经济发展的规律范文

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在知识经济时代，等价交换这一工业社会的基本规范将会消失，“一物一价”的原则难以成立。如卖一万元的商品，在同一时间内，在不同的地点可能只以5千元出售；某企业以一百万元的价格购买某种技术，而另一家企业却要以一千万元的价格购买；某式样设计事务所对两种产品式样所花费的成本尽管相同，但一种式样以10万元价格出售，另一种式样则按2万元价格出售。就是说，知识经济时代产品的附加值（技术与文化知识含量）同生产费用没有直接联系，产品的价格主要是根据买主和卖主的“主观判断”、“主观认识”或“主观价值”、“价值判断”决定的。这类主观价值包括：对其它同类产品价格的了解，时尚影响，社会传统观念，个人偏好，广告或社会宣传工具的评价，以及评论家的评论、专家的意见，其他用户的反馈意见，个人的性格，从众心理等因素。舒适、美观、愉悦、体面、高级等主观印象，也会在商品使用价值基础上，大幅度提高某种商品的价格，使其高出生产成本和价值几十倍、成百上千倍，甚至同成本没有必然联系，无法用数量进行计算。努力把带有寄生性的客观价值转化为独立的主观价值，把技术、文化与知识含量更多地装入物质产品的“容器”中，实现经济和财富的非线性增长，将是知识经济时代生产、交换的特有规律。

2、知识产品的边际效益规律。

知识经济是市场经济高度发展的产物。知识、技术产品价值的体现（利润）及其实现的程度必然依赖于市场。新的知识、技术产品产生之时，“物以稀为贵”，可获取高额利润。从总体上看，知识、技术使用的次数越多，体现的价值就越高。但是，随着产品数量的增加，单位产品的效用会减少，而产品产量达到一定数量后，新增加的产品的物质效用便会递减。单位的使用次数获得的利润也会不断减少，直至在市场上不能获得任何利润。

与此同时，新的知识、技术产品不断创新、迅速开发出来。科技的发展越来越快，技术开发周期越来越短。

具体知识作为资源创造利润的作用将越来越容易被更高、更新的知识和技术取代。如果一家企业因发明了一项很重要的新技术而发了财，但只要其他企业发明更先进的新技术，那么这项技术很快就成为没有价值的东西。

3、收益递增规律。

在知识经济条件下及其过渡时期，知识是除资本、劳动力以外的独立生产要素，也是经济增长的内生要素。知识资源具有可重复使用、可发展、可传播、可共享的特性。企业在支付巨大的技术开发成本并取得成功后，可以在几乎不用额外投资的情况下重复利用，因此必然导致单位成本下降，收益递增。企业之间还可以通过技术转让、合营等方式共享知识，达到知识的最优化利用，保持企业的持续增长与活力。新知识和技术在物质财富价值构成中所占比重越来越大。厂商在市场激励下采取追求利润最大化的行为，又必然加大投资刺激知识积累，而知识积累又反过来刺激投资，形成收益递增的良性循环。

4、经济时间加速效应规律。

到21世纪，高速、互动、传递信息、共享知识的新一代网络构成了知识经济的基础设施。2010年前后将有10亿人使用互联网。全球范围内知识与信息的即时交流，创造出经济发展的超级速度。世界将区分出发展迅速型与发展缓慢型两种不同类型的经济。其中，发展迅速型经济由包括市场、银行、生产中心和实验室在内的日益扩大的全球网络组成，各个网点之间随时保持通信联系，不停地交流大量的、不断增加的数据、情报和知识。同时，它又是加速运转充满活力的“发财机器”，成为经济发展的源泉。其节省下来的每个单位时间都比它前一个单位时间具有更高的价值，形成一种良性反馈环，并又反过来增强经济的加速效应。时间的价值愈是增加，传统的生产要素（如原料和劳动力）的价值就愈是减少。如果一个国家不能与这种发展迅速型经济发生“耦合”，就难免在未来被抛弃。

5、知识差距决定贫国与富国的差距。

知识经济将加剧知识分配和贸易中的不平等，迫使发展中国家不得不以高昂的代价求购发达国家的知识成果。发达国家与发展中国家的差距本质上是知识的差距。

随着知识经济率先在发达国家产生，全球经济体系将进行一次新的国际分工。在这次分工中，知识经济国家将进一步摆脱物质生产的拖累，而成为向全球提供知识、技术、智能和思想的“头脑国家”，而有一部分不能迅速进入这一时代的国家，将成为利用这些知识、技术、智能和思想进行物质生产的“躯干国家”。而且曾经抑制发展中国家摆脱对发达国家依赖的“技术壁垒”，在知识经济时代也将被加强。总之，一个国家无知识的层面愈宽，其经济发展就愈落后；与此相反，一个民族的知识越丰富，其经济发展和生活水平就越高。

6、无边界经济。

知识在全球范围内即时的传播与利用，人才在全球范围内的流动和竞争，知识化产品全球性的生产与行销，等于使得当今全球经济活动的流动性加强，各国经济更加开放，世界经济一体化趋势进一步形成。

在知识经济时代，知识与经济已成为一体，很难区分什么是知识领域，什么是经济领域，两者不可分开。知识经济使工业企业和服务业之间，特别是制造与服务之间的界限变得模糊。科学、技术、生产三位一体，构成一体化立体式经济结构。科学技术转化为生产力的周期进一步缩短，科技与经济前所未有地融合为一体，科技研究完全面向生产，理论与实践的结合达到最佳点。消费者与生产者的界限将越来越模糊，生产者必须与消费者经常沟通，消费者必须参与生产过程，实现产销一体化。数字化网络的发达，促使顾客与生产者之间的中介功能淡化，以至消失。最高决策层能够同最基层的执行单位直接联系，管理层次将减少，中间组织的作用极大地减弱，并将逐渐消失。劳动智力化，要求劳动者具有丰富的知识信息及合理的知识结构，体力劳动与脑力劳动的界限将趋于消除。通过高新技术和信息化改造，传统产业将融入知识经济、知识产业，三次产业的界限将被打破，社会劳动结构将发生根本改变。

7、经济轻型化、软性化。

知识经济是主要领先无形资产投入的经济。知识、智力等无形资产的投入起决定性作用，而不是像传统工业那样要求投入大量资金、设备、原材料等有形资产。譬如，用光纤取代铜线，用数字产品取代模拟产品，使产品的附加值成倍提高，形成以知识投入带来优化的“轻型经济”或“减少原材料的经济”。在美国，其国内生产总值如果用吨位来衡量，几乎同100年前差不多，但它的实际价值却增长了20倍。如果以不变价格计算，20世纪末美国出口同样价值的产品其平均重量只及1970年的一半。

产业结构软化现象遍及所有产业部门。由于生物工程技术、遗传工程技术、海洋工程技术、电子计算机甚至包括宇航技术的发展，使农牧业朝着工厂化、离土化、智能化方向发展，大大减少了对自然界和体力劳动的依赖。据美国有关机构预测，到2000年，全世界农产品年增长量中将有5／6来自生物工程技术和其它技术措施，只有1／6来自耕地的增加。由于生产过程自动化程度迅速提高，第二产业从产品开发设计、加工制造到质量检验的整个生产过程日趋软化。大量的无人车间、无人工厂，极大地提高了劳动生产率，许多生产和经营环节从生产中分离出来，转为独立的生产部门。第三产业从以手工为主的劳动投入主导型产业，转向知识、技术含量高的产业：自动化机器体系在商业、银行业和保险业中大量应用，计算机、自动取款机代替手工操作；电子货币、网络贸易大行其道；各类信息咨询、信息处理等专业知识和技术行业应运而生，并迅速发展，成为知识经济最有代表性的产业。经济发展从以劳动、资源和设备投入为主的阶段进入到以知识和技术为主的阶段。

篇2

0 引言

旅游业是现代服务业的重要组成部分加快旅游业改革发展，是适应人民群众消费升级和产业结构调整的必然要求，对于扩大就业增加收入，推动中西部发展和贫困地区脱贫致富，促进经济平稳增长和生态环境改善意义重大。近年来，旅游经济差异的研究日渐增多，在空间上涵盖了从全国到各省、市、区等不同尺度范围的研究（汪德根，陈田，2011；陆林，余凤龙，2005）；研究方法上，多数研究者主要依据区域发展相关理论，运用泰尔指数变异系数以及标准差等方法来分析地带间旅游经济差异（何瑛，唐湘玲，2011；程进，陆林，2010；孙盼盼，戴学锋，2014）；随着学科的不断发展，空间自相关理论在旅游经济差异的研究应用中也日趋成熟（姜海宁，等，2009；宋慧林，马运来，2010；余凤龙，等，2013）；另外一些研究者还尝试使用探索性空间数据分析（ESDA）技术研究景区交通可达性旅游者空间分异等微观问题（张燕，等，2010；潘竟虎，从忆波，2012）。总的来看，研究成果多集中在东部发达地区和高等级旅游景区，旅游经济及空间分异指标的选择及赋值主观性较大，分异因子的提取和分异规律的概括大都是实证性的，缺少不同层次旅游经济行为差异的比较研究（陈晓，等，2009；李如友，黄常州，2014；王洪桥，等，2014）；空间自相关分析关注全国层面的宏观现象（李红波，等，2013；方叶林，等，2012），少有省区内部特别是更小尺度上的规律研究（龚箭，等，2014）。随着大城市旅游进入新常态，县（市）旅游正在以超常态的步伐赶超，县（市）旅游经济的发展已经成为推动中国经济转型的新空间和新动力。本文以新疆各县（市）旅游经济发展为研究对象，结合新疆旅游经济普查数据，用地理信息技术手段分析新疆旅游经济发展空间差异，综合应用空间自相关分析及SPSS17.0相关性分析方法研究空间差异的影响因子，以期探索新疆旅游经济发展空间分异的客观规律及形成机制，为丝绸之路经济带核心区――新疆旅游经济均衡协调发展提供理论支持

1 研究方法和数据来源

1.1 研究方法

探索性空间数据分析（ESDA）是一系列空间数据分析方法和技术的集合，以空间关联测度为核心，通过对事物或现象空间分布格局的描述与可视化，发现空间集聚和空间异常，揭示研究对象之间的空间相互作用机制（蒲英霞，等，2005）。ESDA有效弥补了传统区域差异分析在“空间依赖性”解决方案中的不足，从全局和局部自相关角度有效解决了与地理位置相关的数据或行为的空间属性或空间关联，为分析空间异质性关联性及其分异规律提供了有效途径。

（1）全局空间自相关

全局空间自相关分析用于分析区域总体的空间关联和空间差异程度，常用全局Moran指数（Global Moran，s I）表达（徐建华，2006）：（1）

Wij为空间权重矩阵，空间相邻为1，不相邻为O，E（G*i）和Var，（G*i）分别为G*i的数学期望和变异数。如果Z（G*i）为正且显著，表明位置i周围的值相对较高（高于均值），属于高值空值集聚（热点区）；反之，如果Z（G*i）为负且显著，则表明位置；周围的值相对较低（低于均值），属于低值空间集聚（冷点区）。

（4）相关性分析

本文选用偏相关分析方法对变量进行控制，通过相关性分析得到影响新疆旅游经济空间分异的主要因素，并以此探讨其形成机制。

1.2 研究数据来源

首先以新疆85个县（市）（见表1）为研究单元，并选择旅游总收入作为统计分析样本数据其次，基于新疆旅游资源独特但旅游经济落后这一现实，充分考虑新疆MODS（山地-绿洲-荒漠系统）的空间结构对旅游经济的基础性影响，选择影响空间分异的三大关键因素――经济发展资源禀赋及交通设施，关注指标体系的空间关联和指标赋值的功能匹配，在影响因素及机制分析中选取与新疆旅游经济发展密切相关的社会经济，旅游资源，交通网络和旅游基础设施等四大类13个具体指标（汪德根，等，2011；方叶林，等，2013；张广海，等，2013）（见表2）。鉴于数据的可获得性及新特的交通区位，选取以下指标进行分析。原始数据来自各县（市）2013年统计公报和各地州统计年鉴，其它数据来源于2013年新疆旅游资源普查数据，图层数据来自于国家地理信息网1；4000000图集，通过GIS软件录入属性数据得到。

2 实证结果及分析

将已录入属性数据的shp图层导入Geoda软件中，基于最临近距离规则创建空间权重wij，得出全局Moran's I指数为0.3220，Moran's I的正态统计量Z值大于0.05置信水平的临界值（1.96），通过显著性检验（见表3）。

由以上得分可知，Z值>1.96，可以拒绝零假设，表明新疆旅游经济空间分异呈显著的正的空间自相关特征，即各县（市）的旅游经济发展水平不是随机分布，而是具有较明显的空间依赖性。

全局空间自相关指数Moran's I主要通过比较临近空间位置观察值的相似程度来测量全局空间自相关属性和程度。因其充分考虑了样本量，观察值及空间权重而能很好地反映某种属性在整个区域宏观分异特征；而局部空间自相关是在全局自相关时进一步探讨属性是否存在空间异质性，并确定其异常值位置，寻找二者在空间分布上的相似性和差异性。一般采用Moran散点图和局部空间关联指标（LISA）分别表征全局和局部空间自相关关系。基于各县（市）旅游总收入数据，利用GeoDa095i软件得到新疆85个县（市）旅游经济总收入的Moran散点图（见图1），结果分析如下

2.1 整体上表现为空间集聚性强，两极分化明显的特征

新疆旅游经济发展表现为水平较高或较低的地区周围也聚集或跟随着经济水平较高或较低的地区，旅游经济空间分异具有典型的正空间自相关性，且空间差异较大如图1所示，分布在第一象限的空间样本占21.7%，落在二三象限的样本占73.5%，表明新疆旅游经济发展具有明显的空间集聚和极化特征，但整体水平普遍较低且空间依赖性较强。

2.2 局部上符合距离衰减和空间近邻效应

由于Moran散点图没有给出显著性水平的指标，因此有必要计算LISA来进一步探究空间分析的结果，LISA是用来衡量观测单元属性和其周边单元的相近或相异程度的指标。利用GeoDa095i软件计算得到每个单元的局部Moran's I值及与之对应的显著性水平，将显著性水平高的县（市）提取出来，可以直观得到新疆旅游经济发展水平高低值集聚的县（市）（见表4）。

新疆旅游经济局部集聚形成了稳定的高低值区双向极化空间格局，旅游经济发展水平以高值区核心城市为中心沿交通网络向周边地区递减处于HH区或者LL区的县（市）旅游经济发展空间分异较小，其局部Moran指数为正且显著，占新疆县（市）总数的30.6%，而这两个片区相比较，旅游经济差异很大，这两个地区的差异水平几乎代表了南北疆旅游经济发展的差异，集聚状态形成双向极化。

HH区域内县（市）自身和周边地区旅游经济发展水平均较高，主要位于“乌-昌”经济圈范围内，该类地区旅游经济发展水平远远高于周边地区，并且此类地区之间旅游经济的关联性强，旅游经济的空间溢出效应明显，有利于相邻的旅游经济发展水平较高的县（市）之间开展多方面合作，从而实现要素流动旅游客流量共享；而昌吉回族州县（市）处于LH区，由于逐渐远离经济核心区，旅游经济发展缓慢，旅游产业链功能不全导致一直处于落后区；处于LL区的县（市）基本分布在克孜勒苏柯尔克孜自治州、和田大部分地区以及喀什地区部分县（市），这些县（市）大多自然环境恶劣，社会经济发展落后，但有着良好的人文旅游资源；由于南北疆距离较远造成这些偏远区域旅游经济发展长期滞后，旅游资源得不到有效利用。

2.3 冷热点分布集中而稳定，但冷点及相关区域占比较高

如图2，新疆旅游经济热点区为Z（G*i）为正且显著的县（市），这些县（市）基本处于北疆中心区域，以乌鲁木齐市昌吉回族自治州为核心，阿勒泰地区吐鲁番地区等为延伸，但热点区仅占新疆总面积的26.5%，冷点及相关区域所占比重较大；旅游经济冷点区集中在阿克苏地区、克孜勒苏柯尔克孜自治州、喀什地区以及和田地区。南疆地区交界闭塞，少数民族集中，通达性差，是新疆旅游经济冷点区的核心。

2.4 影响因素及形成机理分析

根据新疆旅游经济空间分异较大，两极分化较强，旅游经济空间发展失衡的特点，选取社会经济、旅游资源、交通网络和旅游基础设施等四大类：旅游人次、人均GDP、城镇居民人均可支配收入，旅行社个数等131个具体指标，用SPSS17.0主成分分析及相关分析方法，深入研究影响旅游经济空间分异规律的形成机制。其中旅游资源优势度指标原始数据来自韩春鲜（2009）的研究成果，鉴于旅游资源与旅游经济关系密切，同时新疆旅游资源类型随时间变化较小，旅游资源优势度在一定程度上可以代表一个地区的旅游资源概况，故作此分析本文其余数据来自《新疆统计年鉴》及经济普查数据，计算结果如表5，可分析得：

（1）交通可达性及旅游基础设施数量对新疆旅游经济发展起决定性作用

由于相关度越接近于1，二者的关联性越强，本文界定相关度大于0.5的指标为一级指标，小于0.5的指标为次级指标，由分析结果知，旅行社个数星级宾馆个数以及住宿和餐饮从业人员数与旅游经济发展的相关度较高，旅客周转量与旅游经济发展的相关度也接近于1呈高度相关，远高于人均CDP等次级相关指标，可见旅游基础设施尤其旅游交通与旅行社数量对新疆旅游经济发展起决定性作用。对此，我们应用标准差椭圆来对旅游交通旅游景点（含旅行社星级宾馆）这两类主要因素与旅游经济格局的形成做具体分析（见表6）。利用Arcgis10.1中椭圆分析功能可统计出全疆旅游景点的中心位于和静县（85.217809，43.328755），长半轴为6.84km，短半轴为2.72km，旅游景点椭圆面积约占全疆面积的34.7%，相对全疆空间分异系数较大，说明旅游景点存在着明显的空间分异；其次旅游景点分布成“东北-西南”的分布格局，方位角是68°，与旅游总收入分异趋势相似，因此是影响旅游总收入出现极化现象的主要原因。铁路线路呈“西南-东北”方向分布；与公路相比，铁路椭圆面积较小，分布集聚且主要集中在旅游热点区，可以看出，铁路对旅游经济影响效应要高于公路。

（2）旅游资源优势度对旅游实现更加重要

A级旅游景区的数量少，对旅游经济造成影响不显著，游客更加注重旅游资源的优势度，在注重休闲与体验的旅游时代，旅游资源的丰富度与品味度占据了更重要的位置新疆旅游资源丰富，品位度高，与中国东部和中部地区互补性强，有极强的吸引力，但总体上还基本处于“一流资源，二流交通三流开发”的状态，有许多具有开发潜力的资源还未得到合理开发，需要加强新疆A级精品景区建设，将旅游资源优势转化为经济优势。

（3）交通区位对新疆旅游经济空间分异起着基础性作用

由图3可以发现，新疆省道和国道空间分异系数较大。南疆地区交通闭塞，铁路及公路数量少等级低，交通网络连通性差。覆盖度低。良好的交通区位使得新疆旅游经济热点区集聚于北疆，形成了以乌鲁木齐市为中心，昌吉回族自治州和吐鲁番地区阿勒泰地区为延伸区的旅游热点区域，呈以热点区核心城市为中心沿交通网络向周边地区递减的格局，交通区位是旅游经济发展的重要影响因素。

篇3

在我们所掌握的文献中，Maareky等人研究了制造业劳动份额演进与经济发展的关系，基于跨国数据的回归发现，制造业劳动份额与人均收入之间存在确定的U型关系，即随着人均收入提高，制造业劳动份额将经历先下降后上升的U型变化过程Maareky P.， “Labor share， Informal sector and Development，” Mpra Paper， 2012.Maarek P.， Orgiazzi E.， “Development and the labor share，” Thema Working Papers， 2016.。李稻葵等人讨论了总劳动份额随经济发展演进的一般规律李稻葵等：《GDP中劳动份额演变的U型规律》，载《经济研究》2009年第1期，第70-82页。龚刚、杨光：《论工资性收入占国民收入比例的演变》，载《管理世界》2010年第5期，第45-55页。。运用跨国数据进行实证检验发现，经济发展与总劳动份额之间存在稳定的U型关系，转折点大约在人均GDP6000 美元（2000 年购买力平价，以下同）。上述文献尽管为相关领域的研究提供了新视角，但在理论与实证方面仍存在问题。一方面，这些研究通常假定了农村劳动力全部转移到工业，并且转移劳动力的工资远低于其边际贡献，其理论基础是古典二元经济理论，存着严重缺陷Harris J. R. & Todaro M. P.， “Migration， Unemployment & Development： A Two-Sector Analysis，” American Economic Review， Vol.60，No.1，1970， pp.126-42.Jorgenson D.， “Surplus Agricultural Labour and the Development of a Dual Economy，” Oxford Economic Papers， Vol.19，NO.3， 1967， pp.288-312.。另一 方面，这些研究尽管发现了劳动份额与经济发展之间的U型关系，但U型演进路径特别是拐点位置会受到哪些因素影响，并没有进行实证分析。

本文力图从理论和实证两个方面深化对经济发展与初次分配关系的认识。在理论上，本文将摒弃转移劳动力工资低于其边际贡献的假定，基于增长与结构转型领域的最新研究成果，通过构建一个两个产业三个部门结构转型模型，将农业技术进步、自雇者等因素纳入，分析经济发展过程中劳动份额演进的一般规律和内在机理。在实证方面，我们建立了一个包含52个经济体1970―2010年间的跨国面板数据，在对自雇者收入进行合理调整的基础上进行实证检验，数据很好验证了理论分析的主要结论。基于中国数据的比较分析发现，我国劳动份额正处于U型曲线由下降转为上升的过渡阶段，不断提升农业生产率将有助于拐点的尽早到来。

本文以下的结构安排是，第二节是理论分析；第三节是跨国数据的实证检验和中国数据的比较分析；最后是结论与政策建议。

二、 理论分析

经济发展通常表现为第一产业比重不断下降和第二产业、第三产业比重上升的产业结构变迁过程。长期以来，围绕结构变迁的动因及路径，经济学家进行了大量的研究。古典二元经济理论认为，农业存在着大量劳动边际生产率为零的剩余劳动力，工业可以以由习惯和制度所决定的生存工资获得无弹性农村剩余劳动力供给，因而农村剩余劳动力的大规模转移将推动产业结构迅速变迁Lewis W.， “Economic Development with Unlimited Supplies of Labour，” Manchester School， Vol.22，No.2， 1954， pp.139-191.。新古典二元经济理论并不同意农业劳动边际生产率为零的观点，认为农业产出的变化将引起人口数量的相应变化，推动二元结构持续转变的根本原因是农业剩余的出现。在最近的文献中，越来越多的研究认为，结构变迁是诸如异质性偏好等需求端因素与部门间生产率差异等供给端因素共同作用的结果，农业技术进步是工业化的重要前提，而工业与服务业生产率水平高低决定着工业化程度Ngai R. & Pissariadies C.， “Structural change in a multi-sector model of growth，” American Economic Review， Vol.97，NO.1， 2007， pp.429-443.Foellmi R. & Zweimüller J.， “Structural change， Engel's consumption cycles and Kaldor's facts of economic growth，” Journal of Monetary Economics， Vol.55，NO.7， 2008， pp.1317-1328.。

在本节中，我们将基于增长与结构转型的最新研究成果，通过一个简单的两个产业三个部门经济模型来分析经济发展过程中初次分配格局的变迁路径。借鉴Hansen & PrescottHansen G. & Prescott E.， “From Malthus to Solow，” American Economic Review， VOl.92，No.4， 2002， pp.1205-1217.和Gollin et. alGollin D. et. al.， “The Role of Agriculture in Development，” American Economic Review， Vol.92，No.2， 2002， pp.160-164.研究的主要思路，我们的模型包含了两个产业：生产农产品的农业和生产工业品的工业。但与他们不同的是，我们的模型除生产农产品的农业部门、生产工业品的企业外，还包括了自雇者，它与企业一样供给工业品。将自雇者引入结构转型分析框架的原因有两个：第一，研究发现从农村迁移到城市的劳动力除进入正式部门就业外，大量不取得雇员工资而为自己工作的劳动者，即所谓的自雇者Yamada G.， “Urban informal employment and self-employment in developing countries： theory and evidence，” Economic Development and Cultural Change， Vol.44，No.2， 1996， pp.289-314.关于自雇者与雇员较为详细的界定参见联合国统计署：《国民收入核算体系2008》，北京：中国统计出版社，2012年。。根据Gindling & Newhouse的估计，大多数低收入经济体的非农自雇者数量多于雇员Gindling T. & Newhouse D.， “Self-Employment in the Developing World，” World Development， Vol.56，No.3， 2014， pp.313-331.。M一步研究则发现，自雇者比重会随着经济发展而逐渐下降Pietrobelli C. et. al.， “An empirical study of the determinants of self-employment in developing countries，” Journal of International Development， Vol.16，No.6， 2004， pp.803-820.。第二，发展中国家总劳动报酬中，自雇者收入占据较大比重，特别是人均收入较低的经济体，自雇者收入往往会超过雇员报酬占GDP比重Gollin，D.，“Getting Income Shares Right”，Journal of Political Economy，Vol.110，No.2，2001，pp.458-474.。

假定三个部门的生产函数分别为：

Ya，t=A（1+γT）tLa，t，if t

A（1+γM）tLa，t，if t≥tn（1）

Yms，t=A（1+γT）tLms，t， if w-c

A（1+γM）tLms，t，if w-c≥F2（2）

Ymf，t=A（1+θM）tKt，if wt=

A（1+θM）tLαmf，tK1-αt，if wt≠（3）

式中，Ya，t、Yms，t、Ymf，t分别是农业、自雇者和企业的产出；La，t、Lms，t、Lmf，t分别是农业、自雇者和企业所使用的劳动；Kt为企业的资本存量；A为全要素生产率系数。我们假定，农业与自雇者只使用劳动进行生产，其生产技术有两种：现代技术和传统技术，其外生技术进步速度分别为γM和γT为便于分析，模型假定农业与自雇者技术进步速度相同，放松这一假定并不影响理论分析的主要结论。，满足γM>γT且传统技术进步速度相当缓慢，在短期为零。企业除使用劳动外还使用资本，外生技术进步速度为θM，满足θM>γT。

我们假定，农业在某个时刻tn之前一直使用传统技术进行生产，自雇者在企业出现之前也一直采用传统技术生产。由于自雇者采纳现代技术需要启动资金，而在经济发展早期，自雇者通常无法从金融市场获得融资，所以我们假定只有其收入w减去消费c后的剩余高于F2时，自雇者才有可能使用现代技术Blanchflower D. et. al.， “Latent entrepreneurship across nations，” European Economic Review， Vol.45，No.4-6， 2001， pp.680-691.后面我们将放松这一假定进行讨论。。由于规模经济以及生产外部性等原因，工业需要大量投资推进Murphy K. et. al.， “Industrialization and Big Push，” Journal of Political Economy， Vol.97，No.5， 1989， pp.1003-26.Azariadis C. & Drazen A.， “Threshold externalities in economic development，” Quarterly Journal of Economics， Vol.105，No.2， 1990， pp.501-26.，所以我们还假定，企业的出现需要付出一个固定成本F1。对于企业来说，如果随着资本积累其劳动的边际产出即工资w保持不变，其生产函数为AK生产函数；反之，为通常的Cobb-Douglas生产函数。

与Hansen & Prescott和Gollin et. al一样，我们假定无限寿命经济代表性当事人具有式（4）所示的Stone-Geary效用函数，at为农产品；mt为工业品。代表性当事人每一时期提供一个单位劳动并消费上述两种商品。为分析方便，我们假定经济没有人口增长，所以总劳动力可以标准化为1。

U（mt，at）=log（Mt）+if at≥

atif at

式（4）所示Stone-Geary效用函数在增长与结构转型模型中被广泛运用，其理论基础是“恩格尔法则”，即食品消费支出会随收入的提高而不断下降。由式（4），在任意时刻，由于代表性当事人生存需要，在基本农产品需求被满足之前，工业品消费为零。而当基本农产品消费被满足后，只有工业品消费才能增加其总效用。这一效用函数从需求端出发很好地解释了产业结构由第一产业向第二产业和第三产业变迁的动因；另一方面也揭示了农业剩余对于结构转型的重要性。

根据效用函数的性质，在农业没有出现剩余之前，使用传统生产技术的农业吸纳了全部劳动力。当Ya，t ≥且经济剩余小于F1时，农业的劳动力向城市转移并成为使用传统技术生产工业品的自雇者。我们将这一阶段定义为结构转型的第一阶段由于农业传统技术的技术进步十分缓慢，所以这是一个相当长的阶段。。在这一阶段，农业与工业（自雇者）的劳动力配置以及社会均衡工资率水平wt分别用式（5）、式（6）和式（7）表示。由于这一阶段的生产并没有使用资本，所以劳动份额固定为1。

La，t=A（1+γT）t，if Ya，t>（5）

Lms，t=1-La，t（6）

wt=A（1+γT）t（7）

当农业与自雇者经济剩余缓慢增加并能承担固定成本F1时，企业开始出现传统技术的技术进步尽管相当缓慢，但长期来看，仍会有经济剩余和人均收入缓慢增长。。在企业出现之后，我们假定在某个时刻之前，农业仍采用传统技术进行生产。我们将这一阶段定义为结构转型的第二阶段各国的发展实践表明，只有经济发展到一定阶段后，工业才能反哺农业并推动农业技术进步。。在这一阶段，企I的出现会产生大量劳动力需求。由于企业使用资本和现代技术，所以它比自雇者具有更高的劳动生产率。当企业生产的工业品能够完全替代自雇者所生产的工业品时，自雇者将破产，企业将获得来自自雇者的全部劳动力供给各国的经济史表明，工业化初期可以观察到大量手工业生产者破产。。由于这一阶段农业仍使用传统技术进行生产，其生产率在短期可以视为不变，所以企业只能以固定工资wt==A获得雇佣劳动。理解这一点很简单。如果企业提供的工资高于，将诱使农业部门的劳动力转移到城市，农产品供给因此而下降；而由于基本农产品需求的存在，农产品供给下降势必会导致农产品相对价格上升，这反过来又诱使城市劳动力向农村回流，所以在农业引入现代生产技术之前，社会均衡工资率将保持不变。

给定工资率水平不变，企业的生产函数为式（4）所定义的AK型生产函数，任意t时刻经济的总劳动份额LSt由下式决定：

LSt=A+Lms，tA（1+θT）t+A（1+θM）tKt（8）

与结构转型的第一阶段相比，由于工资率并没有发生明显变化，所以式（8）分子表示的第二阶段总劳动报酬等于第一阶段。而企业的劳动生产率又远高于自雇者，所以分母中企业的产出将随着资本积累而不断扩大。因此，劳动份额在这一阶段将随经济发展而持续下降。当自雇者全部转变为雇员时，企业总产出中劳动份额的变化仍需要进一步检验。 深入展规划中总劳动份额将下降至极值：

LSt=A+A（1+θM）tKt（9）

由式（8），在结构转型的第二阶段，尽管劳动份额下降是总体趋势，但其下降幅度和下降速度会受到一系列因素影响。第一，自雇者与企业生产的工业品替代程度。替代程度越高，自雇者数量越少，劳动份额的低点越低。第二，生产技术。A越高，劳动份额低点越高。第三，企业技术进步速度。θM越大，企业资本积累速度越快，劳动份额的下降会越快。第四，财富的初始分布。根据Banerjee & Newman的研究，财富的初始分布对个体在雇员与自雇者之间的职业选择有着重要影响Banerjee A.& Newman A.，“Occupational Choice and the Process of Development”，Discussion Papers，1990.。由于自雇者比企I具有更高的劳动份额，所以如果有更多自雇者能够承担使用现代技术的固定成本，劳动份额的下降速度将会变慢，劳动份额的低点也会提高。

当农业引入现代技术后，结构转型将进入第三阶段。在这一阶段，社会均衡工资率因农业引入了现代技术而不断提高：

wt=A（1+γM）t（10）

由于工资不再固定不变，企业生产函数由AK型转变为Cobb-Douglas型。不考虑自雇者影响，此时经济的总劳动份额为：

LSt=A（1+γM）t+A（1+θM）tLαmf，tK1-αt（11）

相比式（9），由于式（11）分子所表示的总劳动报酬不断上升，而Cobb-Douglas生产函数具有生产要素边际产出递减的性质，所以第三阶段的劳动份额随资本积累将由第二阶段的下降转为上升。在这一阶段，农业技术进步将驱使劳动力不断地从农业转移到工业，农业生产所使用的劳动力数量会逐步减少并接近于零。与此同时，工业的扩张也使得农业占总产出的比重不断下降并接近于零，所以整个经济生产函数最终可以用单部门Cobb-Douglas生产函数来刻画。由于Cobb-Douglas生产函数要素分配份额不变，所以总劳动份额最终会收敛到α并恒定卡尔多曾经归纳发达国家经济增长的六个程式化事实，要素相对分配份额保持不变是其中之一。参见： Kaldor N.，“Capital Accumulation and Economic Growth，” The Theory of Capital， Palgrave Macmillan UK， 1961.。与第二阶段一样，自雇者与企业生产的工业品替代程度、传统技术的生产率和及企业的技术进步速度等，均会对劳动份额的上升速度以及收敛值产生影响。

综上所述，我们的模型揭示了劳动份额随经济发展所呈现的U型变化规律，但与已有研究相比，我们的模型有三个本质区别：第一，工资率固定不变并不依赖于工资低于其边际贡献这一假定。第二，第二阶段劳动力转移以自雇者而不是农村劳动力向企业转移为主。第三，拐点的出现并不依赖于剩余劳动力是否消失，而是取决于农业生产率是否持续提升。理论上讲，解释劳动份额U型变化的关键，在于解释总劳动报酬慢于总产出增长所导致的劳动份额下降，以及总劳动报酬快于总产出增长所导致的劳动份额上升机理。已有研究用工业部门工资长期低于劳动边际产出来解释劳动份额下降原因，而在解释劳动份额上升时，又假定了工业部门劳动边际产出是下降的，这显然不符合经济理论与经济发展的相关事实。因为劳动边际产出远低于工资并不符合企业利润最大化要求，同时数据显示，发展中经济体人均资本存量随人均收入增长而不断提高是一种共同趋势，所以除非全要素生产率出现倒退，劳动边际产出下降与人均资本上升并不能并存。而我们在解释劳动份额U型变化机理时，将工资率固定不变归因于农业生产率长期停滞而导致的社会均衡工资率水平被“钉死”，同时将自雇者因素引入，说明总劳动报酬不变情况下总产出的扩张机理，这与经验研究所发现的经济发展过程中自雇者比重的变化模式是一致的。在解释劳动份额由下降转为上升机理时，并不要求企业劳动边际产出下降，更符合经济理论与经济发展的事实。

三、 实证分析

由于众所周知的劳动份额度量问题，使用跨国数据检验劳动份额与经济发展的关系难度很大。在已有研究中，李稻葵等人用农业增加值占GDP比重代替自雇者收入对初始劳动份额进行调整，方法过于简单。对于低收入经济体，由于非农自雇者数量高于雇员数量，这种调整方法会导致劳动份额被严重低估。Maarek等人用制造业劳动份额而不是总劳动份额检验经济发展与劳动份额之间的关系，尽管减轻了度量问题对实证分析结果的影响，但其结论能否扩展到整个经济，仍需要进一步讨论。在本节中，我们将运用新的数据实证分析劳动份额变化与经济发展的关系，基于理论与实证分析结果，我们还将对中国劳动份额未来变化趋势进行简单的分析和判断，以期提出合理的政策建议。

（一）计量模型

根据上节的理论分析，经济发展中劳动份额U型动态演进的拐点取决于农业引入现代技术的时间；同时，自雇者收入比重及其演进也会对总劳动份额水平和变化拐点构成影响。限于数据原因，农业引入现代技术的时间难以直接刻画，因而我们用第一产业比重来间接衡量。按照上节的理论分析，农业引入新技术的时间越早，劳动份额拐点的出现就越早。因此，当控制第一产业份额后，我们预期拐点出现的时期将会被推迟。因此，我们设定了以下的计量方程：

LSi，t=α0+α1pppi，t+α2ppp2i，t+α3asi，t+α4ssi，t+βi，t+εi，t（12）

式（12）中，LSi，t为经济体i在t时刻的劳动份额；pppi，t为人均GDP；ppp2i，t为人均GDP平方；asi，t为第一产业份额；ssi，t为非农自雇者收入占GDP比重；i，t为一组控制变量；α0为常数项；εi，t为残差。

（二）数据

Gollin提供了三种调整初始劳动份额的方法，其中第一种调整方法用雇员收入占GDP比重加上自雇者收入占GDP比重来调整劳动份额Gollin，D.，“Getting Income Shares Right”，Journal of Political Economy，Vol.110，No.2，2001，pp.458-474.。这种调整方法在劳动报酬的界定上与我国国家统计局对劳动者报酬的界定最为接近。考虑到数据可得性以及与中国数据的可比性，我们采用了Gollin方法1来调整初始劳动份额。

根据联合国国民账户体系（SNA），自雇者收入在SNA1968账户体系中被统计在私人与非法人企业的营业盈余账户，在SNA1993和SNA2008账户体系中则被统计在混合收入账户，联合国相关年份的《民核算统计：主表与详表》提供了部分国家私人与非法人企业营业盈余和混合收入数据。从这一数据来源中，我们根据Gollin方法1对初始劳动份额进行了调整，在此基础上构造了一个包括52个国家和地区1970―2010年期间总劳动份额面板数据集。在我们的数据集中，所选取的国家和地区的数据至少在8年，既包括了发达国家，也包括了发展中国家，其中发展中国家的比重超过了一半。除劳动份额外，其他数据来源分别是：第一产业份额根据联合国数据库计算；非农自雇者收入占GDP比重为自雇者收入占GDP比重减去第一产业份额；人均GDP数据取自PWT8.1，为2005年不变购买力平价数据；回归中所使用的控制变量为投资率、进出口总额占GDP比重，也取自PWT8.1。

表1给出了数据集不同发展阶段雇员报酬占GDP比重和劳动份额的均值。其中，劳动份额1根据李稻葵等人提供的方法计算，劳动份额2根据Gollin方法1计算。可以看出，经过调整后的劳动份额1和劳动份额2均随经济发展呈现先下降后上升的U型动态变化特征。特别是劳动份额2，其U型特征较劳动份额1更为明显。相比劳动份额2，按照李稻葵等人方法计算的劳动份额1明显低估了总劳动份额，并且低于6000国际元和高于16000国际元阶段的低估更为严重正如我们理论分析所表明的，经济发展第三阶段会存在一定数量使用现代技术的自雇者，所以李R葵等人的调整方法也会低估高收入经济体总劳动份额。。

表1数据集不同发展阶段劳动份额均值

人均GDP雇员报酬/GDP劳动份额1劳动份额20―60000.3050.5010.5966001―160000.3960.4680.520>160000.5070.5330.602资料来源：作者计算，其中劳动份额1根据李稻葵等人的方法计算，劳动份额2根据Gollin方法1计算

（三）估计结果

考虑到各个经济体社会经济技术环境的固有差异，我们使用了固定效应面板模型。由于劳动份额数据集中部分国家有年份缺失，所以参照李稻葵等人对样本数进行了加权处理。表2报告了跨国数据的回归结果，其中人均GDP的单位为千元。回归结果表明，劳动份额与人均GDP之间存在着显著的U型关系，在控制了第一产业份额、非农自雇者收入占GDP比重以及投资率、进出口总额占GDP比重后，U型关系仍然稳健。

回归①是人均GDP及其平方项对劳动份额的回归结果。我们看到，系数估计结果均在1%水平下显著，人均GDP的系数为负，其平方项为正，显示出人均GDP与劳动份额之间存在U型关系。根据系数估计结果推算，其拐点大约在6728国际元左右。按照2000年不变价换算，回归①所估计出的拐点大约为5850国际元，与李稻葵等人所估计的6000美元的拐点位置非常接近。回归②报告了控制第一产业份额的回归结果。我们看到，系数估计结果均在1%水平下显著，但拐点位置较回归①发生了变化。根据估计的系数值推算，控制第一产业份额的劳动份额变化拐点大约在8142国际元左右，比回归①高了1400多国际元。回归③加入了非农自雇者收入占GDP比重，系数估计值同样在1%水平下显著，根据回归结果所推算的劳动份额拐点大约在6343国际元，比回归①低了近400国际元。回归④同时控制第一产业份额和非农自雇者收入占GDP比重，所估计出的劳动份额拐点大约在7952国际元左右，比回归①高了1200多国际元。与李稻葵等人的发现一样，我们发现投资率对劳动份额的影响为负，而进出口总额占GDP比重并没有显著影响，见回归⑤。上述结果表明，劳动份额随经济发展存在着先下降后上升的U型动态变化规律，但农业发展状况和自雇者收入占GDP比重会对拐点位置产生影响，并且前者比后者的影响要大得多。回归结果符合理论分析的主要结论。

从理论上讲，并不能排除人均GDP及其平方项是内生变量的可能性。比如，根据剑桥经济学派的主要思想，劳动收入者与资本收入者的消费倾向是不同的，一个较高的资本分配份额将推动投资增长，进而使收入分配越来越向资本倾斜。鉴于已有研究并没有考虑劳动份额与人均GDP之间的双向因果联系，我们使用了System GMM方法对模型④进行重新检验，结果报告在回归⑥中。过度识别检验和二阶序列相关检验表明，System GMM估计结果有效。我们发现，相比回归④，回归⑥的变化并不大，估计值仍然在1%水平下显著。因此，实证检验结果是稳健的。

（四）中国数据的比较分析

2007年，我国人均GDP接近6700国际元，2009年则超过了8000国际元。根据跨国样本的回归结果，我国劳动份额应该在2008年前后出现拐点，但根据国家统计局公布的收入法GDP数据计算，我国劳动份额在2010年之后并未出现明显的上升趋势。是中国劳动份额变化不符合U型规律，还是存在着推迟拐点出现的因素？下面，我们根据理论分析和实证分析的结论，通过与跨国数据的比较分析，从第一产业份额和非农自雇者收入占GDP比重两个指标及其变化来判断我国劳动份额的变化趋势。

我们的理论分析表明，结构转型第二阶段的劳动力转移以自雇者向企业转移为主，而拐点的真正出现取决于农业生产率是否持续提升。结构转型的上述特点，意味着在劳动份额拐点出现前，非农自雇者收入比重会因自雇者大量转变为雇员而迅速下降；拐点出现后，由于社会均衡工资率持续提升，非农自雇者收入比重的下降速度将会减缓，而由于更多自雇者采用了现代技术，其收入比重甚至可能上升。与之相对应，在劳动份额拐点出现前后，第一产业份额的变化也将呈现由快速下降转变为缓慢下降的特点。

表3给出了数据介于人均GDP4000国际元到9000国际元之间不同阶段第一产业份额的均值。由表3可以看到，在劳动份额拐点出现后，第一产业份额出现了快速下降，由6000―7000国际元区间的12.9%迅速下降到7000―8000国际元区间的8.9%，下降幅度达4个百分点。而在拐点出现前的更早阶段和拐c出现后的更晚阶段，第一产业份额下降幅度却小得多。

表4给出了2006―2009年我国第一产业份额和人均GDP数据。我们看到，2006年我国人均GDP为6155国际元，第一产业份额为11.1%；2009年人均GDP增加到8569元，但第一产业份额仍然高达10.3%，4年间仅下降了0.8个百分点，远远低表3人均收入水平类似阶段跨国样本第一产业份额均值的下降幅度。这说明，这一阶段我国农业生产率水平的提升，远远低于相同发展阶段其他国家的平均水平。就最近几年我国第一产业份额的变化来看，尽管人均GDP继续快速增长，但2005年我国第一产业份额仍然高达9%，所以从这一指标来看，劳动份额拐点出现的条件尚不完全具备。

由于我国并没有进行混合收入统计，需要独立估计出非农自雇者即个体工商户收入占GDP比重。图1给出了李琦所估计1995―2007年期间我国非农自雇者收入占GDP比重李琦：《中国劳动份额再估计》，载《统计研究》，2012年第10期。。我们看到，从1999年开始，我国非农自雇者收入占GDP比重持续快速下降，符合劳动份额拐点出现前非农自雇者收入占GDP比重的变化特征。

由于缺乏足够的数据，我们无法估计2007年之后非农自雇者收入占GDP比重，这里通过城镇个体就业人数占城镇就业人数比重的演变来间接评估这一指标的变化。图2给出了1999―2013年城镇个体就业人数占城镇就业人数比重的变化情况。由图2，我国个体就业人员占城镇就业比重从1999年开始下降，2004年起开始回升，2008年后加速回升。到2013年，我国个体就业人员占城镇就业的比重达到16.1%，较2007年提高了近6个百分点。尽管我们不能肯定当前个体工商户（非农自雇者）收入占GDP比重出现明显回升，但可以肯定的是，非农自雇者收入占GDP比重下降速度在减缓。所以从这个指标来看，劳动份额拐点出现的第二个条件已基本具备。

结论

在本文中，我们从理论和实证两个方面研究了经济发展过程中劳动份额的演变规律，力图深化对这一问题的认识。此前，很少有研究关注初级分配结构与经济发展之间的关系。本文对已有研究做出了新的拓展，揭示了经济发展与劳动份额之间U型关系的内在机理，指出了农业生产率持续提升是劳动份额实现由下降转为上升的基本前提。这一发现有助于我们理解发展中国家初次分配结构不断恶化的主要原因，对于我国优化收入分配、推进共享发展具有重要的指导意义。

从近年来劳动份额及其变化来看，当前我国正处于拐点出现前后的过渡阶段，但数据表明，农业发展的滞后阻碍了劳动份额拐点的真正出现。由于我国土地所有制性质，长期以来我国农业的规模化集约化经营难以实现，导致了农业生产率的提升较为缓慢。因此，要推动劳动份额变化拐点的尽快到来，必须给予农业以足够的重视。我们注意到，“十三五”规划提出了“推动实现多种形式的农业适度规模经营”，这比“十二五”规划所提出的“发展多种形式的适度规模经营”更进一步。如果这样的目标能够达成，劳动份额的拐点将会很快出现，推动居民收入增长和经济增长同步、劳动报酬提高和劳动生产率提高同步就会有更为坚实的基础。

参考文献：

篇4

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金融业在首都城市建设世界城市目标中处于关键地位。目前,全球性金融中心城市中有三分之二是首都城市,区域性金融中心城市中有一半是首都城市,而在国内金融中心城市中更有五分之四为首都城市,首都城市在发展中呈现出“国际金融中心化”的规律。作为现代经济的核心,金融业在首都城市建设世界城市的战略蓝图中处于关键地位。

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北京已具备建设国际金融中心城市的基本条件

世界城市的本质体现在对国际经济的影响力和控制力上,具体来说,是对国际资本和国际市场的控制、影响。北京要建设成为世界城市,必须大力发展金融业,建成国际金融中心城市。一方面,通过巨量的金融资本或资产运作,对世界经济产生重大影响;另一方面,发挥资本集聚和辐射功能,通过资金融通、资本运营实现资源在全球范围内的优化配置。

作为首都,北京是全国经济金融决策的中心,总部经济发达,拥有众多的金融机构总部和外资金融机构,聚集了大量的金融专业人才特别是国际性人才,全国有近40%的金融资金清算集中在北京。2009年,金融业实现增加值1720.9亿元,同比增长13.5%,居北京各行业之首;增加值占全市GDP的比重为14.5%,居全国首位;金融业对全市经济增长的贡献率为16.7%,在服务业中占比达19.1%,北京金融业的发展与整体经济发展相适应,为建设国际金融中心城市奠定了基础。

国际金融中心城市发展对北京的启示

国际上公认的世界城市,如伦敦、纽约等,无不具有强大的金融业作为支撑,北京要建设成为世界城市,大力发展金融业是必由之路。北京早已是中国的金融中心城市,在未来建设世界城市的进程中,关键是要发展成为具有国际影响力的金融中心城市。

从建设世界城市的高度谋划和推进北京金融业发展。世界城市的首要特征是国际金融中心城市,北京要建设成世界城市,必然要从大国首都的定位来思考和谋划长远发展,而金融业对北京建设世界城市至关重要。

面对新形势和新任务,北京在金融业发展中要牢固树立国际化意识和争创一流的理念,从更宽视角、更高层次谋划和推进具有国际影响力的金融中心城市的建设,进一步提高北京金融业的国际影响力、吸引力和竞争力,进一步提升北京金融与当地经济社会发展相互融合的广度和深度,不断提高北京金融业的创新能力和贡献能力。

充分发挥北京作为首都在建设国际金融中心城市上的“先天”优势。从首都城市在发展中存在的“国际金融中心化”规律来看,北京由于其特有的国际交往中心的地位,建设成为具有国际影响力的金融中心城市的条件比其他城市更为优越。作为首都,北京能够以其强大的经济实力和城市综合竞争力成为全国乃至东亚地区的经济中心,凭借其拥有的畅通便利的交通网络和发达的通讯系统,及时汇集、传递丰富的经济和金融信息资讯,为国际经济交往提供重要的经济与金融信息。因此,把北京建设成为新的国际金融中心城市已成为首都城市建设世界城市的客观要求和必然选择。

重点推进多元化金融功能区的建设和发展。从国际金融中心城市的发展需要有若干个相对完整的金融功能区配套发展的规律来看,北京要建设成为具有国际影响力的金融中心城市,必须加强对金融功能区金融产业发展的规划研究、统筹和综合协调,突出各功能区的特点及优势,错位发展,进一步拓展北京金融业发展新空间,丰富金融产业内涵。从长远来看,金融功能区的发展是一个长期的建设和发展过程,科学规划、合理布局对金融功能区的可持续发展具有十分重要的作用。按照北京市2008年提出的“一主一副三新四后台”的金融业建设发展布局,北京将重点推进9个功能定位互不相同的金融功能区的“差异化”发展。

努力打造良好的金融发展环境。北京要建设成为国际金融中心城市,要在“硬环境”和“软环境”方面进一步发展和完善,以吸引更多的金融机构和其共生产业、伴生产业共同集聚于此。在“硬环境”方面,要合理布局发展空间,完善交通、水电等基础设施,提供健全的产业配套环境、良好的生活服务环境和良好的生态人居环境等;在“软环境”方面,要大力推动形成开放的市场竞争、高效的政府服务、透明的产业政策、高度的人才集聚、便捷的信息应用以及和谐的社会人文等环境或条件。如在产业政策方面,可通过金融创新等政策的制订促进北京金融业的进一步发展,具体来说,可采取如下措施:鼓励金融工具创新,如加强信用卡、电话银行、网络银行和自助银行等相关金融业工具的创新;鼓励金融业务创新,如创新实践代收代付、保险和政策性银行业务;鼓励金融制度创新,如试行金融混业经营、成立金融控股公司和发展小额贷款公司。