水产行业的发展趋势范文第1篇

关键词：用水结构；排污结构；产业结构；演变规律；扩展型可比价IO表；信息熵

中图分类号：TV213.4；F205文献标识码：A文章编号：1672-1683（2013）04-0145-04

随着江苏省社会经济的持续高速发展，国民经济各部门对水资源的需求量不断增加，用水需求与实际供水量之间的矛盾突显。据中国统计年鉴，2011年江苏省水资源总量492.4亿m3，仅占全国水资源总量的2.12%。全省人均水资源量624.6 m3/人，而全国人均水资源量为1 730.4 m3/人，可见江苏省水资源量极度匮乏。同时，随着环境的不断恶化，江苏省水质受到严重污染，区域可供水量进一步减少，加剧了江苏省水资源供需矛盾。2003年-2011年全省废水排放总量急剧增加，从2003年的42.1亿m3增加至2011年的59.28亿m3，2011年全省废水排放量占全国废水排放量的8.99%。在此形势下，迫切需要根据近10年来国民经济各行业用水和排污相关数据，分析用水和排污结构的演变规律，为江苏省在确保水资源水环境与经济协调发展的基础上进行产业结构调整提供支撑。

目前国内外学者主要集中于对用水结构的演变规律及其驱动力方面的分析[1-3]，排污结构的演变规律分析鲜有涉及，且大多对经济部门用水结构的研究只是基于“三产”的分析，并没有细化到具体各个行业部门。鉴于此，本文引进投入产出的方法，根据数据的可获取性，选择2005年为价格基准年，编制6个时间节点（1997年、2000年、2002年、2005年、2007年）的21部门考虑用水与排污的可比价投入产出序列表，构建考虑用水排污特性的投入产出模型。同时，将信息熵引入水资源水环境系统，以投入产出表为数据基础，分析产业用水和排污结构的演化规律。信息熵作为随机变量无约束程度的一种变量，可以用来衡量客观事件或系统组成要素之间无规则的联系和转化的程度[3]，被广泛应用于用水结构[4]、土地运用结构[5]、产业结构[6]等结构分析中。本研究可为区域产业结构调控提供支撑，也可为江苏省落实最严格的水资源管理制度提供数据基础与实施依据。

1数据处理与研究方法

1.1考虑用水和排污的可比价投入产出表的编制

本研究的数据主要来源于1998年-2008年的《江苏统计年鉴》、《中国统计年鉴》、《江苏省水资源公报》。

目前江苏省公布的投入产出表均是建立在纯经济系统的基础之上的，未将经济活动所对应的行政区域内水资源水环境损耗及其影响考虑在内。而且，当前江苏省编制投入产出表都是基于当年价的价值型表，并不能反映真实产品部门实物量之间的转移和消耗。为了获取江苏省各经济部门用水量、排污量及其用水和排污特性的数据，本文编制了考虑用水和排污的扣除价格因素的可比价投入产出序列表。

首先，收集统计各经济部门的出厂价格指数，结合收集到的江苏省投入产出表，在对数据进行标准化处理转化后编制了以2005年为价格基准年的可比价序列表[7]。

然后，根据投入产出模型表式，将传统的价值型投入产出表和水资源在生产过程中的物质循环描述相结合，把用水量纳入价值型投入产出表中的“投入块”，增加IV象限，用以反映经济行业对水的占用情况。将废污水排放量作为生产活动的“负”产出纳入到投入产出表的“产出块”，增加V象限，用来描述经济行业污染物产生模块。

最后，构造价值—实物型混合扩展型投入产出表，从用水及用水“负”产出角度对整体系统进行投入产出分析[8]。

由于江苏省投入产出表各时间节点上的部门分类不一致，加上用水数据和排污数据收集的限制，给数据处理造成一定困扰。为解决此问题，依据各部门的内在联系性和相关领域专家经验，参考《国民经济行业分类》，将江苏省国民经济行业部门归纳为21个部门：农业、煤炭采选业、石油天然气、其他采掘业、食品工业、纺织工业、森林工业、造纸工业、化学工业、建材工业、冶金工业、机械设备工业、电子仪器、电力工业、水的生产和供应业、其他制造业、建筑业、运输邮电业、住宿餐饮业、批发和零售业、其他服务业。其中，排污量分为工业废水排放量和生活污水排放量，故农业部门的排污量在此文中不予考虑。

1.2用水和排污特性数据计算

根据上述可比价投入产出序列表，可以获取1997年—2007年间5个时间节点各国内经济行业的用水量和排污量的数据，而用水和排污特性的数据则可以通过构建的投入产出模型间接计算求得。用水特性包括用水效率和用水效益，排污特性包括排污效率和排污效益，它们均可以通过根据各经济行业的万元产值、用水量和排污量三者之间构造出的各种系数指标来衡量。

2结果分析

通过对1997年、2000年、2002年、2005年和2007年5个时间节点的扩展型江苏省投入产出序列表中的数据进行整理，运用信息熵原理，计算出对应的信息熵和均衡度，据此分析江苏省产业用水和排污结构演变特征。

2.1产业用水量和排污量结构演变

用水量结构和排污量结构在本文中分别指各个国民经济行业用水量和排污量的组成，计算结果见表1。在1997年—2007年各个时间节点中，以2002年为时间拐点，1997年—2002年产业用水量结构趋于有序，均衡度在减弱，排污量结构趋于无序，均衡度增强；2002年—2007年产业用水量结构趋于无序，均衡度在增强，排污量结构趋于有序，均衡度在减弱。从整体趋势来看，江苏省的用水量结构趋于有序发展，系统均衡性减弱；排污量结构整体趋于合理的趋势发展的同时近几年的合理性在降低。

用水效率和用水效益结构分别指各国民经济部门的万元产值取水量和单位立方水产值量的构成，计算结果见表2和图1。根据信息熵原理，对直接取水系数、完全取水系数、直接产出系数、完全产出系数的演变特征进行分析如下。

直接取水系数的信息熵呈稳步下降趋势，由1997年的1.80降低到2007年的1.47，表明江苏省的万元产值取水量结构趋于有序，各部门的万元产值用水量结构变化较稳定，同时均衡度减弱；完全取水系数的信息熵变化不大，整体呈先降后升，2005年达信息熵最低值，可见江苏省各部门万元产值所引起的整个经济部门用水量变化的结构演变过程趋于先有序后无序的规律，对应的均衡度先减后升；直接产出系数的信息熵变化幅度较大，呈先降后升的趋势，2002年为信息熵最低值，表明各部门单位立方水产生的产值效益的结构趋势由有序到无序，各用水部门的用水效益之间的差异在2002年前越来越小，但在2002年之后，各部门之间的单位立方水所带来的产值差异在扩大，用水效益结构变化较大，均衡度呈先减后增的趋势；完全产出系数的信息熵整体呈先降后升的趋势，2002年达信息熵的最低值，各部门单位立方水所带动的整个经济部门所产生的产值结构呈先有序后无序的趋势，均衡度呈先减后增的趋势。

2.3产业排污效率和排污效益结构演变

排污效率和排污效益结构分别指各国民经济部门单位产值排污量和单位立方排污产值量的组成，计算结果见表3和图2，对直接排污系数、完全排污系数、直接排污产出系数、完全排污产出系数的演变趋势分析如下。

直接排污系数的信息熵呈先升后降的趋势，在2002年达到最大值2.70，1997年—2002年各部门的万元产值排污量的结构变化较大，系统越来越复杂，但2002年—2007年其结构趋于稳定，均衡度先增后减。完全排污系数的信息熵整体呈下降趋势，表明各经济部门万元产值所引起的整个经济部门排污量的结构变化不大，均衡度减弱。直接排污产出系数的信息熵呈先升后降再升后降的趋势，整体呈上升趋势，表明从1997年—2007年各部门排放单位立方水产生的产值效益的结构整体趋于无序，各排污部门的排污效益之间的差异在扩大，结构变复杂，均衡度增强。完全排污产出系数的信息熵呈先降后升的趋势，各部门排放单位立方废污水量所带动的整个经济部门所产生的产值呈先有序后无序的结构发展，均衡度先减后增。

综上所述，江苏省用水量结构趋于有序发展，目前农业和火电行业依旧是主导用水行业，所占整个用水比例仍不断增加；排污量结构趋于无序发展，结构更为复杂同时均衡度增强，表明造纸工业、纺织工业、住宿餐饮业等高污染行业的废污水排放导致的水污染问题日益加重。用水特性结构的4个系数指标的信息熵整体大致呈下降趋势，表明各个部门的万元产值用水量（包括直接用水量和间接用水量）结构和单位立方水所带来的产值效益（包括直接产值效益和间接产值效益）结构趋于有序，某些经济部门用水效率、用水效益的优势度在增强，例如一些低用水行业（机械设备工业、电子仪器、批发零售业等）和高效用水行业（石油天然气、电子仪器、食品行业等）相对于其他行业的优势度逐渐显现，而系统整体的均衡度在减弱。排污特性结构中的排污效率信息熵大体呈先升后降的趋势，整体呈下降趋势，表明各个部门万元产值所排放的废污水量（包括直接排污量和间接排污量）结构趋于有序，系统整体优势度有所减弱，但一些低排污行业（森林工业、机械设备工业、其他制造业等）相对于其他行业的优势度日益显著；排污效益中单位立方排污量的直接产值效益信息熵整体呈上升趋势，表明直接产值效益结构趋于无序，系统整体均衡度增强，其他制造业、机械设备工业、建材工业为代表的高效排污行业相对于其他行业其优势度在减弱；完全产出系数（单位立方排放量直接产值效益和间接产值效益之和）信息熵呈先降后升的趋势，经济行业排放单位立方废污水量所带动的整个经济部门产生的产值呈先有序后无序的结构演化过程。

3结语

本文以江苏省为例，在传统投入产出表的基础上将其扩展为扣除价格因素影响、考虑用水和排污的可比价投入产出表，构造一个实物-价值混合型的扩展形投入产出表，并论述了用水特性和排污特性的计算方法，为研究经济、水资源、水环境三者之间的定量关系及其对应的产业用水结构、排污结构的演变提供了基础。同时，运用信息熵原理，计算用水和排污量、用水特性及排污特性的信息熵及其均衡度值，分析了1997年—2007年间江苏省产业用水量和排污量结构的演变规律以及水资源-水环境-经济“三者互动”的用水效率效益、排污效率效益结构的整体演变情况。

由于资料有限，需要不断扩充，缺乏基于投入产出表获取数据的更长时间区间内的长期演变分析，长时间序列的用水和排污结构演变分析有待进一步研究，以便更全面地剖析江苏省产业用水和排污结构的动态演化规律。此外，根据近年来的用水和排污结构演变趋势来预测其未来发展趋势，并据此采用相关技术手段进行用水和排污结构调控策略研究，也具有一定的研究价值。

参考文献：

[1]王小军，张建云，何瑞敏，等.区域用水结构演变规律与调控对策研究[J].中国人口·资源与环境，2011，21（2）：61-65.

[2]马黎华.康绍忠，粟晓玲.西北干旱内陆区石羊河流域用水结构演变及其驱动力分析[J].干旱地区农业研究，2008，26（1）：125-130.

[3]赵菲菲，刘东，于苗，等.建三江分局用水结构演变及其驱动机制研究[J].水土保持研究，2012，19（2）：244-247.

[4]刘燕，胡安焱，邓亚芝.基于信息熵的用水系统结构演化研究[J].西北农林科技大学学报（自然科学版），2006，34（6）：141-144.

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水产行业的发展趋势范文第2篇

内容摘要:本文以2001―2006年广西上市公司年报数据所披露的高管薪酬信息为依据,通过对高管人数及其构成发展趋势,高管薪酬发展趋势,高管薪酬总额占主营业务收入、平均资产比重发展趋势,高管持股比例与人均持股数发展趋势等四个方面的指标进行分析,发现高管人数、高管领薪人数呈上升趋势,高管持股人数呈下降趋势;高管薪酬总额和平均高管薪酬持续增长,与主营业务收入和平均资产的发展趋势基本一致,但不协调;高管薪酬总额占主营业务收入、平均资产比重很小,其发展趋势波动不大,略有下降;高管持股比例很低,有下降趋势,年末高管人均持股数波动很大。

关键词:广西上市公司 高管人数 高管薪酬 高管持股 发展趋势

中国证监会2001年修订的《公开发行证券的公司信息披露内容与格式准则第2号》在第26条规定了公司应披露董事、监事、高管的情况。其中,年度报酬情况中要求披露董事、监事和高级管理人员报酬的决策程序、报酬确定依据。现任董事、监事和高级管理人的年度报酬总额(包括基本工资、各项奖金、福利、补贴、住房津贴及其他津贴等)、金额最高的前三名董事的报酬总额、金额最高的前三名高级管理人员的报酬总额。公司应列明不在公司领取报酬、津贴的董事、监事的姓名,并注明其是否在股东单位或其他关联单位领取报酬、津贴。

本文以2001-2006年广西22家上市公司为研究样本,根据22家上市公司的年报数据,关于董事、监事和高级管理人员的披露情况,并选取了董事、监事和高级管理人员的年度报酬总额,高管人员持股数,高管人员总数,在公司领取薪酬(包括津贴)的高管人员数(以下简称高管领薪人数),高管持股人数等原始数据,分别分析高管人数及其构成发展趋势,高管薪酬发展趋势,高管薪酬总额占主营业务收入、平均资产比重发展趋势,高管持股比例与人均持股数发展趋势,以便全面研究广西上市公司高管薪酬总体发展趋势。

高管人数及其构成发展趋势

这项分析主要涉及高管人数、平均高管人数、高管领薪人数及其占比、高管持股人数及其占比,以及它们的定基发展速度等指标。其中,平均高管人数是指当年的高管人数除以当年的上市公司数,高管领薪人数占比、高管持股人数占比分别是指高管领薪人数占高管人数的比重、高管持股人数占高管人数的比重。这些指标的具体计算结果见表1。

(一)高管人数(含平均高管人数)发展趋势分析

根据表1中高管人数、平均高管人数等的定基发展速度,可以看出,2001―2006年广西上市公司高管人数与平均高管人数的发展趋势基本一致,两者从2001年至2004年发展速度有缓慢增长,2005年有所下降,但2006年又呈发展趋势。主要原因是2001年、2002年有19家上市公司,2003年有21家上市公司,2004―2006年有22家上市公司,每年高管人数是根据2001―2006年每年每家上市公司的高管人数相加而成,随着公司数的增加,高管人数也会随之增长。2005年之所以有所下降,是由于南宁糖业和南方控股两个公司的高管任职到期或是换届改选的人数变动较大造成的。从两者比较来看,高管人数的定基发展速度快于平均高管人数的定基发展速度,这表明,高管人数的发展水平要高于平均高管人数的发展水平。

(二)高管领薪人数(含比重)发展趋势分析

根据表1中高管领薪人数及其比重的定基发展速度,可以看出,2001―2006年广西上市公司高管领薪人数呈上升趋势,而高管领薪人数占高管人数的比重则有所波动,在2005年达到最高点,主要原因是高管领薪人数增长较快,高管人数却在2005年有所下降,从而比重增大。从二者比较来看,高管领薪人数定基发展速度快于高管领薪人数占高管人数比重的定基发展速度。这表明,高管领薪人数的发展水平要高于高管领薪人数占高管人数比重的发展水平。

(三)高管持股人数(含比重)发展趋势分析

从表1中高管持股人数及其比重的定基发展速度可以看出,2001―2006年广西上市公司高管持股人数、高管持股人数占高管人数的比重的发展趋势基本一致,都呈下降趋势。但高管持股人数定基发展速度的下降幅度慢于高管持股人数占高管人数比重的定基发展速度的下降幅度,这表明,高管持股人数的发展水平要低于高管持股人数占高管人数比重的发展水平。

高管薪酬发展趋势分析

这项分析涉及高管薪酬总额、平均高管薪酬、主营业务收入、平均资产,以及它们的定基发展速度等指标。其中,高管薪酬总额是指董事、监事和高级管理人员的年度报酬总额,平均高管薪酬是指高管薪酬总额除以在上市公司领薪的高管人数,主营业务收入是指广西22家上市公司的主营业务收入之和,平均资产是指广西22家上市公司的年初资产总和加年末资产总和的结果除以2。这些指标的具体计算结果见表2。

高管薪酬总额与平均高管薪酬发展趋势分析。根据表2中高管薪酬总额、平均高管薪酬等的定基发展速度,可以看出,2001-2006年广西上市公司高管薪酬总额与平均高管薪酬的发展趋势基本一致,都呈上升趋势,主要原因是2001年、2002年有19家上市公司,2003年有21家上市公司,2004-2006年有22家上市公司,每年高管薪酬总额是根据2001-2006年每年每家上市公司的高管薪酬总额相加而成,随着公司数的增加,高管薪酬总额也会增长,并且2001-2006年主营业务收入、利润、平均资产的发展速度也非常快,另外,随着经济的发展,消费者价格指数也会随之提高,薪酬水平自然会上升。从两者比较来看,高管薪酬总额定基发展速度明显快于平均高管薪酬定基发展速度,主要原因是平均高管薪酬是根据高管薪酬总额除以高管领薪人数得来的,高管领薪人数是呈缓慢上升趋势,因此会导致平均高管薪酬的发展速度慢于高管薪酬的发展速度。这表明,高管薪酬总额的发展水平要高于平均高管薪酬的发展水平。

高管薪酬总额发展趋势、平均高管薪酬发展趋势与主营业务收入、平均资产发展趋势的协调性分析。根据表2中高管薪酬总额、平均高管薪酬、主营业务收入、平均资产等的定基发展速度,可以看出,2001-2006年广西上市公司高管薪酬总额、平均高管薪酬与主营业务收入、平均资产的发展趋势基本一致,都呈上升趋势,但不协调。高管薪酬总额定基发展速度明显快于主营业务收入、平均资产定基发展速度,而平均高管薪酬定基发展速度则慢于主营业务收入、平均资产定基发展速度。这表明,高管薪酬总额的发展水平要高于主营业务收入、平均资产的发展水平,平均高管薪酬的发展水平则低于主营业务收入、平均资产的发展水平,说明高管薪酬总额与平均高管薪酬的增长受主营业务收入和平均资产增长的影响。

高管薪酬总额占主营业务收入、平均资产比重发展趋势分析

这项分析主要涉及高管薪酬总额占主营业务收入的比重、高管薪酬总额占平均资产的比重,以及它们的定基发展速度等指标。由于高管薪酬总额是一个流量指标,与分别反映企业经营成果和企业规模的两个流量指标主营业务收入、平均资产密切相关,通过占比定基发展速度的分析,可以看出高管薪酬总额与主营业务收入、平均资产比重的发展趋势。这些指标的计算结果见表3。

(一)高管薪酬总额占主营业务收入比重的发展趋势分析

根据表3中高管薪酬总额占主营业务收入比重的定基发展速度,可以看出,该比重从2001-2003年缓慢增长,却在2003年之后呈缓慢下降的趋势。主要原因是从2001-2003年高管总额的增长幅度逐渐快于主营业务收入的增长幅度,而从2003年开始,高管总额的增长幅度开始放慢,主营业务收入的增长幅度加快,到了2006年,主营业务收入的增长幅度已经高于高管薪酬的增长幅度,使得高管薪酬总额占主营业务收入比重的定基发展速度低于100%。从绝对数来看,高管薪酬总额占主营业务收入比重只有0.2%多,非常小;从定基发展速度来看,高管薪酬总额占主营业务收入比重的发展水平远远低于高管薪酬总额、主营业务收入的发展水平。

(二)高管薪酬总额占平均资产比重的发展趋势分析

根据表3中高管薪酬总额占平均资产比重的定基发展速度,可以看出,该比重从2001-2003年缓慢增长,却在2003年之后呈缓慢下降的趋势。主要原因是从2001-2003年高管总额的增长幅度逐渐快于平均资产的增长幅度,而从2003年开始,高管总额的增长幅度开始放慢,平均资产的增长幅度加快,使得两者比重在2003年达到最高点。从绝对数来看,高管薪酬总额占平均资产比重只有0.1%左右,非常小;从定基发展速度来看,高管薪酬总额占平均资产比重的发展水平远远低于高管薪酬总额、平均资产的发展水平。

高管持股比例与人均持股数发展趋势分析

这项分析涉及年末高管持股比例、年末高管人均持股数,以及它们的定基发展速度等指标。其中,年末高管持股比例是指年末高管持股数占年末股本数的比重,年末高管人均持股数是指年末高管持股数除以年末高管持股人数。这些指标的计算结果见表4。

(一) 年末高管持股比例发展趋势分析

根据表4中年末高管持股比例的定基发展速度,可以看出,2001-2006年广西上市公司年末高管持股比例从2001-2004年呈下降趋势,随后波动发展。主要原因是虽然年末股本数呈明显上升发展趋势,但年末高管持股数也是从2001-2004年呈下降趋势,随后上升发展。2001、2002年有14家上市公司存在高管持股,2003、2004年有15家上市公司存在高管持股,2005年有13家上市公司存在高管持股,2006年有12家上市公司存在高管持股,从存在持股的公司数的变化来看,这与年末高管持股数、年末高管持股比例的变化不相符。

(二)年末高管人均持股数发展趋势分析

根据表4中年末高管人均持股数的定基发展速度,可以看出,年末高管人均持股数从2001-2004年呈波动变化,2004年后明显上升发展,其定基发展速度远远快于年末高管持股人数、年末高管持股数定基发展速度。主要原因是从2001-2004年年末高管持股人数与年末高管持股数都呈下降趋势,其中年末高管持股数的下降幅度有所波动,到了2004年开始,年末高管持股数的发展转而上升,而年末高管持股人数仍然下降,因此两者的比例也就变大。

结论

从高管人数及其构成发展趋势来看,高管人数、高管领薪人数的发展都呈现出增长的态势,表明企业规模在扩大,平均资产增长速度很快,需要更多的高管人员来经营管理公司,利润的增长,有更多的高管人员参与利润分成;而高管持股人数的发展呈现下降的趋势,也表明广西上市公司的高管人员更倾向于拥有现金分红,规避股市风险。

从高管薪酬发展趋势来看,高管薪酬总额的发展速度非常快,到2004年就翻了一倍多,平均高管薪酬的发展水平虽然慢于高管薪酬的发展水平,但到2006年也翻了一倍,这是2001-2006年广西上市公司规模、业绩的体现,也是广西宏观经济快速发展的反应。

从高管薪酬总额占主营业务收入、平均资产比重发展趋势来看,主营业务收入可以反映公司的业绩,而平均资产可以反映公司的规模,高管薪酬总额占主营业务收入比重的发展趋势与高管薪酬总额占平均资产比重的发展趋势不明显,波动不大,并且从绝对值来看,比重非常小,说明高管薪酬总额的发展与主营业务收入、平均资产的发展不协调。

从高管持股比例与人均持股数发展趋势来看,年末高管持股比例的发展水平下降随后波动变化,年末高管人均持股数的发展呈现上升的态势,表明在广西上市公司高管人员的股权激励手段不显著,薪酬结构较为单一。

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水产行业的发展趋势范文第3篇

关键词：浙江省;经济增长;物流业;统计分析

一、引言

伴随着网络购物和电子商务的发展，加快了各个地区经济的发展，尤其是物流产业。虽然物流也属于经济的一部分，都是影响国民经济的重要组成部分，但是将物流从经济中分离出来，可以更科学的分析物流与经济的相互关系。浙江省的大部分处于长三角经济圈，且与我国经济发展最发达的上海接壤，也推动了浙江省经济增长，带来了周边地区物流的发展。如何衡量物流与经济的互动发展关系，探索物流的发展对经济的依赖程度等都是值得研究的热点话题。

二、浙江省物流与经济的发展现状

浙江省物流产业与经济增长总体上呈现快速增长的态势，但是仍存在少许的波动状况。由于物流与经济的增长值的数据差额较多，笔者采用主次坐标轴的方法来衡量物流与经济的发展趋势，这样能更清晰的将两者的增长趋势和波动关系展现出来。浙江省呈现持续稳定快速增长的态势，物流业特不甘落后，发展速度也较快。具体的物流与经济发展趋势图如下图所示。

图 浙江省物流与经济发展趋势图

数据来源：根据浙江省历年统计年鉴数据整理绘制而得。

从浙江省GDP历年的增长趋势来看，不仅是GDP的总值呈现增长的态势，而且GDP的增长率也呈现增长的趋势。交通运输、仓储和邮政业的产值基本上可以衡量浙江省物流的产值，因此本文采用交通运输、仓储和邮政业来代替物流产业。而浙江省物流的发展趋势却出现了少许的波动，呈现曲折增长的态势。综观物流产业15年的发展趋势，可以发现物流产业呈现先上升然后下降，再上升的发展趋势。相对其上升的趋势而言，下降的趋势较少且时间也较短，因此从总体来看，浙江省物流产业呈现整体上升的增长态势。从图中还可以看出两者的关系呈现不断变化的趋势，因此本文将1997年至2011年期间物流与经济的发展关系主要分为三个阶段。第一阶段是1997年至2004年，在期间内，浙江省物流产业的产值曲线位于GDP的上方，说明此阶段物流产业产值的相对增加额高于生产总值的增加额，尤其是2003年之前，物流产值的相对增加额与生产总值的相对增加额的产值呈扩大的态势，而在2004年基本上出现了重合。第二阶段是2004年至2008年期间，此阶段物流与经济增长趋势图呈现了重叠，说明两者基本上呈现了相似的增长态势。第三阶段是2009年至2011年期间，经济的增长趋势超过了物流的增长趋势，表明经济带动了物流的发展。

总之，浙江省物流的投资前景都是比较可观的，虽然2004年左右浙江省物流产值出现较大的波动，但总体而言，浙江省物流一直呈现快速发展的趋势。由物流是经济发展的基础辅产业，是经济增长的催化剂，因此物流产业投资十分重要，加上投资的乘数加速原理，我们基本可以预测它对浙江省经济的发展作出巨大贡献。而经济发展是物流发展的必要前提，因此可以预测两者之间可能存在较强的互动关系。对于两者浙江的具体关系本文将在下文进行实证检验。

三、浙江省物流与经济的实证

为了进一步对浙江省物流与经济的关系，本文通过量化分析，使研究更具有说服力。本文采用物流产值及浙江GDP的时间序列数据来研究浙江省物流与经济发展的互动关系。

1.指标的选取和数据来源说明

（1）浙江省物流业发展指标。物流业这一概念是交通运输、邮电运输、仓储等行业的综合，因此在实证的时候需要对这些指标进行综合处理。基于数据的可获得性，本文采用浙江省交通运输业、邮电通信业和仓储业增加值的总和来反映浙江省物流业产值，物流业产值指标用LOGI表示，其中数据来源为历年《浙江省统计年鉴》。

（2）浙江省经济发展水平指标。经济发展水平一般可用生产总值GDP来表示，但这里需要注意的是，GDP分为名义GDP和实际GDP，而统计局记载的往往是名义GDP。由于受通货膨胀等因素的影响，名义GDP往往不能确切地反映一个地区的经济发展水平，名义GDP的变动也不能确切反映地区经济增长程度的快慢，只有消除了通货膨胀等因素才能确切反映经济发展水平。因此本文选取浙江省实际生产总值GDP作为浙江省经济发展水平的指标，简记为GDP，数据来源为历年《浙江省统计年鉴》。

本文选取1997年～2012年浙江省的年度数据作为样本，数据来源于各年度《浙江省统计年鉴》。其中物流业产值和GDP的数据都是剔除价格水平后的实际产值，计算方法为名义产值除以某一年为基期价格指数。为了使历年实际产值数据具有可比性，本文选取以1997年为基期（即1997年的价格指数为1）。

2.浙江物流与经济增长的误差修正模型（ECM）

对于经典的回归模型是建立在平稳序列的基础上的，而对于非平稳序列则可能出现伪回归。为了检验两个变量之间到底是否存在某种均衡关系，便需要对这两者进行协整检验。协整检验的基本思想就是检验对两个变量回归后得到的残差序列是否属于平稳序列，若是则协整，反之则不协整。由于变量指标较少，本文将采用恩格尔-格兰杰两步法对时间序列lnLOGI和ln GDP进行协整检验。

首先以lnGDP为因变量，lnREI为自变量建立协整回归方程：

lnGDPt=a0+a1lnLOGIt+ut （1）

通过最小二乘估计得到回归结果为：

lnGDPt=1.775+1.195lnREIt （2）

（24.7606） （21.36967）

R2=0.905 F=58.593

在得到两者的协整回归方程后，再对残差序列进行单位根检验，仍旧采用ADF检验，得到残差序列的ADF结果：残差序列的ADF检验值均小于1%、5%和10%显著性水平下的值，因此认为残差序列是平稳序列。于是我们可认为时间序列lnLOGI和lnGDP是协整的，即存在长期稳定关系。从回归方程（2）我们可以初步看出，浙江省经济增长与物流投资之间具有显著的正相关性，而且根据弹性理论，浙江省物流产值每提高1个百分点，浙江省经济水平就会提高1.195个百分点，说明浙江省物流业发展对经济水平提高的作用巨大。

由于浙江省物流业发展与经济发展之间存在长期稳定的关系，因此必须存在一种短期均衡。下面采用误差修正模型来分析这种短期均衡。首先构建误差修正模型如下：

ΔGDPt=a1ΔLOGIt+a2ΔLOGIt-1+a3et-1 （3）

其中，Δ表示原变量的一阶差分，et-1表示残差项的1阶滞后项。通过VEC估计，结果如下：

ΔGDPt=8.4092ΔLOGIt+3.0159ΔLOGIt-10.6290et-1 （4）

（3.8704） （1.4703） （-2.5563）

其中，该模型的拟合度为0.8216。从上述结果可知，物流业产值的一阶滞后项系数为正，且非常显著，表明短期内物流业的微小变动就会促使经济发生较大变动，即短期内浙江省经济发展对当期物流业的敏感度非常高。但是，ΔLOGIt-1的系数并没有通过显著性检验，说明浙江省短期经济只对当期物流业的变动产生反应，而对上一期物流业的变动没有显著的敏感性。从误差项的系数可知，该模型符合一种反向修正的均衡机制，当物流业的波动较高时，通过负向修正均衡，使物流业的波动与经济波动达成一种短期均衡。

3.浙江省物流业与经济关系的进一步分析

上面提到浙江省物流业产值每提高1个百分点，浙江省经济水平就会提高1.195个百分点，但这也只是仅考虑这两个变量而不引入其他影响因素得到的结果。但考虑到他们之间的关系存在一定滞后效应，因此必须纳入滞后期，对两者的互动程度作进一步实证。首先构建模型如下：

lnGDPt=a0+a1lnLOGIt-1+ut （5）

lnLOGIt=b0+b1lnGDPt-1+ut （6）

仍选取1997年～2012年浙江省年度数据为样本进行实证分析。

使用EVIEWS6.0对回归模型（3）进行最小二乘估计，回归结果如下表所示。

表 回归结果

由上表可知，方程一的回归拟合值达到0.804，残差的平方和只有0.991;方程二的回归拟合值达到0.819，残差的平方和只有0.395，表明该回归结果是非常理想的。观察各变量的系数值及显著性，得到以下结论：

（1）lnLOGI（-1）的系数值为1.208，并且t统计量为7.015，通过1%显著性水平下的显著性检验，表明浙江省物流业发展对浙江省实际GDP的影响是非常显著的，并且这种关系是正相关的。用弹性来解释就是，浙江省物流业水平每提高一个百分点，将会明显促进浙江省GDP提高约1.208个百分点。

（2）lnGDP（-1）的系数值为0.611，并且由t统计量及显著性检验可知通过了1%显著性水平的显著性检验，这表明浙江省实际GDP对物流业的正影响也是非常显著的。用弹性来解释就是，浙江省GDP每提高一个百分点，将会明显促进浙江省物流业水平提高约0.611个百分点。

综合上面两个实证结果，本文再一次验证了浙江省物流业与经济发展水平之间存在稳定的互动关系。

四、结语

由于浙江省经济结构存在不合理问题，最可靠的解决方法当属优化结构，合理投资各个行业中，将物流的内部企业进行重组兼并，优化浙江省物流的产业链，打造物流的信息平台，建立物流产业链体系。此外，还应该根据浙江省各个的具体情况进行产业调整，形成物流的块状发展趋势。在优化结构中，一定要权衡传统运输业与物流的比重，在促进传统运输业发展的同时，更要重视发展物流业，这样才能增加物流业的附加值，为浙江省民经济的增长贡献一份力。

从发达国家的发展经验表明，物流的发展离不开科学技术的进步。因此，浙江省应该加大物流开发研究的费用，培养大高素质的人才为浙江省经济发展提供人员基础。加快培养金融保险、物流英语、服务贸易等方面的人才，这样才能提高浙江省经济的人力资源管理。对于充分发挥资本市场在浙江省经济中的推动作用，不仅可以促进我省经济的快速增长，也加快了浙江省物流的发展。不仅可以借助金融等金融机构进行借贷，还应该开展民间集资，确保物流企业在发展中拥有充足的资本。如温州市作为我国金融改革试点，大力发展民间银行以及民间集资。这样不仅有利于提高本土企业的核心竞争力，还促进了股权融资、企业债券融资、创业融资等融资方式向资本一体化发展，进而推动浙江省经济一体化的发展。

参考文献：

水产行业的发展趋势范文第4篇

【关键词】苏锡常地区；产业结构趋同；产业集聚

改革开放以来，长三角经济得到巨大发展，各地根据自身区位条件、生产要素空间分布和资源条件，充分发挥区域优势，形成了各具特色的区域发展模式（即区域经济运行中基于资源配置而形成的发展路径选择）。在著名的“苏南模式”的作用下，苏锡常地区的城乡经济得到了长足发展。苏锡常是传统意义上的苏南，包括苏州、无锡、常州三个市，是江苏最大的“优势板块”和最快的增长极，三市仅占江苏省17%左右的面积、人口，却创造了占全省40%的GDP和财政收入。

但是，与经济发展不相适应的是，该地的产业结构趋同现象频受学术界指责，该地区产业同构被认为阻碍了经济结构调整。目前大多数舆论导向都认为苏锡常地区在产业结构方面严重趋同，极大地阻碍苏锡常的发展。但不可否认的是，苏锡常地区近几年仍处于高速发展期，未出现明显的衰落迹象。产业结构趋同真的阻碍了苏锡常的发展吗?产业结构趋同真的仅有负面影响吗?本文对此进行了研究。

一、指标选择

如何度量国家整体或者局部产业机构的趋同程度，以往研究给出多种方法。联合国工业发展组织（1979）提出用产业结构相似系数来度量产业结构趋同程度，但该系数只能从静态角度来度量两区域间的产业结构相似程度。Krugman（1991）提出计算地区间行业结构差异指数，即“克鲁格曼指数”。该指数可衡量区域间行业的分工程度，但不能度量分工程度与结构差异之间的关系。王志华（2006）对其进行了改进，提出“改进的克鲁格曼指数”，该指数可把产业间的同构程度和分工程度联系起来。后来，随着研究的深入，很多学者提出用区位商来度量一定区域的产业聚集程度，并间接反映地区产业结构的同构程度。李学鑫等（2004）发展了区位商指标判断方法提出了区位商灰色关联度的分析方法，该指标的主要优势在于能反映地区产业的专业化程度和比较优势，但是区位商只是一个相对指标，不能完全反映某个地区的实际专业化程度。此外衡量产业结构趋同程度的指标还有霍夫曼系数、赫芬达尔―赫希曼指数、洛伦兹指数等等。本文在分析方法方面的创新是，在前人研究的基础上利用尹希果和李后建（2010）的最新研究成果，从多维空间角度重新构造新指标反映苏锡常地区整体产业结构趋同程度，并且对影响苏锡常地区产业结构趋同的重要影响因素进行实证分析，以期为苏锡常地区产业结构升级及产业转移提供政策参考。

为了简化研究程序，本文只考虑经济发展水平、投资水平、对外贸易开放程度和市场经济发展水平对产业结构趋同的影响，并且把这几个因素看成是空间上四种不同的作用力，具体如图1 所示。

图1各种作用力对产业结构趋同程度影响示意图

从图1可知各种因素对产业结构趋同程度有正向、负向作用力，当这些作用力达到平衡的时候，区域产业结构趋同程度就会维持原状；当这些作用力不平衡时会出现两种状态：当促进产业结构趋同的作用力更大时，产业结构会趋同；当阻碍产业结构趋同的作用力更大时，产业结构就会越表现出差异性。图1中X 轴表示的是第一产业占GDP 的比重；Y 轴表示的是第二产业占GDP 的比重；Z 轴表示第三产业占GDP 的比重。产业结构的趋同程度就是图1中黑色点的聚集程度，黑色点的聚集程度越高就表示三大产业的趋同程度越大，我们用式（1）来表示三大产业结构趋同程度：

jt =（1）

公式（1）中jt 表示的是某个时间段研究区域间的产业结构趋同程度，jt 越小表示趋同程度越高，n 表示研究的区域数目，xnt表示的是某一地区某个时段第一产业占GDP 的比重，其他照此类推；x表示所有研究区域第一产业占GDP 比重的平均值，其他照此类推。(x，y，z)表示三维空间中这些点的中心点，某个区域某个时段产业结构在空间中对应的点如果越偏离中心点，那么这个区域的产业结构越表现出巨大的差异。

根据以上公式可计算出2000～2008年苏锡常地区整体的产业结构趋同程度，见表（1）。

表12000～2008年苏锡常地区整体的产业结构趋同程度

数据来源：根据1999～2009年江苏统计年鉴相关数据计算得来

观察可知苏锡常地区产业结构趋同值基数较小，j值在0.02～0.06 之间，根据j的性质可知苏锡常地区总体产业结构趋同程度较高。2000～2004年，j值呈增高趋势，这说明苏锡常地区的产业结构趋同程度在该段时间减弱。2005～2008年，j值呈减小趋势，这说明该段时间苏锡常产业结构趋同程度增强。总体来看，苏锡常地区总体产业结构趋同值较小，这说明苏锡常地区产业结构趋同程度一直较高。

二、模型构建

为了研究某些因素对产业结构趋同作用力的大小和方向，本文构建如下的计量模型：

Y=Z0+Z1X1+Z2X2+Z3X3+Z4X4+e （2）

上式中Y表示根据公式（1）计算出的苏锡常地区整体的产业结构趋同值，X1表示实际经济增长率，用来度量苏锡常地区整体的经济发展程度；X2表示地区内部贸易程度，是苏锡常地区社会消费品零售总额与GDP的比值，反映苏锡常地区市场经济发展程度；X3表示对外贸易开放程度，是苏锡常地区进出口贸易总额与GDP的比值，反映该地区与外界市场的联系程度；X4表示地区的投资水平，是苏锡常地区固定资产投资总额与GDP的比值，反映该地区的投资规模程度；e为误差项。

根据1999～2009年江苏省统计年鉴，选取苏锡常三市的上述数据，利用Eviews进行实证分析，得到以下结果：

Y=0.135698-0.018139X1-0.451348X2+0.016523X3-0.010262X4

s=（0.070981）（0.092839）（0.221749） （0.006992） （0.052535）

t=（1.911767）（-0.195384）（-2.035405） （2.363028）（-0.195340）

R2=0.878079 R2=0.756158F=7.202028DW=1.547747

三、实证结果分析

首先看经济发展水平（X1）对产业结构趋同程度的影响。苏锡常地区的GDP增速提高一个百分点，该地区的产业结构趋同值减小0.018139个百分点，即苏锡常地区的产业结构趋同程度会增加。地区由于资源禀赋、技术条件等相似会形成相同需求，经济越发达时，这种需求会变得更强烈，会形成相同供给市场促使产业结构布局一致。

接下来看苏锡常地区市场经济发展程度（X2）对产业结构趋同程度的影响，度量地区市场经济发展程度的社会零售商品交易总额与GDP 比值（X2）也加大了各地区产业结构趋同程度，且其影响幅度比GDP增长率大得多。苏锡常地区的市场经济发展程度指标提高一个百分点，该地区的产业结构趋同值会减小0.451348个百分点，这说明市场经济发展程度这一作用力对苏锡常产业结构趋同的促进作用明显。究其原因，可能是由于市场化进程有利于比较优势和区位优势的发挥，显著促进了比较优势相似的苏锡常地区的产业结构趋同。

其次来看对外贸易开放程度（X3）对苏锡常地区产业结构趋同程度作用力的大小。苏锡常地区对外贸易开放程度提高一个百分点，该地区的产业结构趋同值增加0.016523个百分点，即对外贸易开放程度的提高会使该地区的产业结构趋同程度减弱。这可能是因为对外贸易程度加强了苏锡常地区与世界经济的联系，使得该地区更广泛地参与到国际市场分工，促使苏锡常地区的产业结构表现出差异性，弱化了产业结构趋同。

最后看投资水平（X4）对苏锡常地区产业结构趋同程度的影响，从回归系数看，投资水平对苏锡常地区产业结构趋同程度的作用相对不显著。投资水平提高一个百分点，苏锡常地区的产业结构趋同值减小0.010262个百分点，即投资水平的提高会使苏锡常地区的产业结构趋同程度增大。这可能是因为苏锡常地区的投资条件类似，投资的规模化效应促使苏锡常地区的产业结构趋同程度提高。

四、苏锡常地区产业结构趋同的必然性

由以上分析，随着经济发展水平、市场经济发展程度和投资水平的提高，苏锡常地区的产业结构趋同程度增加，苏锡常地区的产业结构趋同程度与经济发展水平是同向、相辅相生的。苏锡常地区的经济发展要建立在一定程度的产业结构趋同上，苏锡常地区的产业结构趋同有着存在的必然性。

（一）苏锡常地区的产业结构趋同和经济发展水平接近有关

产业结构演变的总趋势是依次产生第一、第二、第三产业，在由农业向工业转变的工业化过程中。现代技术经济理论表明，经济发展水平越接近，产业结构相似程度就越大，因为处于同一和近似发展水平和发展阶段的不同区域，供给结构和需求结构具有很高的相似性，会形成相近的资源结构、生产函数和需求偏好，在相同工业发展阶段表现出趋同的产业特征。苏锡常三地的经济发展水平接近，这在一定程度上加剧了产业结构趋同。

（二）产业结构的相似性和资源禀赋的相似性有关

苏锡常地区内部资源禀赋的相似性为地区间相似产业结构的形成与演进提供了客观物质基础。苏锡常地区资源禀赋,包括自然地理、人文历史背景、文化传统、要素禀赋及经济发展初始条件、制约因素都类似，这给产业结构趋同提供了良好基础。由于资源禀赋类似，各地政府在选择本地区发展战略和主导产业时,往往有相同或类似的选择。因此苏锡常地区产业结构在某种程度或某些产业上的同构，是地区经济专业化和综合发展与产业布局的经济学原则相结合的要求。

（三）经济联系的紧密性以及由此而来的要素流动也对产业结构的相似性产生正面的影响

苏锡常三地经济联系的紧密性，使得相关区域之间在产业经济发展的方面具有互相学习和模仿的可能。同时紧密的经济联系，必然导致要素的流动，以及由此而来的技术转移和产业转移，进而在相关区域形成"重合"的产业，即造成产业的同构。改革开放以来，苏锡常地区内部经济联系日益紧密，由此形成的以技术转移为主要载体的产业转移，是苏锡常三地产业同构的重要原因。

（四）运输成本与地区消费结构的相似性造成了一定程度上的地区产业同构

市场经济条件下，各地区的产业与产品结构要根据市场需求调整。如各地区产业结构差异过大，会人为拉大区际协作的空间距离，导致各地区产品交换的费用增加。把某些产业或产品就地分散生产会造成一定程度上的地区产业同构，但它具有一定的合理性和必要性。苏锡常地区由于经济联系紧密，资源禀赋类似，消费结构也处于近似水平。为了节省运输成本，企业在苏锡常地区随机选择产地生产，久而久之，就带动了三地的产业结构趋同。

五、结论

本文利用一个新的度量产业结构趋同程度的指标j，通过计算 发现苏锡常地区产业结构趋同程度较高。同时本文通过实证研究得出，经济发展水平、市场经济水平、对外贸易开放程度和投资水平对产业结构趋同程度有不同程度的作用，苏锡常地区的产业结构趋同与地区经济发展相辅相生，该地的产业结构趋同有着存在的必然性和合理性。

参考文献

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[5]尹希果，李后建．产业结构趋同测度的一种新方法[J]．统计与决策．2010（4）：10～13

水产行业的发展趋势范文第5篇

内容摘要：本文以Yang and Borland（1991）的内生分工演进模型为基础，分析分工水平的发展路径以及专业化程度、交易成本、分工水平与地区经济增长间的影响关系。在分工水平演进的不同阶段，分工水平对地区经济增长的影响均具有不同的效果，而熟能生巧以及“干中学”所导致的专业化程度的演进则是不同地区分工水平演进的动力，同时也是影响分工水平增长速度的主要因素。本文利用1952-2006年我国31个省（市、自治区）的面板数据对上述结论进行了实证检验，检验结果支持本文所得出的结论。

关键词：经济增长 分工 面板数据

本文以Yang and Borland（1991）的内生分工演进模型为基础，对分工水平提高的过程以及分工水平与经济增长之间的关系进行了理论探讨，并利用面板数据模型对其进行了实证研究。本文认为分工水平的发展路径以及专业化程度、分工水平对地区经济增长间的影响关系主要表现在：地区的人均GDP的增长主要受到地区分工水平发展的影响，它与地区分工水平的提高表现出相似的增长趋势；区域专业化水平随时间的增加速度影响分工水平的提高速度，专业化水平随时间提高的速度越快，分工水平提高的速度也将越快；在专业化程度一定的地区，交易条件以及专业化水平随时间的增加率是影响地区分工水平增长率的两个决定因素。

分工水平与地区经济增长的实证分析

既然从理论上可以得出，地区经济的发展的动力在于分工水平的提高，其人均GDP的增长以及人均收入的增长都表现出与分工水平的提高相似的增长趋势。在实际的地区经济发展过程中，经济发展的特征是否能够很好的证实上述结论，对此本文定义两组模型来检验这一结论。

由于很难找到描述地区分工水平的变量，但考虑到区域内分工水平的提高以及专业化程度的提高，必将导致区域内以及区域间各主体交易活动的增加，也即批发零售业、餐饮业、金融业、房地产业等第三产业（服务业）的生产总值将有较大程度的增加。因此，区域第三产业的繁荣程度可以间接反映一个地区分工水平，考虑到地区人口、面积的差异性，本文认为采用第三产业的增加值与地区生产总值的比值以衡量地区分工水平更加合理。

分工水平发展的不同阶段将会导致地区人均GDP在不同阶段具有不同的增长趋势。因此，在对地区人均GDP与分工水平增长关系实证检验之前，需首先分析人均GDP增长是否具有突变性。在突变点前后，不仅仅人均GDP增长将具有不同趋势，同时其与分工水平、专业化程度、以及交易状况之间都将具有不同的趋势。其次，在对地区经济增长阶段进行简单划分之后，可以在不同的阶段对模型进行实证检验。

（一）经济阶段的划分

对地区经济阶段的划分必须依据地区经济增长的基本趋势，因此，本文使用1952-2006年我国31个省（直辖市、自治区）的1608组年度数据，对不同地区人均GDP的增长特点进行实证分析。虽然我国经济发展状况的不平衡性，东部、中部、西部地区经济的基本环境存在差别，但是，在同一个区域内，各省差别则较小，为更好分析数据与拟合模型，考虑将全国的数据分为东、中、西三大区域。虽然不同省份各自的经济发展状况差别很大，较发达省份将会比那些不发达省份的增长速度要高一些，但由于共同处在一个大的经济环境下，其发展趋势仍应具有相似性。由于各阶段增长趋势的较大差异性，可以将数据按时间分为三段：1952-1978为一组，1979-1992为一组；1993-2006为一组。对三大区域分别建立以下模型：

Ln（RGDPit）=βLn（t）+εit （1）

εit=αi+μit （2）

式中RGDPit为地区i，在时间t的人均GDP数据，αi为对应于i省的固定效应，β为系数，t为时间，μit是误差项。本文采用相同系数的固定效应模型，主要基于以下原因：一是尽管我国各省、市经济增长存在一定差别，但是，由于处于相同的政治、经济环境下，彼此增长趋势应该是近似的；二是Hausuman检验如表1所示，故选取固定效应模型。回归结果如表2所示。

根据上述回归结果，可得以下结论：全国各地区人均GDP的发展趋势是相似的。在1952-1978年，全国各地区的人均GDP的增长率是不断减小的。在1979-2006年，全国各地区的人均GDP的增长率都是不断增加的，但是1979-1991年之间全国各地区人均GDP的增长率较1992-2006年之间的增长率要低很多。1978年前后和1990年前后为全国各地区人均GDP增长率的转折期。

总体上来看，我国各地区人均GDP的增长特点基本上表现出三个不同的增长阶段：第一阶段，在1952-1978年，三大区域的人均GDP缓慢增长，其增长率具有不断减小的趋势；第二阶段，1978-1991左右，三大区域人均GDP的增长率缓慢增长；第三阶段，1992年以后，三大区域的人均GDP的增长率呈现不断增加的趋势。

（二）分工与经济增长关系的实证检验

在上述三个阶段的基础上，对分工与经济增长的关系进行实证检验，回归模型如下：

Ln（RGDPit）=C0+C1*Ln（nit）+C2*1/nit+εit

εit=ηi+μit（3）

式中：RGDPit表示i地区t时期人均GDP的数据；nit表示分工水平的值，用地区第三产业的增加值占地区生产总值的比重表示；C0为常数截距。

数据集与前相同，回归软件采用Evies5.0，分别采用固定效应模型与随机效应模型。回归结果如表3所示，Hausuman检验如表4所示。

根据上述回归结果，可以得出以下结论：

全国各地区人均GDP随分工水平的增长率是先负，后正，再减小的发展趋势，即先负，后正，再增加的发展趋势，从绝对值看，第一阶段最小，其次为第二阶段，第三阶段的最大。由于，结合表2进行简单计算，即可得上述结论。结论说明，改革开放以前，我国各地区分工水平相对较低，第三产业发展相对落后，经济增长主要依赖于区域内的第一产业或第二产业的增长，第二产业的发展相对落后，而其快速增长往往需要第三产业的发展相配合。在此阶段内，分工水平相对较低，专业化水平相对较低，分工水平的增长率也较低，且有不断下降的趋势，分工水平甚至有降低的趋势。改革开放以后，各地区分工水平开始增加，但交易成本对地区经济增长的影响为负，而交易成本对地区经济增长产生了阻碍作用，但总体上，分工水平的提高对地区经济增长为正向促进作用。1993年以后，分工水平对经济增长的促进作用日益明显，地区经济快速增长。

改革开放即1978年为各地区经济增长的一个转折点，同时也是分工对经济增长影响效果的转折点。结论说明，改革开放以前，我国各地区分工水平相对较低，第三产业发展相对落后，其对地区经济的增长基本无较好的促进关系，经济增长主要依赖于区域内的第一产业或第二产业的增长，而实际上往往可能较大程度上依赖于区域第一产业的增长，第二产业的发展相对落后，而其快速增长往往需要第三产业的发展相配合。在此阶段内，分工水平相对较低，专业化水平相对较低，分工水平的增长率也较低，且有不断下降的趋势，分工水平甚至有降低的趋势。改革开放以后，各地区分工水平开始增加，分工水平的提高对地区经济增长为正向促进作用。此时，第二产业开始取代第一产业在经济中的地位，成为地区经济增长的支柱，服务于第二产业以及交换活动的第三产业也开始快速增长。1993年以后，分工水平对经济增长的促进作用日益明显。各地区分工水平快速增长，专业化水平也得到较大程度的提高，分工导致的专业化利益日益增大，地区经济快速增长。交易成本虽然在一定程度上有所增加，但其对经济增长的阻碍作用也变得相对微弱，反而经济的增长更大程度上导致地区交易成本的增加。此时，由分工导致的服务于第二产业以及交换活动的第三产业增长更快，专业化水平得到较大程度的提高，地区经济的增长一方面依赖于第二产业的增长，另一方面依赖于分工水平导致的第三产业专业化水平的提高，专业化导致的经济利益更加明显，对地区经济增长的推动更大。

结论

本文在Yang and Borland（1991）的内生分工演进模型的基础上，使经济体的专业化程度按照动态的方式逐步演进，本文以Yang and Borland（1991）的内生分工演进模型为基础，将模型由比较静态分析发展到完全动态的分析，分析了分工水平的发展路径以及专业化程度、交易成本、分工水平与地区经济增长间的影响关系，结论认为地区分工水平的演进为地区经济增长的主要动力，交易成本的变化、专业化程度的演进均为影响地区经济增长与分工演进的重要因素。在分工水平演进的不同阶段，分工水平、交易成本对地区经济增长的影响均具有不同的效果，而熟能生巧以及“干中学”所导致的专业化程度的演进则是地区分工水平不同演进的动力，同时也是影响分工水平增长速度的主要因素。本文的结论认为，地区经济的增长主要受分工水平提高的影响，即地区经济的增长主要依靠地区经济结构的改变。新古典经济学的增长理论认为经济的增长主要依靠资本与劳动力两种要素的投入，实际上，这两种要素的投入是否能促进经济的长期增长，关键还是要看这种投入是否促进地区分工水平的提高，导致经济结构的有效改变。分工水平的提高既包括地区间分工水平的提高又包括地区内分工水平的提高。因此，积极改善地区间与地区内的交易条件，加速专业化经验的扩散，促进地区间与地区内分工水平的提高，将会促进地区经济快速发展。

参考文献：

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作者简介：