時間：2023-06-25 16:23:39
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇市場規模研究，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
【關鍵詞】離岸金融市場，金融創新，天津濱海新區
一、離岸金融的定義
劉振芳（1997），韓龍（2001），國際貨幣基金組（IMF，2000）認為離岸金融指銀行及其他機構吸收非居民資金向非居民提供的各種金融服務。歐洲美元市場是離岸金融市場的前身，隨著歐洲美元市場的不斷發展，其含義也有所擴大，一是地域上擴大到歐洲以外的其他國家，如新加坡、日本、香港等；二是幣種上擴大到歐洲馬克、歐洲英鎊、歐洲日元等。
二、國際離岸金融理論研究綜述
離岸金融市場產生晚、發展快，是有其客觀必然性的。其中，制度學派理論認為從生產成本和交易費用兩個角度考慮，一種新的制度安排會從一個可供選擇的制度安排集合中遴選出來，以規避政府管制，從而出現了以規避政府管制為目的的更加自由的離岸金融市場。全球一體化理論認為金融全球一體化的發展是對離岸金融市場的直接呼喚，當全球一體化發展到一定階段，表現在金融要素上就是對歐洲貨幣市場或者說離岸金融市場的需求。金融自由化理論也是當代世界金融的一個重要發展趨勢，其實質是要求各國突破傳統的金融管制，形成全球統一的金融市場和運行機制，保證金融資本在全球范圍內自由流動和合理配置，更加有效地利用國際金融資源。綜上所述，這些理論都為離岸金融市場的迅速發展奠定了堅實的基礎。
三、天津濱海新區離岸金融中心的地位分析
天津濱海新區地處環渤海經濟帶的中心位置，面向東北亞，這一地理位置決定了濱海新區將是中國乃至世界經濟活躍的地區之一，在濱海新區建立離岸金融市場具有優越的區位優勢。天津港保稅區、天津東疆保稅港區都坐落在濱海新區，為天津離岸市場的運行提供了得天獨厚的條件和發展機遇。天津濱海新區對外經濟開放度較高，具有良好的金融環境，金融業較為發達，金融市場體系初步形成，金融業聚集相應初步顯現，具有較好的離岸金融發展條件。2007年，渣打銀行、花旗銀行、瑞穗實業銀行等外資銀行在開發區設立辦事機構，開發區金融業結構和規模得到顯著提升。天津濱海新區總體上具備了建成離岸金融市場的條件。
四、天津濱海新區離岸金融市場規模決定因素分析模型構建
（一）模型介紹及數據選取
衡量離岸金融市場的規模的一個較簡單的標準就是該地外匯存款數額，本文構建離岸金融中心金融機構外匯存款（包括中資金融機構和外資金融機構）與其影響因素的回歸模型。本文選取天津濱海新區離岸金融中心作為標的區域，選取外匯存款作為離岸貨幣，以天津濱海新區離岸金融中心的外匯存款為被解釋變量，所有幣種都包含于外匯存款中，而不是只選取一個幣種，選取外匯存款作為研究的對象具有一定的代表性。
解釋變量分為：
1.收益性：無論是國內金融市場、在岸金融市場還是離岸金融市場，它們的利率都是其主要收益的表現，因此存貸款利率是離岸金融中心銀行業務的重要收益所在。本文用天津濱海新區的實際利率與美國實際利率之差表示。另外，成本對收益性有著一定的影響，本文采用人均年收入作為衡量人力成本的指標。
2.便利性與流動性：離岸金融市場的一大特點是高度自由的金融制度。同時，對于離岸金融市場做出保障的是它的流動性。本文采用的衡量便利性和流動性的要素主要是開放程度，并且以進出口額來衡量離岸金融中心的開放程度。
由此建立回歸模型，Y=？琢0+？琢1x1+？琢2x2+？琢3x3
其中，Y為天津濱海新區離岸金融市場的外匯存款額，單位是億美元，數據來源于1993年-2012年天津統計年鑒，本文選取1992年-2011年外匯存款數據。
x1為利差，是1992年-2011年年度美元實際利率與天津離岸金融中心實際利率的差額，單位為%。美元實際利率數據來源于世界銀行網站，天津離岸金融中心實際利率來源于1993年-2012年天津統計年鑒和中國人民銀行網站，二者都是年度數據，為了保證利差都為正值，便于回歸，這里取x1為美元實際利率與天津離岸金融中心實際利率的差額的絕對值，表示兩者的差異程度。
x2為離岸金融中心開放程度，用1992年-2011天津濱海新區港口的進出口總額，單位為億元，數據來源于1993年-2012年天津統計年鑒。
x3為天津離岸金融中心1992年-2011年城鎮單位從業人員中從事金融業的人員年度人均工資收入，單位為本幣元，數據來源于1993年-2012年天津統計年鑒。
（二）用SPSS做多元線性回歸及其結果分析
1.相關性分析。用SPSS做外匯存款、進出口額、利差、人均工資收入的相關性分析，以說明外匯存款與進出口額、利差、人均工資收入的相關性是否顯著。相關性分析結果為外匯存款與進出口額、利差、人均工資收入的皮爾遜相關系數分別為0.904、0.691、0.885，說明外匯存款與進出口額、利差、人均工資收入相關系數都較高，且相關性比較顯著。所以用外匯存款與進出口額、利差、人均工資收入做回歸是合適的。
2.散點圖分析。根據外匯存款與利差，進出口額和人均工資收入的散點圖可知，除個別特殊點之外，外匯存款與利差，進出口額和人均工資收入分別存在近似的線性關系，因此可以建立多元線性回歸模型。
3.多元線性回歸分析。以外匯存款為因變量，以利差，進出口額和人均工資收入為自變量，做多元線性回歸。從回歸結果的模型匯總表得出，判定系數R2為0.875，即該線性回歸模型的擬合程度較高，方程對樣本點的擬合效果很好，自變量可以解釋大部分因變量，即利差，進出口額和人均工資收入可以解釋大部分外匯存款。
從回歸模型的方差分析表得出，F值為37.386，顯著性概率為0，表明回歸極顯著，即進出口額、利差、人均工資收入對外匯收入有高度顯著的線性影響。
根據回歸系數表中未標準化的回歸系數可以得出回歸結果，建立回歸模型，即為Y=22.821-2.474x1+0.003x2+3.675*10-5x3，從回歸系數表的sig值可以看出，人均工資收入的檢驗結果是其影響不顯著，由此可以得出天津濱海新區離岸金融市場規模決定因素回歸模型中人均工資收入對離岸金融市場規模的影響較小，利差和進出口額對離岸金融市場規模的影響較大。
根據回歸標準化預測值圖得出，各散點隨機分布在e=0為中心的橫帶中，標準化殘差都在-2至2之間，證明該模型是合適的。
綜上所述，根據天津濱海新區離岸金融市場的回歸模型：
Y=22.821-2.474x1+0.003x2+3.675*10-5x3
有如下估計：
美元和天津離岸金融市場外匯存款的實際利差對離岸金融市場的外匯存款影響最大，美元和天津離岸金融市場外匯存款的實際利差上升1%，將使天津離岸金融市場外匯存款下降2.474億美元。因為如果美元的實際利率高于天津離岸金融市場外匯存款的實際利率，美元資金立刻會流向高收益的美國。
天津濱海新區的進出口總額對離岸金融市場的外匯存款影響較大，天津濱海新區的進出口總額上升一個單位，將會使天津離岸金融市場外匯存款上升0.003億美元。天津的開放程度上升，必將引進更多的國外資源，這就可以提高貿易資金的往來。天津濱海新區的人均工資收入對離岸金融市場的外匯存款影響最小，因此不能構成天津濱海新區離岸金融市場規模決定因素，在此將它忽略。
綜上所述，美元和天津離岸金融市場外匯存款的實際利差和天津濱海新區的進出口總額是天津濱海新區離岸金融市場規模決定因素，因此，要擴大天津濱海新區離岸金融市場規模，加速離岸金融市場發展，可以從美元和天津離岸金融市場外匯存款的實際利差和天津濱海新區的進出口總額方面進行改革。
五、政策建議
根據前文的分析，國際離岸金融市場的競爭加劇，在這樣的國際經濟環境下，天津濱海新區離岸金融市場如何在競爭中領先，如何維系和提高其離岸金融中心的地位并擴大其規模，可以有以下幾個措施。
1.使天津離岸金融市場外匯存款的實際利率高于美元的實際利率。這是天津離岸金融市場可以把握和利用的，因為離岸金融市場業務既不受貨幣發行國的金融法規約束，也不受業務開展所在國金融、外匯政策限制，因此，保證天津離岸金融市場外匯存款的實際利率高于美元的實際利率，可以吸引更多的美元存款進入天津離岸金融市場，從而擴大天津離岸金融市場的規模。
2.完善基礎設施，保證開放程度。較高的開放程度使天津濱海新區成為中國為數不多的離岸金融中心之一，并保持其地位的另一個重要原因。天津港有低稅率及簡明的稅制結構等優勢，并且在金融市場自由化程度較高。天津濱海新區離岸市場雖然出現較晚，但只要保證一定的開放程度，就一定會發展迅猛。
綜上所述，天津濱海新區作為中國重要的離岸金融中心，有著其內在的機制和優勢。美元和天津離岸金融市場外匯存款的實際利差和天津濱海新區的進出口總額是天津濱海新區離岸金融市場規模決定因素，對其成為規模較大的離岸金融中心有著重要的作用。
本文在離岸金融市場的模型構建上還存在著一些缺陷，在模型的構建和數據的選取上還可以進一步完善，另外，在提高天津濱海新區離岸金融中心地位及擴大其規模的政策建議上還有很大的討論空間。
參考文獻：
[1]巴曙松，郭云釗.離岸金融市場發展研究[M].北京：北京大學出版社，2008.
[2]郭云釗，胡傳雨.離岸金融業務對經濟發展的影響研究——基于香港地區的實證檢驗.中央財經大學學報[F]，2013.
[3]鄧琦等.天津市離岸金融發展研究.天津經濟[F]，2013.
較大的市場規模決定了競爭者進入的數量
市場規模的大小是影響競爭者數量高低的決定性因素。以感冒藥為例，市場規模不下12個億，其中云集了新康泰克、泰諾、感康、白加黑等一線上億的品牌，另外還有超過10多家千萬級規模的二線品牌，我們能叫上名字的牌子差不多有20個。用20平均一下12億，得到的數據是0.6億，這意味著主流的20個感冒藥品牌中，任何一家的市場規模都有可能做到年銷售額0.6億，這個數據對于中國4000多家制藥廠中的大部分廠家來說，其誘惑力是非常巨大的。
在最近運作的七葉苷脂納中藥提取制劑項目中了解到，進入該市場的廠家就有山東綠葉制藥、武漢愛民制藥廠、長春天誠藥業、德國馬博士大藥廠、北京四環科寶制藥、德國禮達大藥廠、南京南大藥業、哈爾濱圣泰制藥、黑龍江迪龍制藥、武漢普生制藥、黑龍江珍寶島制藥、無錫凱夫制藥、通化巴里莫爾制藥、常州金遠藥業等14個，整體市場大約10億左右。其中80%為注射劑，20%為膠囊或者搽劑。在這么多的廠家中，除綠葉和愛民在2億元以上規模以外，許多廠家十幾個品種一年的銷售額才2、3千萬。
數量可觀的市場規模告訴決策者，你將極有可能進入一個高競品圈子，產品功能上的創新幾乎是不可能的。
較大的市場規模決定了競爭者實現壟斷利潤的機會較少
中國的感冒藥有不下12億元的市場規模，但是企業有無可能在這樣一個規模較大的市場中實現自己的壟斷利潤。壟斷利潤的實現，具備兩點即可：產品不可替代而獨一無二，是必需品；其次，可以進行自主定價。這兩點是互為因果的關系。傳統的感冒清顆?；蛘邆L膠囊，價格在3-4元之間，可是，企業的廣告投入和人員投入也相對處于非常低的水平；而感康、康泰克這些大牌子，價格都在10元以上，銷售規模各自都超過2個億，但是，其巨額的廣告費用和相對較高的人力成本也是顯而易見的事實。
盡管兩種層次的品牌產品功能相同，但是價格卻是很大的差異。然而，在市場競爭的成本分配比重上，它們之間的差異其實并不大，傳統的感冒清顆粒或傷風膠囊是用較低的營銷成本獲得了較低的定價能力，大品牌感康和康泰克是用較高的營銷成本獲得了較高的定價能力。康泰克和感康由于銷售規模比較大，它們獲得的絕對利潤相對較大，而且他們也僅僅是比行業的平均利潤高出了一部分而已，也就是說利潤率并無大的差異。
在沒有壟斷利潤的前提下，蛋糕的大小與營銷投入的關系成正比，但是，邊際效益的發展軌跡有可能正好相反。
較小的市場規?？赡茉炀鸵粋€小小的藍海
筆者在近期執行的一個醫藥提取制劑項目中發現，在制藥領域，通過市場規模的分析研究，極有可能快速的尋找出一個壟斷利潤的小小藍海。
目前中國，患有帕金森綜合癥的大約2000人，相對于13億人口來說，這是個非常低的比例。可能正是由于患者比例過低，生產緩解這種疾病的制藥廠家在中國只有三家：A、B、C，整體市場規模大約5000萬。在不增加營銷成本和市場規模不變的前提條件下，能否將利潤提高3倍？答案是可以的。
經過對ABC三家制藥廠上游原料藥的供應情況摸索，得到了一個有利情報：三家廠的原料藥均來自同一個廠家，而這個原料藥的供給方恰好就是ABC其中一家。這個情報的獲得，對前面提出的利潤提高三倍的目標起著決定性的作用。假如A廠家就是當中的一家，A首先迅速停止向BC兩家供應原料藥，A對BC開出的條件是：對方廠家生產的產品全部交由A廠家銷售，且在價格上比他們自己出貨價高出50%。這樣，BC廠家不用花成本做銷售，利潤卻比以往提高50%，三家自然達成了合作協議。在整合了上游生產資源后，A廠家隨后作出了產品價格上調3倍的價格通知，以最快的速度發到全國的商業網點。與家電行業不同，漲價得到了全國網點的一致歡迎。新的價格政策很快落實，銷售量三家歸一家，總劑量和人份不變，銷售金額卻比以前提高了三倍。A廠家不動聲色中完成了上游資源和銷售資源的巧妙整合，市場規模從5000萬變成了1.5億，利潤何止提高了3倍！
關鍵詞 光伏； 國際研究； 需求拉動 Bass模型； 市場政策
中圖分類號 F410文獻標識碼 A文章編號 1002-2104（2011）09-0138-07doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.09.023
在能源供應安全與氣候變化等問題日益突出的背景下，發展可再生能源被認為是必由之路［1］。光伏技術是其中一種受到許多國家重視的技術。2003-2008年全球年裝機的平均年增長率為60.63%。但是，高成本仍然阻礙了光伏的大規模應用。
研發創新被認為是提高光伏經濟性的重要途徑［3］。政府如何促進光伏研發創新呢？科技對創新的推動作用和市場對技術創新的拉動作用常常分別作為研發政策和市場政策的重要性的理論依據。由于光伏市場拉動創新的規律受市場政策決策者的關注，同時對其作用機理的認識和對作用大小的定量分析較缺乏，而且數據獲取可行性比研發補貼更大，因此本文將分析市場的作用。
Neuhoff［4］指出穩定持續的市場政策由于提高了企業對市場擴大的信心，提高企業對創新回報規模增加及其確定性的預期，從而可以拉動企業的研發投資。Taylor［5］以美國加利福利亞州為案例，定性分析不同類型的光伏市場政策對光伏研發創新行為的影響途徑和優缺點。Colatat［6］根據美國光伏產業的歷史情況，提出光伏市場規模過于小或市場發展的不確定性可以引起企業不愿意投入研發創新?？傊壳皩υ搯栴}的認識較少，定量的經驗分析缺乏。
光伏市場與創新具有自身的特點，比如市場需求和市場規模受到政府主導，產品、設備和技術的國際貿易頻繁發生。本文結合對光伏產業的復雜性和特殊性的認識，分析光伏市場拉動創新的機理，在此基礎上利用20個國家的歷史數據進行檢驗。
1 研究假設
1.1 光伏市場拉動研發創新
市場拉動研發創新的理論基礎是技術創新學中的需求拉動力，即企業對市場需求規模的期望增加時，企業對研發創新收益的預期增加，于是引起企業的研發創新投入增加。
從對光伏制造商和設備供應商的訪談得知，企業可以通過研發創新提高技術水平或促進設備國產化，從而在產品或技術的銷售中擴大市場份額或提高利潤率，獲得遠超過研發投入的利潤回報。因此，結合光伏產業實際情況和需求拉動理論，本研究提出光伏市場需求規模擴大可以促進企業的研發創新投資。
1.2 市場發展態勢對市場拉動創新的影響
下面分析不同發展態勢下市場對研發創新的拉動作用。
1.2.1 市場規模持續過小的制約影響
市場規模制約著企業生產和銷售規模。市場規模制約技術創新投資，因為技術創新若要盈利，必須有相當大的市場需求規模以攤薄研發的巨額固定成本［9］。同時，企業規?？梢灾萍s企業風險性研發計劃的金融支持獲取。
在光伏技術擴散初期，有的國家光伏市場規模持續過小，可能因為在經濟性、技術等因素影響下政府認為尚未到支持利用規模逐步擴大的時機，或者在資源和其他替代技術影響下光伏發電技術在該國的戰略性不明顯。此時市場回報不足以攤薄實驗設備、研究人員、實驗室土建等研發投資，同時企業對未來市場規模擴大的期望低，缺乏投資研發創新的動力。而在光伏技術擴散初期，如果在政府持續支持下光伏市場逐漸擴大，則企業可以期望獲得足夠的回報以補償高額的研發投入，于是此時光伏市場的逐漸擴大將引起創新增加。因此，本研究提出在光伏技術擴散初期時市場規模持續過小的情況下，市場對創新的拉動作用不顯著，而在市場逐漸擴大的情況下，市場拉動作用顯著。
1.2.2 市場規模過快增長的制約影響
當市場規?？焖俚財U大時，市場需求相對于供應能力增加得更快，各企業都有擴大產能的空間，都可以從快速增長的市場中獲取較高的利潤，此時行業內競爭相對不激烈。在這種供不應求的情況下，企業更傾向于擴大產能、提高市場占有率，而缺乏追求技術創新的動機。因此，光伏市場規模過快增長將大大限制或弱化市場需求對技術創新行為的激勵作用。相反，在市場相對飽和的情況下，企業為了爭取更高的市場占有率，容易發生價格戰及促銷戰［10］。因此，當市場規模增長速度比較平穩時，企業要想在激烈的市場競爭中生存和發展，就必須借助技術創新提高市場競爭力。一些國家的光伏市場在短時間內擴大非常急劇，可能是因為市場政策的制定受政府短期目標驅動，或者因為政策制定缺乏預見性或科學性，比如說西班牙在2007年和2008年為光伏利用提供了世界上利潤最高的補貼，即100kW以下的光伏系統可以獲得當時銷售電價575%的上網電價［11］，這導致西班牙市場的增長率大于400%。因此，本研究提出在光伏擴散加速期市場規模過快增長可以大大限制或弱化市場對技術創新行為的拉動作用。
2 數據樣本與研究方法
2.1 變量選取
本文結合光伏產業特點，借鑒同類實證文獻對市場需求規模和研發創新的表征方法。Scherer［12］在研究需求拉動制造業創新時，用制造產品購買量來表征市場需求規模。徐俠［13］在分析新產品市場需求對企業研發支出的影響時，用新產品銷售收入表征市場需求。在光伏政策同時影響市場需求規模和市場規模的情況下，市場規模變化可以反映市場需求規模變化，選擇這一指標的好處在于直接、易于識別、現實涵義明確。專利申請或授予是研發創新的產出之一，數據的定義穩定、客觀，而且相對容易獲得。Watanabe［14］在研究研發投入和知識儲備對光伏創新影響時，用專利申請量表征光伏創新。因此本文用國家專利局授予的光伏專利量表征被拉動的研發創新。
各個國家及其代碼分別是德國DE，西班牙ES，日本JP，美國US，意大利IT，韓國KR，法國FR，中國CN，澳大利亞AU，葡萄牙PT，加拿大CA，瑞士CH，荷蘭NL，奧地利AT，英國GB，墨西哥MX，瑞典SE，挪威NO，土耳其TR，丹麥DK。各國市場規模變量用“國家代碼+M”表示，各國研發創新規模變量用“國家代碼+R”表示。
2.2 數據來源
1993-2009年國外年裝機量數據基本來自世界能源署（IEA）2008年的出版物［15］，除了1995-2009年澳大利亞、奧地利、加拿大、瑞士、德國、葡萄牙和美國的年裝機量數據是來自IEA2009年的出版物［16］。1992-2003年我國年裝機量數據是來自《中國光伏產業發展研究報告》［17］，2004-2006年的數據是來自《中國光伏發展報告》［18］，2007-2009年的數據是來自歐洲光伏行業組織（EPIA）的出版物［19］。美國和日本的光伏專利授予量數據是來自CambridgeIP的數據庫，其他國家的光伏專利授予量數據是來自歐洲專利局（EPO）的數據庫。澳大利亞、奧地利、加拿大、瑞士、德國、丹麥、西班牙、英國、意大利、日本、荷蘭、瑞典、美國、墨西哥的屋頂面積數據和墻面面積數據來自于IEA2002年的出版物［20］。
2.3 因果檢驗方法
本文用Granger因果檢驗方法對市場需求與研發創新的因果關系進行檢驗，考察二者的因果關系是否顯著。格蘭杰（非）因果關系分析法的基本原理在于如果變量Y的過去值有助于解釋變量X的變化，那么就說存在Y到X的因果關系。
對于兩個不都是平穩的時間序列，建立向量自回歸模型很可能得到殘差序列是非平穩序列的偽回歸，不能可靠地反映自變量和因變量之間的關系。因此，對于同階單整的兩個時間序列，先檢驗是否存在協整關系。單方程的協整檢驗的常用方法是Engle和Granger提出的基于協整回歸殘差的E-G兩步檢驗法。若檢驗lnM與lnR是否存在協整關系，首先用最小二乘法估計長期均衡方程
lnRt=α+βlnMt+ε1
然后對估計殘差εt做ADF單位根檢驗。如果εt為平穩序列，則認為lnM與lnR存在協整關系，反之，不存在協整關系。
根據Engle和Granger的協整理論，如果時序變量之間存在協整關系，則一定存在一個相對應的誤差修正模型（VECM）來描述不斷調整的短期動態過程。建立誤差修正模型
ΔlnRt=μ+λZt-1+∑mp=1αpΔlnRt-p+∑nq=1βqΔlnMt-q+εt
其中引入了長期均衡方程所產生的殘差序列Zt-1
Zt-1=lnRt-1-α-βlnMt-1
檢驗統計量為
F=(RSS0-RSS1)/nRSS1/(N-2n-1)
其中RRS1和RSS0分別表示VECM估計的殘差平方和，和VECM在非因果關系的原假設下估計的殘差平方和，n為在原假設H0下滯后項的個數，N為樣本容量。當統計量F的值大于在顯著性水平α下F分布的臨界值Fα(n，N-2n-1)，則在1-α的置信度下拒絕原假設，即認為DlnM是DlnR的原因。
對于非同階單整的兩個時間序列，和不存在協整關系的同階單整的兩個時間序列，可以進行一階差分變換。如果一階差分變量平穩，對一階差分變量建立向量自回歸模型（VAR）模型檢驗因果關系。若檢驗DlnM是否是DlnR的原因，建立向量自回歸模型：
DlnRt=c+∑pi=1αiDlnRt-i+∑qj=1βjDlnMt-j+εt
其中p和q分別為DlnR和DlnM的滯后期長度。同樣以F統計量判斷是否拒絕非因果關系的原假設。
檢驗結果對最大滯后階數敏感，VECM模型檢驗和VAR模型檢驗都采取AIC準則選擇最優滯后階數。為了保證檢驗結果的穩健度，我們對各國都選取約17個樣本數，當出現市場不顯著拉動研發創新的檢驗結果時，可能是市場規模過小和市場規模增長過快中的任一因素或者兩個因素同時引起的。我們把“不存在因果關系”檢驗結果謹慎地解釋為不顯著存在因果關系，而不是做出更強的判斷，比如判斷不存在因果關系。
2.4 趨勢分析方法
本文采取趨勢分析方法對市場規模的變化進行定量描述。趨勢分析所用的函數曲線有直線、多項式曲線、指數曲線、Logistic（增加）曲線、Bass模型等。Lund［21］發現11種新能源技術在全球或者某國的市場擴散趨勢可以用logistic模型描述，其中光伏擴散包括在全球、在德國和在芬蘭的。Guidolin［22］發現在2005年以前11個國家的光伏市場變化趨勢分別可以用Bass模型描述。由于Logistic模型其實是Bass模型的特殊情況（p=0，q>0），本文考慮Bass模型。
Bass模型假設任何時刻的采用者的數量與此時潛在采用者的數量直接相關，這可以用數學模型表示為：
n(t)=dN(t)dt=p［M-N(t)］+qN(t)M［M-N（t）］
其中n(t)是t時刻采用者數或當時的市場規模，N(t)為到t時刻的累積采用者總數，M為潛在采用者總數，p為創新系數，q為模仿系數。n(t)描述了擴散規模隨時間的演化情況，即擴散曲線。p增加意味著在技術擴散初期時擴散曲線的斜度和厚度增加，q增加意味著在擴散加速期時速度增加［23］。
若誤差平方和與均方差的比值越小，則說明實際觀察值與擬合值越接近，曲線擬合的越好。假設實際測得的值為n，其平均值為，擬合曲線所求得的擬合值為n(i，誤差平方和為RSS，均方差為TSS，則曲線的擬合優度R2為
R2=1-RSSTSS=1-∑(ni-n(i)2∑(ni-)2
本文基于Matlab 編程軟件應用lsqcurvefit 函數進行非線性最小二乘擬合，并應用最優化方法，以減少對M、p和q三個參數初值的要求。p和q初值對模型參數估計的影響較小，因此參照其他經驗研究的取值。Talukdar對31個國家CD機、微波爐、傳真機等6種產品的分析表明，新產品的創新系數p平均值介于0.0007-0.03之間；模仿系數q平均值介于0.38-0.53之間。Guidolin對11個國家的光伏市場的分析表明，創新系數取值范圍為0.000007-0.0035，模仿系數取值范圍為0.05-0.46。
Guidolin對一些國家市場潛力判斷過小。比如說他認為日本、英國、德國在2005年-2006年已經達到市場擴散最快的時期，市場規模將從2006年起減少。事實上日本、德國、英國2009年的新裝機量分別是2006年的1.7倍、4.6倍、2.1倍。Guidolin沒有給出其提出潛在裝機量初值的方法學。由于本文實證分析需求拉動創新的時間段是屬于政府主導技術擴散的階段，因此假設該階段的市場潛力是政府將支持的總裝機量。一些國家公布了2020或2030支持目標，我們發現這些目標略小于利用該國屋頂面積和墻面面積的5%。屆時光伏預計可以參與市場競爭［24］，并且重復采納者尚比較少，因此本文以屋頂和墻面面積的5%作為各國市場潛力初值。對于屋頂采用晶體硅組件的典型面積密度141.14Wp/m2；對于墻面采用非晶硅薄膜組件的典型面積密度63.13Wp/m2，因為它在低光照射條件下，如臨近建筑物遮擋，也能有穩定電力輸出，并且它有更佳的視覺效果。
3 計量檢驗結果
3.1 光伏市場需求拉動研發創新
丹麥、土耳其、瑞典、挪威和意大利一直存在一定的光伏市場規模，但本國政府專利授予量在較長時間里近似為零，因此即使不建立計量模型，也可知他們的市場需求對研發創新的拉動作用不顯著。下文對其他15個國家進行定量檢驗。
3.1.1 平穩檢驗結果
表1列出各變量拒絕不平穩原假設時的部分統計量，其中臨界值是在5%顯著性水平下的。表中列出的基本全是ADF方法的檢驗結果，除了PP或者ERS檢驗有更好顯著性的極少數情況。根據統計結果，lnCNM、lnDER、lnESR、lnGBR、lnMXM、lnUSR、lnNLM、lnNLR、lnCHR是平穩時間序列，其他變量都是一階單整時間序列I(1)。
3.1.2 同階單整變量之間的協整與誤差修正模型檢驗
檢驗結果表明每一對同階單整時間序列都存在協整關系。由于篇幅有限，省略列出各長期均衡方程估計殘差的水平檢驗結果。對于每一對的誤差修正模型，AIC和SC最小時的F統計量和顯著水平的如表2所示。對于從需求到研發創新的因果關系，澳大利亞存在長期因果關系，加拿大存在長期和短期因果關系，日本存在短期因果關系。短期因果關系指被解釋變量的短期波動由解釋變量的短期波動決定。長期因果關系指被解釋變量的短期波動由長期均衡關系的誤差修正項決定，即由兩者向均衡靠攏的趨勢決定。
Schmookler發現專利授予通常在市場規模擴大的兩年后發生。技術研發需要一段時間，專利申請到公開至少需要一年半到兩年時間，盡管企業可能提前掌握的市場政策信息從而有針對地投入研發創新，專利授予量增大應該晚于裝機量擴大一年半以上。因此我們認為法國不存在市場需求拉動研發創新，因為滯后期為一年以內不合理。
3.1.3 平穩變量之間的向量自回歸模型檢驗
對于兩個平穩變量、或非同階單整變量一階差分后的兩個平穩變量，我們建立VAR模型來檢驗因果關系。檢驗結果如表3所示，由于篇幅有限，僅列舉AIC和SC最小時的F統計量和顯著水平。在德國、英國和美國，年裝機量的變化都引起了年專利授予量的變化。
3.2 市場發展態勢對市場拉動創新的制約
墨西哥、土耳其的年裝機量分別一直為1MW左右，瑞典、挪威、丹麥三個北歐國家的年裝機量一直在1MW以下，可能因為該國尚未開始大力發展它或者太陽能輻射資源匱乏。由于這5個國家市場仍然非常小，不適合進行擴散曲線擬合。根據上文檢驗結果，這5個國家的市場都不顯著拉動創新，這與本文的理論假設一致。下面對其他15個國家的年裝機情況進行擴散曲線擬合。為了進行國別比較，將這15個國家分為兩組，A組是6個市場顯著拉動創新國家，B組是9個市場不顯著拉動創新國家。
由于篇幅有限，圖1僅展示了A組國家的擴散曲線擬合結果。A組國家的市場規模在擴散初期持續增大，在加速期平穩增大，這與該國對光伏技術戰略性的重視和有效持續的政策支持有關。這六個國家具有科技發達、對可再生能源重視度較高、經濟發展水平較高、光伏發展歷史較長等特點。B組國家在市場發展的初期市場規模在較長時間里保持非常小的規模，在加速擴散期里市場規模擴大的速度非?？?，這可能與對光伏技術的支持缺乏長期戰略有關。而且實證結果表明可以通過指標p和q對這些市場發展態勢進行判斷。由表4可知，A組國家的p值相對更大，算術平均值為0.000068，B組國家的p值相對更小，算術平均值為0.0000028。A組國家的q值相對更小，算術平均值為0.31，B組國家的q值相對更大，算術平均值為1.0。綜上，市場規模過小或者增長過快的制約影響比較顯著，并且p和q可以作為表征該市場發展態勢的指標。
4 結 論
在德國、英國、日本、澳大利亞、美國、加拿大6個國家市場規模的擴大都顯著地拉動技術創新的增加，而在西班牙、中國、法國、韓國、葡萄牙、瑞士、荷蘭、奧地利、意大利、墨西哥、土耳其、瑞典、挪威和丹麥這14個國家市場擴大都沒有顯著拉動研發創新。市場拉動研發創新的六個國家在2009年累積裝機量為14421.6MW，占文中20個國家的70%，可見大多數光伏市場發揮了拉動研發創新的作用。于是相對于已有研究對光伏需求拉動的理論分析，本文提供了基于20個國家歷史數據的經驗分析結果。
市場顯著拉動創新的國家的p值相對更大，市場不顯著拉動創新的國家的p值相對更小，這說明市場規模逐漸擴大與市場顯著拉動創新有關聯，而持續過小與市場拉動創新不顯著有關聯。
市場顯著拉動創新的國家的q值相對更小，市場不顯著拉動創新的國家的q值相對更大，這說明市場規模擴大平穩與市場顯著拉動創新有關聯，而擴大急劇與市場拉動創新不顯著有關聯。這驗證了本文提出的理論假說之一，即如果光伏市場規模擴大急劇，市場需求遠大于供應能力，此時企業更傾向于擴大產能，缺乏追求技術創新的壓力，而如果光伏市場規模擴大平穩，此時市場相對飽和，市場競爭壓力迫使企業投資技術創新。
為了促進光伏技術創新及成本降低，我國光伏市場政策應主導市場需求平穩持續地擴大，避免其相對于供應能力過快地增長。平穩持續發展態勢可以用技術擴散模型中p和q指標進行判斷，這為政策制定提供指標參考。我國應制定關于光伏成本下降的長期戰略，從技術創新、市場等方面給與持續的引導和支持，避免在短期目標驅動下的決策行為。
參考文獻（References）
［1］王仲穎,王鳳春,時麗,等. 我國可再生能源發展思考［J］.高科技與產業化, 2008, 7. ［Wang Zhongying, Wang Fengchun, Shi Jingli, et al. Thinking of Renewable Energy Development in China ［J］. HighTechnology & Industrialization, 2008, 7. ］
［2］KahouliBrahmi S. Testing for the Presence of Some Features of Increasing Returns to Adoption Factors in Energy Systemdynamics: An Analysis Via the Learning Curve Approach［J］. Ecological Economics, 2009, 68: 1195-1212.
［3］Neuhoff K, Jan Lossen J, Nemet G, et al. (2007) The Role of the Supply Chain For Innovation: the Example of Photovoltaic Solar Cells［R］, EPRG Working Paper 07/32.
［4］Taylor M. Beyond TechnologyPush and DemandPull: Lessons From California’s Solar Policy［J］. Energy Economics, 2008, 30: 2829-2854.
［5］Colatat P, Vidican G, Lester R K. Innovation Systems in the Solar Photovoltaic Industry: the Role of Public Research Institutions［R］. Working Paper in MIT. MIT-IPC-09-007. June 2009.
［6］范紅忠. 有效需求規模假說、研發投入與國家自主創新能力［J］. 經濟研究, 2007, 3. ［Fan Hongzhong. A Hypothesis on Effective Demand Size, R&D Expenditure and National Innovation Capacity［J］. Economic Research Journal, 2007, 3.］
［7］劉冀生. 企業戰略管理［M］.北京:清華大學出版社, 2003:50.［Liu Jisheng. Strategic Management of Enterprise ［M］. Beijing: Tsinghua Univ. Press, 2003: 50.］
［8］Hohler A, Greenwood C, Hant G. UNFCCC Report on Investment in Renewable Energy and Energy Efficiency［R］. New Energy Finance, 2007.
［9］Scherer F M. DemandPull and Technological Invention: Schmookler Revisted［J］. The Journal of Industrial Economics, 1982, 30(3): 225-237.
［10］徐俠, 陳圻, 鄭兵云. 高技術產業R&D支出的影響因素研究［J］. 科學學研究, 2008, 26(2). ［Xu Xia, Chen Qi, Zheng Bingyun. The Determinant Factors of R&D Expenditure: An Empirical Research Based on HighTech Industry［J］. Studies in Science of Science, 2008, 26(2). ］
［11］Watanabe C, Wakabayashi K, Miyazawa T. Industrial Dynamism and the Creation of A “Virtuous Cycle” Between R&D, Market Growth and Price Reduction: the Case of Photovoltaic Power Generation Development in Japan［J］. Technovation, 2000, 20(6): 299-312.
［12］IEA. Trends in Photovoltaic Applications: Survey Report of Selected IEA Countries Between 1992 and 2008［R］. Report IEAPVPS T1-18:2009.
［13］IEA. Trends in Photovoltaic Applications: Survey Report of Selected IEA Countries Between 1992 and 2009［R］. Report IEAPVPS T1-19:2010: 6.
［14］王文靜, 趙玉文，王斯成，等. 中國光伏產業發展研究報告［R］. 國家發改委/全球環境基金/世界銀行, 2004. ［Wang Wenjing, Zhao Yuwen, Wang Sicheng, et al. Chinese Photovoltaic Industry Development［R］. Beijing: NDRC, GEF and World Bank, 2004.］
［15］李俊峰, 王斯成，等.中國光伏發展報告2007［M］. 北京: 中國環境科學出版社, 2007. ［Li Junfeng, Wang Sicheng, et al. China Solar PV Report 2007［M］. Beijing: China Environmental Science Press, 2007.］
［16］EPIA. Global Market Outlook for Photovoltaics Until 2014［R］. Belgium: European Photovoltaic Industry Association. May 2010.
［17］IEA. Potential for Building Integrated Photovoltaics ［R］. Technical Report IEA PVPS T7-4, 2002.
［18］Lund P. Market Penetration Rates of New Energy Technologies［J］. Energy Policy , 2006, 34: 3317-3326.
［19］Guidolin M, Mortarino C. Crosscountry Diffusion of Photovoltaic Systems: Modelling Choices and Forecasts for National Adoption Patterns ［J］. Technological Forecasting & Social Change, 2010,77: 279-296.
［20］Beise M. Lead Markets: CountrySpecific Success Factors of the Global Diffusion of Innovations［J］.Research Policy, 2004, 33(6-7): 997-1018.
［21］EPIA. Solar Photovoltaic Electricity: A Mainstream Power Source in Europe by 2020［R］. 2009.
CrossCountry Studies on Demand Pull in Photovoltaic Sector
HUO Molin1 ZHANG Xiliang1 WANG Zhongying2
(1. Institute of Energy， Environment and Economy， Tsinghua University， Beijing 100084， China;
2. Energy Research Institute， National Development and Reform Commission， Beijing 100038， China)
【關鍵詞】外商直接投資 區位選擇 長三角
一、引言
2005年，我國實際吸收外商直接（FDI）①投資603.25億美元，作為最具潛力的發展中國家，繼續名列“外國直接投資信心指數榜”首位，從而連續四年成為世界上對FDI最具吸引力的國家（賀清云，2008）[3]。隨著我國改革開放的不斷深化，FDI在經濟發展中的作用逐漸突顯。它的進入不僅彌補了改革開放初期資金不足的缺陷，為經濟騰飛注入了動力；而且促進了外向經濟的發展，增強了我國對全球經濟的影響；更帶來了先進的技術和管理經驗等等，在改革開放的30多年里，FDI無疑為長三角的經濟增長做出了重要貢獻。但是FDI在長三角的分布就像其在全國范圍內的分布一樣，是不均衡的：大部分的FDI都集中分布在上海、南京、蘇州等地。這在一定程度上拉大了長三角城市間的差距，不利于長三角經濟的均衡增長。
針對FDI這種不均衡分布，及其在經濟增長中的重要作用，近年來許多國內外學者，對FDI的區位選擇進行了研究，試圖解釋造成我國現階段FDI分布情況的原因。其中韓劍、潘沁、徐康寧（2005）指出對外開放程度、FDI聚集程度是影響FDI區位選擇的重要因素，較高的對外開放程度和較高的FDI聚集度都有利于FD的流入[6]；竇清紅（2008）的分析結果表明，稅負水平對于FDI流向產生重要影響，兩者呈負相關關系[1]；賀清云（2005）分析了公共政策、市場規模、勞動力因素對FDI區位選擇的影響，結果表明較低的市場干預程度，較大的市場規模，以及較高的勞動力密度，都有利于吸引到更多FDI[3]；肖文、周明海（2008）研究了勞動力成本、市場規模、城市化水平對FDI區位選擇的影響，結果顯示勞動力成本與FDI流入量呈負相關關系，市場規模與FDI流入量呈正相關關系，城市化水平與FDI流入呈正相關關系[12]；羅知（2009）的研究顯示，雙邊貿易對FDI區位選擇產生顯著影響[8]。
但是目前對于我國FDI區位選擇的研究大多都是利用分省面板數據或利用國際面板數據，以整個國家為研究范圍，很少有具體到對某個地區的研究。而我國是一個人口、面積、經濟大國，又是一個政治集權而經濟分權的國家，地方政府于國家之間的關系錯綜復雜。因此，現有的研究很難為具體某個地區吸引FDI提供具體的政策依據。就長三角而言，雖然是全國吸引FDI最多的地區，但是現有文獻對長三角FDI區位選擇的研究卻是少之又少，這顯然無法與長三角巨大的FDI流入量相適應。本文采用1995～2007年的城市面板數據，以長三角為范圍，研究該地區FDI的區位選擇，并通過研究為長三角如何吸引更多FDI，以及長三角那些FDI分布較少的城市如何通過縮小FDI分布的地區差異，來縮小與上海、杭州等發達城市之間的差距提出政策性建議，這在一定程度上對促進長三角地區經濟均衡發展更具啟示意義。
本文其余部分的結構如下:第二部分是指標的選擇、模型的設定及數據說明；第三部分是運用所選的模型對樣本進行檢驗，以及檢驗結果；第四部分是根據檢驗結果得出的結論以及政策性建議。
二、指標的選擇、模型的設定及數據說明
（一）指標的選擇
目前已有的研究表明，影響FDI在我國的區位選擇因素主要有：政府干預程度（魏厚凱，2002）、勞動力密度（肖文，2008）、市場規模（賀清云，2008）、城市化水平（賀燦飛，2005）、FDI聚集程度（徐康寧，2005）、勞動力成本（王劍，2004）等。本文在綜合了已有研究出的結論之后，選取了一些在現有文獻中常用的指標，并將其應用于對長三角FDI區位選擇的研究，以期對長三角FDI現有的分布狀況進行解釋。
(訊)全球云計算革命快速推進，發展路徑逐漸明晰。部分全球性趨勢在國內市場實現映射。重點推薦:中科曙光、廣聯達、用友網絡、錦富技術、數據港、光環新網。
全球云計算革命大勢已起。全球公有云市場規模從2010年的683億美元快速增長至2016年的2092億美元，復合年均增速高達20.51%，未來有望穩定在15%+。全球公有云服務滲透率快速提升，從2010年的1.99%上升到2016年的6.16%，預計2018年將達到8%。IaaS是最底層、最標準化、最純正的云服務，價格戰激烈，有很強的馬太效應，隨著巨頭廠商大規模建設數據中心，2016年市場規模增速最快、達到56.11%;亞馬遜AWS一枝獨秀，市占率將近一半且仍在提高;微軟位列第二，云服務能力快速提升;阿里云異軍突起，2017年入選Gartner魔力象限，市占率進入前三。SaaS市場體量較大，未來有望維持25%的高增速，以CRM、ERP、網絡會議及社交軟件為主，業務毛利率普遍高于IaaS;市場格局相對分散，微軟成功轉型，2016年取代Salesforce成為新的領頭羊。PaaS市場規模較小，主要服務開發者;巨頭通過自研或收購切入，單純PaaS廠商面臨被融合風險?；旌显平鉀Q企業數據安全痛點，備受企業客戶青睞;傳統ICT企業抱團開源平臺;2017年成為前幾大云服務商混合云戰略落地元年。
云浪潮之巔，受資本追捧。亞馬遜AWS收入已經實現連續13個季度高增，營業利潤率也持續走高，AWS業務的“造血能力”推動亞馬遜全業務線發展。微軟“Cloud First”全面轉型云計算戰略成功推行，云業務驅動營收重新回到上升通道。阿里云連續兩年營收翻倍增長且有望持續，獨霸國內市場。Adobe大膽云轉型，收費方式變革、訂閱數量大幅增長，中長期進入高速增長階段。亞馬遜、微軟、阿里巴巴這三家全球云計算巨頭以及Ad這類云轉型公司股價屢創新高，說明全球投資者認可全球IT投資逐漸云化的趨勢以及云計算服務商、云轉型公司未來業績增長的確定性。
海外趨勢映射，國內進入廣泛應用階段。2015年我國云計算整體市場規模達378億元，整體增速達到31.7%且未來幾年有望持續。其中，公有云達到102.4億元，同比增長45.8%，私有云達到275.6億元，同比增長27.1%。公有云滲透空間較大，2016年滲透率僅為4.16%。公有云市場各類玩家涌入，競爭日趨激烈。2016年IaaS市場規模達到71.7億元，同比增速高達，增長最為迅速。阿里云統治半壁江山，騰訊、華為有望崛起，市場格局可能巨變。PaaS市場規模較小，互聯網創業的孵化器，與IaaS邊界越來越模糊。SaaS市場格局分散，缺乏領導者。私有云市場規模保持穩定增長，開源是主流，混合是趨勢，服務是關鍵。
風險提示事件:A股上市公司在競爭激烈領域無法形成比較優勢（來源：中泰證券 文/康雅雯 編選：中國電子商務研究中心）
產業4星
2007年，中國網絡廣告市場規模增長了51.8%。而據業內預測，2008年中國網絡廣告市場規模將保持55.6%的增長，市場規模將達117.63億元。
更有業內人士樂觀地認為，網絡廣告已走出市場培育階段，開始強勢起飛。但中國網絡廣告市場規模與美國等發達國家相比，還有很大差距。
有分析師預計，2010年全球網絡廣告市場總產值將增至610億美元。而在中國，2006年互聯網廣告運營商市場規模為45.28億，其中品牌廣告市場規模為30.6億，同比增長43.3%，搜索引擎廣告市場規模15.7億。
截止到2007年上半年，中國互聯網廣告運營商市場規模也僅為29.94 億，關鍵字廣告為11.5億，占網絡廣告市場的比重已經達38.4%，比2006年上半年提高了4個百分點。
但是我們還應該看到，2011年中國網絡廣告運營商收入將達到270.7億元，從2007年到2011年的網絡廣告運營商收入年均復合增長率為39.5 %。
從以上這組數據可以大概了解網絡廣告目前的發展勢頭。的確，中國近幾年來互聯網迅猛發展，互聯網廣告也得到了很好的發展。
廣告成了人們生活中的一部分，追求品牌成了人們吃、穿、住、行的行為習慣，品牌就是靠廣告吹捧出來的，它左右著人們對商品的認識，引導著消費者的消費意向。
由此，它成了商家推銷產品的絕好幫手，也成了媒體賺錢的輕松手段。
前景4星
網絡媒體的廣告與電視等媒體的廣告不一樣，因為它們的受眾不同，因而廣告的影響力都有很大的差距，并且受網民的知識層次、愛好習慣、工作經歷的制約。常言道: “物以類聚，人以群分”，就是這個道理。經常上網打游戲的人很少有人發電子郵件; 喜歡感情渲泄的人常進聊天室，尋找另一半來得到精神上的慰藉; IT人士常逛希賽，視頻發燒友常泡土豆，學習者常上學賽。如果廣告的投放不拘內容和場合，不僅起不到廣而告之的作用，而且還讓人生出幾多抱怨來，所以廣告模式以及精準化就成了廣告的核心主題。
【摘要】從建筑施工企業市場營銷戰略出發，摒棄傳統的以固定資產投資總額、建筑業總產值、營業額為指標的分析思路，以新簽合同額定指標研究我國建筑市場的規模總量、市場細分、發展趨勢等，更符合市場營銷理論和適應建筑企業實際。同時，根據市場結構—市場行為—市場績效（SCP）的典型范式，以市場集中度為主要指標，對建筑市場結構及子結構進行了分析，闡述了建筑市場集中度快速集中的現狀，且已出現寡頭壟斷特征。
【關鍵詞】建筑市場；新簽合同額；市場結構；行業集中度
1引言
建筑市場是工程建設市場的簡稱，指為人類提供生活、生產以及物質技術基礎的各類建（構）筑物和工程設施[1]。對于建筑施工企業，市場營銷戰略是企業的首要戰略，現代市場營銷學的理論認為，戰略的制訂應以市場分析為前提，而建筑市場規模（也稱“建筑市場容量”）、細分、趨勢、結構等構成市場分析的核心內容。本文所有研究均基于市場營銷戰略，旨在對我國建筑市場進行市場分析，以期為建筑施工企業的市場營銷工作提供精準的市場導向。
2建筑市場規模
2.1建筑市場規模。目前，我國對建筑市場規模的主要分析指標普遍集中于固定資產投資總額、建筑安裝工程投資總額、建筑業總產值、房地產開發投資額等，這些指標均以貨幣形式反映工程項目的實際投資規?；蛟诮ㄒ幠；蚴┕ぎa值。對于建筑施工企業市場營銷戰略，上述指標只能作為參考，難以準確反映企業需要承攬工程承包任務的新開工項目市場，甚至可能出現戰略誤判。以鐵路行業為例，近3年的固定資產投資總額約保持在8000億元[2]，而據行業統計資料，鐵路招標額在4000億~5000億元，國有鐵路的招標額更少，且逐年下降，這與投資總額保持穩定的分析存在明顯差異。目前，我國建筑市場規模未有準確定義，理論上是以年度為時間單元，所有新開工的工程建設項目的投資總額在大部分均采用招投標模式的情況下，即工程項目招標總額。目前，以國家統計局為代表的政府部門及相關行業協會均無權威統計數據。2.2建筑市場細分。建筑市場細分可以有多種分類方式劃分為多個子市場，比較常見的有產業、費用、地域、專業等。從產業結構來看，可分為基礎設施、房地產、制造業、其他產業投資等4大板塊，以前3大板塊為主，分別占比24%、25%、32%，總占比約80%（據國家統計局2008—2017年統計數據計算[3]）。其中，基礎設施包括交通運輸、水利環境、電力燃氣、公共設施等。從費用組成來看，可分為建筑工程、安裝工程、其他費用3部分。其中，建筑工程占比約88%，安裝工程占比約8%（據國家統計局2008—2017年統計數據計算[4]）。從地域來看，以省份（包括直轄市、自治區）為劃分單元，江蘇、浙江、廣東、湖北、北京、山東、四川、福建、河南、上海等省、市排名前10，占比約65%（據中國建筑業協會2014—2018年建筑業發展統計分析）。從專業來看，分為房屋建筑工程、市政工程、公路工程、鐵路工程、水利工程、水電工程、民航工程等30個專業市場。
3建筑市場結構
根據以貝恩為代表的哈佛學派產業組織理論的基本規律“市場結構—市場行為—市場績效”（SCP）模式[5]，建筑業市場結構是影響建筑業市場行為和市場績效的核心問題，本文僅對建筑業市場結構進行分析。根據現代產業組織理論的基本觀點，市場結構是指建筑業的市場中，企業間構成的在數量、份額、規模等方面上的關系。直接衡量市場結構的指標通常使用市場集中度，測量方法主要包括行業集中度、洛倫茨曲線、基尼系數等。鑒于建筑市場中施工企業達8萬家以上，新簽合同額數據難以收集，本文使用行業集中度中的絕對集中度指標研究建筑市場的市場結構。絕對集中度指標使用CRn衡量，其計算公式為：CRn=ni=1ΣXi/Ni=1ΣXi（式中，n為統計的項目數；N為總項目數；Xi為第i個企業所占的市場份額）。3.1規模結構分析。根據數據分統及分析得出近5年建筑市場的集中度，與2008—2012年CR4、CR8均小于20%相比，市場集中度顯著提高。尤其是新簽合同額排名前50名的企業市場占有率由2014年的38.11%增長至2018年的68.87%，表明建筑市場呈現快速集中的趨勢。按照美國學者貝恩的產業壟斷與競爭類型劃分可定義為中（下）集中寡占型；按照日本學者植草益的市場結構分類方法可定義為高、中寡占型。說明建筑市場已經存在一定的寡頭壟斷。但實際情況是以中國建筑、中國中鐵、中國鐵建、中國交建為代表的中央建筑企業所屬二級單位的市場營銷行為更多處于自由競爭狀態，無一致行為，所以，實際的行業集中度應該更低。以2018年為例，CR4、CR8分別為6.16%、9.84%，說明市場仍處于無集中現象的原子型或分散競爭型，這更貼近于市場現狀。3.2子市場結構分析。對于建筑企業來說，更多的是專注于專業市場開發，故以專業市場為子市場進一步進行市場結構分析。但由于我國國情及建筑市場的發展情況，除房建市場屬于較充分的市場競爭狀態，其余多個市場基本都存在8大建筑央企（指中國建筑、中國中鐵、中國鐵建、中國交建、中國中冶、中國能建、中國電建、中化工程）在內的部分壟斷現象。
4結論和啟示
對市場規模和市場結構的分析有利于建筑企業采取適應市場的營銷戰略和策略。本文以新簽合同額為指標衡量我國建筑市場規模，以行業集中度為指標對建筑市場結構進行分析，分析結果表明：（1）建設市場規模巨大，房屋建筑及公路、市政、鐵路等基礎設施規模占絕對大比重。（2）建筑市場規模仍會有所增長，但增速明顯變緩。房地產、國家鐵路、城軌等細分市場甚至出現萎縮跡象。（3）建筑市場結構發生顯著變化，市場集中度快速提升，市場份額主要由8大央企及25家地方建工為代表的特大型、大型企業占領，中小型企市場空間進一步被壓縮。（4）除房屋建筑市場，其余行業市場基本形成寡頭壟斷，一旦龍頭企業所屬單位在市場營銷行為中采取一致行動，將不利于建筑產業的發展。
作者:嚴偉單位:中鐵二局集團有限公司
關鍵詞：飼用益生菌；奶牛養殖業；需求市場
中圖分類號：F27文獻標識碼：Adoi：10.19311/ki.16723198.2016.14.029
益生菌是一類對宿主有益的活性微生物，是定植于人體腸道、生殖系統內，能產生確切健康功效從而改善宿主微生態平衡、發揮有益作用的活性有益微生物的總稱。益生菌對于有機體的健康效應已被證實，對于改善人體腸道菌群也被人們熟知，在乳品生產中更是廣泛應用，但養殖業中益生菌使用起步比較晚，奶牛養殖中飼用益生菌的使用更是處于起步階段。飼用益生菌在奶牛養殖中的應用理論性研究已經比較成熟，在實踐中急需推廣。
1飼用益生菌在奶牛養殖業中的應用現狀
1.1近半數養殖場對飼用益生菌的認識不足，應用比例較小
我們對河北省的典型養殖場進行調查，發現其中對飼用益生菌不認識和了解不多的占一半，有一定了解以及比較了解的占一半。通過對數據分析我們可以得知被調查企業有一半的對飼用益生菌的認識不足，沒有將其投入使用中，益生菌在奶牛中的應用比例較小，如果比例加大，可以得知益生菌在奶牛養殖中的應用前景廣闊。
1.2不同規模養殖場益生菌使用量占養殖成本比例不同
從2013年以后，奶牛養殖散戶逐漸減少，規模化養殖成為奶牛養殖的大勢所在。我們調查的奶牛養殖基地（或小區）為規模化養殖，我們的規模劃分依據不同于奶業年鑒，存欄數
大中小規模養殖場奶牛養殖中益生菌的使用量占養殖成本的比例的分別為5.35%、5.06%、4.69%，有所差異。從數值來看，大規模養殖場益生菌的使用量占養殖成本大。
1.3奶牛養殖益生菌使用費用占養殖成本的5.04%，噸飼料使用量平均為0.16噸
從益生菌使用費用占養殖成本比例來看，大中小規模均在5.04%左右，大規模和中規模高于三者平均值，分別為5.35%和5.06%，小規模低于中大規模養殖場，數值為4.69%，低于平均值。
結合《中國奶業年鑒》和調查資料發現，不同規模養殖場噸飼料益生菌使用量比平均0.16%，合噸飼料使用量0.16噸，其中大規模養殖場噸飼料益生菌使用占比最大，達到0.2%，中小規模分別為017%和011%，略低于大規模養殖場。
1.4產奶牛的益生菌使用量最大
通過調查發現，產奶牛為奶牛養殖數量最多，也是益生菌使用量比較大的一個品種。每頭產奶牛年益生菌使用量最大，約為0.33噸，使用費用也相應較高；其次為育成牛，約為0.12噸，犢牛最少，約為0.08噸，使用費用較其他品種較少。
2影響飼用益生菌需求市場的因素分析
王莉、劉洋（2012）指出奶農是我國奶業發展的重要基礎，指出奶農的年齡、學歷、喂養習慣、養殖規模則會影響奶農的生產行為，郭策，馬長海（2015）指出小規模奶牛養殖是河北省奶牛養殖的重要模式，規模不同，成本和效益表現為不同特征，從益生菌需求而言，養殖規模影響著需求。
Stein和黃良策曾研究了相同類型的飼用益生菌對不同發育階段的牛（產乳牛、育成牛、犢牛）作用效果不同，養殖場不同發育階段的奶牛的數量對益生菌需求有差異。
通過對影響因素的分析，得出結論：規模對益生菌需求意愿具有顯著正向影響；性別、學歷、年齡、管理時間、是否使用益生菌和對益生菌的認知對益生菌需求意愿正向影響不顯著。因此，接下來飼用益生菌在奶牛養殖行業的市場預測是從養殖規模入手的。
3飼用益生菌在奶牛養殖業中的市場需求預測
3.1現有養殖水平下飼用益生菌的市場規模
3.1.1估算全省小規模養殖場益生菌市場規模
根據前面的測算益生菌使用費用占養殖成本比例均值為4.69%，即在現有養殖水平下，全部河北省養殖場飼用益生菌成本占養殖成本的比例在4.396%-5254%之間。2015年河北省總養殖規模196.3萬頭，按照上述估算區間，河北省小規模養殖益生菌使用的市場規模是4.6億元-5.5億元。
3.1.2估算全省中規模養殖場益生菌市場規模
根據前面的測算中規模益生菌使用費用占養殖成本比例均值為5.06%，即在現有養殖水平下，全部河北省養殖場飼用益生菌成本占養殖成本的比例在4786%-5334%之間。2015年河北省總養殖規模196.3萬頭，按照上述估算區間，河北省中規模養殖益生菌使用的市場規模是5.7億元-6.3億元。
3.1.3估算全省大規模養殖場益生菌市場規模
根據前面的測算大規模益生菌使用費用占養殖成本比例均值為5.35%，即在現有養殖水平下，全部河北省養殖場飼用益生菌成本占養殖成本的比例在5076%-5624%之間。2015年河北省總養殖規模196.3萬頭，按照上述估算區間，河北省大規模養殖益生菌需求的市場規模是8.8億元-9.8億元。
3.1.4全省現狀養殖水平下益生菌市場總規模
2015年河北省總養殖規模196.3萬頭，按照上述估算區間，河北省益生菌需求的市場規模是19.0億元-21.6億元。
3.2河北省奶牛養殖未來飼用益生菌市場規模估算
3.2.1未來5年養殖規模預測
根據《中國奶業年鑒》中2011年-2015年河北省奶牛養殖規模數據，用等增長率估算未來五年內的養殖規模。可見總體趨勢在上升，保持在1%-3%之間，根據最優規模原則，增幅可能不會很大。我們暫且按照1%增長率保守估算2016-2020年的飼用益生菌需求市場規模。估算結果見表2。
2未來五年益生菌需求規模估算
未來5年假設不同養殖規模的比例關系不變，與2015年相同，按照大中小規模估算各年度的益生菌需求規模，結果見表2。未來5年飼用益生均的需求規模在20億元左右，市場規模巨大。
可以看到該市場有巨大的擴增潛力。隨著越來越多的國家在動物生產領域禁用抗生素促生長劑，我們預計未來益生菌的市場規模將不可估量。
4飼用益生菌在奶牛養殖業中推廣應用的建議
4.1加大益生菌市場拓展力度，滿足奶牛養殖企業需求
益生菌飼料作為生物技術在畜禽養殖生產中的應用，隨著時間的推移和市場的發展，需要加大宣傳力度。加強益生菌的宣傳與培訓，尤其是使用益生菌產品的養殖戶的指導與服務，提高廣大養殖場戶的技術指導與服務。提高廣大養殖戶使用益生菌只記得科學性自覺性。畜牧部門選擇較為知名的益生菌產品進行比較，為下一步的大面積推廣取的科學數據支撐。
4.2規范飼用益生菌產品生產，保障飼用效率提升
一方面，由于益生菌的本身的性質，其產品不穩定。因此，在工業條件下，菌種應保持存活，應能在長期儲存和現場條件下保持穩定和活性，在動物腸道中有存活能力（不一定繁殖）；能對宿主動物產生有利影響。另一個方面，益生菌制劑生產企業應加強同國內外研究機構有的密切合作，聯合攻關，開發新技術，研發新產品，進一步提高益生菌制劑的質量和穩定性，降低產品的使用成本，提高養殖戶的使用效果。
4.3準確定位市場，加強飼用益生菌宣傳與培訓
將市場定位于養殖業，同時加強宣傳，深入各地養殖場，派發技術人員進行實地指導，在各飼料廠積極推廣。
4.4強化飼用益生菌客戶的開發和培育，不斷保障重點客戶的需求
益生菌企業要進行系統的選育，培育新菌種并改良缺點，標記不同的菌種，并驗證不同益生菌的功效，提高菌種的利用效率。并且在傳統技術上，開發研究新技術，運用分子生物學方法，降低生產成本。
4.5完善飼用益生菌渠道建設，強化終端拉動
飼用益生菌產品的認知渠道多樣，其中網絡是最主要的認知渠道，建議企業在各地區鋪設試驗點，建設成“研究機構―飼料廠―養殖場”一體化機制。公司充分應用養殖業趨于規模化的發展態勢，不斷推進以“終端拉動”為導向的營銷服務，將大量技術人員配備到各個銷售終端，形成自上而下的技術推廣體系，為廣大養殖戶提供及時、高效的益生菌和養殖技術服務及培訓。
4.6加強飼用益生菌產品的品牌建設，以知名度推進產品銷售
給力農產品品牌建設與管理，是當前統籌城鄉經濟社會發展，夯實農業農村發展基礎以及推進社會主義新農村建設的核心和關鍵問題之一?！捌放啤笔且环N無形的資產，益生菌有了品牌，就有了知名度，就具有了凝聚力與擴散力，就成為發展的動力。即先應該了解益生菌的市場細分、產品規劃，再對益生菌產品進行渠道規劃、產品銷售規劃、產品招商規劃和銷售管理規劃，最終使益生菌企業在產品品牌策略拉動和產品市場策略的推動下把產品銷售出去。
參考文獻
[1]王莉，劉洋.奶農生產行為的特征及影響因素研究[J].中國畜牧雜志，2012，（06）：2831.
[2]郭策，馬長海.河北省小規模奶牛養殖的成本效益分析[J].廣東農業科學，2015，（12）：239244.
[3]黃良策，周凌云，卜登攀等.益生菌對泌乳后期奶牛生產性能的影響.華北農學報，2013，27（B12）：406409.
關鍵詞 互聯網時代 中小型在線旅游企業 戰略聯盟
中圖分類號：F59 文獻標識碼：A
0引言
隨著互聯網以爆炸式的發展速度在短短幾十年內迅速成為經濟、社會、文化以及人民生活重要組成部分，網絡經濟的觸角從全方位伸入各個行業，一時間各類在線企業紛紛涌現。作為在線企業的重要組成部分，在線旅游業以全新的面目吸引著大家的眼球，與之相伴的是在線旅游企業的應運而生和迅速發展。然而網絡經濟的發展在給各企業帶來新的發展機遇與廣闊的發展舞臺的同時，也使企業面臨著更為激烈的競爭和來自全球的競爭對手。在線旅游企業由于缺乏實質性的旅游資源，特別是一些中小型在線旅游企業在互聯網時代到來時需要面對更加嚴峻的競爭形勢。
1互聯網發展現狀及趨勢
1.1互聯網發展迅速
近年來我國經濟發展速度雖有所放緩，但仍高于世界經濟平均發展水平，互聯網發展規模也日趨強大，越來越多的居民開始使用互聯網。根據中國互聯網絡信息中心（CNNIC）的第35次中國互聯網絡發展狀況統計報告，截至2014年12月，網民規模已增至6.49億人，比2013年12月增加5672萬人，年增長率達到2.1%。目前我國網民人數已經超越美國，位列世界第一位。由此可以看出互聯網時代已經到來，我國互聯網產業擁有巨大的生機與活力。
1.2網站數量
網站數量的高速增長也是我國互聯網發展的重要表現和推動因素之一。博客、電子商務等眾多網絡應用需求的激增，域名數量增長的拉動及創建網站操作的簡單化等因素作用在一起，共同使得網站數量猛增。根據CNNIC第35次中國互聯網絡發展狀況統計報告，截至2014年12月， 中國網站數量已達 335 萬個，比2013年12月同期增長了15萬個，增長率達到 4.6%。
1.3 網絡經濟發展狀況
據iResearch發表的《2014年中國網絡經濟市場份額報告》指出，2014年中國網絡經濟市場規模為7835.1億元。該報告預計2015年中國網絡經濟市場規模將達到10533.4億元，并且未來四年中國網絡經濟市場規模將繼續保持快速增長趨勢，預計2018年中國網絡經濟市場規模將達到18791.8億元。iResearch分析認為，隨著中國互聯網的普及和網民人數的日益增加，中國網絡經濟呈現出勃勃的發展生機。
綜合來看，我國網民規模以及網絡普及率已經獲得跨越式發展，網站數量也由2006年的84萬個增長到2014年的335萬個，增長率達到299%。加之網絡經濟市場規模的擴大，奠定了激烈的在線旅游業競爭格局的基礎。
2在線旅游業發展現狀
2.1在線旅游市場規模迅速擴大
根據iResearch的中國在線旅游市場規模發展報告，2014年我國在線旅游交易市場規模達到2772.9億元，比2013年增長27.1%。同時，我國在線旅行預訂市場規模2014年預計2782億元，比2013年增長27.5%，預計在未來三年，我國在線旅行預訂市場交易規模仍持續增長，在2017年達到4782.3億元，同比增長18.6%。
2.2在線旅游預訂用戶增長
根據CNNIC的《2014年中國在線旅行預訂市場研究報告》，截至2014年12月，在網上預訂過機票、酒店、火車票或旅行度假產品的網民規模達到2.22億，較2013年底增長4096萬人，增長率為22.7%，網民使用率由29.3%提升至34.2%。與此同時，手機預訂機票、酒店、火車票或旅行度假產品的用戶規模達到1.34億，較2013年增長8865萬人，增長率為194.6%，網民使用率由9.1%提升至24.1%。這些數據都表明在線旅游預訂用戶正在快速增長。
2.3 在線旅游市場結構呈現三足鼎立局面
根據iResearch的數據，2013年-2014年中國在線旅游市場的穩定增長主要受機票、酒店、度假三大核心板塊的利好發展驅動。2013年我國在線旅游市場結構中份額最大的為機票，占據60%，其次為酒店，為22%，而度假占據14%。從細分領域這個角度來看，機票是在線旅游市場中發展最成熟的領域，由于其基數較大，因此發展增速相對較慢；近兩年國內休閑住宿需求逐漸釋放，酒店市場持續火熱，2014年中國在線酒店市場增速升至30.0%左右；度假是在線旅游行業中最熱門、發展增速也是最快的板塊，2014年在線度假市場規模突破400.0億元，增速保持在40.0%以上。
2.4 龍頭企業占據主要市場份額，主流化趨勢顯著
【關鍵詞】 SPSS 移動業務 發展容量
一、引言
隨著移動互聯網時代的來臨，我國通信市場移動化趨勢不斷增強，移動業務發展也因此成為現階段各運營商全業務運營的重中之重。從國內移動市場整體發展情況來看，移動通信市場已逐漸進入成熟期。
移動通信市場的競爭將更為慘烈，各運營商經營重心亦將由增量拓展向存量經營轉變。本研究將SPSS統計分析工具應用到某省移動業務市場規模預測中，通過對移動業務經營數據的深入分析，科學預測2015年某省移動業務市場容量和潛在的客戶流失風險，為移動業務的規模發展提供決策依據。
二、行業發展現狀及趨勢分析
統計數據顯示：從2008年開始，我國移動用戶規模雖然仍在持續擴大，但從環比增長率來看，則呈現出逐年放緩的發展勢頭，表明現階段我國移動市場已逐漸趨于飽和，市場已進入成熟期，運營商間的競爭正在不斷加劇。
移動互聯網市場規模 保持較快速度增長。2014年中國規模為2134.8億元，同比增長115.5%，預計到2018年整體移動互聯網市場規模將突破1萬億大關，市場潛力巨大。艾瑞咨詢認為，2014年移動互聯網的持續高速增長，一是由于智能手機的大面積普及，移動端龐大的用戶基數已成定型；二是電商、游戲、廣告等傳統PC經濟已逐漸適應移動端發展，并且在已有商業模式基礎上，不斷拓展出創新應用及服務，帶來持續的市場增長。
移動互聯網行業從用戶發展階段進入用戶經營階段。自2010年以來，中國移動互聯網行業收入增長持續快于用戶增長，2014年全國手機網民同比增長11.4%，移動互聯網市場規模同比增長115.5%，移動互聯網行業從發展用戶階段進入經營用戶階段。
三、SPSS科學統計軟件及樣本數據
SPSS Statistics統計分析軟件是一款在調查統計行業、市場研究行業、醫學統計、政府和企業的數據分析應用中久享盛名的統計分析工具。
本課題采用抽樣調研的方法對整個某省通信市場容量進行預估。調研采用隨機抽樣調研的方法在8個地市共計完成成功樣本2737個，其中收集到的電信用戶有效樣本有1089份，聯通用戶有效樣本821份，移動用戶有效樣本827份。其中，每個樣本涵蓋各類問題200多個。為預測移動業務市場容量和進一步的用戶入網綜合評定分析提供數據來源。
四、移動業務市場容量分析
課題調研采用市場容量預估采用購買者意向調查法，通過一定的調查方式（如抽樣調查、典型調查等）選擇一部分用者，直接向他們了解未來某一時期（即預測期）購買商品的意向，并在此基礎上對商品需求或市場作出預測的方法。
通過對用戶的意向進行測試，結合宏觀數據，梳理三大運營商可能流入流出的比例，結合目前市場規模的宏觀數據，綜合估算未來一年三大運營商的移動用戶市場容量。
結合不會繼續使用的用戶比例及換號可能選擇的運營商分布，代入當前用戶量的宏觀數據，綜合測算可知：
通過對新增用戶中純新增用戶的比例及三大運營商每月放號量估算可得到如下數據表：
由于三大運營商每月均純新增用戶，同時也有凈流失用戶（沒有使用手機的用戶），并且純新增用戶與通信市場凈流失屬于人口結構的問題，故預估市場容量時，將以本次純新增用戶的量作為常量進行預估。
五、結論
運用SPSS分析未來一年內某省移動用戶凈增規模、離網規模，判斷移動業務用戶空間。結合當前用戶數、未來一年內可能流出流入及純新增用戶數，電信在未來一年內移動用戶數將會達到782萬，凈增89萬戶。聯通移動用戶數將達到1069萬，凈增32萬戶。移動移動用戶將為2510萬，凈流失100萬戶。
參 考 文 獻
關鍵詞：生產業；FDI；影響因素
中圖分類號：F719 文獻標識碼：A 文章編號：1003-9031（2015）10-0004-04 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2015.10.01
一、引言
20世紀90年代以來，全球經濟由“工業主導”慢慢向“服務主導”轉變，服務業尤其是生產業代替制造業成為新的產業支柱。美國作為全球生產業最發達的國家之一，在過去數十年中，生產業在其經濟發展中所占比例越來越大。據統計，2012年美國的生產業增加值約為6萬億美元，占美國服務業增加值的70%以上，約為美國當年GDP的48%。相比之下，2012年中國的生產業增加值僅占服務業增加值的36%，占當年GDP的16%?？梢娭袊纳a業規模相對發達國家來說偏小，發展程度落后，仍處于起步階段。中國工業化進程的推進雖然使我國成為了著名的“世界工廠”，然而中國要從“制造大國”轉型成“制造強國”，勢必要大力提升和發展生產業。
在中國生產業相對落后的情況下，借助FDI來發展生產業往往被認為是一條可行的途徑，而FDI通常也被認為是服務業發展動力之一。隨著全球外商直接投資涌向服務業，以及加入WTO的背景下，我國對服務業的準入門檻在逐步降低，從而使得我國生產業的外商直接投資力度有了一定的提升，從2004年的55.59億美元增加到2013年的225.4億美元，增長了3.05倍。但從整體FDI的投資構成來看，2013年我國生產業FDI僅占19.17%，可見，在整體FDI中我國的生產業FDI的比例仍然較低。因此，提高生產業的引資能力成為了當前關注的熱點。
二、文獻回顧
長期以來，相關的理論研究主要集中在服務業的FDI。王新華（2007）采用固定效應模型對1997―2003年各細分服務業的面板數據進行了短期和長期效應的回歸分析，發現我國服務業FDI在不同的時間段對經濟增長的影響差異較大[1]。戴楓（2005）利用基于VAR方法的協整關系檢驗、Granger因果檢驗對我國1983―2002年的數據進行檢驗，發現服務業FDI能促進我國服務業的發展，但服務業的發展并不一定能引入服務業外資的在華投資[2]。殷風（2005）實證研究了我國1991―2003年服務業FDI的影響因素，結果發現：服務業FDI顯著正相關于我國的市場規模以及服務業的開放程度，與服務業勞動成本存在負向依存關系，且與基礎設施，服務業發展水平和人力資本缺少明顯的關聯性[3]。同樣的時間跨度，孫文博（2003）得出的結論正好相反，他的實證研究支持服務業FDI和我國的城鎮化率、基建設施情況正相關，與服務業的準入政策、市場規模、人力資本存量則呈現負相關的扭曲關系[4]。孫文博提出這種扭曲的負相關關系的原因有二：一是當時中國還未全面開放市場，準入政策還未成熟，二是進入我國的外資更多流向了制造業而非服務業。隨著中國加入WTO已滿十余年， “市場”的成分已然超過“計劃”成分，有理由相信從整體而言，中國的服務業FDI的發展情況還是滿足殷風的實證結果的。
縱觀有關FDI的區位選擇和決定因素的文獻，對于服務業FDI的研究比較成熟，相對而言，對生產業FDI的研究主要集中在生產業與經濟增長的關系、對制造業競爭力的作用以及集聚的影響等方面，較少關注生產業FDI的影響因素[5-7]。在這方面的文獻中，主要有唐保慶（2009）和高靜、黃繁華（2011），他們將生產業FDI作為整體研究其影響因素，得出生產業FDI在區位選擇上會顯著追逐制造業FDI，但高靜等認為此追逐效應會隨時間遞減[8-9]，同時，高靜等指出對生產業FDI影響最大的因素是東道國制造業的發展。另外，陳艷瑩、王周玉（2011）和楊仁發、劉純彬（2012）分別從具體生產業的細分行業研究生產業FDI的影響因素[10-11]。
三、理論假說
有關FDI的區位選擇問題的理論研究，有美國海默的壟斷優勢理論、美國弗農的產品生命周期理論、日本小島清的比較成本理論和英國鄧寧的國際生產折衷理論。其中，受到廣泛使用的是鄧寧的國際生產折衷論，該理論綜合考慮了直接投資、國際貿易、區位選擇對國際直接投資的影響，克服了傳統對外投資理論只關注資本流向的缺點，使國際投資理論更為綜合全面的發展。國際生產折衷論有三個最基本的要素：所有權優勢，包括技術優勢、企業規模、組織管理能力、融資能力；區位優勢，包括勞動力成本、市場潛力、貿易壁壘、政府政策；內部化優勢，包括減少信息不對稱、控制交易費用。由該理論可知，一個地區吸引外資可從三方面進行，分別為創造市場需求、提供生產要素和培養市場環境。因此，本文從需求、供給和制度三個方面來探討影響我國生產業FDI的因素。
（一）需求因素
市場規模反應了一國的市場容量和購買潛力。一般情況下，市場規模越大，市場容量越大，跨國公司越容易通過規模經濟減小進入成本，而有些生產業低邊際成本的特點使得它在市場規模越大的地區更容易達到其所需的規模。
生產業指被其他商品和服務的生產者用于中間投入的服務，通過增加中間產品的附加值提升產出價值，從而提高產業競爭力。隨著專業化分工的加深，原本隸屬于制造業的生產逐漸脫離制造業母體，形成相對獨立的部門，但兩者在空間上的分離仍牽制著他們在價值鏈上的相互需求。也就是說制造業FDI在進行大規模引入的同時，生產業也會追隨原有制造業企業，進行跨國投資。
假說1：市場規模會對生產業的FDI流入產生正向效應。
假說2：制造業FDI的規模會對生產業的FDI流入產生正向效應。
（二）供給因素
經典的區位理論認為生產成本是決定企業投資地點的主要因素?？鐕驹诎l展中國家進行外商直接投資時，一個重要的因素就是相對低廉的工資成本。因此，具有相對便宜勞動力的地區會相對更容易吸引生產業FDI的流入。
假說3：勞動力成本會對生產業的FDI流入產生負向效應。
（三）制度因素
東道國市場環境是影響生產業FDI的重要因素之一。一個國家的政府干預越少，市場化程度越高，則它的經濟程度越活躍，資本配合越合理，越容易吸引外資進入。
假說4：市場化程度會對生產業的FDI流入產生正向效應。
四、實證分析
（一）數據來源與變量解釋
根據國家統計局公布的《三次產業劃分規定》（2003）中的產業劃分目錄，將生產業細分為：1.運輸倉儲業；2.信息服務業；3.金融服務業；4.商務服務業；5.科研服務業，共5個細分的生產業。受到數據可得性的限制，本文利用我國2005―2013年的面板數據分兩大區域對5個典型的生產業FDI的影響因素進行實證分析。其中，東部及東部沿海地區選取遼寧、黑龍江、河北、江蘇、山東、廣東，中西部地區選取安徽、江西、河南、湖北、重慶和陜西。本文所用數據均來自我國各省市的統計年鑒和《中國統計年鑒》。各變量的描述性統計見表1：
1.被解釋變量：生產業的FDI規模（PFDI），用各省市相對應的5個典型生產業的實際外商直接投資額來衡量。
2.解釋變量：由第三部分理論假說得出。
（1）市場規模（GDP）：用各省市的生產總值來衡量。
（2）制造業的FDI規模（MFDI）：用各省市制造業的實際外商直接投資額來衡量。
（3）市場化程度（MAR）：用各省市非國有企業工業產值的占比來衡量。
（4）勞動力成本（WAGE）：用各省市5個典型生產業的年平均工資來衡量。
（二）實證方法與結果
由前面的理論分析，我們建立以下計量模型：
PFDIit=a1+b1GDPit+b2MFDIit+b3MARit+b4WAGEit+？著it
根據Hausman檢驗，大部分回歸都應采用固定效應模型，而小部分則應用混合面板模型或隨機效應模型，因此，本文采用固定效應模型對以下變量進行回歸分析。為消除面板數據的異方差問題，我們還進行了White異方差修正法。具體的回歸結果見表2。
東部和東部沿海地區市場規模與運輸倉儲業、信息服務業、金融服務業、商務服務業、和科研服務業5個典型生產業的FDI規模均顯著正相關，其中，對科研服務業的影響程度最大。制造業的FDI規模對信息服務業、商務服務業、科研服務業的FDI規模均有顯著的正向影響，但對運輸倉儲業的影響不顯著，可能的原因是東部及東部沿海地區的制造業FDI水平已經達到一定高度，從而運輸倉儲業的FDI規模已近飽和。市場化程度對5個典型細分的生產業均有正向影響，其中，對金融業和科研服務業的影響顯著，這與金融業和科研服務業本身需自由化經濟背景的特點密切相關。勞動力成本對5個典型細分的生產業的影響正如預期一樣負顯著，說明低廉的勞動力成本是吸引生產業FDI流入的重要因素之一。綜上，東部與東部沿海地區的五個細分生產業FDI的影響因素驗證了我們提出的四個假說是成立的（見表3）。
中西部地區的回歸結果見表4。市場規模與運輸倉儲業、信息服務業、科研服務業這3個細分生產業的FDI規模呈顯著正相關，而與金融業FDI規模呈負相關，這可能是由金融服務業本身的特點決定的。我們都知道，在中國進行金融業相關的業務需要取得各種資格認證，而我國在這方面對外資設定的限制就更多，對于自由程度較弱的中西部地區來說，金融業的外商直接投資就更難進入。在中西部地區，制造業FDI的規模與市場化程度對運輸倉儲業FDI、信息服務業FDI的流入是呈負相關的，這與我們的預期是相悖的。對此，我們不能簡單的說開放市場就會抑制中西部的運輸倉儲業與信息服務業FDI的流入。我們認為發生這種情況的原因可能是：中西部地區的基礎設施尚未跟上，運輸倉儲業和信息服務業更適合先由政府來合理安排，完善基礎設施。俗話說，“要致富，先修路”，而這種大型基礎設施基本上是先由政府來引導開頭，更有效率，進一步再通過引進外資的方式來優化資金與技術來源，形成一個良性循環。而勞動力成本對中西部地區的信息服務業、金融業、商務服務業的FDI規模呈正相關。由于這幾類生產業屬于知識密集型服務業，其競爭優勢在于高附加值的競爭而非低成本的運作，這種正相關關系更凸顯出生產業更注重高素質的人才，若僅依靠廉價的勞動力則會導致產品和服務的弱競爭力以及低效率。
總體來說，無論東部地區還是中西部地區，市場規模對生產業FDI的區位選擇的正影響最顯著，但對東部地區的影響相對更大、更顯著；其次是制造業FDI的規模，在東部地區制造業FDI會吸引生產業FDI的流入，即一個地區的市場規模越大，就越容易吸引生產業FDI的流入，且FDI的流入會追隨制造業FDI。然而，對于市場化程度與勞動力成本這兩個因素對生產業FDI的流入的影響力，分不同地區的正負效應不同，有待進一步考證，也有待加入北京、上海等有影響力的地區的參數進行進一步的修正。
五、結論與建議
本文利用我國12個省市的面板數據回歸分析我國生產業FDI的決定因素，研究表明，一個地區的經濟規模與我國生產業外商直接投資的規模有顯著的正向關系。而制造業FDI、勞動力成本和市場化程度在不同地區對不同細分的生產業FDI規模的影響關系不同。對于東部及東部沿海地區，我們可以看到，五個細分生產業FDI規模的影響因素完全滿足我們的理論假設，說明東部及東部沿海地區已初步達到市場化水平，能有效吸引外資。對于中西部地區的勞動力成本與市場化程度對各細分生產業FDI的規模的影響關系還有待進一步考證。當前，為了更好的利用FDI來幫助我國不同地區的生產業的發展，我們還有許多工作要做，具體包括：
（一）對于東部及東部沿海地區
我們需要積極擴大生產業的市場需求，進一步調整產業結構，將企業內部的服務部門，如財務、物流、市場營銷、研發等外包出去，做到專業化細分工作。從而吸引更多的外商直接投資，進而促進我國整體經濟的增長。
（二）對于中西部地區
首先要讓政府部門帶頭，將包括高速公路、網絡、電站等基礎設施跟進，利用“計劃”的效率來促進中西部地區的經濟和工業規模，從而達到進一步吸引“市場”的力量的目的。也就是說，先讓政府開個頭，帶動中西部地區的生產發展起來，到一定的規模后，自然會吸引生產業的外商投資進入。
（三）對于全國而言
要進一步促進市場化改革。我們的研究表明，市場化程度的深入利于生產業外商直接投資的增加。進一步開放市場，降低某些部門的壟斷程度，更有利于生產業FDI的流入。
參考文獻：
[1]王新華.我國服務業外商直接投資的經濟增長效應―
―基于9個行業面板數據的實證研究[J].國際貿易問題，200
7（9）.
[2]戴楓.中國服務業發展與外商直接投資關系的實證研究[J].國際貿易問題，2005（3）.
[3]殷鳳.中國服務業利用外商直接投資：現狀、問題與影響因素分析[J].世界經濟研究，2006（1）.
[4]孫文博.90年代我國服務業利用FDI的投資環境因子分析[J].世界經濟研究，2003（10）.
[5]韓峰.生產業集聚、空間技術溢出效應與經濟增長[J].產業經濟研究，2014（2）.
[6]江靜，劉志彪，于明超.生產者服務業發展與制造業效率提升：基于地區和行業面板數據的經驗分析[J].世界經濟2007（8）.
[7]陳建軍，陳國亮，黃潔.新經濟地理學視角下的生產業集聚及其影響因素研究――來自中國222個城市的經驗證據[J].管理世界，2009（4）.
[8]唐保慶.生產者服務業FDI追逐制造業FDI嗎？[J].財貿研究，2009（5）.
[9]高靜，黃繁華.信息不對稱下生產業FDI的空間集聚的實證研究[J].產業經濟研究，2011（4）.
[關鍵詞]資產管理 資產托管 市場規模 增長趨勢預測
一、資產管理及資產托管業務背景及發展概述
目前，我國軟件產業的自主創新能力持續提升，通過IDC的調查顯示，未來五年，中國IT企業支出將增長近3倍之多，2012年，云計算市場規?？蛇_420億美元，企業投入在云計算服務的支出將占整體IT成本的25％，2013年甚至會提高到33％。而2010年下半年，預計軟件公司的業績增長比較樂觀，主要原因是：1、大多數公司上半年合同增長好于業績增長；2、人力成本上升的壓力集中體現在上半年。3、軟件行業進入合同簽訂與收入確認旺季，收入與凈利潤占全年比重普遍在60％以上。
2010年9月8日，中國國務院通過了《關于加快培育和發展戰略性新興產業的決定》，確定新一代信息技術為國家級的7個戰略性新興產業之一，決定進一步加大財稅金融等政策扶持力度，引導和鼓勵社會資金投入，這將給軟件行業的未來發展注入了光明的前景。這對于金融軟件行業的從業者來講，是一個非常大的喜訊。
在金融軟件領域，資產管理軟件系統及資產托管軟件系統兩個細分市場尤為突出。金融行業是對信息化依賴性很強的行業，1990年12月19日，上海證券交易所誕生了第一筆由計算機自動撮合的股票交易系統，自此揭開了電子化交易的序幕。隨著各資產管理公司資產管理業務的開展及《證券投資基金管理暫行辦法》的實行，1998年前后，市場上出現了針對資產管理及托管業務基本業務單元的基礎系統，如投資交易管理系統、財務核算與資產估值系統、資金清算系統等等。
經過幾年的積累，資產管理和資產托管的基本業務系統已經發展成熟，單個業務系統的自動化程度已顯著提高。市場上針對金融行業資產管理及托管業務的信息化產品已經涵蓋了研究、分析、投資、交易、風控、監督、清算、核算估值、績效評估、存托管、數據整合等業務環節。以下分別討論資產管理和資產托管業務領域。
二、資產管理業務
資產管理平臺主要為資產管理公司的資產管理業務提供投資決策分析、投資交易管理、資產清算、資產估值、會計核算、信息披露、報表管理、資產定價等產品和服務。據中國證監會統計：2009年底，保險資金運用余額37417.12億元，證券投資基金資產凈值26760.80億元，前14家證券公司受托管理資金本金總額1222.38億元。據中國信托協會統計，2010年3季度信托公司信托資產總額為29570.16億元。以上資產都需要資產管理公司的資產管理服務。
2007年～2009年，我國資產管理解決方案及服務的市場規模分別約為14.10億元、16.66億元、19.49億元。隨著國民經濟持續穩定的發展，國民財富將持續快速積累，將會有更多的資金存在理財的需求。預計2010年～2013年我國資產管理解決方案及服務的市場規模分別將達到22.83億元、27.29億元、33.06億元、40.28億元。
三、資產托管業務
資產托管平臺主要為商業銀行托管業務的金融資產保管、會計核算、資產估值、資金清算、稽核監控、風險分析、績效評估、信息披露等業務環節提品和服務。目前獲得證券投資基金托管資格的銀行為18家，所托管的資產類型涉及：證券投資基金、保險資金、理財計劃、信托計劃、社?；?、企業年金、QFII、QDII、股權基金、交易資金等十余種。
2007-2009年，我國資產托管解決方案及服務的市場規模分別系1.20億元、1.47億元、1.70億元。隨著托管資產規模的增加和托管需求的快速發展，需要持續投入較大的資金對資產托管平臺進行建設及維護。預計2010年～2013年我國資產托管解決方案及服務的市場規模將分別達到2.07億元、2.56億元、3.20億元、4.03億元。 轉貼于
四、結束語
