发布时间：2023-09-28 16:02:23
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的区域经济增长机制样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
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、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着特征。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着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”。 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］。 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。 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。 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。 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］。
［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：模糊物元；面板数据；物流能力；区域经济
中图分类号：F252 文献标识码：A 文章编号：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
现代物流产业被誉为经济发展的“加速器”和产业社会的原动力。2009年，面对金融危机的冲击，我国更是将物流列入十大振兴产业之中，将其作为推动我国经济发展的重要力量。物流能力作为区域经济系统形成与发展的一种主导力量，已经成为了区域经济高速发展的“推动器”，对于提高区域市场竞争能力和生产流通领域的效益，加快服务业和支撑其他产业的调整与发展、扩大消费和吸收就业，促进产业结构调整、转变经济发展方式和增强区域城市的经济竞争力都具有重要意义。因此，研究物流能力的哪些因素能够促进区域经济的快速增长，对经济增长的力度有多大都是目前物流研究的一个热点问题，其主要目的就是根据经验数据发现规律，揭示物流能力与经济的内在关系，预测物流业的发展前景和经济增长的潜力。
2 区域经济增长的物流能力支持理论基础
2.1 区域经济增长
区域经济发展和区域经济增长是两个高度相关的概念，在本研究中，严格地区分了这两个概念。区域经济是指在生产要素、商品和劳务不能完全流动，经济活动不能完全可分，创新能力具有部分排他性和竞争性的前提下，特定区域的经济活动和经济关系的总和。区域经济增长是指一个地区在一定时期内生产的包括产品和劳务在内的产出数量的增加。
2.2 物流能力
在目前的研究中，众多学者没有对物流能力形成统一的定义。在国外，鲍尔索克斯等认为物流能力就是对厂商能否在尽可能低的总成本下提供有竞争优势的顾客服务的一种相对的评估。例如沃尔玛公司拥有的“Cross-docking”的物流系统能力，就是被认为对它的公司绩效有显著的影响［1］；Daugherty和Pittman则通过对财富500强公司的访问考察认为基于时间的能力（Time-based Capacities）、信息技术、灵活性对于物流至关重要［2］； Zhao, Cornelia和Theodore研究了以客户为导向的物流能力和以信息为导向的物流能力与企业绩效之间的关系［3］；Shang和Marlow在对台湾地区1200家制造加工企业调研数据上分析，认为物流能力的组成包括基于信息的物流能力、标杆能力、柔性能力和管理能力［4］；Kallio等人认为从时间、质量、成本和效率四个方面可以来评价企业物流交付能力，给出了交付流程的结构及其评价指标［5］。在国内，汪鸣等认为物流能力体现在开展物流运作和提供物流服务的企业在实现顾客价值的过程中所具备的对物流的计划、控制以及过程的实施能力。物流能力包括了企业物流设备生产能力等静态能力，也包括企业管理和物流经营的动态协同能力［6］。马士华教授认为物流活动是一种经济活动，同时支持物流能力有广义和狭义之分。狭义的物流能力是指物流设施或者物流系统的容量或者能力，广义的物流能力是指企业的物流运作能力，它反映的是组织的综合物流功能水平［7］。谭清美等认为物流能力是物流供给主体提供物流服务的能力，并从宏观和微观两个角度进行了定义，指出宏观的物流能力是指国民经济部门向全社会提供物流支撑和服务的能力，微观的物流能力是指物流供给主体向微观需求主体提供物流服务的能力［8］。本文在总结国内外学者基础上，认为物流能力是指一个国家之内一定地域或者跨国界的毗邻的地域内的物流系统内物流主体所具有的物质结构以及管理人对物流运作过程的组织与管理能力的综合反映。
2.3 物流能力对区域经济增长的影响
闫秀霞、孙林岩以中国东中西部地区不同省份为对象，采用结构方程模型对区域物流与区域经济协同发展进行了实证研究，认为区域物流能力与区域经济存在协同效应［9］；陈虎、杨勇攀采用经济学方法对攀枝花市物流能力与经济增长进行了研究，研究表明攀枝花区域经济是区域物流能力增长的原因［10］；周泰等研究并提出了区域物流能力与产业经济的灰色控制系统，并以江苏省为例进行了实证研究，认为区域物流能力的各个组成部分对于产业经济的增长具有不同的作用效果，要加大物流经济协调发展［11］。从国内学者的研究结果来看，都认为物流能力的增强可以加快区域经济增长，同时区域经济实力增强又可以带动物流产业的发展。
2.4 对目前关于物流能力与区域经济增长研究的反思
从国外和国内的研究可以发现三个问题：一是对于物流能力的理解过于简单，许多学者选择货运量或者邮电营业额等指标来简单地反映物流能力，缺乏系统性和说服力；二是关于区域经济发展和区域经济增长没有进行严格的区分，导致研究结论存在以偏概全的认识偏差；三是关于物流能力与区域经济增长的关系偏重定性分析，少定量方法，片面地通过一两个指标表征物流能力和GDP数据进行回归分析等。由于区域经济和物流能力都是以复杂系统的形式体现的，因此要研究物流能力系统和区域经济系统工作十分复杂。本文定位在物流能力对区域经济增长的影响上面，选择9个表征物流能力的指标，采用模糊物元的方法计算出中部31个省份近11年的物流能力，结合GDP增长数据形成31个省份11年的面板数据，在面板协整框架内分析物流能力对区域经济增长的影响力度，研究省份之间物流能力对经济的作用差异，这对于揭示不同区域未来物流业发展和经济增长具有重要作用，为实现区域经济快速增长的物流能力发展提供建议和参考。
3 模型方法的选择
3.1 指标选择和数据来源
考虑到数据的可信度和可获取性，本文选择物流产业就业人数、物流产业固定投资、铁路营业里程、公路里程、旅客周转量、货物周转量、邮电业务总量、邮路路长、公路运输汽车拥有量来表征物流能力。指标的选择基本考虑到了物流产业所能覆盖的全部行业，其中的物流产业固定投资采用固定资产投资价格指数进行了处理，已消除价格因素影响。同时选择了各地区国民生产总值（GDP）增长率来表示区域经济增长，为了得到真实数据，均进行了GDP指数平滑处理。需要说明的是：采用模糊物元方法得到的物流能力指数分布在［0,1］之间，GDP增长率采用百分制进行表示。
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组成物元R=(M,C,x)，同时把事物的名称、特征和量值称为物元三要素［12］。事物M有n个特征C1,C2,…,Cn及其相应的量值x1,x2,…,xn，则称R为n维物元。m个事物的n维物元组成在一起，便构成m个事物的n维复合物元，记为
3.3 面板数据测算方法
研究不同地区物流能力对经济增长的影响程度，既要考虑不同地区物流基础设施建设和整体区位优势的差异(截面数据)，同时也要考虑国家的物流发展政策，制度因素等方面的影响(时间序列)，而简单地使用截面数据或者时间序列数据无法达到这个目的。为了克服这一缺点，使用
Panel Data模型结合时间序列和截面数据，能够同时反映出研究对象在不同时间和截面单元两个方向上的变化规律和特征。面板数据不仅大大增加了研究的观测样本量，提高了样本的自由度，而且可以减弱解释变量多重共线性带来的影响，降低估计误差［13］。面板数据的一般形式如下
（1）从回归方程来看，全部的回归系数估计值均在1%水平上显著；R2=0.91，方程拟合度很高；F=39.1，说明回归方程整体显著；D.W=2.06，说明引入AR(1)项有效避免了自回归的影响。
（2）从全国水平来看，物流能力对经济增长率的回归系数为3.27，表示物流能力每增加一个百分点将能带动国民生产总值提高3.27个百分点，物流能力对经济增长的幅度是十分明显的。近年来，随着物流产业调整和振兴计划的实施，通过加大物流业的基础建设投资力度，进一步完善了区域内的物流基础设施，构建便捷的交通运输网络，充分发挥区域的整体物流能力，提高物流服务水平，加快了物流服务业的发展，有效促进了区域经济的快速发展。通过提高物流产业就业人数和素质，加大物流产业固定投资，增加铁路营业里程和铁路基础设施建设，延长公路里程和提高公路等级层次，加大邮路建设力度，提高公路运输汽车拥有量，整体实现旅客周转量、货物周转量、邮电业务总量的增长，为区域经济的增长提供了强大的物流能力支持。
（3）从区域来看，东中西部地区物流能力对经济增长率的回归系数分别为3.41、3.23和3.17，东部地区略高于中西部地区。其中，长三角地区的江苏、浙江两个省份的物流能力对经济增长回归系数比较高，主要是因为这两省份构建有良好的物流交通网络，加大物流基础设施建设的整体规划，特别是一些传统运输、仓储、货代企业实行功能整合和服务延伸，加快向现代物流企业转型，提高了整个区域的支持经济增长的物流能力。而上海的回归系数较低，主要与其经济指标基数大、经济增长率相对较低有关，同时由于上海的区域物流基础设施建设已经达到相当规模，因此今后在区域物流规划建设时更应该注意物流网络的优化，整合区域物流资源，建设综合交通体系，提高物流能力对经济增长的贡献率。由天津、山东、河北、辽宁等省份组成的环渤海经济区回归系数也很高，说明通过构建环渤海物流大系统，加快区域内物流基础建设投资，有效地形成协同的区域物流系统，对经济增长提供了良好的物流能力支持。其中辽宁回归系数偏低的主要原因是作为被解释变量的以1997年为基年的GDP不变价增长率偏低，但作为解释变量的物流能力系数在近10年增长较快。自从2004年国家实施了中部地区崛起战略以来，中部省份发挥了自己的区位优势，依托承接沿海产业转移的地理优势，进一步完善基础设施建设，加大对整个物流基础行业的投资力度，通过建立良好的交通网络从而实现资源的整合进而提高了物流能力对经济增长的支持力度。其中的湖北、湖南和江西地理位置接近，通过构建区域内城际高速铁路、高速公路加快了物流周转速度，有效地实现了三个省份经济的协调发展。西部地区由于本身经济基础差，物流基础设施建设缓慢，缺乏区域物流整体规划，所以物流能力作为内生变量对区域经济增长的内生动力不足，物流能力对经济增长的贡献力度低于全国平均水平。
（4）从典型省份来看，区位优势明显的吉林、天津、江苏、浙江、山东等地物流能力对经济增长率的回归系数都是比较高的，通过良好的区位优势加大物流基础设施建设以后，吸引了高素质的物流科技人才，发展物流相关的服务产业，物流产业科技水平大幅提高。回归系数较低的新疆、贵州、海南和河南等几个省份基本都是农业大省，隶属于第三产业的物流产业发展缓慢，物流能力对经济增长支持力度不足，最关键的因素仍然是这些省份没有建立布局合理的物流节点、衔接顺畅的物流通道，从而没有形成能力充分、高效便捷的综合物流体系。
5 对策和建议
（1）建立强有力的政府协调机制，促进物流能力的快速提升
由于物流能力与区域经济系统是个复杂的系统工程，因此必须在国家层面上加大区域物流与经济协调发展的指导，实施政府引导建设，加大对物流产业的建设力度，进一步建立健全物流能力与经济增长的法规制度，通过市场运作来发展物流能力，特别在物流建设项目规划时要充分考虑与经济的协调发展、产业政策的制定和行业政策的实施。
（2）继续加大物流能力的基础建设投入，增强物流硬实力
要使全国物流产业与整个国民经济的协调发展首先就是要让各个省份的物流能力得到提高，通过在运输、仓储和信息处理等方面下功夫来实现与区域经济增长的协调发展。特别是区位优势明显的长三角和珠三角地区要继续充分发挥所拥有的区域辐射作用，带动相关省份的共同发展，利用物流产业的巨大存量资产，通过资产重组和技术改造，鼓励和引导物流企业提高物流能力。与此同时，经济欠发达地区要打破行业界限和地区封锁，制定适合本地发展的物流产业发展规划，积极引入和利用外来资金参与本地物流相关设施建设，缩小与发达地区的物流能力差距。
（3）培养高素质物流人才，深入发展物流金融业务
进一步培养适合市场需要的物流人才，提高物流人才的综合素质，为物流能力的提升奠定良好的软实力。发展物流金融业务，积极开展仓单质押、动产质押、保税仓等业务，协助企业拓展融资渠道，降低融资成本，提高资本的使用效率，为物流能力的提升提供良好的资金保障。
6 结论
（1）31个省份的物流能力整体呈现稳步向上的趋势，为区域经济增长提供了强大的物流能力支持。
（2）物流能力对区域经济增长的贡献率呈现由东向西递减的趋势，因此，协调区域物流发展，构建物流发展大系统是今后物流产业发展政策制定时必须考虑的一个关键因素。
本文所选择的9个表征物流能力的指标大致反映了物流产业的整体实力，今后的研究可以采用更多的物流能力指标；本文重点在物流能力对区域经济增长的影响程度研究上，对区域经济的产业结构变动、空间迁移等问题没有涉及。
参 考 文 献：
［1］鲍尔索克斯,克劳斯.物流管理-供应链过程的一体化［M］.北京：机械工业出版社，2002.
［2］Daugherty P J, Pittman P H. Utilization of time-based strategies［J］. International Journal of Operation and Production Management, 1995, 15(2): 56-72.
［3］Zhao M, Cornelia D, Theodore P S. The effects of logistics capabilities on firm performance: customer-focused versus information-based capabilities［J］. Journal of Business Logistics, 2001, 22(2): 91-107.
［4］Shang K C, Marlow P B. Logistics capability and performance in Taiwan’s major manufacturing firms［J］. Transportation Research Part E: Logistics and Transportation Review, 2005, 41(3): 217-234.
［5］Kallio J, Saarinen T. Measuring delivery process performance［J］. The International Journal Of Logistics, 2000, 11(1): 75-87.
［6］汪鸣，冯浩.我国物流业发展政策研究［M］.北京:中国计划出版社，2002.
［7］马士华,申文.企业物流能力的影响因素及其交叉作业研究［J］.物流技术，2005,(4):5-7.
［8］谭清美，冯凌云，葛云.物流能力对区域经济的贡献研究［J］.现代经济探讨,2003,（8）：22-24.
［9］闫秀霞,孙林岩.区域物流能力与区域经济协同发展研究［J］.经济师，2005,（13）：257-259.
［10］陈虎,杨勇攀.区域经济发展与物流能力因果关系的实证检验［J］.统计与决策，2010,（9）：90-91.
［11］周泰,王亚玲,叶怀珍.区域物流能力与产业经济的灰色控制系统［J］.武汉理工大学学报，2009,（10）：168-172.
（一）哈罗德―多马模型分析
哈罗德-多马模型即“哈罗德-多马经济增长模型”，R.哈罗德和E.多马分别提出发展经济学中著名的经济增长模型。
（二）马科?帕加洛的AK模型分析
20世纪90年代金融发展理论对金融发展作用于经济增长的机制进行了全面而规范的解释，其中1993年马科?帕加洛用一个最简化的内生经济增长模型（AK模型）解决了哈罗德――多马模型储蓄率（s）和资本边际产出率（σ）为外生，以及I=S的均衡条件问题，对金融发展作用于于经济增长的机制给出了更现实合理的解释。
首先考察最简单的内生增长模型，认为总产出与总资本之间呈现出一次线性函数关系，如：（2）
其中，Y为总产出，K为资本总额，A为资本的社会边际生产率。Pagano还假定人口是稳定的，经济只生产一种产品，该产品既可用于消费，也可用于投资（如果用于投资，每期的折旧率是δ）。则T+1时期的资本总额等于T时期的新增投资加上净资本存量，则有：
对（6）式的分析，简明地揭示出储蓄率、储蓄转换为投资的比率Φ和资本的边际产出率A构成了区域经济增长的决定因素，任何影响这三个变量的因素都会影响到区域的经济增长，而区域金融发展对区域经济增长的影响也是通过影响这三个因素来实现的。无论是哈罗德―多马模型还是马科?帕加洛的AK模型，金融体系对经济的影响都是通过作用这三个机制，以下依次介绍这三种机制。
二、区域金融发展对区域经济增长的机制分析
（一）提高资本的配置效率
金融系统能够将资源配置到资本边际生产率最高的项目之中，从而促进经济增长。金融系统通过收集信息对各种可供选择的投资项目进行比较、筛选和评估，对收益较高，风险较大的项目提供风险分担，诱导和鼓励个体投资者投资于这类项目，同时金融系统能够分担流动性风险，使更多的资金配置到非流动性资产和更具生产性的资产上，从而克服了个体家庭出于对流动性冲击的谨慎考虑，只将资本投资于能随时变现的流动性资产，从而放弃了具有较高回报、较大风险和流动性较差的投资项目。通过这样的方式，区域金融发展可以提高资本的边际生产率，进而促进区域经济增长。
（二）提高储蓄向投资转换的效率
在储蓄转换为投资的过程中，家庭每一单位的储蓄只会产生少于一个单位的投资Φ，剩余部分（1-Φ）则以存贷差的形式流向银行，以佣金、手续费等形式流向证券经纪人和交易商，作为提供金融服务的报酬而被金融中介吸收即交易成本和信息成本。随着金融部门经营效率和金融发展水平的提高、金融市场竞争程度的加剧以及金融工具和产品的创新，使金融交易成本下降，投资者在利益驱动下积极主动的运用储蓄投向资本市场，储蓄―投资转化率将上升，从而提高经济增长率。
关键词：区域金融发展；经济增长；指标体系
中图分类号：F830.9 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）02-0-01
改革开放以来，我国各地区经济有了长足的发展和进步，影响经济增长的因素是多方面的，区域金融发展作为其中一个因素，在推动经济增长方面有着较大的影响力。下面通过探讨区域金融发展与经济增长全貌的关系，构建两者之间的存在的指标体系。
一、概述
区域金融发展和经济增长的关系由来已久。早在20世纪10年代，Schumpeter等人就已经指出区域金融部门的发展对该地区人均收入及增长率有积极作用，并且认为一个良好的金融系统能长期地促进经济增长，该论断后来得到了Goldsmith[1]实证研究支持。随着我国经济的不断发展，国内学者对区域金融发展和经济增长全貌也有一定的研究，许多学者不再只是拘泥于银行业范围，而是将研究领域拓展至金融中介、股票市场及证券市场等。较为成熟的研究结果指出，金融发展可通过影响储蓄率、提高资本配置和将高比例储蓄转换为投资等多方面促进经济增长，反过来，经济增长同样会促进金融的发展，两者之间存在相互促进的关系。目前，我国经济发展不平衡，区域分割情况较为明显，现选取浙江省为例，探讨区域金融发展与经济增长全貌之间的关系，并得出相关结论。
二、指标体系的构建与实证分析
（一）指标的选取及构建
（1）投入指标。衡量区域金融发展的指标常选取金融发展率和金融相关比率。金融相关比率指区域金融机构存贷款之和除以国内生产总值，该指标是最能反映地区金融结构及发展水平的指标。金融发展率则是金融机构贷款余额除以其存款余额，该指标体现地区金融机构变储蓄为投资的能力。理论上来说，股票市场和保险市场是我国地区金融市场较为重要组成部分，但考虑到我国股票市场和保险市场发展程度与发达国家相差甚远，且股票市场波动较大，保险市场发展不完善，因此，暂时将这两个因素对经济增长的作用忽略不计。即此处定义与区域金融发展相关的指标有金融发展率和金融相关比率。
（2）产出指标。最能衡量地区综合经济发展能力的指标是国内生产总值GDP，本文消除人力资本影响，将人均国内生产总值RGDP作为衡量经济增长产出的指标。
（二）实证分析
实证分析主要包括单位根检验、协整关系检验及格兰杰因果检验[2]。
（1）单位根检验。运用EVIEWS6.0进行单位根检验，人均国内生产总值、金融发展效率及金融相关比率在原始序列检验中不平稳，但金融发展效率在一阶微分序列中达到平衡，人均国内生产总值和金融相关比率在二阶微分时达到平衡，由此可得，原有序列在二阶差分的情况下是单整的，存在协整关系，接下来进行协整检验。
（2）协整关系检验。采用基于向量自回归模型的多重协整检验方法，进行多个变量之间的协整检验。检验结果表明，人均国内生产总值、金融发展效率和金融相关比率三者之间存在协整关系，接下来检验是否是因果关系。
（3）格兰杰因果检验。运用EVIEWS统计软件进行格兰杰因果检验，检验结果显示，在95%置信水平[3]下，金融相关比率与经济增长存在相互因果关系，而金融发展效率是经济增长原因的可能性不到20%，反过来则不到15%，所以说，金融发展效率并非经济增长最主要的原因。
三、构建区域金融发展与经济增长全面的指标体系
根据上述实证分析结果，可以从以下两个方面构建区域金融发展与经济增长全貌的指标体系。
（1）提高金融市场资源配置效率。在浙江省的金融市场中，1978年～2009年城乡居民人民币储蓄存款年末余额呈现增长趋势，这与我国整体金融市场的情况相符，但人民币存款余额平均增长速度与人民币贷款余额增长速度不同，这两者的不同使得金融发展效率较低，因此，要提高金融发展效率需要改善优化浙江省金融市场结构。浙江省金融市场多以国有商业银行为主，外资银行、股份制银行及非银行金融机构较少，浙江省应建立健全资本市场体系，发挥自身资源配置功能，促使资金自动流向投资效益高的企业。相较而言，浙江省非银行金融机构发展迅速，但其相关机制不健全，仍需加大监督力度，促使其为中小企业发展提供资金。总之，完善金融市场法律法规，提高金融中介资产运用质量，降低不良贷款率，促使金融市场资源配置的提高。
（2）发展股票市场和资本市场。股票市场能够有效促进经济增长，因此浙江省应促进该地区企业创新、上市，促使其发展水平的提升。我国有关股票的法律法规及相关机制尚未健全，因此需要政府出台相关的法律法规推动国内股票市场的进步。当然，资本市场、债券市场等均可以完善金融市场，促使企业投资渠道多样化，从而促进地区经济增长。
四、结语
现代社会经济发展离不开金融发展，完善、发展区域金融市场刻不容缓。国家和地方政府应该给予金融市场扶持和推动，确保相关法律法规和机制的贯彻执行，消除市场经济中的发展保护壁垒，发挥市场原则在金融市场中的作用，这样一来，金融市场才可以健康快速发展，同时也能促进经济全面增长。
参考文献：
[1]姜如汉.区域金融发展与经济增长的关系研究[J].商场现代化，2011，2（10）：91-92.
［关键词］经济增长；制度变迁；区域差异
作者简介：高 萍，女，武汉理工大学经济学院，副教授，武汉 430070西南财经大学博士后流动站，成都 610074孙群力，男，中南财经政法大学信息学院，副教授，武汉 430074
自1978 年开始制度转型以来,中国的总体经济增长水平不断提升,但同时,地区经济增长出现非均衡发展,地区间的差距呈现扩大趋势,表现在沿海和内地、东部与中西部的差距拉大。本文拟通过理论和实证分析,从产权制度进程和体制变迁这两个层面来论证制度因素是中国制度转型时期的地区经济增长差异的主要原因之一。
一、理论分析:制度转型和经济增长
现代经济增长理论曾经认为，一个地区(国家) 的经济增长基本上取决于要素投入，从而资本、劳动和技术等生产要素是经济增长的主要源泉，因此，对经济增长的研究主要是基于制度给定的理论假设来分析经济增长的事实。新增长理论的经验研究表明，“制度”是重要的，而且其作用也可以被模型化。[1]新制度经济学家最初从交易费用的角度提出制度与经济增长之间的关系（Coase,1937）。[2］(386-405)诺思从产权的角度研究了产权与经济增长的关系（North,1990）。[3]此外，研究者还从制度变迁、政治制度、法律制度和经济制度等方面来进行了探讨。[4]
在经济转型时期，制度变迁一方面通过经济增长制度结构的改变影响经济增长的要素形成,从而使资本、劳动和技术等生产要素的规模不断增长并使其潜能得以更大程度的发挥；另一方面,制度转型通过改变要素的激励机制而不断提高生产要素的效率,从而制度变迁引致的激励机制的改进也就成为经济增长的重要源泉。制度成为经济增长的一种资源,在很大程度上决定着其他因素的投资及其效率。并且，在缺乏有效制度的领域或地区,或者当一个国家处于新旧体制转轨时期,制度的效率是最高的。因此,研究中国制度转型以来的经济增长问题,必须把制度因素作为一个内生变量加以考察。然而，中国地区经济增长的制度环境和制度结构是非均质的，在渐进式制度变迁方式下,不仅存在制度转型进程的区际差异、而且还存在制度安排和制度创新的区际差异。因此，要完整地解释制度转型时期的区际经济非均衡增长,就必须从制度变迁的角度引入制度因素,建立新的分析框架来研究中国转型时期的区际非均衡增长问题。
二、制度要素的指标选取
为了阐明制度因素对区域经济增长的影响，我们首先需要确定制度因素的度量指标。本文主要分析的是正式制度。由于中国的制度变迁主要是从计划经济向市场经济的转轨，本文将经济体制变迁作为一个制度变量。产权制度是制度集合中最基本、最重要的制度。因此，本文分析的第二个变量是产权制度变迁。基于此，本文主要考虑了正式制度中的两个变量，即经济体制和产权制度。由于制度包含的内容极其丰富，正式制度涉及到方方面面，而本文采用的方法是面板数据分析方法，每一个变量都涉及到大量的时间序列数据和截面数据，因此，在选择制度变量时，既要考虑到变量的典型性和代表性，又要考虑到数据获取的可行性。
计划经济与市场经济的一个重要区别在于政府对经济的干预程度。本文用财政支出占GDP的比重来代表体制变迁，表示政府对经济的干预程度。需要说明的是，财政支出占GDP的比例这一指标通常又代表一个国家的政府规模，且存在着一个反映财政支出规模发展变化一般趋势的“瓦格纳法则”，即随着人均收入的提高，财政支出占GDP的比重也相应随之提高。但对于中国这样一个经济正处于发展中而且经济体制处于转轨时期中的国家，财政支出规模的发展趋势以及合理的财政支出规模水平，目前仍处在调整和探索之中。中国从改革开放开始到1996年，财政支出占GDP比重一路下滑，直到1997年才开始回升。因此，财政支出占GDP比例所代表的这一指标在1996年以前对GDP的增长有着负的影响，代表着向市场经济体制变迁的程度。而1997年以后，由于区域制度变迁的差异，在不同地区可能有不同的含义。对于市场经济体制变迁已基本完成的地区来说，它不代表经济体制变迁程度。而对于市场经济体制变迁还没有完成的地区，则仍然代表经济体制变迁程度。所以1997年以后，其对区域经济增长的影响是不确定的。
产权制度的变迁集中表现为产权结构由国有经济为主向多种所有制结构转变。由于国家统计局没有统计各种经济类型的GDP比重，本文用非国有经济工业产值占工业总产值的比重来近似地代表产权制度的变迁。这也是研究人员通常采用的一个指标。因此，本文关于制度变迁对区域经济增长影响的分析主要分析市场经济制度变迁和产权制度变迁对区域经济增长的影响。
三、包含制度要素在内的经济模型的构建及数据说明
（一）模型构建
为了阐明制度因素对区域经济增长的影响，我们将采用对生产函数进行估计检验的计量经济学方法，在此，选用资本、劳动、制度作为影响经济增长的三个因素来构建三要素模型。
根据历年的数据, 回归处理, 从而求出α、β、γ的值。
其中Yi,t为各省1978―2003年的国民经济产出,即GDP，α、β、γ为系数,SYSi,t表示各省1978―2003年的制度变迁水平,Ki,t是1978―2003年各省的资本投入,Li,t是1978―2003年各省的劳动投入,t为时间参数，ε表示随机误差项。SYS是一组表示制度的变量,由产权制度和市场制度构成（参见表1和表2）。它们分别是： RG表示产权制度变迁，由非国有经济工业产值占工业总产值中的比重来代表；PI表示经济体制变迁，由财政支出占GDP比重来代表。
根据前面的分析，资本投入、劳动力投入、产权制度变迁对GDP增长有着正的影响，因此，可以期望以上指标对GDP增长的弹性系数为正。随着经济改革的逐步到位和GDP的加快增长，财政支出规模的发展趋势以及合理的财政支出规模水平，仍有待于调整和探索。因此，财政支出占GDP比例这一指标在1996年以前对GDP的增长有着负的影响，而1997年以后的影响则不确定。
可以设想，由于各区域制度变迁速度、强度不同，非国有经济工业产值占工业总产值的比重和财政支出占GDP的比重对GDP增长的影响这两个制度变迁指标在四大区域具有较大的差异。
本文对中国的区域划分，是按地理区域将整个经济划分为四个区域，①分别为东部地区、中部六省、西部地区、东北地区。
（二）数据来源与说明
本模型统计分析数据主要来源于全国及各省市区的年度公报数据和统计年鉴，时间跨度为1978年到2003年。实际GDP系以1978年为100的GDP指数得出GDP平减指数，然后根据GDP平减指数得出，以消除物价因素的影响。各地区劳动力就业系采用当年全部从业人员数。
工业总产值和非国有企业产值的计算1998年前后统计口径不一致。1998年以前的非国有经济工业总产值是当年工业总产值减去国有企业工业总产值，1998年以后，统计年鉴上关于该项统计数据的统计口径改变了，非国有经济工业总产值是工业总产值减去国有及国有控股企业工业总产值。由于统计口径的改变，所以图2的非国有经济工业产值占工业总产值比重在1999年突然下降。这将在一定程度上影响回归分析结果。
关于资本存量K的测算方法是由Goldsmish于1951年开创的永续盘存法，它的基本计算公式为：
（2）式中，Kt表示第t年的资本存量，Kt-1表示第t-1年的资本存量，It表示第t年的投资，αt表示第t年的折旧率。
从现有的研究来看，测算中国的资本存量K有四个关键：基年资本存量的确定、固定资产投资价格指数Pk的确定、当年投资I的取舍、折旧额或折旧率的确定。[5]各省区实际资本存量根据永续盘存法Ki,t=(1+δ)Ki,t-1+Ii,t/Pi,t计算，为1978年不变价，基本上采用张军等人（2004）[6]的方法。
四、计量检验与结果分析
根据四类地区的划分，采用1978－2003年的面板数据，以1996年为分界点，分别研究1978－1996年和1997－2003年两个时间段各地区非国有经济工业产值占工业总产值的比重与财政支出占GDP的比重变化对GDP增长的影响。
由于重庆单列时间不长，本模型把重庆数据并于四川；海南和的相关数据缺省较严重，分析中没有考虑，以保持各年度统计数据的一致性；同时内蒙古在1979年的就业人员数缺省，所以在1978年到2003年间，28个省市区的分析样本数为727个。
在全国及四大区域的面板分析中，以LnY为被解释变量，LnK、LnL、PI、RG为具有相同系数的变量输入，并假设面板数据库各成员有相同截距，进行加权最小二乘法估计，对于D.W.值与2相差较大的估计结果，采用一阶（AR1）、二阶(AR2)或三阶(AR3)自回归的方法进行修正，考虑各系数在显著性水平较佳的情况下，进行取舍，选择理想的结果，以消除序列相关问题。表1和表2是用Eviews3.1统计软件进行回归分析的结果。表1分析的是1978―1996年时间段，表2分析的是1997―2003年时间段。
从表1的分析结果看，在1978―1996年间，全国及四大区域的模型调整后的R2均在0.99以上，从调整后的R2和F统计值来看，5个计量模型均具有十分显著的统计意义。在这期间，全国样本及东部、中部、西部、东北地区的地方财政支出占当年GDP比重的系数分别为：-0.219、-0.138、-0.403、-0.014、-0.815，均为负数，其中全国样本通过了1％的显著性检验，中部六省通过了10％的显著性检验，东北地区通过了5％的显著性检验。而东部和西部没有通过显著性检验。这说明全国样本及四大区域的市场经济体制变迁有很大差别，且各区域体制变迁对GDP的增长具有负的影响，但影响作用差别很大。东北地区的系数绝对值大于中部，说明东北地区政府对东北地区的经济干预大于中部，其市场经济体制变迁慢于中部。东部作为改革开放的前沿地带，市场化程度最高，市场经济体制变迁最快，政府对经济的干预最少，政府干预对经济的负面影响最小，因而地方财政支出占当年GDP比重对GDP增长的回归系数对GDP的影响不显著，表明至少从政府对经济的干预程度这一角度来看，在东部地区政府对经济的干预程度最少，市场经济体制已经初步建立，市场经济体制变迁已基本完成。表1中西部地方财政支出占当年GDP比重对GDP增长的回归系数也不显著，但根据经验判断，西部经济体制改革滞后于东部。进一步考察1978和1996年两个年度东部和西部这一指标的变化， 西部地方财政支出占GDP比重从1978年的18％降到1996年的11％，19年间仅下降了7个百分点，东部地方财政支出占当年GDP比重由1978年的14％降到1996年的0.07%，19年间下降了将近14个百分点。可见，尽管西部地方财政支出占当年GDP比重从1978年到1996年也在下降，但十分缓慢，到1996年，其比重仍相当大，这说明西部的市场经济体制变迁在1978到1996年间几乎没有发生实质性变化，由于自变量变化太小，对因变量GDP的变化不敏感，从回归分析的角度看，表现为其回归系数不显著，而回归结果正好说明了这一点。
从非国有经济产值占工业总产值比重的系数看，全国样本、东部、中部、西部及东北地区的系数分别为0.285、0.577、0.016、0.266、0.092，系数均为正，表明其对GDP的影响为正，但各区域的显著性水平不同，全国样本及东部地区通过了1％的显著性检验，说明从全国平均水平及东部地区看，产权结构的多样化、产权制度变迁对全国及东部地区GDP的影响非常显著，而中部和东北的系数没有通过显著性检验，表明这两个区域的产权制度变迁缓慢，国有经济比重较高，影响了地区经济增长。根据前面的描述性统计分析，西部整体来说，其非国有经济工业产值占工业总产值比重的变化趋势在四大区域中是最缓慢的，而西部该系数通过了5％的显著性检验，这与其经验判断不一致。进一步考察西部的非国有经济产值及工业总产值，可以发现，西部地区的工业总产值很低。1996年，西部地区非国有经济工业总产值为5972.15亿元，工业总产值仅为11665.23亿元，远远低于同年东部工业总产值56907.78亿元。西部工业总产值较低，导致其非国有经济工业产值占工业总产值比重较高，因而非国有经济工业产值占工业总产值比重的系数较大，可见，该系数通过了5％的显著性检验是由于西部地区工业总产值总数较小的缘故。
表2是1997―2003年的回归分析结果，由于时间序列较短，模型的D.W.统计量不理想，但也可从中大致看出，1997年以后，西部地区地方财政支出占当年GDP比重的系数对GDP增长的影响开始显著了，而非国有经济占当年工业总产值比重的系数对GDP增长的影响不显著，表明西部地区的市场经济体制变迁还未完成，产权制度变迁缓慢，非国有经济对GDP的影响不显著。东部财政支出占当年GDP比重对GDP增长的影响不显著，而非国有经济工业产值占工业总产值的比重依然很显著，与前一阶段的结论一致。其他区域则介于东部和西部之间。从全国平均水平来看，这一阶段地方财政支出占当年GDP比重的系数为0.057，且通过了1％的显著性检验，系数为正，表明从全国范围来看，市场经济体制变迁已大体完成，但瓦格纳法则是否开始起作用还需深入研究；非国有经济占当年工业总产值比重的系数为0.025，并通过了1％的显著性检验，表明产权结构的多样化对GDP增长的影响显著。
五、结 论
本文设定了衡量制度变迁的两个指标，即用财政支出占当年GDP比重表示的经济体制的变迁，用非国有经济工业产值占工业总产值比重来表示的产权制度的变迁，并用这两个指标分析了中国改革开放以来制度变迁对中国区域经济增长的影响。从以上实证分析中，我们得出如下结论及政策建议：
1.制度变迁对中国经济增长的影响在不同区域有显著的不同。东部地区地处改革开放的前沿地带，目前无论是市场经济体制变迁还是产权制度变迁均走在全国前列，中部和东北地区居中，而西部地区市场经济体制改革、产权制度变迁缓慢。制度变迁的这种差异是区域经济增长差异的原因之一。因此，推进区域之间制度的协调发展应该成为推进区域协调发展的重要着力点。
2.推进制度变迁是不同的区域加快经济增长的重要战略选择。东部地区要在市场经济体制框架已基本建立的基础上，不断完善市场经济体制，完善所有制结构。中部、东北和西部地区应加快市场化道路的步伐，深化产权制度改革。特别是要适当减少政府对经济的干预程度，让市场在经济中充分发挥作用。
注 释：
①本文对四大区域的分类如下：东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东，中部六省包括山西、安徽、江西、湖南、河南、湖北，西部地区包括四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古，东北地区包括黑龙江、吉林、辽宁。
主要参考文献：
［1］夏威尔・萨拉－伊－马丁．15年来的新经济增长理论：我们学到了什么？［Z］．比较， 北京：中信出版社2005（19）．
［2］ Coase Ronald H. 1937, “The Nature of the Firm”, Economics,(4).
［3］North D.C., 1990, Institutions, Institutional Change, and Economic Performance, New York: Cambridge University Press.
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［5］张 军，章 元．对中国资本存量K的再估计［J］．经济研究，2003（7）．
关键词 经济增长；中等职业教育；西部地区
中图分类号 G718.3 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2012）01-0048-05
一、引言
目前，我国正处于经济转型时期，经济发展与产业结构的优化升级对社会提出培养更多具有专业技术劳动力人才的需求。教育是促进人力资本形成的重要因素，二战后英、美、日等国经济快速发展的实践证明，职业教育在经济起飞阶段发挥着重大作用。我国西部地区经济发展比较落后，且与东部差距逐渐拉大，目前的国家西部大开发战略，对劳动力提出了更高要求。研究西部地区中等职业教育与经济增长的相互关系，对于进一步均衡西部地区教育经济发展具有重要意义。
二、理论基础及其相关研究
对教育与经济增长理论的探索经历了一个不断发展深化的过程。罗伯特·J·巴罗将技术进步作为生产要素引入生产函数模型中，证实了技术是进步的因素，实际上进一步从现代经济增长经济学的角度把教育当成经济增长的内生变量，间接证明了教育对经济增长的促进作用[1]。人力资本理论学派的创始人西奥多·舒尔茨对美国教育投资对经济增长的关系作了定量研究，认为人力资本和物力资本都是经济发展不可或缺的生产性投资，人力资本投资的作用大于物力资本，而教育是形成人力资本的重要源泉，能够通过提高人的能力来提高劳动生产率[2]。20世纪80年代兴起的“新增长理论”学派认为，由知识积累和人力资本积累引起的技术进步是经济增长的重要源泉，科学技术在经济发展中发挥着重要作用。教育不仅发挥着强大社会经济功能，而且具有智力投资的经济效用[3]。
一直以来，国内外学者都对职业教育与经济增长的关系进行了大量研究，尽管采用不同的计算模型对各个时期进行的具体估算与分析，但结果都证明教育是经济增长的重要因素，对经济增长具有较大的贡献率。明塞尔对世界各国教育对经济增长的贡献率进行了核算，认为受教育年限每增加1年则收益增加5%~15%[4]。罗对98个国家1960~1985年间教育与经济增长率之间的关系进行了回归分析，认为教育与经济增长的相关系数为0.73[5]。曼奎计算出教育对一些国家经济增长的贡献率为22.3%[6]。
叶茂林测算出我国教育对国民收入的贡献率为31.17%[7]，胡永远测算为8.7%[8]，崔玉平测算为8.84%[9]。姚益龙、林相立对广东、上海和浙江3省市教育对经济增长的产出弹性系数和教育对经济增长的贡献率进行测算发现，3个省市的教育对经济增长皆有积极作用[10]。郭新华、于骁王月的分析结果表明，我国教育投资与经济增长之间既存在长期的均衡关系，也存在短期的动态关系，其长期弹性和短期弹性分别为0.766和0.85[11]。吴文辉的研究表明，湖南高职教育在1990~2008年间对经济增长的贡献率较其他各级教育偏低[12]。杨毅、谭界忠用改进模型计算出，2001~2008年我国中等职业教育对经济增长的贡献率为0.088%，认为我国教育尤其是职业教育对经济增长的贡献率偏低[13]。王培俊、王立平研究认为，我国职业教育经费投入以及职业院校毕业生人数与区域经济增长之间存在较为显著的正相关性[14]。基于对1998~2007年数据的验证表明，我国职业教育与经济增长之间不仅存在长期稳定的均衡关系，而且呈正相关，职业教育发展是经济增长的原因[15]。刘晓明、王金明通过分析浙江省2001~2009年高等职业教育对经济增长的贡献率得出，高等职业教育能够积极推动浙江省经济增长[16]。
通过对相关文献的梳理可以发现，已有研究成果主要集中在对高等教育、高等职业教育对经济增长的关系研究，对中等职业教育的研究不足。《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010-2020年）》明确指出，发展中、高等职业教育是推动经济发展、促进教育、改善民生、解决“三农”问题的重要途径，是缓解劳动力供求结构矛盾的关键环节，必须把中、高等职业教育摆在更加突出的位置。中等职业教育对经济社会发展很重要，特别是在经济发展比较落后的西部地区，关注中等职业教育与经济的关系更是一个不可忽视的问题。本文拟对我国西部地区1990~2009年的中等职业教育发展与经济增长关系进行实证研究，并根据研究结论提出相应的政策建议，以实现西部地区中等职业教育与经济的均衡发展。
三、指标的选取与分析
（一）数据来源与指标选取
本文选取我国西部地区11个省、1个直辖市1990~2009年的数据作为样本。数据来源于历年《中国统计年鉴》，其中2006年的西部地区从业人数在当年统计年鉴上没有，通过对2006年的平均增长率进行测算得到。模型选择以地区生产总值（GDP）为因变量，中等职业教育毕业生数（BYRS）、劳动资本投入（CYRS）、固定资产投入（GDTZ）为自变量。通过EVIEW6.0软件，画出各地区GDP与BYRS，CYRS以及GDTZ的散点图，可以发现GDP与BYRS、CYRS以及GDTZ间存在一定的线性关系。
（二）西部地区中等职业教育与经济增长的实证分析
1.单位根检验
时间序列计量分析需要样本是平稳的单位根过程，否则就存在“伪回归”问题。单位根检验采用ADF检验法，单位根检验的最佳滞后阶数由Eviews 6.0按照AIC（Akaike Information Criterion）准则确定，使AIC值越小的滞后阶数越佳；依据原变量和差分变量的趋势图确定各自具体的检验类型，即是否带截距项或趋势项。通过ADF单位根的检验结果表明，变量inGDP、inBYRS、inCYRS、inGDTZ水平序列的ADF值在10%的显著性水平上均大于各自的Mackinnon临界值，不能拒绝单位根假设；通过一阶差分后，DinGDP、DinBYRS、DinCYRS、DinGDTZ的ADF值均小于20%显著性水平下的Mackinnon临界值，应拒绝单位根假设。因此，inGDP、inBYRS、inCYRS、inGDTZ是非平稳时间序列，一阶差分后平稳，从而满足进行协整检验的前提条件，可以开展它们之间是否存在长期均衡关系的协整检验。
2.协整检验
协整理论是研究非平稳时间序列变量的一个强有力的理论工具，它使刻画非平稳时间序列变量之间的平稳关系成为可能。协整检验有两种基本方法：一是Engle-Granger两步检验法，其只能检验两变量协整关系的存在性；二是Johansen协整检验法(即JJ检验法)，这是一种采用极大似然估计法检验多变量之间协整关系存在性的方法。由于Johansen协整检验法是一种以VAR模型为基础、具有良好的小样本特性并被广泛运用的多变量协整检验方法，所以本文采用Johansen协整检验法对各变量之间协整关系的存在性进行检验。由于Johansen协整检验法对于滞后阶数的选取十分敏感，所以在进行Johansen协整检验之前应该合理确定协整检验的最优滞后阶数，而Johansen协整检验的最优滞后阶数比无约束VAR模型的最优滞后阶数小1。基于选取尽可能较大滞后期的原则，依据滞后期长度标准确定无约束VAR模型的最优滞后期。LR、AIC、SC三个评价指标上建立VAR（3）模型，即VAR模型的最优滞后阶数应为3阶，见表1。基于此，可以确定Johansen协整检验的最优滞后阶数应为2阶。根据各变量ADF单位根检验结果，可以选定Johansen协整检验类型应为：协整方程具有截距项，但不含时间趋势项。在以上设定的基础上，可得到Johansen协整检验的轨迹统计量检验和最大特征值统计量检验的结果，见表2、表3。可见，在1990~2009年间，inGDP、inBYRS、inCYRS、inGDTZ之间存在协整关系，即长期稳定的均衡关系，以inGDP为被解释变量的标准化协整方程如下：
inGDP=-0.741825-0.118162*inBYRS+0.54198
3*inCYRS+0.757256*inGDTZ
3.协整检验结果的经济含义
鉴于inGDP与inBYRS、inCYRS、inGDTZ之间具有长期稳定的均衡关系，本文可以对标准化协整方程解释为：
第一，若其他影响因素保持不变，则西部地区中职毕业生人数每提升1个百分点，当地GDP实际增加值减少0.12个百分点，中职毕业生人数的增加对当地GDP的贡献值为负。近些年来，西部地区由于其经济发展比较落后，导致大量中职毕业生外流到发达地区，留在当地就业的较少，但是，他们又在受教育的同时消耗了大量资源，从而对当地经济增长产生负面影响。
第二，若其他影响因素保持稳定，则西部地区从业人数每增长1%，当地GDP实际增加值增加0.54%，说明西部地区从业人数对经济增长的杠杆效应为0.54倍。
第三，若其他影响因素保持不变，则固定资产投资每增长1%，当地GDP实际增加值增长0.76%，说明西部地区教育基础设施还有很大的投资空间，教学设备、器材、场所等硬件建设投入还需继续提高。
4.格兰杰（Granger）因果检验
我们已得出西部1990~2009年间中等职业教育毕业生人数的增加没有促进经济增长，而从业人数、固定资产投资的增加是促进经济增长的重要因素的结论，但是对于西部地区经济的增长是否会增加中职毕业生的从业人数，或者说是否会吸引一部分毕业生留在当地工作的问题，笔者拟运用格兰杰因果关系检验法予以尝试性解答。通过检验可知：
首先，在10%的显著水平下，在滞后一期inCYRS是inGDP的格兰杰原因，但是在滞后2~4期，inCYRS不是inGDP的格兰杰原因，说明在一年里，inCYRS是导致inGDP增长的直接诱因，在2~4期，inCYRS对inGDP的影响并不明显；另一方面，在10%的显著水平下，inGDP不是inCYRS滞后1~2期的格兰杰原因，只是inCYRS滞后三期的格兰杰原因，表明西部地区的经济增长，在1~2期里对吸纳中职就业人员并没有促进作用，表明在当前教育改革的情况下，部分企业单位仍存在以学历招人的情况，对中职学历的技术人员引入不足。
其次，在10%的显著水平下，在滞后1~4期，inBYRS不是inGDP的格兰杰原因，说明在1~4期里，西部地区中职毕业生对经济增长的影响因素很弱，表明西部地区的中职教育发展情况比较落后，对地方经济的发展没有起到应有的作用；另一方面，在滞后1~4期，inGDP也不是inBYRS的格兰杰原因，说明随着西部地区经济的发展，社会对中职毕业生的需求并没有增加，表明西部地区在中职毕业生就业结构调整上还存在一些问题。
四、结论与建议
从上述分析可知，西部地区中等职业教育与经济增长存在长期稳定的关系，但是它对西部地区经济增长的影响程度比较弱，说明西部地区中职教育发展比较落后，中职毕业生的就业机制不够完善，中职毕业生外流现象比较严重，中等职业教育对西部地区经济增长没有起到应有的作用。针对这一现状提出以下政策建议。
（一）加大中职教育投入
“穷国办大教育”是我国教育的最大特点，而西部地区受经济条件的影响，长期以来对中等职业教育的投入与东部差距很大，财政预算内职业教育经费占整个财政预算内教育经费的比例有所下降，办学条件亟待改善[16]。而且由于教育的投资回报时效性比较弱，在急功近利的思想影响下政府也容易忽视中等职业教育的投入。因此，要想实现西部地区中等职业教育对经济增长应有的贡献，需要进一步加大对中等职业教育的投入，改善中等职业教育办学条件，提高教育质量及办学效益，培养适合本地发展需求的人才，反过来推动地区经济发展，从而促进西部地区中等职业教育与经济的均衡发展。
（二）完善中职教育毕业生就业机制
就业问题关系到社会的稳定，就业率是衡量一个地区经济社会协调发展的基本指标。从上述实证分析可知，西部地区中职教育没能很好地促进经济发展，即中等职业教育有投入却没有产出，很大原因在于毕业生没有能够在当地就业。这一结论与马桂珍的研究结果一致，其对甘肃安定区中职毕业生就业情况调查发现，90%以上的中职毕业生是由学校组织输送到东南沿海等发达地区进行实习，继而留在当地就业的[17]。因此，政府和学校在扩大就业规模总量的同时，也要重视结构性的就业矛盾。在大力发展经济的过程中，要注重调整产业结构、技术结构，并适度增加就业岗位，以关注和扶持中职毕业生就业。
（三）优化西部地区中职学校的专业设置
社会变革与进步必然对教育发展提出相应要求，因此，教育改革需要不失时机地走在时代的前列[18]。国家在进行西部大开发和产业结构调整与升级的同时，也要对西部地区的中等职业教育结构进行改革与调整。各地中等职业学校应根据当地的经济发展水平、企业发展阶段和发展需求探索各具特色的发展战略。在开展东西部中等职业教育合作的同时，还要重点扶持西部地区涉农、民族工业等专业的发展，吸引中职学校毕业生在当地就业，从而促进当地经济发展。
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Empirical Research on the Relationship between Secondary Vocational Education and Economic Growth in the Western Region
——Based on the Empirical Examination of 1990-2009 Data
WANG Hai-yan, SHEN You-lu
(School of Education, Guangxi University，Nanning Guangxi 530004, China)
关键词：知识产权 网络创新 区域经济增长
中图分类号：F719 文献标识码：A 文章编号：1672-3791（2017）03（a）-0215-02
熊彼特（Schumpeter，1942）首次提出创新在经济增长中具有重要作用。他认为，在现代经济中，企业家控制和调整土地、劳动和资本等生产资料，从而实现最有效率的生产，这是经济发展的核心。然而，他人的模仿和使用企业家投入大量成本研发出来的产品，轻松分享企业的经济利益，会打击和削弱企业家创新的动力和信心。因此，知识产权保护制度就显得特别重要。知识产权制度赋予创新和研发成功的企业对产品的专有处置权，是企业在市场竞争中获得权力和优势，最终在不完全竞争的市场中获取足额经济租金。市场活力反过来继续刺激研究开发活动。熊彼特在创新理论中主要体现了两个方面的观点。第一是经济长期增长与静态配置之间的矛盾，第二是技术创新的积极性在很大程度依赖短期垄断的经济利益。我们可以由此得出知识产权如何作用于经济增长，即为企业提供短期垄断地位。短期垄断的经济利益赢取了企业对创新和新技术的投资；而伴随着新技术普及应用和时间的推移，企业家继续投资更加新和先进的技术并形成新的垄断并获利，社会经济在此过程中也不断向前发展。伊利奇・考夫、王黎萤等、彭福扬等认为，知识产权制度的激励和保护作用在技术创新中地位重要，但是要适度；过度和不足的知识产权保护均会阻碍技术创新。知识产权保护过度会造成市场中知识产权相关产品的价格提高，产品的销售和推广受挫，创新的速度减缓，创新的成本增加；保护不足则会造成企业创新利益降低，技术创新的热情降低。因此，知识产权战略制度和产品技术创新之间的均衡协调发展才是促进经济发展的重要因素。
在熊彼特研究的基础上，学者倾向于认为创新主要包含五种形式。首先，创新指引进新的或经过改进的产品。其次， 创新指采用新技术。然后，指引入新组织结构。再次，创新指发现新市场。最后，创新也包括适用（Balzat，2002）。以上五种创新形式，都具有使生产力增长的潜力，并由此提高企业竞争力。
新世纪以来，人们对创新的认识和研究不断深入，普遍认为技术创新是经济发展最主要的动力，而技术创新的本质是依赖于广泛相关知识的积累和发展的创新过程（Fischer，2001）。安德森和卡尔森（Andersson和Karlsson，2002）从创新参与者相互作用的角度界定创新，即创新是公司和相关利益者相互合作和作用的表现，利益相关者包括消费者、生产者、承包商、顾问、政府机构、研究机构和大学等。
技术创新既是经济持续增长的动力，也是经济增长方式转变的源泉。知识产权保护促进技术创新和技术进步的主要方式是优化技术创新环境制度、激励创新和增加知识存量。彭福扬等（2012）利用2000―2009年我国内地28个地区的面板数据进行实证研究。研究结果表明，提高知识产权保护水平和加大技术创新投入都能够促进我国经济增长方式由粗放型向集约型转变。金永红和吴江涛关于知识产权对经济增长方式的影响研究表明，在知识经济时代，知识产权战略成为了主要的生产要素和创造性竞争的基础，是带动经济发展的主要动力。华鹰的研究表明，技术进步较资本和劳动而言对经济增长的贡献更大，实施知识产权战略可以明显地促进经济增长。冷民等研究认为，国家在制定创新体系和知识产权战略时要结合本国企业发展情况和发展需求，适应本国国情和经济发展实际。赵彦云和刘思明运用我国1988―2008年的省级面板数据，用全要素生产率反映经济增长方式，实证检验技术创新（不同类型专利）对经济增长方式的影响，结果表明：1997年前发明专利对全要素生产率没有显著影响，而1998―2008年间发明专利对全要素生产率的影响远大于实用新型专利和外观设计专利，即证明在现阶段我过经济增长方式转变时期原创型创新起到了关键的作用。
技术创新可以促进区域经济增长，从而提高区域生产率和竞争水平，也可以促进区域产业结构的调整和升级，从而成为区域经济发展的主要动力。在现代经济理论中，技术创新和人力资本是经济增长的地位越显重要。创新水平的高低与经济增长的快慢息息相关。近年来，一些学者在实证层面检验了创新与区域经济增长的关系，例如，巴丁杰和汤德尔（Badinger和Tondl，2002）采用增长核算方法，对欧盟区域增长的来源进行了研究，验证了创新水平决定区域经济增长。
为了在区域内形成有利于创新的制度环境，在高新技术产业区发展的过程中，区域内存在的制度应该在两方面体现它的作用，即：降低创新中的不确定性和交易费用，同时提高对创新的奖励。区域内包括企业、大学、研究机构、地方政府等组织及其个人在内的各行为主体，不断交互作用与协同创新，彼此建立起各种正式或非正式、能够促进创新的和相对较稳定的关系，称为区域创新网络。在创新网络中，创新活动是一种群体活动、分散决策的过程，新技术、新需求或新想法产生于某一节点后，就会顺着网络的连线在整个网络中传递、反馈、交互循环、反复流动（ 赵慕兰等，1997） 。企业作为创新网络中的重要参与者，根据不同技术和信息整合和配置资源，并通过所处的创新网络进行扩散和外溢。在这个过程里，各个相关主体协调和相互作用，在此基础上形成创新。
区域的创新网络主要包括两个方面的内容。第一，在界定区域创新网络时，首先是指区域内正式的合作网络。这些正式的合作网络主要是指区域内产业链条上下游各个环节的价值创造活动（包括企业的产品服务设计、技术开发、生产制造、营销销售等）中行为主体与利益相关的主体之间建立的长期稳定的关系网络。例如，企业和高校（或科研院所）在技术开发与合作、知识扩散、产品设计等活动中形成的研发网络，企业之间合资、分包、战略联盟过程中形成的合作交易网络，公共事业单位、中介机构与企业之间合作形成的培训教育网络等。这些网络的共同特点是知识在其中的传递与扩散主要通过编码来实现，而且网络本身也可以通过有形的客观存在形式表现出来。第二，在区域创新网络中，还存在非正式（ 或非契约） 关系，即地方行橹魈逑嗷プ饔猛络，主要包括企业家之间、企业内部员工与高校或研究院所人员、行政事业单位人员等非市场交易活动中建立的公共关系网络或个人间人际关系网络，企业中管理者、员工、专业技术人员、生产工人等内部各个层级之间的交流网络，区域内自身所固有的基于共同的社会文化背景而建立的人与人之间的社会网络关系。这些网络的共同特点是建立在非正式的交流与接触中、频繁交易或合作过程中彼此信任，相对比较稳定。在这种非正式的网络中，知识的扩散与传递一般是依靠非正式的交流或者大量频繁的合作交易而进行的。隐含经验类知识在这种非正式的网络中可以得到更加有效地扩散和传递（Saxenian，1994）。人力资本和知识产生的社会化过程也可以得到更为有效的推送，知识创新速率提高，区域竞争力得以有效地保存。
在上述基础上，我们提出知识产权保护、区域网络创新的基本构架（如图1）。
传统的区域经济学在产业集聚、创新网络和区域经济发展的研究主要集中在在研究产业的空间活动过程中资金、劳动力，或者经济或产业的外部性，对知识、技术等要素对区域经济发展的影响也只停留在单要素分析和点状分析，而忽视了知识、技术、资金、劳动力等要素在空间地域上投入与效率的网络复杂关系。而网络创新将区域经济内不同的行为主体和内外部环境要素有机地结合起来；同时，将知识产权保护作为改变网络行为主体间关键要素研究网络创新对区域经济增长的机制，不仅是我国“创新驱动发展”和“知识产权保护和运用”的结合，也对揭示区域经济发展中制度创新具有重要的意义。后续的研究将致力于网络中行为主体间的有效互动方式和知识产权保护促进区域经济发展的实证研究。
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一、改革开放以来浙江经济的两次转型
改革开放30年来，浙江从一个相对封闭的传统农业经济发展成为开放的、以现代工业为主体的经济体，无论是经济结构还是体制都发生了巨大的变化，综合经济结构、经济体制和发展阶段等诸方面因素，我认为，过去30年浙江经济发展已经实现了两次转型：
第一次转型以农村工业化和建立有计划商品经济为主要内容，具体时间是从1978年开始到1991年。这次转型的主要特点：一是政府直接推动或主导，以后，省委省政府连续三年（即从1979―1981年）颁布允许和鼓励个体私营经济发展的政策文件，并从税收、土地、资金等方面大力支持个体私营经济发展；二是大力推进农村工业化，从20世纪80年代开始，浙江重视发挥区域比较优势，大力发展包括个体私营企业在内的乡镇工业，逐步形成了以劳动密集型产业为主体、轻小集加为基本特征的区域工业结构，促进区域经济从以农业经济为主向工业经济为主转变；三是开放建设以小商品市场和其它各类专业批发市场为核心的市场网络，并通过“两头在外”、贸易兴省战略，促进产品经济向商品经济转变，初步实现了从内向型经济向外向型经济的转变。
第二次转型以城乡结构优化和市场化改革为主要内容，具体时间从1992年党的十四大明确提出“社会主义市场经济”，十四届三中全会作出《关于建立社会主义市场经济体制若干问题的决定》开始，到2001年底我国加入WTO之前。第二次转型的主要特点：一是以市场化改革为核心，党的十四大明确提出建设社会主义市场经济的总体目标后，在“整体推进、重点突破”的新改革战略指引下，市场化改革开始覆盖经济体制的各个方面，如推进以产权制度改革为主要内容的企业改革改制，完善以公有制为主体多种所有制共同发展的所有制格局，深化社会保障制度、金融体制、土地使用制度改革等；二是与市场化改革相适应，加快政府职能转变，一方面，政府作为市场化改革发动、组织和实施的主体，积极推进社会主义市场经济体制的建立和完善；另一方面，作为传统经济体制和经济活动的主导者，在市场化改革中，政府也适时调整自身的职能，在积极扶持企业做大做强的同时，不断减少对微观经济主体的控制和干预；三是为适应工业化快速推进，以促进资源和生产要素集聚、培育区域增长点为内容的城乡结构调整步伐加快，产业和人口向中心镇和大中城市的集聚明显加快，以大中城市为中心、中心镇密集的都市带或城市群成为区域经济的核心增长极；四是对内对外开放并举、全方位开放的格局初步形成，商品、资本以及劳动力等各类生产要素跨区域流动趋势加剧，本土企业开始走向跨区域发展。
经过两次转型，从体制上看，我们初步建立了社会主义市场经济体制的基本框架，培育了一大批富有活力的市场主体，市场机制日趋完善且在资源配置中的地位得到广泛尊重，作用也不断得到强化；从发展阶段看，伴随着工业化进程的快速推进，依托具有浙江特色的区域产业体系和丰厚的民间资本积累，可持续的区域经济内生发展机制正在不断完善，城乡和区域发展的协调性得到加强。成功转型为区域发展提供了新动力与保障，应该说，与改革开放初期相比，浙江已经从一个相对封闭的、以传统产业为主体的经济体系发展成为全方位开放的、以工业为主体的快速经济发展体。
二、当前浙江经济转型面临的新趋势新特征
随着2001年12月中国加入WTO、2002年党的十六大召开、2003年十六届三中全会做出《关于完善社会主义市场经济体制若干问题的决定》，明确提出“第一要义是发展，核心是以人为本，基本要求是全面协调可持续，根本方法是统筹兼顾”的科学发展观等一系列重要思想和重大事件的影响下，浙江经济发展的环境发生了重大变化。从宏观层面来看，一是为适应WTO的多边贸易体制规则，市场化改革进一步加快，并促进宏观体制改革向纵深拓展，改革内容从经济体制改革扩展到政治体制改革、社会体制改革和文化体制改革等领域，即进入到全面改革阶段。二是伴随着我国加入WTO，我国经济开始全方位融入全球化进程，这对以民营经济为主体的我省微观经济主体的行为和竞争力提出了更高的要求。三是与经济社会发展水平相适应，国内需求结构快速升级。四是为贯彻落实科学发展观，全面建设小康社会，中央明确提出了新时期的发展战略，要求更新发展理念，创新发展模式，加快发展方式转变。
从浙江自身发展趋势看，随着发展阶段的变化和发展水平的提高，决定或影响区域经济发展的各种因素都呈现出一系列新的变化和趋势。第一，改革开放以来区域经济高速增长赖以依托的要素资源出现严重短缺。低成本要素资源不仅是浙江高速发展的重要支撑，更是构成区域经济低成本扩张和价格市场竞争力的核心，然而在今天却难以继续以原有的方式支撑经济发展；第二，长期以来支撑经济发展的传统优势产业和低端产品，不仅难以适应当前的宏观需求结构，而且在人民币升值、生产成本上涨以及国际贸易磨擦日益递增的趋势下，在国内外市场的竞争力显著下降，出现“被全球化”、“被边缘化”倾向；第三，随着全国范围内的社会主义市场体制框架的建立，原有的区域性体制优势已不复存在，然而，无论是政府职能还是促进区域经济发展的体制机制，与规范的市场经济制度还存在着显著的差距；第四，发展的协调性得到更广泛的关注，如果说，在以往的发展中，我们更多关注的是“增长优先”、“增量发展”的话，随着全省人均GDP达到5000美元，经济社会发展进入一个新的阶段，越来越多的人开始把目光集中在不同区域、城乡之间、经济社会以及人与自然等各个领域各个层面发展的协调性上，在关注经济综合实力和区域竞争力的同时，更加注重民生的改善，等等。
上述这些新的变化和趋势，预示着当前浙江经济发展正面临着一次新的转型。改革开放以来的发展实践表明，每一次经济转型，始于困惑与挑战，成于创新，关键在于如何审时度势，把握主动。与以往两次经济转型相比较，这次经济转型有两个重大背景需要我们关注和把握：一是工业化、信息化、城镇化、市场化、国际化新趋势对区域经济发展的影响，特别是这“五化”之间的互动对当代经济社会发展趋势以及区域发展方式和产业结构的影响。二是当前我省人均GDP正从5000美元向8000―10000美元跨越，这意味着经济发展进入到更高阶段，毫无疑问，在新的发展阶段，区域产业结构、发展动力以及发展协调性等等方面都将呈现出一系列新的趋势和特征。在这些趋势和特征中，我们需要把握的是，哪些趋势和特征是健康的、合乎规律的，哪些趋势或特征是需要避免、化解或努力转变的。
三、加快经济转型促进发展方式转变的思路
当前和今后一个时期浙江经济转型的主题是，一是根据现代市场经济要求，积极推进市场经济法治建设，进一步完善社会主义市场体制。市场经济是法治经济，它要求法律和制度成为规范和调整社会关系和经济关系的常规手段：市场主体的资格需要法律的确认和保障；市场主体的行为要用法治来确认和规范；市场经济秩序要用法治来保障；宏观经济调控需要法治来完善。二是在国际化信息化背景下，发挥动态比较优势，建立具有浙江特色的现代产业体系。促进产业结构优化升级是推进浙江工业化和现代化的核心，它要求在充分发挥区域动态比较优势的基础上，积极利用信息化和高新技术产业，构筑新的竞争优势，提升区域产业体系在全球生产网络中的地位和层次。三是在全球化和区域一体化趋势下，推进空间结构优化，统筹协调城乡和区域发展。要在综合考虑经济增长、人口集聚和资源环境承载能力相互关系的基础上，加快都市经济圈规划和建设，进一步统筹城乡和区域协调发展。
应该说，经济转型与发展方式转变在本质上是一致的，只是经济转型比发展方式转变具有更加深刻的内涵，它不仅包括了发展方式转变，而且也内含着市场经济体制的深化与完善。从这个意义上说，转变发展方式也是加快经济转型的应有之义。
根据浙江发展的现实，要加快经济转型，应该把握以下几个方面：
第一，进一步实施创新强省战略，促进经济增长从投资驱动向创新驱动转变。随着原有增长动力的不断弱化，从投资驱动向创新驱动转变，既是转变经济发展方式的必然途径，也是经济转型的重要标志。创新驱动的核心在于突出企业创新主体的地位，积极提升区域自主创新能力，联动推进知识产权战略、标准化战略和品牌战略，使创新成为企业和区域产业竞争力的核心。
第二，实施人力资本强省战略，提高区域要素禀赋结构素质。区域要素禀赋结构是比较优势的核心。随着经济发展阶段的提升，以低成本低价格为核心的比较优势已难以维持。无论是构筑新的竞争优势，还是促进新一轮创业创新，都必须依托高素质的人力资本。实施人力资本强省战略，要把重点放在全面提升我省高等教育质量，吸引全国优秀生源到浙江高校就学，从而为我省创业创新提供丰富的高素质人才资源。
第三，加快区域产业升级，构筑具有浙江特色的现代产业体系。浙江特色的现代产业体系必须是以信息技术等高新技术为基础、以浙江创造为核心。要积极把握全球产业发展新趋势新特点，积极引导和扶持一批以信息技术为基础的现代物流、电子商务等新型业态和商业模式，加快发展高新技术产业和知识密集型服务业，主动淘汰一批低附加值高能耗高排放的传统产业和劳动密集型产业，优化区域产业结构。
第四，以都市经济圈为支撑，促进城乡和区域协调发展。区域经济一体化既是空间结构优化的必然要求，也是促进城乡和区域协调发展的基本要求。本着经济增长、人口集聚和资源环境生态承载能力相协调的原则，以三大产业带为依托，进一步优化要素资源的空间布局，促进人口和产业在更大范围内的集聚发展，使都市经济圈成为区域经济发展的新增长极。
第五，深化体制改革，加快建设服务型政府。完善法律法规、健全执法机制、转变政府职能是深化完善市场经济体制的主要内容。在现代市场经济条件下，政府不是创造财富的主体而是服务的主体，要努力为城乡居民和各类市场主体提权保护、激励竞争、规范市场秩序、创业创新等相关的基本公共服务，要加快推进资源要素配置的市场化改革，完善资源要素价格的市场化形成机制，积极发展风险投资、创业投资等专业性要素市场体系，积极推进公事的市场化改革。
