时间：2023-06-25 16:23:39
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇市场规模研究，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
【关键词】离岸金融市场，金融创新，天津滨海新区
一、离岸金融的定义
刘振芳（1997），韩龙（2001），国际货币基金组（IMF，2000）认为离岸金融指银行及其他机构吸收非居民资金向非居民提供的各种金融服务。欧洲美元市场是离岸金融市场的前身，随着欧洲美元市场的不断发展，其含义也有所扩大，一是地域上扩大到欧洲以外的其他国家，如新加坡、日本、香港等；二是币种上扩大到欧洲马克、欧洲英镑、欧洲日元等。
二、国际离岸金融理论研究综述
离岸金融市场产生晚、发展快，是有其客观必然性的。其中，制度学派理论认为从生产成本和交易费用两个角度考虑，一种新的制度安排会从一个可供选择的制度安排集合中遴选出来，以规避政府管制，从而出现了以规避政府管制为目的的更加自由的离岸金融市场。全球一体化理论认为金融全球一体化的发展是对离岸金融市场的直接呼唤，当全球一体化发展到一定阶段，表现在金融要素上就是对欧洲货币市场或者说离岸金融市场的需求。金融自由化理论也是当代世界金融的一个重要发展趋势，其实质是要求各国突破传统的金融管制，形成全球统一的金融市场和运行机制，保证金融资本在全球范围内自由流动和合理配置，更加有效地利用国际金融资源。综上所述，这些理论都为离岸金融市场的迅速发展奠定了坚实的基础。
三、天津滨海新区离岸金融中心的地位分析
天津滨海新区地处环渤海经济带的中心位置，面向东北亚，这一地理位置决定了滨海新区将是中国乃至世界经济活跃的地区之一，在滨海新区建立离岸金融市场具有优越的区位优势。天津港保税区、天津东疆保税港区都坐落在滨海新区，为天津离岸市场的运行提供了得天独厚的条件和发展机遇。天津滨海新区对外经济开放度较高，具有良好的金融环境，金融业较为发达，金融市场体系初步形成，金融业聚集相应初步显现，具有较好的离岸金融发展条件。2007年，渣打银行、花旗银行、瑞穗实业银行等外资银行在开发区设立办事机构，开发区金融业结构和规模得到显著提升。天津滨海新区总体上具备了建成离岸金融市场的条件。
四、天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素分析模型构建
（一）模型介绍及数据选取
衡量离岸金融市场的规模的一个较简单的标准就是该地外汇存款数额，本文构建离岸金融中心金融机构外汇存款（包括中资金融机构和外资金融机构）与其影响因素的回归模型。本文选取天津滨海新区离岸金融中心作为标的区域，选取外汇存款作为离岸货币，以天津滨海新区离岸金融中心的外汇存款为被解释变量，所有币种都包含于外汇存款中，而不是只选取一个币种，选取外汇存款作为研究的对象具有一定的代表性。
解释变量分为：
1.收益性：无论是国内金融市场、在岸金融市场还是离岸金融市场，它们的利率都是其主要收益的表现，因此存贷款利率是离岸金融中心银行业务的重要收益所在。本文用天津滨海新区的实际利率与美国实际利率之差表示。另外，成本对收益性有着一定的影响，本文采用人均年收入作为衡量人力成本的指标。
2.便利性与流动性：离岸金融市场的一大特点是高度自由的金融制度。同时，对于离岸金融市场做出保障的是它的流动性。本文采用的衡量便利性和流动性的要素主要是开放程度，并且以进出口额来衡量离岸金融中心的开放程度。
由此建立回归模型，Y=？琢0+？琢1x1+？琢2x2+？琢3x3
其中，Y为天津滨海新区离岸金融市场的外汇存款额，单位是亿美元，数据来源于1993年-2012年天津统计年鉴，本文选取1992年-2011年外汇存款数据。
x1为利差，是1992年-2011年年度美元实际利率与天津离岸金融中心实际利率的差额，单位为%。美元实际利率数据来源于世界银行网站，天津离岸金融中心实际利率来源于1993年-2012年天津统计年鉴和中国人民银行网站，二者都是年度数据，为了保证利差都为正值，便于回归，这里取x1为美元实际利率与天津离岸金融中心实际利率的差额的绝对值，表示两者的差异程度。
x2为离岸金融中心开放程度，用1992年-2011天津滨海新区港口的进出口总额，单位为亿元，数据来源于1993年-2012年天津统计年鉴。
x3为天津离岸金融中心1992年-2011年城镇单位从业人员中从事金融业的人员年度人均工资收入，单位为本币元，数据来源于1993年-2012年天津统计年鉴。
（二）用SPSS做多元线性回归及其结果分析
1.相关性分析。用SPSS做外汇存款、进出口额、利差、人均工资收入的相关性分析，以说明外汇存款与进出口额、利差、人均工资收入的相关性是否显著。相关性分析结果为外汇存款与进出口额、利差、人均工资收入的皮尔逊相关系数分别为0.904、0.691、0.885，说明外汇存款与进出口额、利差、人均工资收入相关系数都较高，且相关性比较显著。所以用外汇存款与进出口额、利差、人均工资收入做回归是合适的。
2.散点图分析。根据外汇存款与利差，进出口额和人均工资收入的散点图可知，除个别特殊点之外，外汇存款与利差，进出口额和人均工资收入分别存在近似的线性关系，因此可以建立多元线性回归模型。
3.多元线性回归分析。以外汇存款为因变量，以利差，进出口额和人均工资收入为自变量，做多元线性回归。从回归结果的模型汇总表得出，判定系数R2为0.875，即该线性回归模型的拟合程度较高，方程对样本点的拟合效果很好，自变量可以解释大部分因变量，即利差，进出口额和人均工资收入可以解释大部分外汇存款。
从回归模型的方差分析表得出，F值为37.386，显著性概率为0，表明回归极显著，即进出口额、利差、人均工资收入对外汇收入有高度显著的线性影响。
根据回归系数表中未标准化的回归系数可以得出回归结果，建立回归模型，即为Y=22.821-2.474x1+0.003x2+3.675*10-5x3，从回归系数表的sig值可以看出，人均工资收入的检验结果是其影响不显著，由此可以得出天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素回归模型中人均工资收入对离岸金融市场规模的影响较小，利差和进出口额对离岸金融市场规模的影响较大。
根据回归标准化预测值图得出，各散点随机分布在e=0为中心的横带中，标准化残差都在-2至2之间，证明该模型是合适的。
综上所述，根据天津滨海新区离岸金融市场的回归模型：
Y=22.821-2.474x1+0.003x2+3.675*10-5x3
有如下估计：
美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差对离岸金融市场的外汇存款影响最大，美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差上升1%，将使天津离岸金融市场外汇存款下降2.474亿美元。因为如果美元的实际利率高于天津离岸金融市场外汇存款的实际利率，美元资金立刻会流向高收益的美国。
天津滨海新区的进出口总额对离岸金融市场的外汇存款影响较大，天津滨海新区的进出口总额上升一个单位，将会使天津离岸金融市场外汇存款上升0.003亿美元。天津的开放程度上升，必将引进更多的国外资源，这就可以提高贸易资金的往来。天津滨海新区的人均工资收入对离岸金融市场的外汇存款影响最小，因此不能构成天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素，在此将它忽略。
综上所述，美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差和天津滨海新区的进出口总额是天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素，因此，要扩大天津滨海新区离岸金融市场规模，加速离岸金融市场发展，可以从美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差和天津滨海新区的进出口总额方面进行改革。
五、政策建议
根据前文的分析，国际离岸金融市场的竞争加剧，在这样的国际经济环境下，天津滨海新区离岸金融市场如何在竞争中领先，如何维系和提高其离岸金融中心的地位并扩大其规模，可以有以下几个措施。
1.使天津离岸金融市场外汇存款的实际利率高于美元的实际利率。这是天津离岸金融市场可以把握和利用的，因为离岸金融市场业务既不受货币发行国的金融法规约束，也不受业务开展所在国金融、外汇政策限制，因此，保证天津离岸金融市场外汇存款的实际利率高于美元的实际利率，可以吸引更多的美元存款进入天津离岸金融市场，从而扩大天津离岸金融市场的规模。
2.完善基础设施，保证开放程度。较高的开放程度使天津滨海新区成为中国为数不多的离岸金融中心之一，并保持其地位的另一个重要原因。天津港有低税率及简明的税制结构等优势，并且在金融市场自由化程度较高。天津滨海新区离岸市场虽然出现较晚，但只要保证一定的开放程度，就一定会发展迅猛。
综上所述，天津滨海新区作为中国重要的离岸金融中心，有着其内在的机制和优势。美元和天津离岸金融市场外汇存款的实际利差和天津滨海新区的进出口总额是天津滨海新区离岸金融市场规模决定因素，对其成为规模较大的离岸金融中心有着重要的作用。
本文在离岸金融市场的模型构建上还存在着一些缺陷，在模型的构建和数据的选取上还可以进一步完善，另外，在提高天津滨海新区离岸金融中心地位及扩大其规模的政策建议上还有很大的讨论空间。
参考文献：
[1]巴曙松，郭云钊.离岸金融市场发展研究[M].北京：北京大学出版社，2008.
[2]郭云钊，胡传雨.离岸金融业务对经济发展的影响研究——基于香港地区的实证检验.中央财经大学学报[F]，2013.
[3]邓琦等.天津市离岸金融发展研究.天津经济[F]，2013.
较大的市场规模决定了竞争者进入的数量
市场规模的大小是影响竞争者数量高低的决定性因素。以感冒药为例，市场规模不下12个亿，其中云集了新康泰克、泰诺、感康、白加黑等一线上亿的品牌，另外还有超过10多家千万级规模的二线品牌，我们能叫上名字的牌子差不多有20个。用20平均一下12亿，得到的数据是0.6亿，这意味着主流的20个感冒药品牌中，任何一家的市场规模都有可能做到年销售额0.6亿，这个数据对于中国4000多家制药厂中的大部分厂家来说，其诱惑力是非常巨大的。
在最近运作的七叶苷脂纳中药提取制剂项目中了解到，进入该市场的厂家就有山东绿叶制药、武汉爱民制药厂、长春天诚药业、德国马博士大药厂、北京四环科宝制药、德国礼达大药厂、南京南大药业、哈尔滨圣泰制药、黑龙江迪龙制药、武汉普生制药、黑龙江珍宝岛制药、无锡凯夫制药、通化巴里莫尔制药、常州金远药业等14个，整体市场大约10亿左右。其中80%为注射剂，20%为胶囊或者搽剂。在这么多的厂家中，除绿叶和爱民在2亿元以上规模以外，许多厂家十几个品种一年的销售额才2、3千万。
数量可观的市场规模告诉决策者，你将极有可能进入一个高竞品圈子，产品功能上的创新几乎是不可能的。
较大的市场规模决定了竞争者实现垄断利润的机会较少
中国的感冒药有不下12亿元的市场规模，但是企业有无可能在这样一个规模较大的市场中实现自己的垄断利润。垄断利润的实现，具备两点即可：产品不可替代而独一无二，是必需品；其次，可以进行自主定价。这两点是互为因果的关系。传统的感冒清颗粒或者伤风胶囊，价格在3-4元之间，可是，企业的广告投入和人员投入也相对处于非常低的水平；而感康、康泰克这些大牌子，价格都在10元以上，销售规模各自都超过2个亿，但是，其巨额的广告费用和相对较高的人力成本也是显而易见的事实。
尽管两种层次的品牌产品功能相同，但是价格却是很大的差异。然而，在市场竞争的成本分配比重上，它们之间的差异其实并不大，传统的感冒清颗粒或伤风胶囊是用较低的营销成本获得了较低的定价能力，大品牌感康和康泰克是用较高的营销成本获得了较高的定价能力。康泰克和感康由于销售规模比较大，它们获得的绝对利润相对较大，而且他们也仅仅是比行业的平均利润高出了一部分而已，也就是说利润率并无大的差异。
在没有垄断利润的前提下，蛋糕的大小与营销投入的关系成正比，但是，边际效益的发展轨迹有可能正好相反。
较小的市场规模可能造就一个小小的蓝海
笔者在近期执行的一个医药提取制剂项目中发现，在制药领域，通过市场规模的分析研究，极有可能快速的寻找出一个垄断利润的小小蓝海。
目前中国，患有帕金森综合症的大约2000人，相对于13亿人口来说，这是个非常低的比例。可能正是由于患者比例过低，生产缓解这种疾病的制药厂家在中国只有三家：A、B、C，整体市场规模大约5000万。在不增加营销成本和市场规模不变的前提条件下，能否将利润提高3倍？答案是可以的。
经过对ABC三家制药厂上游原料药的供应情况摸索，得到了一个有利情报：三家厂的原料药均来自同一个厂家，而这个原料药的供给方恰好就是ABC其中一家。这个情报的获得，对前面提出的利润提高三倍的目标起着决定性的作用。假如A厂家就是当中的一家，A首先迅速停止向BC两家供应原料药，A对BC开出的条件是：对方厂家生产的产品全部交由A厂家销售，且在价格上比他们自己出货价高出50%。这样，BC厂家不用花成本做销售，利润却比以往提高50%，三家自然达成了合作协议。在整合了上游生产资源后，A厂家随后作出了产品价格上调3倍的价格通知，以最快的速度发到全国的商业网点。与家电行业不同，涨价得到了全国网点的一致欢迎。新的价格政策很快落实，销售量三家归一家，总剂量和人份不变，销售金额却比以前提高了三倍。A厂家不动声色中完成了上游资源和销售资源的巧妙整合，市场规模从5000万变成了1.5亿，利润何止提高了3倍！
关键词 光伏； 国际研究； 需求拉动 Bass模型； 市场政策
中图分类号 F410文献标识码 A文章编号 1002-2104（2011）09-0138-07doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2011.09.023
在能源供应安全与气候变化等问题日益突出的背景下，发展可再生能源被认为是必由之路［1］。光伏技术是其中一种受到许多国家重视的技术。2003-2008年全球年装机的平均年增长率为60.63%。但是，高成本仍然阻碍了光伏的大规模应用。
研发创新被认为是提高光伏经济性的重要途径［3］。政府如何促进光伏研发创新呢？科技对创新的推动作用和市场对技术创新的拉动作用常常分别作为研发政策和市场政策的重要性的理论依据。由于光伏市场拉动创新的规律受市场政策决策者的关注，同时对其作用机理的认识和对作用大小的定量分析较缺乏，而且数据获取可行性比研发补贴更大，因此本文将分析市场的作用。
Neuhoff［4］指出稳定持续的市场政策由于提高了企业对市场扩大的信心，提高企业对创新回报规模增加及其确定性的预期，从而可以拉动企业的研发投资。Taylor［5］以美国加利福利亚州为案例，定性分析不同类型的光伏市场政策对光伏研发创新行为的影响途径和优缺点。Colatat［6］根据美国光伏产业的历史情况，提出光伏市场规模过于小或市场发展的不确定性可以引起企业不愿意投入研发创新。总之，目前对该问题的认识较少，定量的经验分析缺乏。
光伏市场与创新具有自身的特点，比如市场需求和市场规模受到政府主导，产品、设备和技术的国际贸易频繁发生。本文结合对光伏产业的复杂性和特殊性的认识，分析光伏市场拉动创新的机理，在此基础上利用20个国家的历史数据进行检验。
1 研究假设
1.1 光伏市场拉动研发创新
市场拉动研发创新的理论基础是技术创新学中的需求拉动力，即企业对市场需求规模的期望增加时，企业对研发创新收益的预期增加，于是引起企业的研发创新投入增加。
从对光伏制造商和设备供应商的访谈得知，企业可以通过研发创新提高技术水平或促进设备国产化，从而在产品或技术的销售中扩大市场份额或提高利润率，获得远超过研发投入的利润回报。因此，结合光伏产业实际情况和需求拉动理论，本研究提出光伏市场需求规模扩大可以促进企业的研发创新投资。
1.2 市场发展态势对市场拉动创新的影响
下面分析不同发展态势下市场对研发创新的拉动作用。
1.2.1 市场规模持续过小的制约影响
市场规模制约着企业生产和销售规模。市场规模制约技术创新投资，因为技术创新若要盈利，必须有相当大的市场需求规模以摊薄研发的巨额固定成本［9］。同时，企业规模可以制约企业风险性研发计划的金融支持获取。
在光伏技术扩散初期，有的国家光伏市场规模持续过小，可能因为在经济性、技术等因素影响下政府认为尚未到支持利用规模逐步扩大的时机，或者在资源和其他替代技术影响下光伏发电技术在该国的战略性不明显。此时市场回报不足以摊薄实验设备、研究人员、实验室土建等研发投资，同时企业对未来市场规模扩大的期望低，缺乏投资研发创新的动力。而在光伏技术扩散初期，如果在政府持续支持下光伏市场逐渐扩大，则企业可以期望获得足够的回报以补偿高额的研发投入，于是此时光伏市场的逐渐扩大将引起创新增加。因此，本研究提出在光伏技术扩散初期时市场规模持续过小的情况下，市场对创新的拉动作用不显著，而在市场逐渐扩大的情况下，市场拉动作用显著。
1.2.2 市场规模过快增长的制约影响
当市场规模快速地扩大时，市场需求相对于供应能力增加得更快，各企业都有扩大产能的空间，都可以从快速增长的市场中获取较高的利润，此时行业内竞争相对不激烈。在这种供不应求的情况下，企业更倾向于扩大产能、提高市场占有率，而缺乏追求技术创新的动机。因此，光伏市场规模过快增长将大大限制或弱化市场需求对技术创新行为的激励作用。相反，在市场相对饱和的情况下，企业为了争取更高的市场占有率，容易发生价格战及促销战［10］。因此，当市场规模增长速度比较平稳时，企业要想在激烈的市场竞争中生存和发展，就必须借助技术创新提高市场竞争力。一些国家的光伏市场在短时间内扩大非常急剧，可能是因为市场政策的制定受政府短期目标驱动，或者因为政策制定缺乏预见性或科学性，比如说西班牙在2007年和2008年为光伏利用提供了世界上利润最高的补贴，即100kW以下的光伏系统可以获得当时销售电价575%的上网电价［11］，这导致西班牙市场的增长率大于400%。因此，本研究提出在光伏扩散加速期市场规模过快增长可以大大限制或弱化市场对技术创新行为的拉动作用。
2 数据样本与研究方法
2.1 变量选取
本文结合光伏产业特点，借鉴同类实证文献对市场需求规模和研发创新的表征方法。Scherer［12］在研究需求拉动制造业创新时，用制造产品购买量来表征市场需求规模。徐侠［13］在分析新产品市场需求对企业研发支出的影响时，用新产品销售收入表征市场需求。在光伏政策同时影响市场需求规模和市场规模的情况下，市场规模变化可以反映市场需求规模变化，选择这一指标的好处在于直接、易于识别、现实涵义明确。专利申请或授予是研发创新的产出之一，数据的定义稳定、客观，而且相对容易获得。Watanabe［14］在研究研发投入和知识储备对光伏创新影响时，用专利申请量表征光伏创新。因此本文用国家专利局授予的光伏专利量表征被拉动的研发创新。
各个国家及其代码分别是德国DE，西班牙ES，日本JP，美国US，意大利IT，韩国KR，法国FR，中国CN，澳大利亚AU，葡萄牙PT，加拿大CA，瑞士CH，荷兰NL，奥地利AT，英国GB，墨西哥MX，瑞典SE，挪威NO，土耳其TR，丹麦DK。各国市场规模变量用“国家代码+M”表示，各国研发创新规模变量用“国家代码+R”表示。
2.2 数据来源
1993-2009年国外年装机量数据基本来自世界能源署（IEA）2008年的出版物［15］，除了1995-2009年澳大利亚、奥地利、加拿大、瑞士、德国、葡萄牙和美国的年装机量数据是来自IEA2009年的出版物［16］。1992-2003年我国年装机量数据是来自《中国光伏产业发展研究报告》［17］，2004-2006年的数据是来自《中国光伏发展报告》［18］，2007-2009年的数据是来自欧洲光伏行业组织（EPIA）的出版物［19］。美国和日本的光伏专利授予量数据是来自CambridgeIP的数据库，其他国家的光伏专利授予量数据是来自欧洲专利局（EPO）的数据库。澳大利亚、奥地利、加拿大、瑞士、德国、丹麦、西班牙、英国、意大利、日本、荷兰、瑞典、美国、墨西哥的屋顶面积数据和墙面面积数据来自于IEA2002年的出版物［20］。
2.3 因果检验方法
本文用Granger因果检验方法对市场需求与研发创新的因果关系进行检验，考察二者的因果关系是否显著。格兰杰（非）因果关系分析法的基本原理在于如果变量Y的过去值有助于解释变量X的变化，那么就说存在Y到X的因果关系。
对于两个不都是平稳的时间序列，建立向量自回归模型很可能得到残差序列是非平稳序列的伪回归，不能可靠地反映自变量和因变量之间的关系。因此，对于同阶单整的两个时间序列，先检验是否存在协整关系。单方程的协整检验的常用方法是Engle和Granger提出的基于协整回归残差的E-G两步检验法。若检验lnM与lnR是否存在协整关系，首先用最小二乘法估计长期均衡方程
lnRt=α+βlnMt+ε1
然后对估计残差εt做ADF单位根检验。如果εt为平稳序列，则认为lnM与lnR存在协整关系，反之，不存在协整关系。
根据Engle和Granger的协整理论，如果时序变量之间存在协整关系，则一定存在一个相对应的误差修正模型（VECM）来描述不断调整的短期动态过程。建立误差修正模型
ΔlnRt=μ+λZt-1+∑mp=1αpΔlnRt-p+∑nq=1βqΔlnMt-q+εt
其中引入了长期均衡方程所产生的残差序列Zt-1
Zt-1=lnRt-1-α-βlnMt-1
检验统计量为
F=(RSS0-RSS1)/nRSS1/(N-2n-1)
其中RRS1和RSS0分别表示VECM估计的残差平方和，和VECM在非因果关系的原假设下估计的残差平方和，n为在原假设H0下滞后项的个数，N为样本容量。当统计量F的值大于在显著性水平α下F分布的临界值Fα(n，N-2n-1)，则在1-α的置信度下拒绝原假设，即认为DlnM是DlnR的原因。
对于非同阶单整的两个时间序列，和不存在协整关系的同阶单整的两个时间序列，可以进行一阶差分变换。如果一阶差分变量平稳，对一阶差分变量建立向量自回归模型（VAR）模型检验因果关系。若检验DlnM是否是DlnR的原因，建立向量自回归模型：
DlnRt=c+∑pi=1αiDlnRt-i+∑qj=1βjDlnMt-j+εt
其中p和q分别为DlnR和DlnM的滞后期长度。同样以F统计量判断是否拒绝非因果关系的原假设。
检验结果对最大滞后阶数敏感，VECM模型检验和VAR模型检验都采取AIC准则选择最优滞后阶数。为了保证检验结果的稳健度，我们对各国都选取约17个样本数，当出现市场不显著拉动研发创新的检验结果时，可能是市场规模过小和市场规模增长过快中的任一因素或者两个因素同时引起的。我们把“不存在因果关系”检验结果谨慎地解释为不显著存在因果关系，而不是做出更强的判断，比如判断不存在因果关系。
2.4 趋势分析方法
本文采取趋势分析方法对市场规模的变化进行定量描述。趋势分析所用的函数曲线有直线、多项式曲线、指数曲线、Logistic（增加）曲线、Bass模型等。Lund［21］发现11种新能源技术在全球或者某国的市场扩散趋势可以用logistic模型描述，其中光伏扩散包括在全球、在德国和在芬兰的。Guidolin［22］发现在2005年以前11个国家的光伏市场变化趋势分别可以用Bass模型描述。由于Logistic模型其实是Bass模型的特殊情况（p=0，q>0），本文考虑Bass模型。
Bass模型假设任何时刻的采用者的数量与此时潜在采用者的数量直接相关，这可以用数学模型表示为：
n(t)=dN(t)dt=p［M-N(t)］+qN(t)M［M-N（t）］
其中n(t)是t时刻采用者数或当时的市场规模，N(t)为到t时刻的累积采用者总数，M为潜在采用者总数，p为创新系数，q为模仿系数。n(t)描述了扩散规模随时间的演化情况，即扩散曲线。p增加意味着在技术扩散初期时扩散曲线的斜度和厚度增加，q增加意味着在扩散加速期时速度增加［23］。
若误差平方和与均方差的比值越小，则说明实际观察值与拟合值越接近，曲线拟合的越好。假设实际测得的值为n，其平均值为，拟合曲线所求得的拟合值为n(i，误差平方和为RSS，均方差为TSS，则曲线的拟合优度R2为
R2=1-RSSTSS=1-∑(ni-n(i)2∑(ni-)2
本文基于Matlab 编程软件应用lsqcurvefit 函数进行非线性最小二乘拟合，并应用最优化方法，以减少对M、p和q三个参数初值的要求。p和q初值对模型参数估计的影响较小，因此参照其他经验研究的取值。Talukdar对31个国家CD机、微波炉、传真机等6种产品的分析表明，新产品的创新系数p平均值介于0.0007-0.03之间；模仿系数q平均值介于0.38-0.53之间。Guidolin对11个国家的光伏市场的分析表明，创新系数取值范围为0.000007-0.0035，模仿系数取值范围为0.05-0.46。
Guidolin对一些国家市场潜力判断过小。比如说他认为日本、英国、德国在2005年-2006年已经达到市场扩散最快的时期，市场规模将从2006年起减少。事实上日本、德国、英国2009年的新装机量分别是2006年的1.7倍、4.6倍、2.1倍。Guidolin没有给出其提出潜在装机量初值的方法学。由于本文实证分析需求拉动创新的时间段是属于政府主导技术扩散的阶段，因此假设该阶段的市场潜力是政府将支持的总装机量。一些国家公布了2020或2030支持目标，我们发现这些目标略小于利用该国屋顶面积和墙面面积的5%。届时光伏预计可以参与市场竞争［24］，并且重复采纳者尚比较少，因此本文以屋顶和墙面面积的5%作为各国市场潜力初值。对于屋顶采用晶体硅组件的典型面积密度141.14Wp/m2；对于墙面采用非晶硅薄膜组件的典型面积密度63.13Wp/m2，因为它在低光照射条件下，如临近建筑物遮挡，也能有稳定电力输出，并且它有更佳的视觉效果。
3 计量检验结果
3.1 光伏市场需求拉动研发创新
丹麦、土耳其、瑞典、挪威和意大利一直存在一定的光伏市场规模，但本国政府专利授予量在较长时间里近似为零，因此即使不建立计量模型，也可知他们的市场需求对研发创新的拉动作用不显著。下文对其他15个国家进行定量检验。
3.1.1 平稳检验结果
表1列出各变量拒绝不平稳原假设时的部分统计量，其中临界值是在5%显著性水平下的。表中列出的基本全是ADF方法的检验结果，除了PP或者ERS检验有更好显著性的极少数情况。根据统计结果，lnCNM、lnDER、lnESR、lnGBR、lnMXM、lnUSR、lnNLM、lnNLR、lnCHR是平稳时间序列，其他变量都是一阶单整时间序列I(1)。
3.1.2 同阶单整变量之间的协整与误差修正模型检验
检验结果表明每一对同阶单整时间序列都存在协整关系。由于篇幅有限，省略列出各长期均衡方程估计残差的水平检验结果。对于每一对的误差修正模型，AIC和SC最小时的F统计量和显著水平的如表2所示。对于从需求到研发创新的因果关系，澳大利亚存在长期因果关系，加拿大存在长期和短期因果关系，日本存在短期因果关系。短期因果关系指被解释变量的短期波动由解释变量的短期波动决定。长期因果关系指被解释变量的短期波动由长期均衡关系的误差修正项决定，即由两者向均衡靠拢的趋势决定。
Schmookler发现专利授予通常在市场规模扩大的两年后发生。技术研发需要一段时间，专利申请到公开至少需要一年半到两年时间，尽管企业可能提前掌握的市场政策信息从而有针对地投入研发创新，专利授予量增大应该晚于装机量扩大一年半以上。因此我们认为法国不存在市场需求拉动研发创新，因为滞后期为一年以内不合理。
3.1.3 平稳变量之间的向量自回归模型检验
对于两个平稳变量、或非同阶单整变量一阶差分后的两个平稳变量，我们建立VAR模型来检验因果关系。检验结果如表3所示，由于篇幅有限，仅列举AIC和SC最小时的F统计量和显著水平。在德国、英国和美国，年装机量的变化都引起了年专利授予量的变化。
3.2 市场发展态势对市场拉动创新的制约
墨西哥、土耳其的年装机量分别一直为1MW左右，瑞典、挪威、丹麦三个北欧国家的年装机量一直在1MW以下，可能因为该国尚未开始大力发展它或者太阳能辐射资源匮乏。由于这5个国家市场仍然非常小，不适合进行扩散曲线拟合。根据上文检验结果，这5个国家的市场都不显著拉动创新，这与本文的理论假设一致。下面对其他15个国家的年装机情况进行扩散曲线拟合。为了进行国别比较，将这15个国家分为两组，A组是6个市场显著拉动创新国家，B组是9个市场不显著拉动创新国家。
由于篇幅有限，图1仅展示了A组国家的扩散曲线拟合结果。A组国家的市场规模在扩散初期持续增大，在加速期平稳增大，这与该国对光伏技术战略性的重视和有效持续的政策支持有关。这六个国家具有科技发达、对可再生能源重视度较高、经济发展水平较高、光伏发展历史较长等特点。B组国家在市场发展的初期市场规模在较长时间里保持非常小的规模，在加速扩散期里市场规模扩大的速度非常快，这可能与对光伏技术的支持缺乏长期战略有关。而且实证结果表明可以通过指标p和q对这些市场发展态势进行判断。由表4可知，A组国家的p值相对更大，算术平均值为0.000068，B组国家的p值相对更小，算术平均值为0.0000028。A组国家的q值相对更小，算术平均值为0.31，B组国家的q值相对更大，算术平均值为1.0。综上，市场规模过小或者增长过快的制约影响比较显著，并且p和q可以作为表征该市场发展态势的指标。
4 结 论
在德国、英国、日本、澳大利亚、美国、加拿大6个国家市场规模的扩大都显著地拉动技术创新的增加，而在西班牙、中国、法国、韩国、葡萄牙、瑞士、荷兰、奥地利、意大利、墨西哥、土耳其、瑞典、挪威和丹麦这14个国家市场扩大都没有显著拉动研发创新。市场拉动研发创新的六个国家在2009年累积装机量为14421.6MW，占文中20个国家的70%，可见大多数光伏市场发挥了拉动研发创新的作用。于是相对于已有研究对光伏需求拉动的理论分析，本文提供了基于20个国家历史数据的经验分析结果。
市场显著拉动创新的国家的p值相对更大，市场不显著拉动创新的国家的p值相对更小，这说明市场规模逐渐扩大与市场显著拉动创新有关联，而持续过小与市场拉动创新不显著有关联。
市场显著拉动创新的国家的q值相对更小，市场不显著拉动创新的国家的q值相对更大，这说明市场规模扩大平稳与市场显著拉动创新有关联，而扩大急剧与市场拉动创新不显著有关联。这验证了本文提出的理论假说之一，即如果光伏市场规模扩大急剧，市场需求远大于供应能力，此时企业更倾向于扩大产能，缺乏追求技术创新的压力，而如果光伏市场规模扩大平稳，此时市场相对饱和，市场竞争压力迫使企业投资技术创新。
为了促进光伏技术创新及成本降低，我国光伏市场政策应主导市场需求平稳持续地扩大，避免其相对于供应能力过快地增长。平稳持续发展态势可以用技术扩散模型中p和q指标进行判断，这为政策制定提供指标参考。我国应制定关于光伏成本下降的长期战略，从技术创新、市场等方面给与持续的引导和支持，避免在短期目标驱动下的决策行为。
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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)
【关键词】外商直接投资 区位选择 长三角
一、引言
2005年，我国实际吸收外商直接（FDI）①投资603.25亿美元，作为最具潜力的发展中国家，继续名列“外国直接投资信心指数榜”首位，从而连续四年成为世界上对FDI最具吸引力的国家（贺清云，2008）[3]。随着我国改革开放的不断深化，FDI在经济发展中的作用逐渐突显。它的进入不仅弥补了改革开放初期资金不足的缺陷，为经济腾飞注入了动力；而且促进了外向经济的发展，增强了我国对全球经济的影响；更带来了先进的技术和管理经验等等，在改革开放的30多年里，FDI无疑为长三角的经济增长做出了重要贡献。但是FDI在长三角的分布就像其在全国范围内的分布一样，是不均衡的：大部分的FDI都集中分布在上海、南京、苏州等地。这在一定程度上拉大了长三角城市间的差距，不利于长三角经济的均衡增长。
针对FDI这种不均衡分布，及其在经济增长中的重要作用，近年来许多国内外学者，对FDI的区位选择进行了研究，试图解释造成我国现阶段FDI分布情况的原因。其中韩剑、潘沁、徐康宁（2005）指出对外开放程度、FDI聚集程度是影响FDI区位选择的重要因素，较高的对外开放程度和较高的FDI聚集度都有利于FD的流入[6]；窦清红（2008）的分析结果表明，税负水平对于FDI流向产生重要影响，两者呈负相关关系[1]；贺清云（2005）分析了公共政策、市场规模、劳动力因素对FDI区位选择的影响，结果表明较低的市场干预程度，较大的市场规模，以及较高的劳动力密度，都有利于吸引到更多FDI[3]；肖文、周明海（2008）研究了劳动力成本、市场规模、城市化水平对FDI区位选择的影响，结果显示劳动力成本与FDI流入量呈负相关关系，市场规模与FDI流入量呈正相关关系，城市化水平与FDI流入呈正相关关系[12]；罗知（2009）的研究显示，双边贸易对FDI区位选择产生显著影响[8]。
但是目前对于我国FDI区位选择的研究大多都是利用分省面板数据或利用国际面板数据，以整个国家为研究范围，很少有具体到对某个地区的研究。而我国是一个人口、面积、经济大国，又是一个政治集权而经济分权的国家，地方政府于国家之间的关系错综复杂。因此，现有的研究很难为具体某个地区吸引FDI提供具体的政策依据。就长三角而言，虽然是全国吸引FDI最多的地区，但是现有文献对长三角FDI区位选择的研究却是少之又少，这显然无法与长三角巨大的FDI流入量相适应。本文采用1995～2007年的城市面板数据，以长三角为范围，研究该地区FDI的区位选择，并通过研究为长三角如何吸引更多FDI，以及长三角那些FDI分布较少的城市如何通过缩小FDI分布的地区差异，来缩小与上海、杭州等发达城市之间的差距提出政策性建议，这在一定程度上对促进长三角地区经济均衡发展更具启示意义。
本文其余部分的结构如下:第二部分是指标的选择、模型的设定及数据说明；第三部分是运用所选的模型对样本进行检验，以及检验结果；第四部分是根据检验结果得出的结论以及政策性建议。
二、指标的选择、模型的设定及数据说明
（一）指标的选择
目前已有的研究表明，影响FDI在我国的区位选择因素主要有：政府干预程度（魏厚凯，2002）、劳动力密度（肖文，2008）、市场规模（贺清云，2008）、城市化水平（贺灿飞，2005）、FDI聚集程度（徐康宁，2005）、劳动力成本（王剑，2004）等。本文在综合了已有研究出的结论之后，选取了一些在现有文献中常用的指标，并将其应用于对长三角FDI区位选择的研究，以期对长三角FDI现有的分布状况进行解释。
(讯)全球云计算革命快速推进，发展路径逐渐明晰。部分全球性趋势在国内市场实现映射。重点推荐:中科曙光、广联达、用友网络、锦富技术、数据港、光环新网。
全球云计算革命大势已起。全球公有云市场规模从2010年的683亿美元快速增长至2016年的2092亿美元，复合年均增速高达20.51%，未来有望稳定在15%+。全球公有云服务渗透率快速提升，从2010年的1.99%上升到2016年的6.16%，预计2018年将达到8%。IaaS是最底层、最标准化、最纯正的云服务，价格战激烈，有很强的马太效应，随着巨头厂商大规模建设数据中心，2016年市场规模增速最快、达到56.11%;亚马逊AWS一枝独秀，市占率将近一半且仍在提高;微软位列第二，云服务能力快速提升;阿里云异军突起，2017年入选Gartner魔力象限，市占率进入前三。SaaS市场体量较大，未来有望维持25%的高增速，以CRM、ERP、网络会议及社交软件为主，业务毛利率普遍高于IaaS;市场格局相对分散，微软成功转型，2016年取代Salesforce成为新的领头羊。PaaS市场规模较小，主要服务开发者;巨头通过自研或收购切入，单纯PaaS厂商面临被融合风险。混合云解决企业数据安全痛点，备受企业客户青睐;传统ICT企业抱团开源平台;2017年成为前几大云服务商混合云战略落地元年。
云浪潮之巅，受资本追捧。亚马逊AWS收入已经实现连续13个季度高增，营业利润率也持续走高，AWS业务的“造血能力”推动亚马逊全业务线发展。微软“Cloud First”全面转型云计算战略成功推行，云业务驱动营收重新回到上升通道。阿里云连续两年营收翻倍增长且有望持续，独霸国内市场。Adobe大胆云转型，收费方式变革、订阅数量大幅增长，中长期进入高速增长阶段。亚马逊、微软、阿里巴巴这三家全球云计算巨头以及Ad这类云转型公司股价屡创新高，说明全球投资者认可全球IT投资逐渐云化的趋势以及云计算服务商、云转型公司未来业绩增长的确定性。
海外趋势映射，国内进入广泛应用阶段。2015年我国云计算整体市场规模达378亿元，整体增速达到31.7%且未来几年有望持续。其中，公有云达到102.4亿元，同比增长45.8%，私有云达到275.6亿元，同比增长27.1%。公有云渗透空间较大，2016年渗透率仅为4.16%。公有云市场各类玩家涌入，竞争日趋激烈。2016年IaaS市场规模达到71.7亿元，同比增速高达，增长最为迅速。阿里云统治半壁江山，腾讯、华为有望崛起，市场格局可能巨变。PaaS市场规模较小，互联网创业的孵化器，与IaaS边界越来越模糊。SaaS市场格局分散，缺乏领导者。私有云市场规模保持稳定增长，开源是主流，混合是趋势，服务是关键。
风险提示事件:A股上市公司在竞争激烈领域无法形成比较优势（来源：中泰证券 文/康雅雯 编选：中国电子商务研究中心）
产业4星
2007年，中国网络广告市场规模增长了51.8%。而据业内预测，2008年中国网络广告市场规模将保持55.6%的增长，市场规模将达117.63亿元。
更有业内人士乐观地认为，网络广告已走出市场培育阶段，开始强势起飞。但中国网络广告市场规模与美国等发达国家相比，还有很大差距。
有分析师预计，2010年全球网络广告市场总产值将增至610亿美元。而在中国，2006年互联网广告运营商市场规模为45.28亿，其中品牌广告市场规模为30.6亿，同比增长43.3%，搜索引擎广告市场规模15.7亿。
截止到2007年上半年，中国互联网广告运营商市场规模也仅为29.94 亿，关键字广告为11.5亿，占网络广告市场的比重已经达38.4%，比2006年上半年提高了4个百分点。
但是我们还应该看到，2011年中国网络广告运营商收入将达到270.7亿元，从2007年到2011年的网络广告运营商收入年均复合增长率为39.5 %。
从以上这组数据可以大概了解网络广告目前的发展势头。的确，中国近几年来互联网迅猛发展，互联网广告也得到了很好的发展。
广告成了人们生活中的一部分，追求品牌成了人们吃、穿、住、行的行为习惯，品牌就是靠广告吹捧出来的，它左右着人们对商品的认识，引导着消费者的消费意向。
由此，它成了商家推销产品的绝好帮手，也成了媒体赚钱的轻松手段。
前景4星
网络媒体的广告与电视等媒体的广告不一样，因为它们的受众不同，因而广告的影响力都有很大的差距，并且受网民的知识层次、爱好习惯、工作经历的制约。常言道: “物以类聚，人以群分”，就是这个道理。经常上网打游戏的人很少有人发电子邮件; 喜欢感情渲泄的人常进聊天室，寻找另一半来得到精神上的慰藉; IT人士常逛希赛，视频发烧友常泡土豆，学习者常上学赛。如果广告的投放不拘内容和场合，不仅起不到广而告之的作用，而且还让人生出几多抱怨来，所以广告模式以及精准化就成了广告的核心主题。
【摘要】从建筑施工企业市场营销战略出发，摒弃传统的以固定资产投资总额、建筑业总产值、营业额为指标的分析思路，以新签合同额定指标研究我国建筑市场的规模总量、市场细分、发展趋势等，更符合市场营销理论和适应建筑企业实际。同时，根据市场结构—市场行为—市场绩效（SCP）的典型范式，以市场集中度为主要指标，对建筑市场结构及子结构进行了分析，阐述了建筑市场集中度快速集中的现状，且已出现寡头垄断特征。
【关键词】建筑市场；新签合同额；市场结构；行业集中度
1引言
建筑市场是工程建设市场的简称，指为人类提供生活、生产以及物质技术基础的各类建（构）筑物和工程设施[1]。对于建筑施工企业，市场营销战略是企业的首要战略，现代市场营销学的理论认为，战略的制订应以市场分析为前提，而建筑市场规模（也称“建筑市场容量”）、细分、趋势、结构等构成市场分析的核心内容。本文所有研究均基于市场营销战略，旨在对我国建筑市场进行市场分析，以期为建筑施工企业的市场营销工作提供精准的市场导向。
2建筑市场规模
2.1建筑市场规模。目前，我国对建筑市场规模的主要分析指标普遍集中于固定资产投资总额、建筑安装工程投资总额、建筑业总产值、房地产开发投资额等，这些指标均以货币形式反映工程项目的实际投资规模或在建规模或施工产值。对于建筑施工企业市场营销战略，上述指标只能作为参考，难以准确反映企业需要承揽工程承包任务的新开工项目市场，甚至可能出现战略误判。以铁路行业为例，近3年的固定资产投资总额约保持在8000亿元[2]，而据行业统计资料，铁路招标额在4000亿~5000亿元，国有铁路的招标额更少，且逐年下降，这与投资总额保持稳定的分析存在明显差异。目前，我国建筑市场规模未有准确定义，理论上是以年度为时间单元，所有新开工的工程建设项目的投资总额在大部分均采用招投标模式的情况下，即工程项目招标总额。目前，以国家统计局为代表的政府部门及相关行业协会均无权威统计数据。2.2建筑市场细分。建筑市场细分可以有多种分类方式划分为多个子市场，比较常见的有产业、费用、地域、专业等。从产业结构来看，可分为基础设施、房地产、制造业、其他产业投资等4大板块，以前3大板块为主，分别占比24%、25%、32%，总占比约80%（据国家统计局2008—2017年统计数据计算[3]）。其中，基础设施包括交通运输、水利环境、电力燃气、公共设施等。从费用组成来看，可分为建筑工程、安装工程、其他费用3部分。其中，建筑工程占比约88%，安装工程占比约8%（据国家统计局2008—2017年统计数据计算[4]）。从地域来看，以省份（包括直辖市、自治区）为划分单元，江苏、浙江、广东、湖北、北京、山东、四川、福建、河南、上海等省、市排名前10，占比约65%（据中国建筑业协会2014—2018年建筑业发展统计分析）。从专业来看，分为房屋建筑工程、市政工程、公路工程、铁路工程、水利工程、水电工程、民航工程等30个专业市场。
3建筑市场结构
根据以贝恩为代表的哈佛学派产业组织理论的基本规律“市场结构—市场行为—市场绩效”（SCP）模式[5]，建筑业市场结构是影响建筑业市场行为和市场绩效的核心问题，本文仅对建筑业市场结构进行分析。根据现代产业组织理论的基本观点，市场结构是指建筑业的市场中，企业间构成的在数量、份额、规模等方面上的关系。直接衡量市场结构的指标通常使用市场集中度，测量方法主要包括行业集中度、洛伦茨曲线、基尼系数等。鉴于建筑市场中施工企业达8万家以上，新签合同额数据难以收集，本文使用行业集中度中的绝对集中度指标研究建筑市场的市场结构。绝对集中度指标使用CRn衡量，其计算公式为：CRn=ni=1ΣXi/Ni=1ΣXi（式中，n为统计的项目数；N为总项目数；Xi为第i个企业所占的市场份额）。3.1规模结构分析。根据数据分统及分析得出近5年建筑市场的集中度，与2008—2012年CR4、CR8均小于20%相比，市场集中度显著提高。尤其是新签合同额排名前50名的企业市场占有率由2014年的38.11%增长至2018年的68.87%，表明建筑市场呈现快速集中的趋势。按照美国学者贝恩的产业垄断与竞争类型划分可定义为中（下）集中寡占型；按照日本学者植草益的市场结构分类方法可定义为高、中寡占型。说明建筑市场已经存在一定的寡头垄断。但实际情况是以中国建筑、中国中铁、中国铁建、中国交建为代表的中央建筑企业所属二级单位的市场营销行为更多处于自由竞争状态，无一致行为，所以，实际的行业集中度应该更低。以2018年为例，CR4、CR8分别为6.16%、9.84%，说明市场仍处于无集中现象的原子型或分散竞争型，这更贴近于市场现状。3.2子市场结构分析。对于建筑企业来说，更多的是专注于专业市场开发，故以专业市场为子市场进一步进行市场结构分析。但由于我国国情及建筑市场的发展情况，除房建市场属于较充分的市场竞争状态，其余多个市场基本都存在8大建筑央企（指中国建筑、中国中铁、中国铁建、中国交建、中国中冶、中国能建、中国电建、中化工程）在内的部分垄断现象。
4结论和启示
对市场规模和市场结构的分析有利于建筑企业采取适应市场的营销战略和策略。本文以新签合同额为指标衡量我国建筑市场规模，以行业集中度为指标对建筑市场结构进行分析，分析结果表明：（1）建设市场规模巨大，房屋建筑及公路、市政、铁路等基础设施规模占绝对大比重。（2）建筑市场规模仍会有所增长，但增速明显变缓。房地产、国家铁路、城轨等细分市场甚至出现萎缩迹象。（3）建筑市场结构发生显著变化，市场集中度快速提升，市场份额主要由8大央企及25家地方建工为代表的特大型、大型企业占领，中小型企市场空间进一步被压缩。（4）除房屋建筑市场，其余行业市场基本形成寡头垄断，一旦龙头企业所属单位在市场营销行为中采取一致行动，将不利于建筑产业的发展。
作者:严伟单位:中铁二局集团有限公司
关键词：饲用益生菌；奶牛养殖业；需求市场
中图分类号：F27文献标识码：Adoi：10.19311/ki.16723198.2016.14.029
益生菌是一类对宿主有益的活性微生物，是定植于人体肠道、生殖系统内，能产生确切健康功效从而改善宿主微生态平衡、发挥有益作用的活性有益微生物的总称。益生菌对于有机体的健康效应已被证实，对于改善人体肠道菌群也被人们熟知，在乳品生产中更是广泛应用，但养殖业中益生菌使用起步比较晚，奶牛养殖中饲用益生菌的使用更是处于起步阶段。饲用益生菌在奶牛养殖中的应用理论性研究已经比较成熟，在实践中急需推广。
1饲用益生菌在奶牛养殖业中的应用现状
1.1近半数养殖场对饲用益生菌的认识不足，应用比例较小
我们对河北省的典型养殖场进行调查，发现其中对饲用益生菌不认识和了解不多的占一半，有一定了解以及比较了解的占一半。通过对数据分析我们可以得知被调查企业有一半的对饲用益生菌的认识不足，没有将其投入使用中，益生菌在奶牛中的应用比例较小，如果比例加大，可以得知益生菌在奶牛养殖中的应用前景广阔。
1.2不同规模养殖场益生菌使用量占养殖成本比例不同
从2013年以后，奶牛养殖散户逐渐减少，规模化养殖成为奶牛养殖的大势所在。我们调查的奶牛养殖基地（或小区）为规模化养殖，我们的规模划分依据不同于奶业年鉴，存栏数
大中小规模养殖场奶牛养殖中益生菌的使用量占养殖成本的比例的分别为5.35%、5.06%、4.69%，有所差异。从数值来看，大规模养殖场益生菌的使用量占养殖成本大。
1.3奶牛养殖益生菌使用费用占养殖成本的5.04%，吨饲料使用量平均为0.16吨
从益生菌使用费用占养殖成本比例来看，大中小规模均在5.04%左右，大规模和中规模高于三者平均值，分别为5.35%和5.06%，小规模低于中大规模养殖场，数值为4.69%，低于平均值。
结合《中国奶业年鉴》和调查资料发现，不同规模养殖场吨饲料益生菌使用量比平均0.16%，合吨饲料使用量0.16吨，其中大规模养殖场吨饲料益生菌使用占比最大，达到0.2%，中小规模分别为017%和011%，略低于大规模养殖场。
1.4产奶牛的益生菌使用量最大
通过调查发现，产奶牛为奶牛养殖数量最多，也是益生菌使用量比较大的一个品种。每头产奶牛年益生菌使用量最大，约为0.33吨，使用费用也相应较高；其次为育成牛，约为0.12吨，犊牛最少，约为0.08吨，使用费用较其他品种较少。
2影响饲用益生菌需求市场的因素分析
王莉、刘洋（2012）指出奶农是我国奶业发展的重要基础，指出奶农的年龄、学历、喂养习惯、养殖规模则会影响奶农的生产行为，郭策，马长海（2015）指出小规模奶牛养殖是河北省奶牛养殖的重要模式，规模不同，成本和效益表现为不同特征，从益生菌需求而言，养殖规模影响着需求。
Stein和黄良策曾研究了相同类型的饲用益生菌对不同发育阶段的牛（产乳牛、育成牛、犊牛）作用效果不同，养殖场不同发育阶段的奶牛的数量对益生菌需求有差异。
通过对影响因素的分析，得出结论：规模对益生菌需求意愿具有显著正向影响；性别、学历、年龄、管理时间、是否使用益生菌和对益生菌的认知对益生菌需求意愿正向影响不显著。因此，接下来饲用益生菌在奶牛养殖行业的市场预测是从养殖规模入手的。
3饲用益生菌在奶牛养殖业中的市场需求预测
3.1现有养殖水平下饲用益生菌的市场规模
3.1.1估算全省小规模养殖场益生菌市场规模
根据前面的测算益生菌使用费用占养殖成本比例均值为4.69%，即在现有养殖水平下，全部河北省养殖场饲用益生菌成本占养殖成本的比例在4.396%-5254%之间。2015年河北省总养殖规模196.3万头，按照上述估算区间，河北省小规模养殖益生菌使用的市场规模是4.6亿元-5.5亿元。
3.1.2估算全省中规模养殖场益生菌市场规模
根据前面的测算中规模益生菌使用费用占养殖成本比例均值为5.06%，即在现有养殖水平下，全部河北省养殖场饲用益生菌成本占养殖成本的比例在4786%-5334%之间。2015年河北省总养殖规模196.3万头，按照上述估算区间，河北省中规模养殖益生菌使用的市场规模是5.7亿元-6.3亿元。
3.1.3估算全省大规模养殖场益生菌市场规模
根据前面的测算大规模益生菌使用费用占养殖成本比例均值为5.35%，即在现有养殖水平下，全部河北省养殖场饲用益生菌成本占养殖成本的比例在5076%-5624%之间。2015年河北省总养殖规模196.3万头，按照上述估算区间，河北省大规模养殖益生菌需求的市场规模是8.8亿元-9.8亿元。
3.1.4全省现状养殖水平下益生菌市场总规模
2015年河北省总养殖规模196.3万头，按照上述估算区间，河北省益生菌需求的市场规模是19.0亿元-21.6亿元。
3.2河北省奶牛养殖未来饲用益生菌市场规模估算
3.2.1未来5年养殖规模预测
根据《中国奶业年鉴》中2011年-2015年河北省奶牛养殖规模数据，用等增长率估算未来五年内的养殖规模。可见总体趋势在上升，保持在1%-3%之间，根据最优规模原则，增幅可能不会很大。我们暂且按照1%增长率保守估算2016-2020年的饲用益生菌需求市场规模。估算结果见表2。
2未来五年益生菌需求规模估算
未来5年假设不同养殖规模的比例关系不变，与2015年相同，按照大中小规模估算各年度的益生菌需求规模，结果见表2。未来5年饲用益生均的需求规模在20亿元左右，市场规模巨大。
可以看到该市场有巨大的扩增潜力。随着越来越多的国家在动物生产领域禁用抗生素促生长剂，我们预计未来益生菌的市场规模将不可估量。
4饲用益生菌在奶牛养殖业中推广应用的建议
4.1加大益生菌市场拓展力度，满足奶牛养殖企业需求
益生菌饲料作为生物技术在畜禽养殖生产中的应用，随着时间的推移和市场的发展，需要加大宣传力度。加强益生菌的宣传与培训，尤其是使用益生菌产品的养殖户的指导与服务，提高广大养殖场户的技术指导与服务。提高广大养殖户使用益生菌只记得科学性自觉性。畜牧部门选择较为知名的益生菌产品进行比较，为下一步的大面积推广取的科学数据支撑。
4.2规范饲用益生菌产品生产，保障饲用效率提升
一方面，由于益生菌的本身的性质，其产品不稳定。因此，在工业条件下，菌种应保持存活，应能在长期储存和现场条件下保持稳定和活性，在动物肠道中有存活能力（不一定繁殖）；能对宿主动物产生有利影响。另一个方面，益生菌制剂生产企业应加强同国内外研究机构有的密切合作，联合攻关，开发新技术，研发新产品，进一步提高益生菌制剂的质量和稳定性，降低产品的使用成本，提高养殖户的使用效果。
4.3准确定位市场，加强饲用益生菌宣传与培训
将市场定位于养殖业，同时加强宣传，深入各地养殖场，派发技术人员进行实地指导，在各饲料厂积极推广。
4.4强化饲用益生菌客户的开发和培育，不断保障重点客户的需求
益生菌企业要进行系统的选育，培育新菌种并改良缺点，标记不同的菌种，并验证不同益生菌的功效，提高菌种的利用效率。并且在传统技术上，开发研究新技术，运用分子生物学方法，降低生产成本。
4.5完善饲用益生菌渠道建设，强化终端拉动
饲用益生菌产品的认知渠道多样，其中网络是最主要的认知渠道，建议企业在各地区铺设试验点，建设成“研究机构―饲料厂―养殖场”一体化机制。公司充分应用养殖业趋于规模化的发展态势，不断推进以“终端拉动”为导向的营销服务，将大量技术人员配备到各个销售终端，形成自上而下的技术推广体系，为广大养殖户提供及时、高效的益生菌和养殖技术服务及培训。
4.6加强饲用益生菌产品的品牌建设，以知名度推进产品销售
给力农产品品牌建设与管理，是当前统筹城乡经济社会发展，夯实农业农村发展基础以及推进社会主义新农村建设的核心和关键问题之一。“品牌”是一种无形的资产，益生菌有了品牌，就有了知名度，就具有了凝聚力与扩散力，就成为发展的动力。即先应该了解益生菌的市场细分、产品规划，再对益生菌产品进行渠道规划、产品销售规划、产品招商规划和销售管理规划，最终使益生菌企业在产品品牌策略拉动和产品市场策略的推动下把产品销售出去。
参考文献
[1]王莉，刘洋.奶农生产行为的特征及影响因素研究[J].中国畜牧杂志，2012，（06）：2831.
[2]郭策，马长海.河北省小规模奶牛养殖的成本效益分析[J].广东农业科学，2015，（12）：239244.
[3]黄良策，周凌云，卜登攀等.益生菌对泌乳后期奶牛生产性能的影响.华北农学报，2013，27（B12）：406409.
关键词 互联网时代 中小型在线旅游企业 战略联盟
中图分类号：F59 文献标识码：A
0引言
随着互联网以爆炸式的发展速度在短短几十年内迅速成为经济、社会、文化以及人民生活重要组成部分，网络经济的触角从全方位伸入各个行业，一时间各类在线企业纷纷涌现。作为在线企业的重要组成部分，在线旅游业以全新的面目吸引着大家的眼球，与之相伴的是在线旅游企业的应运而生和迅速发展。然而网络经济的发展在给各企业带来新的发展机遇与广阔的发展舞台的同时，也使企业面临着更为激烈的竞争和来自全球的竞争对手。在线旅游企业由于缺乏实质性的旅游资源，特别是一些中小型在线旅游企业在互联网时代到来时需要面对更加严峻的竞争形势。
1互联网发展现状及趋势
1.1互联网发展迅速
近年来我国经济发展速度虽有所放缓，但仍高于世界经济平均发展水平，互联网发展规模也日趋强大，越来越多的居民开始使用互联网。根据中国互联网络信息中心（CNNIC）的第35次中国互联网络发展状况统计报告，截至2014年12月，网民规模已增至6.49亿人，比2013年12月增加5672万人，年增长率达到2.1%。目前我国网民人数已经超越美国，位列世界第一位。由此可以看出互联网时代已经到来，我国互联网产业拥有巨大的生机与活力。
1.2网站数量
网站数量的高速增长也是我国互联网发展的重要表现和推动因素之一。博客、电子商务等众多网络应用需求的激增，域名数量增长的拉动及创建网站操作的简单化等因素作用在一起，共同使得网站数量猛增。根据CNNIC第35次中国互联网络发展状况统计报告，截至2014年12月， 中国网站数量已达 335 万个，比2013年12月同期增长了15万个，增长率达到 4.6%。
1.3 网络经济发展状况
据iResearch发表的《2014年中国网络经济市场份额报告》指出，2014年中国网络经济市场规模为7835.1亿元。该报告预计2015年中国网络经济市场规模将达到10533.4亿元，并且未来四年中国网络经济市场规模将继续保持快速增长趋势，预计2018年中国网络经济市场规模将达到18791.8亿元。iResearch分析认为，随着中国互联网的普及和网民人数的日益增加，中国网络经济呈现出勃勃的发展生机。
综合来看，我国网民规模以及网络普及率已经获得跨越式发展，网站数量也由2006年的84万个增长到2014年的335万个，增长率达到299%。加之网络经济市场规模的扩大，奠定了激烈的在线旅游业竞争格局的基础。
2在线旅游业发展现状
2.1在线旅游市场规模迅速扩大
根据iResearch的中国在线旅游市场规模发展报告，2014年我国在线旅游交易市场规模达到2772.9亿元，比2013年增长27.1%。同时，我国在线旅行预订市场规模2014年预计2782亿元，比2013年增长27.5%，预计在未来三年，我国在线旅行预订市场交易规模仍持续增长，在2017年达到4782.3亿元，同比增长18.6%。
2.2在线旅游预订用户增长
根据CNNIC的《2014年中国在线旅行预订市场研究报告》，截至2014年12月，在网上预订过机票、酒店、火车票或旅行度假产品的网民规模达到2.22亿，较2013年底增长4096万人，增长率为22.7%，网民使用率由29.3%提升至34.2%。与此同时，手机预订机票、酒店、火车票或旅行度假产品的用户规模达到1.34亿，较2013年增长8865万人，增长率为194.6%，网民使用率由9.1%提升至24.1%。这些数据都表明在线旅游预订用户正在快速增长。
2.3 在线旅游市场结构呈现三足鼎立局面
根据iResearch的数据，2013年-2014年中国在线旅游市场的稳定增长主要受机票、酒店、度假三大核心板块的利好发展驱动。2013年我国在线旅游市场结构中份额最大的为机票，占据60%，其次为酒店，为22%，而度假占据14%。从细分领域这个角度来看，机票是在线旅游市场中发展最成熟的领域，由于其基数较大，因此发展增速相对较慢；近两年国内休闲住宿需求逐渐释放，酒店市场持续火热，2014年中国在线酒店市场增速升至30.0%左右；度假是在线旅游行业中最热门、发展增速也是最快的板块，2014年在线度假市场规模突破400.0亿元，增速保持在40.0%以上。
2.4 龙头企业占据主要市场份额，主流化趋势显著
【关键词】 SPSS 移动业务 发展容量
一、引言
随着移动互联网时代的来临，我国通信市场移动化趋势不断增强，移动业务发展也因此成为现阶段各运营商全业务运营的重中之重。从国内移动市场整体发展情况来看，移动通信市场已逐渐进入成熟期。
移动通信市场的竞争将更为惨烈，各运营商经营重心亦将由增量拓展向存量经营转变。本研究将SPSS统计分析工具应用到某省移动业务市场规模预测中，通过对移动业务经营数据的深入分析，科学预测2015年某省移动业务市场容量和潜在的客户流失风险，为移动业务的规模发展提供决策依据。
二、行业发展现状及趋势分析
统计数据显示：从2008年开始，我国移动用户规模虽然仍在持续扩大，但从环比增长率来看，则呈现出逐年放缓的发展势头，表明现阶段我国移动市场已逐渐趋于饱和，市场已进入成熟期，运营商间的竞争正在不断加剧。
移动互联网市场规模 保持较快速度增长。2014年中国规模为2134.8亿元，同比增长115.5%，预计到2018年整体移动互联网市场规模将突破1万亿大关，市场潜力巨大。艾瑞咨询认为，2014年移动互联网的持续高速增长，一是由于智能手机的大面积普及，移动端庞大的用户基数已成定型；二是电商、游戏、广告等传统PC经济已逐渐适应移动端发展，并且在已有商业模式基础上，不断拓展出创新应用及服务，带来持续的市场增长。
移动互联网行业从用户发展阶段进入用户经营阶段。自2010年以来，中国移动互联网行业收入增长持续快于用户增长，2014年全国手机网民同比增长11.4%，移动互联网市场规模同比增长115.5%，移动互联网行业从发展用户阶段进入经营用户阶段。
三、SPSS科学统计软件及样本数据
SPSS Statistics统计分析软件是一款在调查统计行业、市场研究行业、医学统计、政府和企业的数据分析应用中久享盛名的统计分析工具。
本课题采用抽样调研的方法对整个某省通信市场容量进行预估。调研采用随机抽样调研的方法在8个地市共计完成成功样本2737个，其中收集到的电信用户有效样本有1089份，联通用户有效样本821份，移动用户有效样本827份。其中，每个样本涵盖各类问题200多个。为预测移动业务市场容量和进一步的用户入网综合评定分析提供数据来源。
四、移动业务市场容量分析
课题调研采用市场容量预估采用购买者意向调查法，通过一定的调查方式（如抽样调查、典型调查等）选择一部分用者，直接向他们了解未来某一时期（即预测期）购买商品的意向，并在此基础上对商品需求或市场作出预测的方法。
通过对用户的意向进行测试，结合宏观数据，梳理三大运营商可能流入流出的比例，结合目前市场规模的宏观数据，综合估算未来一年三大运营商的移动用户市场容量。
结合不会继续使用的用户比例及换号可能选择的运营商分布，代入当前用户量的宏观数据，综合测算可知：
通过对新增用户中纯新增用户的比例及三大运营商每月放号量估算可得到如下数据表：
由于三大运营商每月均纯新增用户，同时也有净流失用户（没有使用手机的用户），并且纯新增用户与通信市场净流失属于人口结构的问题，故预估市场容量时，将以本次纯新增用户的量作为常量进行预估。
五、结论
运用SPSS分析未来一年内某省移动用户净增规模、离网规模，判断移动业务用户空间。结合当前用户数、未来一年内可能流出流入及纯新增用户数，电信在未来一年内移动用户数将会达到782万，净增89万户。联通移动用户数将达到1069万，净增32万户。移动移动用户将为2510万，净流失100万户。
参 考 文 献
关键词：生产业；FDI；影响因素
中图分类号：F719 文献标识码：A 文章编号：1003-9031（2015）10-0004-04 DOI：10.3969/j.issn.1003-9031.2015.10.01
一、引言
20世纪90年代以来，全球经济由“工业主导”慢慢向“服务主导”转变，服务业尤其是生产业代替制造业成为新的产业支柱。美国作为全球生产业最发达的国家之一，在过去数十年中，生产业在其经济发展中所占比例越来越大。据统计，2012年美国的生产业增加值约为6万亿美元，占美国服务业增加值的70%以上，约为美国当年GDP的48%。相比之下，2012年中国的生产业增加值仅占服务业增加值的36%，占当年GDP的16%。可见中国的生产业规模相对发达国家来说偏小，发展程度落后，仍处于起步阶段。中国工业化进程的推进虽然使我国成为了著名的“世界工厂”，然而中国要从“制造大国”转型成“制造强国”，势必要大力提升和发展生产业。
在中国生产业相对落后的情况下，借助FDI来发展生产业往往被认为是一条可行的途径，而FDI通常也被认为是服务业发展动力之一。随着全球外商直接投资涌向服务业，以及加入WTO的背景下，我国对服务业的准入门槛在逐步降低，从而使得我国生产业的外商直接投资力度有了一定的提升，从2004年的55.59亿美元增加到2013年的225.4亿美元，增长了3.05倍。但从整体FDI的投资构成来看，2013年我国生产业FDI仅占19.17%，可见，在整体FDI中我国的生产业FDI的比例仍然较低。因此，提高生产业的引资能力成为了当前关注的热点。
二、文献回顾
长期以来，相关的理论研究主要集中在服务业的FDI。王新华（2007）采用固定效应模型对1997―2003年各细分服务业的面板数据进行了短期和长期效应的回归分析，发现我国服务业FDI在不同的时间段对经济增长的影响差异较大[1]。戴枫（2005）利用基于VAR方法的协整关系检验、Granger因果检验对我国1983―2002年的数据进行检验，发现服务业FDI能促进我国服务业的发展，但服务业的发展并不一定能引入服务业外资的在华投资[2]。殷风（2005）实证研究了我国1991―2003年服务业FDI的影响因素，结果发现：服务业FDI显著正相关于我国的市场规模以及服务业的开放程度，与服务业劳动成本存在负向依存关系，且与基础设施，服务业发展水平和人力资本缺少明显的关联性[3]。同样的时间跨度，孙文博（2003）得出的结论正好相反，他的实证研究支持服务业FDI和我国的城镇化率、基建设施情况正相关，与服务业的准入政策、市场规模、人力资本存量则呈现负相关的扭曲关系[4]。孙文博提出这种扭曲的负相关关系的原因有二：一是当时中国还未全面开放市场，准入政策还未成熟，二是进入我国的外资更多流向了制造业而非服务业。随着中国加入WTO已满十余年， “市场”的成分已然超过“计划”成分，有理由相信从整体而言，中国的服务业FDI的发展情况还是满足殷风的实证结果的。
纵观有关FDI的区位选择和决定因素的文献，对于服务业FDI的研究比较成熟，相对而言，对生产业FDI的研究主要集中在生产业与经济增长的关系、对制造业竞争力的作用以及集聚的影响等方面，较少关注生产业FDI的影响因素[5-7]。在这方面的文献中，主要有唐保庆（2009）和高静、黄繁华（2011），他们将生产业FDI作为整体研究其影响因素，得出生产业FDI在区位选择上会显著追逐制造业FDI，但高静等认为此追逐效应会随时间递减[8-9]，同时，高静等指出对生产业FDI影响最大的因素是东道国制造业的发展。另外，陈艳莹、王周玉（2011）和杨仁发、刘纯彬（2012）分别从具体生产业的细分行业研究生产业FDI的影响因素[10-11]。
三、理论假说
有关FDI的区位选择问题的理论研究，有美国海默的垄断优势理论、美国弗农的产品生命周期理论、日本小岛清的比较成本理论和英国邓宁的国际生产折衷理论。其中，受到广泛使用的是邓宁的国际生产折衷论，该理论综合考虑了直接投资、国际贸易、区位选择对国际直接投资的影响，克服了传统对外投资理论只关注资本流向的缺点，使国际投资理论更为综合全面的发展。国际生产折衷论有三个最基本的要素：所有权优势，包括技术优势、企业规模、组织管理能力、融资能力；区位优势，包括劳动力成本、市场潜力、贸易壁垒、政府政策；内部化优势，包括减少信息不对称、控制交易费用。由该理论可知，一个地区吸引外资可从三方面进行，分别为创造市场需求、提供生产要素和培养市场环境。因此，本文从需求、供给和制度三个方面来探讨影响我国生产业FDI的因素。
（一）需求因素
市场规模反应了一国的市场容量和购买潜力。一般情况下，市场规模越大，市场容量越大，跨国公司越容易通过规模经济减小进入成本，而有些生产业低边际成本的特点使得它在市场规模越大的地区更容易达到其所需的规模。
生产业指被其他商品和服务的生产者用于中间投入的服务，通过增加中间产品的附加值提升产出价值，从而提高产业竞争力。随着专业化分工的加深，原本隶属于制造业的生产逐渐脱离制造业母体，形成相对独立的部门，但两者在空间上的分离仍牵制着他们在价值链上的相互需求。也就是说制造业FDI在进行大规模引入的同时，生产业也会追随原有制造业企业，进行跨国投资。
假说1：市场规模会对生产业的FDI流入产生正向效应。
假说2：制造业FDI的规模会对生产业的FDI流入产生正向效应。
（二）供给因素
经典的区位理论认为生产成本是决定企业投资地点的主要因素。跨国公司在发展中国家进行外商直接投资时，一个重要的因素就是相对低廉的工资成本。因此，具有相对便宜劳动力的地区会相对更容易吸引生产业FDI的流入。
假说3：劳动力成本会对生产业的FDI流入产生负向效应。
（三）制度因素
东道国市场环境是影响生产业FDI的重要因素之一。一个国家的政府干预越少，市场化程度越高，则它的经济程度越活跃，资本配合越合理，越容易吸引外资进入。
假说4：市场化程度会对生产业的FDI流入产生正向效应。
四、实证分析
（一）数据来源与变量解释
根据国家统计局公布的《三次产业划分规定》（2003）中的产业划分目录，将生产业细分为：1.运输仓储业；2.信息服务业；3.金融服务业；4.商务服务业；5.科研服务业，共5个细分的生产业。受到数据可得性的限制，本文利用我国2005―2013年的面板数据分两大区域对5个典型的生产业FDI的影响因素进行实证分析。其中，东部及东部沿海地区选取辽宁、黑龙江、河北、江苏、山东、广东，中西部地区选取安徽、江西、河南、湖北、重庆和陕西。本文所用数据均来自我国各省市的统计年鉴和《中国统计年鉴》。各变量的描述性统计见表1：
1.被解释变量：生产业的FDI规模（PFDI），用各省市相对应的5个典型生产业的实际外商直接投资额来衡量。
2.解释变量：由第三部分理论假说得出。
（1）市场规模（GDP）：用各省市的生产总值来衡量。
（2）制造业的FDI规模（MFDI）：用各省市制造业的实际外商直接投资额来衡量。
（3）市场化程度（MAR）：用各省市非国有企业工业产值的占比来衡量。
（4）劳动力成本（WAGE）：用各省市5个典型生产业的年平均工资来衡量。
（二）实证方法与结果
由前面的理论分析，我们建立以下计量模型：
PFDIit=a1+b1GDPit+b2MFDIit+b3MARit+b4WAGEit+？着it
根据Hausman检验，大部分回归都应采用固定效应模型，而小部分则应用混合面板模型或随机效应模型，因此，本文采用固定效应模型对以下变量进行回归分析。为消除面板数据的异方差问题，我们还进行了White异方差修正法。具体的回归结果见表2。
东部和东部沿海地区市场规模与运输仓储业、信息服务业、金融服务业、商务服务业、和科研服务业5个典型生产业的FDI规模均显著正相关，其中，对科研服务业的影响程度最大。制造业的FDI规模对信息服务业、商务服务业、科研服务业的FDI规模均有显著的正向影响，但对运输仓储业的影响不显著，可能的原因是东部及东部沿海地区的制造业FDI水平已经达到一定高度，从而运输仓储业的FDI规模已近饱和。市场化程度对5个典型细分的生产业均有正向影响，其中，对金融业和科研服务业的影响显著，这与金融业和科研服务业本身需自由化经济背景的特点密切相关。劳动力成本对5个典型细分的生产业的影响正如预期一样负显著，说明低廉的劳动力成本是吸引生产业FDI流入的重要因素之一。综上，东部与东部沿海地区的五个细分生产业FDI的影响因素验证了我们提出的四个假说是成立的（见表3）。
中西部地区的回归结果见表4。市场规模与运输仓储业、信息服务业、科研服务业这3个细分生产业的FDI规模呈显著正相关，而与金融业FDI规模呈负相关，这可能是由金融服务业本身的特点决定的。我们都知道，在中国进行金融业相关的业务需要取得各种资格认证，而我国在这方面对外资设定的限制就更多，对于自由程度较弱的中西部地区来说，金融业的外商直接投资就更难进入。在中西部地区，制造业FDI的规模与市场化程度对运输仓储业FDI、信息服务业FDI的流入是呈负相关的，这与我们的预期是相悖的。对此，我们不能简单的说开放市场就会抑制中西部的运输仓储业与信息服务业FDI的流入。我们认为发生这种情况的原因可能是：中西部地区的基础设施尚未跟上，运输仓储业和信息服务业更适合先由政府来合理安排，完善基础设施。俗话说，“要致富，先修路”，而这种大型基础设施基本上是先由政府来引导开头，更有效率，进一步再通过引进外资的方式来优化资金与技术来源，形成一个良性循环。而劳动力成本对中西部地区的信息服务业、金融业、商务服务业的FDI规模呈正相关。由于这几类生产业属于知识密集型服务业，其竞争优势在于高附加值的竞争而非低成本的运作，这种正相关关系更凸显出生产业更注重高素质的人才，若仅依靠廉价的劳动力则会导致产品和服务的弱竞争力以及低效率。
总体来说，无论东部地区还是中西部地区，市场规模对生产业FDI的区位选择的正影响最显著，但对东部地区的影响相对更大、更显著；其次是制造业FDI的规模，在东部地区制造业FDI会吸引生产业FDI的流入，即一个地区的市场规模越大，就越容易吸引生产业FDI的流入，且FDI的流入会追随制造业FDI。然而，对于市场化程度与劳动力成本这两个因素对生产业FDI的流入的影响力，分不同地区的正负效应不同，有待进一步考证，也有待加入北京、上海等有影响力的地区的参数进行进一步的修正。
五、结论与建议
本文利用我国12个省市的面板数据回归分析我国生产业FDI的决定因素，研究表明，一个地区的经济规模与我国生产业外商直接投资的规模有显著的正向关系。而制造业FDI、劳动力成本和市场化程度在不同地区对不同细分的生产业FDI规模的影响关系不同。对于东部及东部沿海地区，我们可以看到，五个细分生产业FDI规模的影响因素完全满足我们的理论假设，说明东部及东部沿海地区已初步达到市场化水平，能有效吸引外资。对于中西部地区的劳动力成本与市场化程度对各细分生产业FDI的规模的影响关系还有待进一步考证。当前，为了更好的利用FDI来帮助我国不同地区的生产业的发展，我们还有许多工作要做，具体包括：
（一）对于东部及东部沿海地区
我们需要积极扩大生产业的市场需求，进一步调整产业结构，将企业内部的服务部门，如财务、物流、市场营销、研发等外包出去，做到专业化细分工作。从而吸引更多的外商直接投资，进而促进我国整体经济的增长。
（二）对于中西部地区
首先要让政府部门带头，将包括高速公路、网络、电站等基础设施跟进，利用“计划”的效率来促进中西部地区的经济和工业规模，从而达到进一步吸引“市场”的力量的目的。也就是说，先让政府开个头，带动中西部地区的生产发展起来，到一定的规模后，自然会吸引生产业的外商投资进入。
（三）对于全国而言
要进一步促进市场化改革。我们的研究表明，市场化程度的深入利于生产业外商直接投资的增加。进一步开放市场，降低某些部门的垄断程度，更有利于生产业FDI的流入。
参考文献：
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―基于9个行业面板数据的实证研究[J].国际贸易问题，200
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[2]戴枫.中国服务业发展与外商直接投资关系的实证研究[J].国际贸易问题，2005（3）.
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[9]高静，黄繁华.信息不对称下生产业FDI的空间集聚的实证研究[J].产业经济研究，2011（4）.
[关键词]资产管理 资产托管 市场规模 增长趋势预测
一、资产管理及资产托管业务背景及发展概述
目前，我国软件产业的自主创新能力持续提升，通过IDC的调查显示，未来五年，中国IT企业支出将增长近3倍之多，2012年，云计算市场规模可达420亿美元，企业投入在云计算服务的支出将占整体IT成本的25％，2013年甚至会提高到33％。而2010年下半年，预计软件公司的业绩增长比较乐观，主要原因是：1、大多数公司上半年合同增长好于业绩增长；2、人力成本上升的压力集中体现在上半年。3、软件行业进入合同签订与收入确认旺季，收入与净利润占全年比重普遍在60％以上。
2010年9月8日，中国国务院通过了《关于加快培育和发展战略性新兴产业的决定》，确定新一代信息技术为国家级的7个战略性新兴产业之一，决定进一步加大财税金融等政策扶持力度，引导和鼓励社会资金投入，这将给软件行业的未来发展注入了光明的前景。这对于金融软件行业的从业者来讲，是一个非常大的喜讯。
在金融软件领域，资产管理软件系统及资产托管软件系统两个细分市场尤为突出。金融行业是对信息化依赖性很强的行业，1990年12月19日，上海证券交易所诞生了第一笔由计算机自动撮合的股票交易系统，自此揭开了电子化交易的序幕。随着各资产管理公司资产管理业务的开展及《证券投资基金管理暂行办法》的实行，1998年前后，市场上出现了针对资产管理及托管业务基本业务单元的基础系统，如投资交易管理系统、财务核算与资产估值系统、资金清算系统等等。
经过几年的积累，资产管理和资产托管的基本业务系统已经发展成熟，单个业务系统的自动化程度已显著提高。市场上针对金融行业资产管理及托管业务的信息化产品已经涵盖了研究、分析、投资、交易、风控、监督、清算、核算估值、绩效评估、存托管、数据整合等业务环节。以下分别讨论资产管理和资产托管业务领域。
二、资产管理业务
资产管理平台主要为资产管理公司的资产管理业务提供投资决策分析、投资交易管理、资产清算、资产估值、会计核算、信息披露、报表管理、资产定价等产品和服务。据中国证监会统计：2009年底，保险资金运用余额37417.12亿元，证券投资基金资产净值26760.80亿元，前14家证券公司受托管理资金本金总额1222.38亿元。据中国信托协会统计，2010年3季度信托公司信托资产总额为29570.16亿元。以上资产都需要资产管理公司的资产管理服务。
2007年～2009年，我国资产管理解决方案及服务的市场规模分别约为14.10亿元、16.66亿元、19.49亿元。随着国民经济持续稳定的发展，国民财富将持续快速积累，将会有更多的资金存在理财的需求。预计2010年～2013年我国资产管理解决方案及服务的市场规模分别将达到22.83亿元、27.29亿元、33.06亿元、40.28亿元。
三、资产托管业务
资产托管平台主要为商业银行托管业务的金融资产保管、会计核算、资产估值、资金清算、稽核监控、风险分析、绩效评估、信息披露等业务环节提品和服务。目前获得证券投资基金托管资格的银行为18家，所托管的资产类型涉及：证券投资基金、保险资金、理财计划、信托计划、社保基金、企业年金、QFII、QDII、股权基金、交易资金等十余种。
2007-2009年，我国资产托管解决方案及服务的市场规模分别系1.20亿元、1.47亿元、1.70亿元。随着托管资产规模的增加和托管需求的快速发展，需要持续投入较大的资金对资产托管平台进行建设及维护。预计2010年～2013年我国资产托管解决方案及服务的市场规模将分别达到2.07亿元、2.56亿元、3.20亿元、4.03亿元。 转贴于
四、结束语
