1.2工业用水量变化工业用水包括火力发电、规模以上企业和规模以下企业等。火力发电用水占工业用水量的10.29%，规模以上企业占工业用水量的45.49%，规模以下企业占工业用水量的44.22%。邢台市规模以上工业企业占工业主导地位，采用2001－2012年规模以上工业企业年用水量以及对应的工业增加值进行对比分析，在用水量相对稳定的情况下，工业增加值成倍增长，由2001年的90.94亿元，到2012年增加到600.6亿元，平均年增长46.3亿元。图3为邢台市规模以上工业企业用水量和工业增加值过程线。工业用水重复利用:①减少废水外排，污染环境;②可以节省大量处理费用［5］。邢台市工业节水从淘汰落后用水工艺设备产品，加强重点行业定额管理，积极推广水资源循环利用和工业废水处理等措施。加快淘汰落后高用水工艺、设备和产品。依据《重点工业行业取水指导指标》，对现有企业达不到取水指标要求的落后产能，加大淘汰力度。组织研究工业节水器具、设备认证评价制度和实施方案，工业节水器具和设备目录，加快推进工业节水器具和设备认证评价工作，适时推进市场准入制度［6］。切实加强重点行业取水定额管理。严格执行取水定额国家标准，对钢铁、染整、造纸、啤酒、酒精、合成氨、味精和医药等行业，加大已取水定额国家标准实施监查力度，对不符合标准要求的企业，限期整改。加快完善取水定额标准体系建设，尽快出台氧化铝、乙烯和棉纺织等其他高用水行业的取水定额标准。强化高用水行业企业生产过程和工序用水管理，制定和实施钢铁行业焦化、烧结球团、炼铁、炼钢、热轧、冷轧等主要工序用水定额和节水标准。积极推进企业水资源循环利用和工业废水处理回用。采用高效、安全、可靠的水处理技术工艺，大力提高水循环利用率，降低单位产品取水量。加强废水综合处理，实现废水资源化，减少水循环系统的废水排放量。加快培育节水和废水处理回用专业技术服务支撑体系。
1.3林牧渔业用水量变化林牧渔业用水量包括林果灌溉用水、草场灌溉用水、鱼塘补水和农村牲畜用水等。根据邢台市2001－2012年统计资料，邢台市林牧渔业用水量总体呈递减趋势，减少幅度不大。而林牧渔业总产值成上升趋势，特别是2006年以后，上升幅度较大。图4为邢台市林牧渔业用水量和总产值变化过程线。在林牧渔业用水中，林果灌溉用水占总用水量的67.42%，农村牲畜用水占总用水量的32.55%，鱼塘补水和草场灌溉两项总和仅占总用水量的0.03%。根据邢台市自然条件和资源优势，近几年发展名特优新经济林、速生丰产林、森林生态旅游和绿化苗木花卉。农村养殖业对发展农村经济，增加农民收入发挥了重要作用，由于成本低，适应性强，深受农民喜欢。
1.4生活用水量生活用水包括城镇生活用水和农村生活用水。农村生活用水变化呈两个阶段，2001－2006年，用水量增长;2007－2012年相对稳定，略有增长趋势。随着城镇化发展，农村居住人口呈递减趋势，相应用水量减少。城镇生活用水量变化也分为两个阶段，在2001－2008年期间，变化幅度较大，变化因素较多，如人口变化、用水方式，节水措施普及程度等。2008－2012年呈稳定上升趋势:①城镇居住人口增加;②居民生活质量提高。城镇生活采用先进的节水设施，对节约用水发挥了一定的作用，各种因素综合作用结果，使城镇生活用水呈增加趋势。随着社会经济和人民生活水平的提高，伴随着用水结构的变化，对用水保证率的要求也越来越高［7］。图5为邢台市生活用水量变化过程线。
1.5城市公共用水城市公共用水包括建筑业用水和服务业用水。城市公共用水随着行业发展的变化而变化，特别是建筑业用水，变化幅度较大，与房地产开发热度有直接关系。服务业保持相对稳定状态。根据邢台市2001－2012年城市公共用水量分析，2002－2004年用水量偏大，主要是建筑业用水量增加所致。其他年份相对比较稳定。图6为邢台市城市公共用水量过程线。
1.6生态环境用水生态环境用水是指为维持生态与环境功能和进行生态环境建设所需要的水量。根据天然生态和人工生态的区别，可以根据不同覆盖类型，把生态环境用水分为植被生态用水、湖泊水库及重要河道生态用水、城市生态用水。目前，邢台市统计的生态环境用水包括城镇环境用水和农村生态用水量部分。城市生态用水是指为了改善城市环境而人为补充的水量。主要包括公园湖泊用水、风景观赏河道用水、城市绿化用水和园林建设用水以及污水稀释用水。邢台市城镇环境用水从2002年开始由统计资料，用水量变化幅度较大，2012年城镇环境用水达0.4946×108m3。农村生态用水从2004年开始有统计资料，用水量逐步增长，变化幅度不大。图7为邢台市生态环境用水量过程线。
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.
[5]郭荣中，杨敏华.基于信息熵的长株潭区域土地利用结构分析[J].农业现代化研究，2013，34（1）：72-76.
中图分类号：F259.27 文献标识码：A
现代物流业被称为朝阳产业、“第三利润源泉”，现代物流业的发展有利于区域产业结构的调整、推动区域产业发展、催生新的产业形态[1]。区域内物品的实体流动效率有赖于高效的物流系统，高效的物流系统有利于区域内企业资源的优化，进而推动区域核心竞争力的形成。新疆经济的跨越式发展要在资源与环境约束下，完成产业结构调整，形成新的区域经济增长点[2]。因此，对新疆物流产业发展与区域经济发展水平的相关性进行分析，探讨如何实现新疆区域物流与快速发展的国民经济之间的协调发展具有重要意义。
1 研究指标说明及模型构建
1.1 指标选取说明
物流业的发展难以用直接指标来进行衡量，通常是用物流相关环节的指标间接衡量物流业的发展状况，鉴于社会统计资料数据的可得性，学者更多倾向于采用货运周转量、货运量及产值来衡量，但由于同一批物资有可能经过几次周转，累计几次货运量，从而夸大了实际物流需求，而物流业在国民经济核算中还没有专门的物流业产值核算，一般用交通运输、仓储和邮政业产值代替，所以，本文用货物周转量和交通运输、仓储和邮政业产值来代表物流业发展水平，用GDP来表示经济发展情况[3]。
1.2 模型构建
1.2.1 物流产业发展的变化趋势回归模型
货物周转量是衡量现代物流发展的一个非常重要的指标，货运量的增加、货运周转速度的加快，对国民经济的运行速度和质量起着重要作用，在这里通过构建货物周转量的趋势模型来侧面反映物流产业的发展趋势，在此，建立以货物周转量y因变量，以时间t为自变量的趋势模型y=ft[4]。
1.2.2 货运周转量对GDP的回归模型
经济与物流业发展水平之间相互推动，为量化区域物流对区域经济的拉动情况，用GDP与货运周转量作为衡量区域经济与区域物流的指标，建立以GDPy为因变量，以货物周转量x为自变量的回归模型y=gx。
1.2.3 物流业产值对GDP的回归模型
物流产业的发展，物流业产值的增长效益的提高，意味着物流费用的降低，而物流费用的降低将会降低社会物流成本，减少中间消耗，推动产业结构优化升级，进而提升经济发展水平[5]。因此，为分析物流业产值与GDP的关系，鉴于数据的可得性，以交通运输、仓储和邮政业产值作为衡量物流业产值的指标，建立以GDPy为因变量，以交通运输、仓储和邮政业产值x为自变量的回归模型y=ux[2]。
2 基于相关性模型的新疆物流产业发展实证分析
2.1 数据来源
基于数据的可得性，根据2004～2012年的新疆统计年鉴，分别选取货物周转量、交通运输、仓储和邮政业产值和GDP进行实证分析，具体数据见表1。
2.2 实证分析
2.2.1 新疆物流产业发展变化趋势实证
从表1可以看到2005年到2011年新疆的货运周转量从1 032.75亿吨公里增长到2 199.52亿吨公里，平均每年增长13.43%。为更清楚地观察近七年新疆货物周转量的变化趋势，根据表1货物周转量数据以时间（以2004年作为起始年份）为横轴近似地做出货运周转量的变化散点图（图1）[2]。
可以看到，新疆货物周转量随时间的推移总体呈上升趋势，并且基本符合线性趋势，构建一元线性回归模型，利用spss软件分析得到的回归方程为：Y=756.224+209.744X。
其中，R■=0.979，说明x与y两变量间的共变比率较高，模型与数据的拟合程度较好。F统计量的值为234.533，显著性水平为0.000，小于0.05，可以认为所建立的回归方程有效；回归系数显著性检验t统计量的值为15.314，对应显著性水平Sig.=0.000
从趋势回归方程可以看出，新疆货物周转量平均每年增长达209.744亿吨公里，与时间呈正相关关系，随着新疆经济的跨越式发展，货物周转量还将不断增长。
2.2.2 新疆货运周转量与GDP的相关性实证
从表1可以看到，2005年到2011年新疆货物周转量与GDP均有不同程度的增长，为探寻两者之间的关系，以货物周转量为横轴、GDP为纵轴做出两者变化趋势的散点图（图2）。
可以看到，新疆GDP随着货物周转量的变化呈较为明显的上升趋势，并且基本符合线性趋势，构建一元线性回归模型，利用spss软件分析得到的回归方程为：Y=2.928X-430.349。
其中，R■=0.924，说明货物周转量与GDP两变量间的共变比率较高，模型与数据的拟合程度较好。F统计量的值为60.647，显著性水平为0.000，小于0.05，可以认为所建立的回归方程有效；回归系数显著性检验t统计量的值为7.788，对应显著性水平Sig.=0.001
从一元线性回归方程可以看出，新疆货物周转量每增加一个单位（亿吨公里），将拉动GDP增加2.928个单位（亿元）。货物周转量与GDP呈正相关关系，这也说明，货物周转量的不断增加、物流产业发展水平的提升将会不断推动地区经济的增长。
2.2.3 物流业产值与GDP的相关性实证
从表1可以看到，2005年到2011年新疆物流业产值与GDP都在不断增长，为探寻两者之间的关系，以物流业产值为横轴、GDP为纵轴做出两者变化趋势的散点图（图3）。
可以看到，新疆国民生产总值随着物流业产值的变化呈较为明显的上升趋势，并且基本符合线性趋势，构建一元线性回归模型，利用spss软件分析得到的回归方程为：Y=37.730X-3 158.351。
其中，R■=0.976，说明物流业产值与GDP两变量间的共变比率较高，模型与数据的拟合程度较好。F统计量的值为203.263，显著性水平为0.000，小于0.05，可以认为所建立的回归方程有效；回归系数显著性检验t统计量的值为14.257，对应显著性水平Sig.=0.000
从一元线性回归方程可以看出，新疆物流业产值每增加一个单位（亿元），将拉动GDP增加37.730个单位（亿元）。物流业产值与GDP呈正相关关系，这也说明，物流业的不断发展、产值的不断增长、费用的降低，会极大地减少中间消耗，推动产业结构调整，提升经济发展效率，进而促进地区经济发展。
3 结论与建议
从新疆物流业发展的相关性模型分析结果，可以看出新疆物流业发展与经济有着较强的正相关关系，新疆货物周转量增速明显，能够带动新疆经济发展；物流产业的发展，效益的提高，对国民经济具有非常显著的拉动作用；随着物流业的发展，其对新疆国民经济的贡献将会越来越大，物流业产值在国民经济中的比重也会越来越
大[6]。
因此，在新疆处于跨越式发展的起步阶段，应该着力增加物流基础设施投入、加大物流人才的引进与培养、合理进行物流布局，提升物流产业发展水平，同时，充分利用物流业对经济的引导和推动作用，促进地区各部门的高效分工合作，助推区域经济协调发展。
参考文献：
[1] 董千里. 高级物流学[M]. 北京：人民交通出版社，2006.
[2] 陈立，李松志. 基于相关性模型的鄱阳湖生态经济区物流产业发展分析[J]. 国土与自然资源研究，2012（3）：6-18.
[3] 王春豪. 新疆物流与经济增长关系实证分析[J]. 江苏商论，2011（3）：80-82.
目前，世界农业生产已进入全球性配置阶段。在2001年12月11日我国成功加入WTO之后，对农产品的有效保护逐步削弱，农产品贸易面临巨大挑战。
一、浙江省农产品的生产状况
图1反映了2002～2009年间浙江省农、林、牧、渔的总产值以及各个子行业的产值变化状情况。从总体上看，2009年底浙江省农、林、牧、渔总产值达到了1873.4亿元，相对于2002年的1040.5亿元净增长了80%还要多。从各个子行业方面来看，农业一直是这些子行业中所占比例最大的一个，遥遥领先于其他各个子行业，并且总产值一直保持增长趋势；渔业产值虽然超过畜牧业产值和林业产值，成为第二大子行业，但是从发展变化趋势来看，渔业产值的增长并不明显；畜牧业的产值在子行业中占据了第三的位置，且从发展趋势上看，处于一种上升状态，很有可能超过渔业产值成为第二大子行业；林业是这几个子行业中总产值最低的一个，但是林业产值的增长速度却非常明显，尤其是在“林业三定”之后，林业发展进一步加快。
二、浙江省农产品对外贸易状况
表1反映了2002年-2009年浙江省农产品进出口贸易总额的变化情况。从表中我们可以看出自2002年以来浙江省的农产品进出口贸易得到了快速的发展。例如2008年浙江省的农产品贸易总额达到161.04亿美元，比上一年增长了13.4%，其中农产品出口总额为118.12亿美元，比上年增长了11.6%。在农产品贸易顺差方面，2002年-2009年期间浙江省农产品对外贸易顺差分别达到32.92亿美元，39.81亿美元，42.89亿美元，54.41亿美元，65.17亿美元，67.34亿美元，75.20亿美元。但是从表中们还可以看出，2009年浙江省的农产品进出口总额、进口总额、出口总额明显比2008年要少的多，出口总额比2008年减少了24.55%，贸易顺差额也比2008年减少了11.80%，这主要是受到2009年金融危机、粮食安全等国际经济因素的影响。
浙江省的农产品对外贸易虽然取得了快速发展，进出口总额增加迅速，但是增长速度却在减缓，这表明了浙江省的农产品对外贸易虽然在持续增长，但是出口增长率以却有一种下降趋势。这一方面是由于浙江省经济结构的调整，浙江省在经济发展之期，一直把农产品的出口当做出口创汇的重要手段之一，但是随着经济的发展，工业、服务业的快速发展，农产品的出口优势地位越来越弱；另一方是由于浙江省农产品对外贸易比较容易受到整个外贸环境以及自然环境的影响。
三、浙江农产品对外贸易国际竞争力的实证研究
农产品对外贸易国际竞争力是指在自由贸易的前提下，一国以更高的生产率水平生产高质量、低成本的产品的能力，进而向国际市场提供优质低价的农产品并持续获得赢利的能力。因此农产品对外贸易国际竞争力是相比较而言的，本文采用贸易竞争力指数（TC）和显示性比较优势指数（RCA）两项指标对浙江省农产品对外贸易国际竞争力进行实证研究。
（一）贸易竞争力指数
贸易竞争力指数是指某国某产业的出口额减去其进口额所得的差额（即顺差额）与该国该产业出口额加其进口额之和的比值，该指标主要从产品进出口贸易额上分析该品的国际竞争力水平。其计算公式为：
其中，表示j产品的出口额，表示j产品的进口额。从公式中们可以看出TC指数取值范围为[-1，l]，如若TC值大于0则说明该产品具有较强的竞争力，且TC值越接近1竞争力水平越强；反之，如果TC值小于0则说明该产品不具备竞争力，且TC值越接近-1竞争劣势越明显。
表2反应的是浙江省2003-2009年农产品贸易竞争力指数的变化。
根据表2浙江省2003-2009年农产品贸易竞争力指数的变化，可以总结出浙江省农产品贸易竞争力的若干特点：
1.从农产品总额上看，2003-2009浙江省农产品总额的贸易竞争力指数值都在0.45-0.55之间波动，均值为0.51，由此可见，浙江省农产品这整体上具有较强的贸易竞争力水平。从变化趋势上看，浙江省农产品的的贸竞争力指数值变化幅度相对较小，这说明，浙江省农产品总体的贸易竞争力水平相对稳定。
2.畜禽产品的贸易竞争力指数值一直处于较高水平，其均值达到0.62，高于浙江省农产品整体的贸易竞争力水平，由此可见，浙江省的畜禽产品具有较高的国际竞争力，且这种竞争优势地位比整体的农产品竞争优势地位还要明显。从变化趋势上看，畜禽产品的贸易竞争力指数值波动在0.52-0.70之间，相对稳定。
3.粮油产品的贸易竞争力指数值是最低的，均值为-0.78，这表明浙江省的粮油产品不具备国际竞争力，表现出明显的竞争劣势。从发展趋势上看，粮油产品的贸易竞争力指数值一直在0值以下，并没有得到改善。
4.花果蔬菜类产品的贸易竞争力指数均值达到0.86，是所有这些类农产品中贸易竞争力指数值最高的一类产品，在国际市场上表现出较强的竞争力。从发展趋势上看，花果蔬菜类产品贸易竞争力值一直保持在0.8以上，表现出既稳定又强的国际竞争力水平。
5.烟酒饮料的贸易竞争力指数均值达到0.62，这表明浙江省的烟酒饮料类产品同样具有较强的竞争优势。从变化趋势上来看，烟酒饮料类产品的贸易竞争力值呈现出一种下滑的趋势，到2009年已经下滑到了0.28，这表明浙江省烟酒饮料的国际竞争优势虽然存在，但是正在逐步削弱。
6.木制品的贸易竞争力指数均值达到了0.53，高于浙江省农产品整体的贸易竞争力水平，同样具备一定的国际竞争力。从其发展趋势上看，木制品的贸易竞争力值表现出一种快速增长的状态，到2009年其值已经增长到了0.62，这说明木制品的对外贸易竞争力水平在持续上升。
7.水产品的贸易竞争力指数一直处于较高水平，均值达到0.84，仅次于花果蔬菜类产品的贸易竞争力指数值，表现出相当强的贸易竞争力。从发展趋势上看，水产品的贸易竞争力值一直较高，呈现出相对稳定且很强的对外贸易竞争力。
8.其他农副产品的贸易竞争力指数均值为0.33，低于江省农产品整体的贸易竞争力水平，这说明其在国际市场上具有一定的国际竞争力，但是并不明显。从发展趋势上看，其贸易竞争力水平有所起伏，但整体相对稳定，波动幅度不明显。
（二）显示性比较优势指数
显示性比较优势指数（Revealed Comparativ Advantage，RCA）是由巴拉萨提出的，它是指某个国家或地区某商品出口额占某国总出口额的比重与世界该商品出口额占世界总出口额的比重之间的比值。一般认为显示性比较优势指数能够更好的反应一种产品的国际竞争力水平，这是由于显示性比较优势指数剔除了地区总量波动与全国总量波动的影响。显示性比较优势指数的计算公式为：
其中，表示S地区i产品的出口额，表示S地区同期全部产品出口总额，为i产品的全国出口总额，为全国同期所有产品出口总额。RCA指数值越大说明竞争优势越大，一般认为：若RCA≥2.5，则具有强竞争力；若1.25≤RCA
表3反应的是2003-2009年浙江省农产品显示性比较优势指数的变化：
根据表3浙江省农产品显示性比较优势指数的变化，可以总结出浙江省农产品显示性比较优势指数的若干特点：
1.从农产品总额上看，浙江省农产品整体的显示性比较优势指数在大部分年份都处在1以上，其均值为1.57，这表明浙江省农产品在整体上具有较强的国际竞争力。从变化趋势上看，浙江省农产品的RCA指数在整体上呈现一种稳定、持续上升的趋势，这表明浙江省农产品的国际竞争力水平正在持续加强。
2.畜禽产品的RCA值都在2.20以上，处于较高水平，其均值为2.40，高于整体的农产品RCA值，表明浙江省的畜禽类产品具有较强的国际竞争力。从变化趋势上看，畜禽类产品的RCA值也呈现出一种稳定上升的趋势，这表明浙江省的畜禽类产品的国际竞争力水平得到进一步加强。
3.粮油产品的RCA值除了在2006年以外，其余大部分年份都处在1以下，均值为0.74，表现出弱竞争力。并且从变化趋势上看，其RCA值整体上也趋于一种下滑状态，到2009年已经下滑到0.39，这说明浙江省的粮油产品的竞争劣势越来越明显，且再持续恶化。
4.花果蔬菜类的RCA值基本都处在1以上，只有在2005年的时候其值在1以下，其均值为1.22，这说明浙江省的花果蔬菜类产品还是具备一定的国际竞争力的。从发展趋势上看，花果蔬菜类产品的RCA值在整体上也呈现出一种上升的趋势，并且自2005年以后，其竞争优势越来越明显。
5.饮料烟酒类的RCA值都处在1以下的水平，其均值为0.66，处于一种竞争劣势地位；从变化趋势上看，至2003年其值就一直处于下降状态，到2009年其值已经下滑到0.43，这表明浙江省的饮料烟酒类产品已经不具备竞争优势，处于一种劣势地位，而且这种劣势越来越明显。
6.木制品的RCA值基本都在0.7-1之间，均值为0.79，没有太大的波动，这表明浙江省木制品不具有竞争优势，而且这种贸易局面也没有得到改善，还会持续下去。
7.水产品的RCA值至2003年以来一直处于大于1的水平，均值为1.86，这表明浙江省的水产品具有极强的国际竞争力。且从变化趋势上看，水产品的RCA值波动较大，虽然竞争优势比较明显，但是也比较容易受到国际市场、自然因素等的影响。
8.其它农副产品的RCA值呈现出一种波动的状态，但其波动范围保持在1.7和2.29间，均值为1.96，这表明浙江省其他类农副产品具有较强的国际竞争力，且这种竞争优势虽然比较明显，但是比较容易受到其他因素的影响（如：国际因素、自然灾害等），波动稍大。
（三）影响浙江省农产品对外贸易国际竞争力的因素分析
1.农产品质量价格因素
农产品的质量、价格会直接影响到其在国际贸易中的竞争力水平。目前，浙江省许多农产品价格高于国际市场上同类农产品价格，而且浙江省农产品的质量认证体系还不够健全，缺少有效的行业标准，严重影响到了浙江省的农产品国际竞争力水平，在激烈的国际竞争中处于非常被动的地位，给浙江省的农民和农产品外贸企业带来了巨大的损失。
2.出口企业因素
浙江省的农产品外贸企业较多，但是缺乏统一的管理，也没有统一的标准，虽然同业竞争在一方面可以促进产业的发展，但是过渡竞争同样会带来许多的负面影响。浙江省农产品外贸企业的缺点主要体现在以下几个方面具：
（1）农业生产规模较小，供给主体较多，过于分散；
（2）农产品已经从卖方市场转为买方市场，供给过剩；
（3）农业退出成本较高。
此外，浙江省农产品大多是以贴牌的方式销售到国际市场，这不仅严重影响了浙江省农产品对外贸易的国际竞争力，同时也严重影响了浙江省农产品的品牌、信誉，还直接影响了农产品对外贸易的经济效益。
3.政府因素
尽管浙江省近年来进行了较大规模的政府机构改革，但是，政府的职能转变远远没有到位，政府的公共服务职能发挥的还远远不够，这主要体现在：市场规范管理与市场信息服务不足；市场基础设施建设缺乏；科技研究、推广与培训还远远不够等方面。除此之外，政府的一些政策和体制因素也制约了浙江省农产品对外贸易的开展，例如：政府对农业的补贴不够、运费过高等因素。
四、提升浙江省农产品对外贸易国际竞争力的建议
1.提高农产品质量，降低农产品价格。浙江省虽然早已取消了农业税，但是在种子、农药、化肥等基本生产资料的价格上却一直居高不下，因此，降低农产品生产资料的价格将直接影响到农产品参与国际竞争的价格竞争力水平。除此之外，还可以扩大“适度规模经营”，提高劳动的生产率；加大科技投入，提高农产品的质量水平。
2.培育龙头企业，加强品牌建设。龙头企业往往拥有充足的资金，先进的生产技术，一流的管理经验，可以更快的与国际接轨，采取国际上的标准化体系和全程质量控制体系，对农产品生产、加工进行全方位的控制，以确保产品质量，突破国外的种种贸易壁垒，还可以综合利用技术优势，对农产品进行精深和深度的加工发展，从而提高农产品附加值。由此可见，以龙头企业为重点，加快农产品出口品牌建设，发展有浙江省特色的优势农产品，是提高浙江省农产品国际知名的的重要途径，同时也会提升农产品档次和形象。
3.加大政府的支持力度。浙江省农业要改变过去那种分散式管理经营的体制，就必须充分发挥政府部门的综合管理作用，统筹安排，采取一系列得措施，具体包括：完善基础设施、强化服务职能、制定完善的农业政策、以功能性贸易政策为主导，构建新型政府服务平台等。
近年来浙江省农产品的生产总值处于不断上升的状态，而且贸易额也基本呈上升势态（2009年除外）。从整体上看，虽然浙江省农产品的出口面临着巨大的压力，但是浙江省农产品整体的显示性比较优势指数值基本都在1以上（2004年除外），贸易竞争力值都在0以上，这都充分表明浙江省的农产品在整体上具有较强的国际竞争力。其具有竞争优势的农产品基本属于劳动密集型农产品及其加工品，而土地、技术、资金密集型农产品及其加工品处于竞争劣势地位。
参考文献
[1]Buckley et parative Advantage in Agrieulture・Agricultural Eeonomies.August,1998.
[2]Williaxn parative Advantage in Agrieulture.Agricultural Eeonomies.August 2004.
[3]Yuichiro Uchida,Paul Cook.Centre on Regulation and Competition University of Machester.University of Machester Party,Brazil 18-20 November,2006.
[4]丁珏,朱颖.浙江省农产品国际竞争力的实证分析[J].特区经济,2009,1.
[5]蒲文彬.中国农产品国际竞争力分析[J].经济研究参考,2006(15).
[6]翁克瑞.农产品国际竞争力的影响因素分析[D].华中农业大学,2004.
[7]吴杨.我国农产品的国际竞争力评价及实证分析[J].经济学研究,2007,1.
[8]应远闻.浙江优势农产品产业现状及发展对策[J].浙江农业科学,2004(4).
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。
而所谓的博弈是通过市场的波动来博取收益。博弈有可能在短期内提高收益率，但目前尚找不到稳定有效的方法保证长期获利。
所以基金投资的基本原则是立足于经济和企业基本面，力争与好企业共赢。
最近有人对香港回归10年来恒生指数成份股的价格变动作了一个分析：思捷环球、利丰、港交所和中海油等一批公司的股价相比10年前增长10倍以上，最高的超过18倍；而另一些我们也曾经耳熟能详的企业，如新世界发展、恒基地产等，不但大大跑输指数，与期初比还下跌20％～50％不等。
10年周期的分析再次告诉我们，价值投资并不简单等同于长期投资，长期投资也不是持股等。
概括而言，一国或地区在不同时期经济发展的水平和速度大致决定了投资的基本收益水准。
而不同的行业由于其发展水平、产业结构和比较优势存在差异，增长快慢也会有所不同。
即便在同一个行业中，管理层的理想和能力也有显著差异，造成企业之间的发展前景差异巨大。
这3个层面的原则都可以在恒指成份股的10年表现上获得印证。
从地区来看，近10年里内地企业的表现好于香港当地企业。这是地区差异。
1997年之前，房地产业是香港成长最快的行业，成就了一大批蓝筹企业。而1997年后的行业萧条，导致房地产股票总体表现不佳，相反金融、品牌服务、创新贸易等部门表现优异。这是行业的差异。
即便在同一个房地产业中，新地等管理水平高的企业的表现也大大胜出。这是具体的上市公司之间的差异。
对于成功的投资者而言，就是要找到一个经济快速发展地区的快速增长行业当中的一家或者几家上市公司，与之共同成长。
明白了这个道理之后，我们再来看当前的情况。
中国走向经济强国的趋势已基本确立，在市场经济体制下，企业竞争力显著提升，盈利继续向好。在市场需求方面，将持续稳定增长。在出口方面，部分行业已经摆脱对单一资源比较优势的依赖，而出现综合性的竞争力。长期储蓄过剩和相对投资不足造成的资金泛滥将不断推升资产价格。
在宏观经济方面，中国宏观经济已经显示出强国经济的七大趋势，包括资产价格上涨趋势、资产建设和资产升级趋势、消费升级趋势、产业整合趋势、产业集群和出口结构升级趋势、企业竞争力建设趋势、企业利润持续高增长趋势。今后较长一段时期内，中国宏观经济发展令人乐观。宏观经济将继续为A股牛市提供坚实基础。
从这个角度看，现时的中国，至少应该是世界投资史上最适宜投资的几个阶段之一。
对于我们这一代人来说，能够赶上这么一个蓬勃发展的时代，已经足够幸运了。
具体到股票选择的层面，除了已经谈到的资产价格上涨、资产建设和资产升级、消费升级、产业整合、产业集群和出口结构升级、企业竞争力建设、企业利润持续高增长等部门层面的主流趋势以外，还可以从制度创新、经济转型等角度去理解。
氯碱工业是我国化学工业的重要组成部分，在国民经济发展以及社会生活、生产中都占有举足轻重的地位，氯碱工业主要指生产氯气、烧碱的工业，并以氯为主要原料生产氯产品。烧碱是化工原料中最基本的一种，被广泛应用于轻工业、冶金、有机合成等行业中，而氯气则是烧碱生产的重要关联产品，同时也是有机合成工业中的重要化工原料，由此可见氯碱行业在我国整个工业生产中都是不可或缺的，对氯碱行业的现状与发展趋势进行深入的了解是整个氯碱行业应当承担的义务与责任。
一、当今氯碱行业的技术与特点
1.氯碱行业的生产方法
氯碱行业以电解食盐水制氯、氢与烧碱，主要的工艺手法有隔膜法、水银法和离子交换膜法。从总体来看我国的氯碱生产工艺不断的到提高，在生产装置与设备方面也得到了不断更新与增加，但是与氯碱行业发达的国家相比仍有一些差距，较先进的离子交换膜法电解工艺在整个氯碱行业中所占的比重有待提高。
2.氯碱行业的特点
氯碱行业中一直存在着许多生产上的矛盾难以解决，首先是消耗大，氯碱行业对电力与热能的消耗一直影响着氯碱行业的成本；其次是氯碱行业的腐蚀与污染，氯碱行业中存在氯气、氯化氢等有毒气体，对周边大气与水源可能造成污染，同时在生产过程中也会对设备造成腐蚀。
二、我国氯碱行业面临的现状
我国氯碱工业以生产基础的工业原材料为主，其广泛的用途也决定了发展的步伐必须与我国整体的工业发展相一致，在氯碱行业的发展与现状中我们可以发现，氯碱行业面临很大的发展机遇同时也面临严峻的挑战。
1.产能过剩
在氯碱行业中，氯碱平衡一直是氯碱行业生产中存在的矛盾，因为氯碱产量的失衡很容易造成某种产品的短缺或过剩，对当今的氯碱行业而言，在2008年下半年金融危机的影响下，氯碱行业受到一定的发展限制，虽然2009年至2011年氯碱行业不断呈现复苏势头，但是仍然面对严峻的经济形势，产能过剩认识氯碱行业中面对的难题之一。
2.产业结构不合理
氯碱行业的发展存在区域性的限制，我国地大物博，但是能源分布与消费区域对氯碱行业的发展仍然不利，对氯盐行业的生产形成了较大的成本压力。同时，氯碱行业的发展也催生一些小企业加入到氯碱生产中，但是这些企业没有考虑是否具有能源优势、市场优势和技术优势，对氯碱行业的整体质量与追求更高层次的发展都形成了阻碍。
3.自主创新能力不强
科技是生产力，科技的革新也是可持续发展的要求，但是目前我国氯碱行业自主创新能力不强，技术革新缓慢，使我国的氯碱行业虽然在产量上可以位居世界首位，但是在成本上处于劣势。
三、我国氯碱行业的努力方向与发展趋势
2011年的氯碱行业无论是从国家政策或是市场需求方面看，氯碱行业的发展前景还是比较乐观的，氯碱行业可以在确定自身的努力方向后展望良好的发展趋势。
1.氯碱行业的努力方向
1.1技术与设备的革新
在生产工艺上向世界先进氯碱技术靠拢与学习，加快推广低汞触媒干法乙炔发生技术，加快研发离子膜工业化制造新型分子筛催化剂和无汞触媒，提倡与鼓励创新，实现氯碱行业又好又快的发展。在设备上要求采用技术含量高、能效比高而且节能的的设备产品，从而实现成本上的减少以及效益的增加。
1.2推动行业的调整与整合
对企业从规模、技术等方面做出严格规定，对不符合标准的企业进行综合评审淘汰或整合，贯彻“氯碱（烧碱、聚氯乙烯）行业准入条件”规定，防治氯碱行业的盲目扩张和低水准的重复性建设。
1.3国家政策给予支持
目前面对氯碱行业地区布局的现状，国家可以颁布适当的税收或其他优惠政策以鼓励氯碱企业在个地区的平衡发展，达到降低成本以及资源充分利用的目的。
2.氯碱行业的发展趋势
2.1工艺技术趋向先进
目前中国的氯碱工业普遍采用隔膜法和离子膜交换发，先进工艺应用的比例上升，势必会扩大氯碱企业的生产能力，同时氯碱行业各界也应认识到，氯碱行业在呈现出规模化的同时也呈现出高技术含量发展的趋势，氯碱企业只有认识到这种趋势，才能够正确审视自我，我目标的前进，不至于被氯碱行业快速的进展步伐所淘汰。
2.2氯碱行情的上涨
基于近几年氯碱行业复苏的情况，目前必定会延续复苏的势头，在带动基本化工需求的基础上各企业为了创造更大的盈利空间与盈利能力会将产品多元化，从而实现氯碱行业的繁荣。短期内，2011年日本地震使日本的氯乙烯装置受到影响，在供求紧张的情况下，国内价格也会有所上涨，同时决定了国内氯碱行业开工率提高，产能也会得到释放。
2.3节能减排趋势
节能减排是社会发展对氯碱行业的要求，同时也是氯碱行业的发展趋势，做好节能减排工作，不仅能够对资源的利用更加的充分，同时呢呢个够减少氯碱行业的生产成本，提高氯碱企业在行业内的竞争能力，更是氯碱行业的求生存根本之道，所以，树立氯碱行业员工基恩呢个减排的工作意识，在确保达到生产标准的前提下减少对资源的浪费以及对环境的破坏，采用先进技术与装备在氯碱行业中贯彻节能减排，将是氯碱行业发展的必然趋势。
总之，当前的氯碱行业正在呈现出明显的复苏势头并得到了稳定快速的发展，氯碱行业只要在发现发现并解决自身问题的前提下必然能够取得良好的成绩，为社会与经济的发展做出更大的贡献。
参考文献：
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。
2新常态下农业发展趋势性变化
新常态下农业发展过程中经过了几个重要方面的变化，对这些发展趋势性变化进行理论分析，有助于了解农业发展的过程，从而有针对性地制定发展策略。新常态下农业发展趋势性的变化主要体现在以下几个层面。2.1农业资源功能的趋势性变化。新常态下农业发展过程中的趋势性变化中，农业资源的功能变化是比较突出的。在过去的发展中，耕地、水等这些资源在农业生产中得到了广泛应用，农产品供给也主要是通过这些资源的投入来获得。经过长期的发展，对资源及生态环境带来了很大的消耗。我国作为水资源比较匮乏的国家，近些年水资源破坏问题比较突出，这对农业的发展带来了很大的挑战［2］。近些年可持续发展观念进一步深化，国家提倡生态文明理念，在农业发展过程中，农业不只是要承担产品供给功能，在具体的生产中也要能有效实现资源节约型及环境友好型的发展目标，对生态环境的保护要进一步拓展，这样在农业发展的资源功能方面就逐渐发生了变化。2.2农业需求结构趋势性变化。新的发展环境下，经济发展新常态的基础特征就是需求变化，个性化的消费及多样化的消费逐渐形成了发展趋势，充分保障产品的质量安全就显得比较重要，创新供给激活需求的重要性愈来愈明显。农业的需求变化在新的经济发展形势下也发生了很大变化，需求的结构性变化是比较重要的特征体现。在品种的结构方面，由于城乡居民对小麦、大米等粮食类产品的消费比较稳定，对于水产品及肉类产品等产品需求比较旺盛，这就使农业发展的需求结构逐步发生了变化。而从质量水平的角度分析来看，由于受到不同消费需求的变化影响，对农产品的消费需求也有着很大的不同，对农产品的需求表现了差异性的分层态势［3］。当前我国居民在农产品的需求方面已经跨越了满足数量需求的阶段，进入到了数量质量安全并重的新发展时期。2.3农业经营方式的趋势性变化。农业发展趋势性变化中，经营方式的趋势性变化表现比较突出，主要是在农业生产及农产品的流通上，在这里涉及到了生产力及生产管理。农业生产上主要表现在生产主体的变化。过去是小规模分散经营，而现在是新型的经营主体和分散承包农户共同从事农业生产和服务，农业生产在当前进入了规模化、商品化和集约化的发展阶段。而从农产品的流通层面来看，过去是田间到餐桌，实物形态的农产品流通模式是主要的表现形式；随着当前科学技术水平的提高，农产品的流通已经实现了虚拟化的发展目标［4］。其中，冷链物流的流通模式是重要方式之一，在各类产销对接形式上比较突出。电子商务平台的应用下，使得农业经营方式发生了大幅度的变化，已经形成了人力资本+机械化+现代科技+新型农业经营主体+适度规模经营的模式类型，大大提高了经营效率。2.4农业调控行为趋势性变化。大力发展农业是基本国策，面对日益复杂的发展环境，对农业的发展从政策上进行优化就更为重要。在全面改革的深化实施下，我国已经打破了统购统销的农产品流通体系，确立了家庭承包经营作为基础的统分结合的双层经营体制，这样就促使农民成为了独立的生产经营主体，市场机制在我国农业发展中的作用更为显著。新的发展时期，政府在农业基础设施建设方面得到了进一步加强，从政策上对农业、农民都提供了相应补贴，逐渐构建了完善的农业支持保护体系。在当前的经济新常态的发展环境下，政府在农业发展方面已经开始给予更多的支持政策，简政放权激发市场的发展活力，在政府的引导下社会中更多资金融入到农业发展中，放宽了农业准入门槛，这样在市场机制的有效调控下，对农业的进一步发展就起到了积极的促进作用。2.5农业供给模式趋势性变化。农业的发展在科学技术的支持下有了很大程度的进步，供给模式也发生了很大程度的变化。过去的农业供给模式主要是聚焦国内的市场及资源。在粮棉油糖及畜牧水产方面都要求有尽可能高的自给率。自加入WTO之后，我国农业发展的供给模式也发生了很大变化，将国内和国际作为重要的供给发展模式，两种资源的供给模式的发展特征愈来愈明显化，进口的农产品数量逐渐增多。数据显示，我国在国际贸易合作下，相当于利用了国际耕地44万hm2来生产粮食、棉花等作物，近些年随着国际贸易的发展，这一数据得到了进一步增长［5］。在坚持口粮绝对安全以及与国情相结合的发展基础上，进一步加快了国内紧缺型农产品的进口及农业走出去的步伐。从整体上来看，农业供给模式的趋势性变化已经愈来愈明显。
3结语
通过对新常态下农业发展趋势性变化的研究，能够对实际农业发展的理论深化有促进作用，为我国农业的进一步发展打下理论基础。希望通过此次的理论研究，有助于农业的发展。
作者:陈家友 单位:建始县农业局
参考文献
［1］张红宇.把握新常态下农业发展的趋势性变化［J］.农业知识（瓜果菜），2015（14）：1.
［2］张志栋.供给侧改革背景下饲料粮市场供需形势分析与展望［J］.业，2017（2）：13-15.
[4]田爱奎，杨瑛霞，夏天，张际平.数字化游戏学习的发展及展望[J].电化教育研究，2006，（01）.
[5]孙莅文，邓鹏，祝智庭.基于娱教技术的体验学习环境构建[J].中国电化教育，2005，（7）.
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
[1]杨治．产业政策与结构化[M]．北京：新华出版社，1998
[2]陈耀．产业结构趋同的度量及合意与非合意性[J]．中国工业经济．1998（4）
[3]陈建军．长江三角洲地区的产业同构及产业定位[J]．中国工业经济．2004（2）：19～26
[4]唐立国．长江三角洲地区城市产业结构的比较分析[J]．上海经济研究．2002（9）：50～56
