熟练的劳动力，且扩大了本地的消费市场，有利于本地区的经济发展；本地区工业化程度的估计值为1.687 5，且在1%的水平下显著，周边地区工业化程度对本地区经济发展水平的影响系数为1.882 6，且在l%水平下显著，这表明工业化程度具有规模报酬递增和经济外部性，周边地区的工业化程度能为本地区提供市场机会（本县域可以供给原材料、中间产品、劳动力等），促进区域市场的形成，有利于本地区经济发展；本地区贸易条件系数的估计值为0.112 9，且在1%的水平下显著，周边地区贸易条件对本地区经济发展水平的影响系数为0.016 9，但没有通过显著性检验，这表明贸易条件的改善有利于本地区经济发展，但周边地区的贸易条件改善对本地区作用不明显，其主要原因是目前尚未形成完善的县域交通网络体系；本地区资本投入系数的估计值为0.030 5，且在1%的水平下显著，周边地区资本投入对本地区经济发展水平的影响系数为0.329 5，也在1%的水平下显著，这表明本地区的投资会带动周边地区的经济发展，周边地区的投资也会带动本地区的经济发展，县域内投资和县域外投资均推动着县域经济发展，具有协同空间溢出效应；本地区城镇化率系数的估计值为0.217 2，且在1%的水平下显著，周边地区城镇化率对本地区经济发展水平的影响系数为-0.850 1，也在1%的水平下显著，这表明城镇化率对县域经济发展表现为集聚效应。 

计算结果（表2）还给出了各解释变量对县域经济发展的直接效应、间接效益及反馈效应影响。可以看出，相对市场规模对县域经济发展存在5%的水平下显著为负的直接效应和1%的水平下显著为正的空间溢出效应；工业化程度对县域经济发展存在1%的水平下显著为正的直接效应和空间溢出效应；贸易条件对县域经济发展存在1%的水平下显著为正的直接效应和不显著的空间溢出效应；资本投入强度对县域经济发展存在5%的水平下显著为正的直接效应和1%的水平下显著为正的空间溢出效应；城镇化率对县域经济发展存在1%的水平下显著为正的直接效应和1%的水平下显著为负的空间溢出效应。这说明工业化程度的推进、贸易条件的改善、资本投入强度的加大和城镇化率的提高都有益于改善经济发展水平，但相对市场规模、工业化程度、资本投入强度和城镇化率会导致经济发展产生差异，相对市场规模、工业化程度、贸易条件、资本投入的反馈效应均为负，也证明了县域经济发展的竞争性。 

五、 结论 

本文选取甘肃省2003年～2012年县域面板数据，通过构建空间面板杜宾模型，就相对市场规模、工业化程度、贸易条件、资本投入强度和城镇化率对县域经济发展差异的影响做了实证分析。研究结果表明：（1）甘肃省各县域之间经济发展竞争性很强，各县域未能实现协调发展；（2）工业化程度的推进、贸易条件的改善、资本投入强度的加大和城镇化率的提高都有益于本地区经济发展水平的改善，但相对市场规模、工业化程度、资本投入和城镇化率会导致经济发展产生差异；（3）相对市场规模对本地区经济发展有抑制作用，但周边地区的人口极化却能促进本地区的经济发展，城镇化率对县域经济发展表现为集聚效应，工业化程度具有规模报酬递增和经济外部性，贸易条件的改善有利于本地区经济发展，但周边地区的贸易条件改善对本地区作用不明显，县域内投资和县域外投资均推动着县域经济发展，具有协同空间溢出效应。 

参考文献： 

[1] 傅德印.甘肃省县域经济发展水平空间差异分析[J].统计与信息论坛，2006，（5）：10-14. 

[2] 樊元，惠树鹏.甘肃民族地区县域经济差异与产业结构的实证研究[J].经济师，2007，（1）：275-276. 

区域经济市场分析篇6

[关键词]区域资本市场；山东；经济增长

[DOI]1013939/jcnkizgsc201705074

1理论文献综述

在马克思经济学《资本论》中最早提出了扩大再生产必须以资本积累为基础，并强调了资本在经济发展中的重要作用。随后的经济发展理论中具有代表性的是美国发展经济学家约翰・G格力（John GGurley）和爱德华・S肖（EdwardSShaw）（1955），他们对资本市场及经济发展的关系方面进行理论和实证分析，证明了金融发展与经济增长之间具有显著的相关关系，并指出金融的作用就是将储蓄转化为投资，完成社会生产的资源配置。[1]国内大部分经济学者研究发现金融的发展对经济的增长具有相互促进的作用，例如：周薇、周雷以山东省为例运用主成分分析、基于VAR系统的多重协整检验等计量方法和统计技术构建金融发展与经济增长的指标体系，研究发现股票市场发展、经济金融化综合水平与经济增长和投资之间均存在长期均衡关系，且为正相关。[2]但也有学者研究发现金融发展对经济的增长具有负相关性，而经济的增长促进金融业的发展，例如：王定祥、许瑞恒运用1952―2011年的时间序列数据，对山东省金融发展的经济效应进行了实证检验。结果显示，山东省的金融发展没有很好地发挥对经济增长的促进作用，与经济增长存在负向关系，但是经济增长却对金融发展产生了积极影响。[3]

2山东省资本市场发展现状分析

自1978年改革开放以来，山东省经济建设取得举世瞩目的成绩，1978年到2014年山东省GDP由2255亿元增长到594266亿元，增长了2635倍；人均GDP由316元增长到60879元，增长了19266倍。值得注意的是，自改革开放至今山东省GDP一直位于各省GDP前列，占全国GDP总量的7%～75%。但是自1978年以来山东省GDP总量占全国GDP总量整体是一个下降趋势，1978年比重是743%，2014年为716%，下降了027个百分点。根据资本市场与经济增长的相关理论，山东省经济增长中的一个重要的制约因素是资本市场中的金融抑制现象。GDP发展规模、证券交易额、证券营业部数等指标来衡量山东省区域资本市场发展的状况。按照这些指标对山东省资本市场发展现状及问题进行分析（见图1）。

21证券营业部数量较少，资本化率低，影响融资效率

研究表明，在区域资本市场当中资本化率水平的高低是经过融资效率进而影响区域经济的发展水平。区域资本化率越高，区域经济发展水平就越高，反之，区域资本化水平低就会影响融资效率，进而阻碍区域经济的发展。许多指标可以用来衡量资本化率，本文主要采用证券营业部数量来分析山东省证券市场资本化率水平。由图1可以看出相比较广东、浙江、江苏、山东省证券营业最低。然而从GDP总量来分析（见图2），山东省GDP高于浙江省仅次于广东、江苏。与其他东部发达省份相比而言，山东省证券流动性较弱，资本市场配置不够完善，进而影响证券市场，无法充分发挥资源配置的作用，这便抑制了山东省区域经济资源配置效率的提高。

22上市公司少，证券市场发展不完善

由图3我们可以明显地看出山东省从2010年到2015年年末上市公司数量远远低于广东、浙江、江苏等GDP相差不大的发达省份。特别是和浙江省比较，山东省GDP远高于浙江省GDP总量，但从上市公司数量来看，山东省上市公司数量远远低于浙江省上市公司数量。

3资本市场助力山东省区域经济发展的政策建议通过对山东省资本市场现状和存在的相P问题加以分析，以及回顾有关区域经济发展理论和资本市场发展之间的关系，实现山东省区域经济的快速发展建议需要积极利用我国多层次资本市场，建议措施如下。

31大力扶持优良企业，培育上市公司后备军

首先要从政策性方面大力扶持，加强宣传、培训，山东省金融办、证监局可以联合相关券商、律师事务所、会计事务所等证券中介机构对本地具有发展前景的中小企业进行大力推广上市的工作。通过加大中小企业创新发展论坛、有计划地上门辅导等服务方式，以山东省丰富的资源为基础，引导推动农产品加工企业向深加工方向转变，推动资源消耗型企业向节约环保型方向渐进式转变，这有利于减少企业经营波动带来的外部风险。加大对农业产品深加工企业、生物制造业、新材料制造业、创新型等行业的扶持力度，从这些中小企业创立初期就建立相应的引导措施，助力中小企业的健康发展，进而培育一批优良的上市企业后备军，用10年左右的时间改变山东省上市公司与地区经济发展不平衡的现象。实现山东省区域资本市场更好地服务于实体经济的发展，培育扶持更多的上市企业。

32完善区域股权市场建设，提高中小企业融资效率

发展多层次资本市场早在十六届三中全会通过的《中共中央关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》中相关理论体系得到了重大突破，十八届三中全会批准的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中进一步要求提高中小企业直接融资的比重，完善发展我国多层次资本市场体系，健全区域股权市场的发展，使金融市场层次更加丰富，[4]使不同的企业类型可以从不同层次的资本市场中融资，例如：山东省中小企业可以在齐鲁股权交易中心及青岛蓝海股权交易中心进行股权的交易。

321加强齐鲁、青海股权交易中心的建设

我国资本市场包括：主板、创业板、“新三板”及区域性股权交易市场，其中区域性股权交易市场是我国多层次资本市场的基础，主要功能是解决地方性中小企业融资难的问题。党的十提出“加快推进多层次资本市场的发展”，完善区域性股权市场的发展。区域股权市场的发展能够有效地促进地区产业结构的升级及经济结构的转化。首先，区域股权市场发展程度直接影响地方中小企业的融资效率，若区域资本市场发展滞后会引起企业融资成本的提高，降低直接融资效率，引发中小企业融资难、发展难的困境；其次，完善山东省区域股权市场的运作，有利于生产要素在区域经济中高效地流动，使得资本利用率及产出率得到有效提高。齐鲁股权交易中心、青岛蓝海股权交易中心作为山东省两大区域股权交易中心应该抓住我国发展多层次资本市场的机遇，加强自身的发展，为山东省中小企业提供更好的服务，进而促进山东省经济跨越式发展。

322明确区域股权市场功能与定位

区域股权市场在我国多层次资本市场中处于基础地位，与西方发达国家相比我国区域股权市场发展较晚，层次结构不合理等问题突出，例如：主板市场、创业板市场、三板市场、区域股权市场四者之间呈现倒金字塔结构。从我国多层次资本市场服务的对象分析，区域股权市场是地方中小企业金融综合服务的平台，是地方中小企业的融资中心。同时，区域股权市场也具有企业展示的功能，非上市企业可以在股权市场上向投资者展示企业的基本信息、企业财务状况、经营环境等基本情况。企业在区域股权市场上挂牌也意味着企业具有较高的发展潜力，而且企业在经营过程中财务方面、经营管理方面、企业发展环境方面等都达到了在股权市场挂牌的标准。

33加大政策扶持力度，鼓励企业挂牌上市

山东作为我国东部地区的发达省份，但与广东、江苏、浙江相比山东省上市公司数量、证券营业部数量都不高，说明山东省资本市场发展落后于广东、江苏、浙江三省。故如何增加山东省上市公司的数量，也成为山东省资本市场发展面临的重大问题。与广东、江苏、浙江相比山东支持企业上市的政策仍然不足，这要借鉴广东、浙江、江苏三省经济发展的成功经验。首先，要进一步完善企业挂牌上市政策；其次，各级政府要建立一套优惠机制，例如：上市公司在用水、用电、人才的引进、税收等方面的优惠措施。2013年党中央在十八届三中全会批准《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》在国有企业改革中把完善现代国有企业制度作为改革的总体思路，对国有企业的改革做了总体的部署。建议山东省抓住全国国有企业改革的契机，融入到国有企业改革的浪潮中，优化国有企业的总体布局，鼓励和引导上东省上市公司做优做强，引导山东经济的跨越式发展，激活山东省区域经济发展的带头作用。

参考文献：

[1]J Gurley，E ShawFinancial Aspects of Economic Development [J].American Economic Review，1955（45）：515

[2]周薇，周雷^域金融发展与经济增长关系实证研究――以山东省为例[J].价值工程，2009（8）

[3]王定祥，许瑞山东省金融发展对经济增长影响的实证研究[J].财政金融研究，2013（1）

[4]肖金锋多层次资本市场推动江西区域经济跨越式发展研究[J].企业经济，2015（3）

[5]赖娟金融发展抑制还是促进了经济增长――来自江西省的数据检验[J].江西财经大学学报，2013（2）

[6]胡金炎，朱明星山东省金融发展与经济增长相关性的实证研究[J].山东社会科学，2015（11）：126-129

[基金项目]论文支撑课题：“科技创新视角下的山东省区域经济动态发展战略整合定位研究”（项目编号：2015RKB01483）。

区域经济市场分析篇7

河南是农业大省，县域经济的地位十分重要。截至2007年，河南县域人口约占全省总人口的83％，GDP约占全省的68％(该数据不包括市辖区)。从20世纪80年代末期开始，河南县域经济实现了快速发展。在县域经济快速发展的同时，县域之间经济发展水平的差异也在迅速拉大。1988年，河南省县域经济人均GDP的标准差仅为223元，按可比价格计算，到2007年这一指标已经增长到了2560元。本文要分析的是，作为同一省域内的经济体，河南各县域经济有着相近的发展基础，是哪些因素让这些经济体在近些年来差距迅速拉开。讨论该问题的意义在于把握河南县域经济的发展特点和发展路径，为加快河南县域经济的发展和调控县域经济差异提供科学依据。

在经济发展的同时，我国各地区(经济区或行政区)县域经济发展水平拉大是普遍现象。有不少学者对该问题进行了研究。李桢业(2006)通过回归分析，得出影响长三角县际经济状况高低的因素是人口密度，人口密度越大的县域经济发展水平越高，并指出财政补贴在短期内不会有助于县际差异的缩小。欧向军(2005)运用基尼系数和广义熵指数的分解方法，对改革开放以来江苏省县域经济差异的演化进行了结构分析，指出20世纪90，年代以前影响县域差异的主要因素是第二产业的差别，90年代后是第三产业的差别，即90年代之前县域的经济发展水平与第二产业发展水平高度相关，90年代后则与第三产业发展水平高度相关。仇方道等(2004)以GIS技术为基础，分析得出影响江苏省县域经济发展水平差异的主要因素是市场化程度、经济政策原因、经济结构因素、文化观念因素和投资软环境因素。樊新生等(2005)分析了河南省20世纪80年代以来的经济空间结构的演化过程，得出工业发展的水平差异是影响河南省县域经济差异的主要原因。雒海潮(2006)运用GIS技术，得出河南省县域经济发展水平差异的成因有：区域发展战略、资源条件、区位优势、市场化程度。

这些文献为分析河南县域经济发展水平的影响因素提供了有益的思路。本文的研究逻辑是：提出河南县域经济发展水平影响因素的三个理论命题，然后用面板数据模型检验这些命题，并得出研究结论和相应的政策含义。

二、县域经济发展水平影响因素的三个理论命题

1978年以来，河南县域经济飞速发展的背景是市场体系的逐步形成和完善、县域经济和市域经济的分工与协作、工业化的推进，这一背景为本文的三个理论命题提供，思路。

命题1：县域人口密度是影响河南县域经济发展水平的重要因素。人口密度越大，县域经济发展水平愈高，反之则愈低。

我国从1978年开始了市场化取向的改革，市场配置资源的作用因此不断提高。与市域经济不同。县域经济较少参与外界的经济交往，是一个相对内向和封闭的经济系统。特别在市场经济发展初期，县域经济的经济活动主要是为自己系统内的家庭和组织服务。这样，这一经济体系自身的人口密度会影响到本地市场的形成和市场规模的大小，也直接影响分工的水平，进而影响到县域的经济发展水平。亚当，斯密(1776)指出，市场规模通过影响分工程度影响一个地区的经济发展水平，一般来说，市场规模越大，分工就越细，经济发展水平就越高，而人口密度过小会削弱市场一体化形成和阻碍经济扩散。因此，在其它条件相同的情况下，一个人口密度越大的县域经济，其本地市场的形成会较早。而市场规模会相对较大，特别在经济发展和市场发育的初期，这一因素尤为重要。基于此，提出命题1。

命题2：河南各地区中心城市的经济发展水平会显著影响辖区内县域经济发展水平。中心城市的经济发展水平越高，其所辖县域经济发展水平越高，反之则愈低。

我国行政区的划分与实际分工协作形成的经济区不尽相同，但在多数地区是重叠的。一般地，一个地级地区都有一个中心城市，其周边会有若干县级市和县、乡、镇，它们之间有非常紧密的经济联系和分工协作关系，形成一个经济系统。县域经济体给中心城市提供原材料和劳动力，以满足市域经济生产发展的需要；同时，由于城市的区位优势和技术、资金、人才优势，市域经济体为县域经济提供生产生活资料、科学技术、商贸流通等方面的支持，为农村劳动力转移提供就业岗位，为农产品提供市场需求，从而实现对县域经济的带动和技术的扩散。中心城市的带动效应和扩散效应，会使周边地区的经济发展水平和中心城市的经济发展水平高度相关。在县域经济发展的初期，这个因素非常重要，但随着县域经济外向度的提高和对处联系的拓宽，这一因素的影响会有所减弱。基于此，提出命题2。

命题3：河南各县域经济工业的比重是影响县域经济发展水平差异的重要因素。工业的比重越高，县域经济发展水平越高，反之则越低。

改革开放之前，我国虽然已经建立了较为完善的工业体系，但工业化程度和工业发展水平仍较低。改革开放30年来，我国依然处于工业化进程当中。河南属于比较落后的中部地区，工业化发展水平更低，且仍处在工业化进程的初期和中期阶段。根据世界各国的发展经验来看，工业化初期和中期是工业化比重迅速提高的阶段。也是工业对经济增长贡献最大的阶段。因此，河南各县域经济体的经济发展水平很大程度上取决于工业发展水平：某个地区工业发展快，经济发展水平就高；某个地区工业发展慢，经济发展水平就低。基于此，提出命题3。

根据以上的理论命题，结合河南省的实际情况，我们设立如下变截矩面板数据模型：

Inagdpit=α0+β1popdenit+γln citygdpit+δindustryit+α1+uit

其中，下标i表示县域经济单位，t表示年份；agdp是被解释变量，即人均GDP，用来衡量各县级经济单位的经济发展水平；popden、citygdp、和industry是解释变量，分别指人口密度、中心城市人均GDP和县域工业产值比重：表示非观测效应：为随机误差项。

为了使各年的数据有可比性，我们按1988年的价格水平，对数据进行平减处理，以剔除物价水平变化对各经济变量的干扰。1988-2007年，河南省县域单位数量发生了一些变化，1988年各县域单位为117个，2007年这个数字降到109个。为保持数据的连续性和可比性，笔者的观测对象以2007年的109个县域单位为准。

三、实证检验结果与分析

(一)相关性分析

本文首先对研究的几个变量做相关性分析，为计量建模分析做初步的准备。结果见表1。

从表中可以见看出，县域经济人均GDP和所在中心

城市GDP在1％的水平上显著相关，人口密度、工业比重和县域经济人均GDP在5％的水平上显著相关。三个解释变量之间，除了工业比重和所在中心城市GDP之间的相关性较强外，其它的相关性均不强。

(二)线性面板模型的估计和结果分析

变截矩面板模型的基本形式是：Yit=γi+X'it+uit。γi被称为个体效应，uit被称为特质误差项。静态面板模型有多种估计方法，最常见的是固定效应估计、随机效应估计、混合最小二乘法和可行的广义最小二乘法，

若把γi视为和观测到的解释变量Xit相关的观测不到的随机变量，选用固定效应模型(FE)是合适的，若把γi视为和观测到的解释变量Xit不相关的观测不到的随机变量，则选用随机效应模型(RE)是合适的。区分FE和RE需要用Hausman检验。混合最小二乘(POLS)估计面板数据模型需要满足较强的假定，当时间跨度较长时，这些假定很难得到满足。可行的广义最小二乘(FGLS)主要是为了解决面板模型存在的异方差问题。

本文的考察对象是河南109个县域经济自身，不是从一个较大总体中抽取样本，并根据样本信息对总体参数进行估计。因此，采取固定效应模型估计法是合适的。由于横截面数据相对较多，而且各县人均GDP方差较大，为解决异方差问题，可以采用FGLS方法估计。

一般来说，面板数据模型可以缓解但不一定能够完全消除内生性。在本文所建的线性模型中，各县域经济单位的初始条件和资源禀赋越好，其经济发展水平就越高，但考虑到数据的可获得性。计量模型把这些因素都归入了随机误差项中去。而初始条件和资源禀赋条件与一个地方的工业比重紧密相关，即COV(industry,u)≠0，这使模型产生了内生性，导致参数估计可能会产生偏差。如果出现这种情况，需要采用工具变量解决工业比重这个变量带来的内生性，从而得到满足一致性的估计量。这个工具变量要满足两个条件：(1)与工业比重相关性较强：(2)与误差项不相关。在面板模型中，工具变量可以直接采用被解释变量的滞后值，本文用被解释变量的滞后一期的值作为工业比重的工具变量，运用IV-FE方法进行估计。检验工具变量的有效性一般用sargan检验。表2列出了POLS，FE，RE，FGLS，IV-FE五种方法得出的估计值。

从表2可以看出，无论用哪种估计方法，三个解释变量都是显著的，这就证实了我们提出的三个理论命题。从表中还可以看出以下两点：一是当用Hausman检验来确定模型该选用FE还是RE时，拒绝了随机效应假定，这表明，和RE相比，FE的结果更可靠。二是当用被解释变量滞后一期作为工具变量估计固定效应模型时，Hausman检验拒绝了IV-FE与FE的系数没有系统性差异的原假设。同时，Sargan检验也证明了工具变量的有效性。这表明，工业比重是内生的，运用被解释变量滞后一期作为工具变量较好地消除了内生性偏误。因此，IV-FE估计的结果更为可靠和稳健。

实证结果表明：在控制了其他变量之后，县域单位的人口密度对人均收入有显著为正的影响。同样，所在地区中心城市的人均GDP和县域经济的第二产业比重均对县域单位人均GDP有显著的正影响。具体而言，控制了其它变量，所在地区中心城市的人均GDP每提高10％，县域经济的人均GDP提高2.02％，县域经济体的第二产业比重每提高1个百分点，县域经济的人均GDP提高0.443％。

四、结论和政策启示

通过以上分析，得出本文的实证研究结论：(一)人口密度通过影响市场的形成和规模，影响了河南各县域经济的发展水平；(二)河南县域经济发展状况与其所在地区中心城市的经济发展水平高度相关；(三)现阶段河南县域经济的经济发展水平的差异很大程度上是工业差距所致。

区域经济市场分析篇8

【关键词】社会资本；市场化进程；专利指标；交互项；工具变量

国内外学术界的丰富研究文献充分证明了，创新是经济增长的源泉。中国自改革开放的实践表明，国民经济能够健康高速地前行，创新活动起到了至关重要的作用。然而从创新活动和经济发展水平的视角看中国各区域间的经济发展相对差距愈发显著，除了传统经济学意义上的生产要素积累因素之外，还需要探究其他社会经济要素对区域创新活动的影响。开展这方面的研究具有理论和实践上的价值。

因此本文引入社会资本这一维度，分析社会资本在市场化进程中，对区域创新的具体影响；同时讨论社会资本对区域创新的作用会随着市场化进程增强或是减弱。

1?区域创新

区域创新与经济增长有着密不可分的关系。吴传清、刘芳池（2003）曾精辟地用三个“变化”来形容区域创新与经济增长之间互生共进的关系：区域技术的创新会引发经济发展要素以及功能的变化；区域技术的创新还会引发区域产业结构的变化；区域技术的创新也会引起区域经济增长模式的变化。朱勇等人（2005）通过对中国经济区域创新以及经济增长的差异，发现中国区域创新能力能显著提高区域经济发展水平，但根据区域的不同，区域创新对区域经济增长的贡献度也明显不同。发达地区的区域创新对区域经济增长贡献度要显著高于不发达地区。但整体而言区域创新能明显提升区域经济发展水平。

由此可见，区域技术创新能显著提升区域经济增长。区域创新水平的不同会导致区域发展水平的截然不同。

2?社会资本

法国社会学家Bourdieu（1986）在20世纪80年代在Loury的基础上正式提出并阐述了社会资本的概念，提出在社会网络中，所有社会成员拥有的或者潜在的社会资源，即为社会资本。社会资本是实际的或潜在的资源集合体。这些资源为特定群体的每一位成员提供支持，提出的社会资本概念更进一步涉及到了网络的概念，这种网络是特定群体中的每一位个体都共同承认的。社会资本的网络概念为以后社会资本概念的更深入的研究发展打下了良好的基石和基础。

芝加哥大学的Coleman（1988）在Bourdieu基础上从社会网络联系角度进一步界定了社会资本的内涵。他指出社会资本的表现形式是建立在个体对资源的控制上，这种控制关系来源于个体之间的长期信任与资源交换。因此社会资本的网络紧密，并不单一。同时社会资本是拥有以下两个共同特征的实体：既包含社会结构的某些部分，同时为特定社会结构的个体提供支持与便利，而社会资本的负作用并不存在。在这样界定的社会资本内涵之中，强调了社会资本的公共物品性质与结构性。并且他还指出了社会资本的三大特性：不可转让性、公共物品性和同其他固定Y本等传统资本概念相同的重要性。另外他还指出了社会资本的五种表现形式：信息网络、义务期望、规范惩罚、功能性社会网络以及权威关系。

3?市场化进程

李晓西（2011）认为，中国市场化进程，自改革开放以来，取得了令人瞩目的成果，尤其是加入世界贸易组织（WTO）以来，中国市场化进程迈向了新台阶。社会主义市场经济体制得到了进一步完善与进步，经济也得到了飞速的增长。在李晓西的中国市场经济发展报告中，针对1978年至2008年的中国年化数据进行了分析测度，发现在21世纪之前，中国市场化进程在60以下；在21世纪以后，从2000年达到60分的及格线，至2003年达到73.8，最后到2008年的76.4。这说明中国市场化进程不断在进步，不断在提高，并且已经稳定在了70分以上的水平。

因此，本文将社会资本与市场化引入到区域创新研究范畴。在市场化进程中，社会资本究竟是如何作用于区域创新，是直接作用于区域创新活动，还是通过与市场化进程的结合，通过间接效应来刺激区域创新。这便是本文研究的重点。在下面实证分析中添加交互项与工具变量来进行分析

4?实证分析

实证模型基本设定为：

lnRDit=β1humanit+β2mktit+β3scit+β4（mktitscit）+ai+εit

（1）

其中lnRDit表示该区域当年创新活动指标，humanit表示该区域当年研发人员全时当量，mktit表示该区域当年市场化程度指标，scit表示该区域当年社会资本指标，mktitscit则为社会资本与市场化程度的交互项，表示在市场化进程中，社会资本与市场化相结合，共同作用于区域创新的解释变量。

市场化程度指标选取樊纲（2011）编写的《中国市场化指数―各地区市场化相对进程2011年报告》中2001―2009年30个省的年化市场化指数。社会资本指标借鉴严成牛2012）所采用的社会资本分析维度―从信息共享与相互沟通的角度来分析社会资本。2001―2009年30个省人均电话数量（固定电话+移动电话/总人口）与互联网使用频率（互联网上网人数/总人口）之和。区域创新指标采用的是2001―2009年各地区当年专利授权数、各地区发明授权数以及各地区实用新型与外观设计授权数的指标。分别以lnRD1it、lnRD2it、lnRD3it表示。同时加入人均外出就餐比作为工具变量以消除社会资本内生性，具体回归结果为：

表1?包含交互项加入工具变量的固定效应回归估计结果

变量 lnRD1it lnRD2it lnRD3it

humanit 0.00139

（0.00124） -0.00122

（0.00173） 0.00183

（0.00141）

mktit 0.194***

（0.0542） 0.218***

（0.0759） 0.183***

（0.0618）

scit 0.349

（0.352） 0.490

（0.493） 0.345

（0.401）

mktitscit 0.0524*

（0.0283） 0.138***

（0.0396） 0.0439

（0.0323）

常数项 6.149***

（0.202） 3.322***

（0.283） 6.114***

（0.231）

注：第一组、第二组与第三组的被解释变量分别为：专利授权数的自然对数、发明授权数的自然对数以及外观设计及实用新型的自然对数。***、**、*分别表示在1%、5%以及10%水平上显著。回归系数下方扩号内的数据为标准误

总结实证分析结果，可以发现：社会资本在市场化中对区域创新的影响，更多地是通过同市场化结合产生的间接效应来表现，其直接效应有可能并不如想象中的那样显著正向；同时社会资本在市场化中的作用增强或者减弱，其间接效应的正向与负向，可能同区域创新的技术水平有着直接的联系。

5?政策建议

从实证分析结果可以得知，市场化进程对区域创新活动有着非常显著的正向推进作用，社会资本对区域创新活动的影响更多基于其同市场化相结合的间接效应，并且会根据区域创新活动的水平高低产生不同的作用。对于政策制定者而言，需要坚定市场化进程的决心，同时对不同水平的区域创新活动因地制宜地采取不同的扶持政策。对于水平较高的区域创新活动，政策制定者多鼓励积累社会资本，并将扶持社会资本积累同市场化的结合放在首要位置。比如可以多增加高水平创新团队的团队聚餐以及各个创新团队的进一步沟通交流等等举措。而对于水平较低的区域创新活动，则应充分发挥市场化的优势，将市场化彻底融入到水平较低的创新活动体系中，让市场竞争来决定水平较低区域创新活动的优胜劣汰。

参考文献：

［1］吴传清，刘方池.技术创新对区域经济发展的影响［J］.科技进步与对策，2003，04：37-38

［2］朱勇，张宗益.技术创新对经济增长影响的地区差异研究［J］.中国软科学，2005，11：92-98

［3］Bourdieu P.The Forms of Social capital［A］in Handbook of Theory and Research for the Sociology of education ［C］.Greenwood Press，1986

［4］Coleman，J.S.Social Capital in the Creation of Human Capital［J］.American Journal of Sociology，1988（94）.Supplement，1988：S95-S120

［5］李晓西.加入世贸组织10年：中国市场化进程演进轨迹［J］.改革，2011，12：17-28

［6］樊纲，王小鲁，朱恒鹏 中国市场化指数―各地区市场化相对进程2011年报告［M］.经济科学出版社，2011