我国小麦种植面积对价格_成本的反映分析

我国小麦种植面积对价格_成本的反映分析 文章编号,1008- 7133(2010)04- 0106-0 5 我国小麦种植面积对价、格成本的反映分析 谢凤杰,王尔大,朱阳 (大连理工大学 管理学院，辽宁 大连 116024) 摘要, 在协整检验基础上，分析了小麦价格、单位面积成本与种植面积的长期关系。结果表明前期单位面积 成本和前期价格与小麦种植面积间存在长期均衡关系，小麦种植面积受前期价格及前期成本的影响，且前 。最后采用脉冲分析及方差分解来分析小麦价格及单位面积成本对种植 期价格对小麦种植面积的影响更大 。 面积的影响 关 键 词 , 供给反应;协整;脉冲分析;方差分解 中 图 分 类 号 , F 840.66 文 献 标 志 码 , A Wheat planting acreage responseto price and cost in China XIE Feng-jie， WANG Er-da， ZHU Yang (Schoolof Management，Dalian University of Technology，Dalian 116024，China) wheat Abstract:On the basis of co-integration test，this paper anlyyzes the l ong-run equilibrium relation among planting acreage，wheat price and cost per acre. The results suggethats tth is long-run relation does exis，tand t he price and cost of wheat hasviegn aifi cant influence on thepl anting acreagein the long ran，but thed irection of the influence is opposite. At the end of the pape，rimpulse analysis and variance analysis are done to illu strate the influence of price and per acre cost topl theanti ng acreage. Key words:supply respons;eco-integration;impulse analysis;variance analysis 农业是安天下、稳民心的战略产业。从长远看来，诱因改变生产活动开展了经济学分析，并提出了后来解决粮食安全问题的关键是发展国内生产，是增强国 erlove 模型。在后来关于供给反应的研究中 Nerlove 的 N 模型受到广泛的关注，许多国家的学者通过 Nerlove 内农业生产能力(十七届三中全会决定)。我国是世界 模型及在其基础上改进的模型测量了许多种作物的 上最大的小麦生产国和消费国(约各占世界生产量和 [2][3]长期以及短期供给弹性。Krishna. R通过对巴基斯 消费量的 15%)，作为我国主要的粮食作物之一，其生 坦 Punjab 邦的棉花、玉米以及小麦等农产品时间序 产的稳定性具有重要的意义。供给反应研究当价格或 列进行分析，计算出其种植面积的长期以及短期供给 者其他因素发生变化的时候，农业生产会发生怎样的 弹性William 等计算了美国 1996 年农业法案下生产 。变化。本文以小麦为例，研究小麦生产受到其价格和 者的供给反应对于价格因素以及非价格因素在农业 。生产成本怎样的影响以及这些影响将持续的时间。 生产决策方面的作用，世界银行的研究认为价格政策 [1] 现有的供给反应的研究多是建立在 Nerlove 模型对农业生产决策起着决定性的作用，Delgado 和 Mellor 基础上的。Marc Nerlove 通过假设农户生产行为对价 认为公共基础设施的投入在增加农业产出方面比价 格预期做出反应，最早对农户因农产品价格以及其他 格更有效虽说已有供给反应的研究多关注价格因 。 素，但 Askari，Cummings、McKay 等认为非价格因素在 农业供给反应中起决定性作用。 收稿日期:2010-05-10 我国专门研究农业生产反应的文献较少，主要包 作者简介:谢凤杰(1983—)，女，博士研究生; 王尔 1955—)，男，教授，博士生导师; 朱 大( 阳(1982—)，男，博士研究生. 谢凤杰等:我国小麦种植面积对价格、成本的反映分析第 4 期 107 括:王德文测定了双轨下我国农户粮食供给反应1978年价格水 平)为研究变量，分别 格和成本调整为 [5]分析;杜为长利用 Theil 提出的分配系统模型分析我 记为 P，S和C ，其中小麦价格和亩均成本分别用农产 tt t国农作物播种面积对价格变化反应，发现中国北方四 品生产价格总指数和农产品生产资料价格指数折算成 省份的农作物播种面积对价格的弹性均为正数，且商 不变价格，样本为 19852006 年间的 22 组年度数据—。 品率比较高的经济作物的播种面积对价格的反应也 [6]为了消除可能产生的异方差的影响，对各变量取对数， 比较大;李强、张林秀等利用对偶理论方法中的标准 分别得到 ln P，ln S和 ln C。小麦种植面积以及相关价 tt t化二次利润函数法对生产供给反应进行了估计;钟甫 [8]宁等测定了未来相对收益的预期对棉花播种面积决 格指数来自国家统计局农村经济调查司编制的《中国 [9]策的影响司伟等利用 Nerlove 模型和 Wickens 以及 。农村统计年鉴 2007，成本数据均来自中国发展改革 》Greenfield 分别研究了不同经济背景下中国糖料生产 委员会价格司主编的 全国农产品成本收益资料汇 《的供给反应;李锁平等以经典的蛛网理论为基础研究 编》。小麦价格数据来自《中国农业发展》。 了我国蔬菜供给对价格的反应情况 。为了对数据的平稳性有一个定性的了解上述对 国内现有对于粮食作物供给反应的研究比较少， 数时间序列的水平变量序列及一阶差分后序列的趋 影响供给的因素主要考虑了是农产品价格因素，本文 势，如图 1图 2 所示 、。将成本因素考虑进来，以小麦为例综合考虑成本以及 价格因素对小麦种植面积的影响 。11 10 9 8 7 理论基础1 6 Mark Nerlove 认为以预期价格为基础的动态模型 5 得到的均衡价格比传统的蛛网模型更稳健，并提出了 4 [4]Nerlove 模型。Nerlove 模型以农作物的种植面积作为 3 因变量，该模型假设，农户根据预期价格以及局部面 94 90 98 102 106 86 积(产出)调整对外部环境做出反应Nerlove 模型基 。时间 LNC LNS LNP 本上由 3 个方程组成，即 水平变量趋势 图 1 De 0.3 (1) St =α+αP t +αZ+u， 012tt e ee (2)P t =Pt- 1 +β(P- P - 1)， t- 1t 0.2 D P=S+γ(S- S ) ， (3)tt- 1t t- 1 D 0.1 其中:S为 t 期实际耕种面积，S为 t 期对下期耕种面 t t e 积的预期，P为 t 期实际价格，P 为 t 期对下期价格的 t t 0 D 一阶差分变量 预期，Z为 t 期影响 S的其他外生变量，β，γ 分别为价 t t 水平变量 -0.1 格预期和局部面积调整参数，u为随机扰动项。 t 将上述结构方程进行数学变换，可得下面粮食供 -0.2 90 94 98 102 106 86 给反应的简单形式为 时间D(LN)C D(LN)P D(LN)S (4) S=π+πP+ πS+πS+πZ+πZ+v， t01t- 12t- 12t- 24t5t- 1t图 2 一阶差分变量趋势 其中，π=αβγ;π=αβγ;π= (2-β-γ);π=- (1-β) ?00 11 23由图 1 可以看到，水平变量序列均显示出一定的 (1-γ);π=αγ;π=- αγ(1- β);v=γu- γ(1- β)u。 4252ttt- 1时间趋势性，而各时间序列的一阶差分序列则显示出 Z取单位面积成本。从模型整体来看，农户的种 t 一定的平稳性。 植决策是通过该作物当期成本以及前期成本和价格 进行分析以及对前期种植面积进行适当调整条件下 实证分析3 做出的。从经济意义上考虑，π表示土地投入或者产 1 实证分析的步骤如下，首先对涉及到的几个时间 品供给对价格变化的反应，应为正值;π，π则对成本 45 序列运用 ADF 检验来分析其平稳性。然后对时间序 变化的反应，应为负值。 列间的长期稳定关系模型进行检验识别验证，接着运 用格兰杰因果关系检验分析(Granger causality test)各 变量选取与样本数据说明2 变量间是否存在因果关系，最后对实证分析的结果进 在具体的实证建模分析中，本文选取年度小麦价 行经济学意义上的解释 。格、种植面积和亩均成本(变量 Z取单位面积成本)，价 t 科 技 与管 理第 12 卷 108 表 3 Johansen非约束协整关系检验结果 3.1 单位根检验 为了客观、科学地探求小麦的面积、价格、成本及 特征值 零假设(H)迹统计量 5%临界值 P值 最大特征值统计量 5%临界值 P值 0 0.64 8R=0 24.338 24.2762 0 0.0420.464 817.797 3 0.02产量间的关系，需要首先确认时间序列的平稳性本 。 0.251 3.873 412.320 9 0.733.154 211.224 8 0.76R?1 文采用扩展的 Dickey- Fuller(即 ADF)检验来检验时 R?20.13 40.719 24.129 9 0.460.719 24.129 9 0.46 间序列 ln P，ln S和 ln C的平稳性。由图 1 和图 2 不 tt t 表 3 中，R 表示协整关系的个数。在 5%的临界水 难发现，水平变量 ln P，ln S和 ln C的取值并没有表 tt t 现出平衡性时间序列计量经济分析需要样本是平稳 平下，迹统计量表明(24.34>24.28)应该拒绝没有协整 。 关系的假设，对应的接受存在一阶协整关系;最大特 的单位根过程，否则可能存在“伪回归”问题，而基于 征值统计量也是拒绝 R=0,接受 R?1,即最多存在一 VECM 的估计和 Johansen协整检验均要求系统中各 阶协整关系结论是在 5%显著性水平下，ln S，lnP， 。变量同时满足 (I p)过程(常常是 I ( 1)),故先对各变量 tt ln C间存在唯一的一阶协整关系。具体协整方程估计 的一阶差分序列进行单位根检验。这一基本判断可以 t 结果如下 通过下面的 ADF 检验统计量值获得确认，具体检验 ln S=0.22×ln P+0.90×lnS- 0.07×lnC， (5) 结果，如表 1 所示。 tt- 1t- 1t- 1 根据单位根检验结果，ln P，ln S和 ln C的水平 (0.66) (0.03)6 (0.03)2 tt t 表 1 ADF 单位根检验结果 ,3.85,,25.14,,- 2.11, 2调整的 R=0.95，log likelihood=47.86。 变量 检验形式(C，T，K)ADF检验统计量 5%临界值 D.W. AIC SBC 式(5)所列协整系数下面的圆括号内数字为渐 (N，N，1) ln(S) -0.89 -1.95 1.69 -3.82-3 .72 t (N，N，0) ?ln(S)-2.44 -1.96** 1.72 -3.87-3 .82 t 进标准误,方括号内为 t 检验值。从方程(5)及整个模 (C，N，0) ln Ct -2.24 -3.01 2.84 -2.58-2 .49 型的检验结果看，三变量模型中的协整关系是完全成 (N，N，0) ?ln C-4.89 -1.96*** 2.04 -2.62-2 .47 t (C，T，0) 立的在 96.5%的置信度下，小麦播种面积与小麦价 。ln Pt -2.91 -3.64 1.71 -1.85-1 .70 (N，N，0) 格、单位面积成本在 1985—2006 年间存在稳定的均 ?ln Pt -4.70 -2.68*** 2.05 -1.65-1 .60 衡关系从方程系数来看，当其他因素保持不变，小麦 。注:?** 和 分别代表 5%和 1%的显著性水平;?C 代表 *** 价格变化 1%引起其滞后一期的小麦种植面积同向变 截距项;T 代表趋势项;K 代表滞后阶数 。 化 0.23%;同样，其它因素不变时，单位面积成本变化 序列的 ADF 值在 5%的显著性水平上大于M ackinnon 1%，滞后一期的小麦种植面积反向变动0.07 %价格 。临界值，不能拒绝单位根假设。一阶差分后，?ln P，t 变化对种植面积的影响大于同等程度成本变动对种 ?ln S和?ln C的 ADF 值小于 5%的 Mackinnon 临界t t 植面积的影响。 值，拒绝单位根假设因此，ln P，ln S和 ln C是非平 。tt t 根据格兰杰定理，一组具有长期均衡协整关系的 稳的，服从 (I 1)过程。 变量肯定存在相应的误差修正模型，这一模型可以变 3.2 Nerlove 模型的估计与分析 量间的动态关系。依据协整模型，得出相应的误差修 由于 Johanse协整检验法对于滞后阶数的选取n 正模型为 非常敏感，所以，在进行 Johanse协整检验之前应该n ?ln S=0.07ecm+0.32×?lnS+合理确定协整检验的最优滞后阶数，而 Johanse协n 整 tt- 1t- 1 (6) 0.07×?lnP- 0.10×?ln C，t- 1t- 1 检验的最优滞后阶数比无约束 VAR 模型的最优滞后 (0.05) (0.22) 阶数小 1，如表 2 所示，Johansen协整检验的最优 滞后 (0.08)(0.11)阶数为 1 阶 。 ,3.85,,25.14,表 2 依据滞后长度标准选取协整 VAR 模型的滞后阶数 ,- 2.11,,- 2.01,AIC SC HQ VAR模型类型 滞后阶数log L LR FPE 2调整的 R=0.44，log likelihood=105.86。 ln S， 0 15.483 3 NA0.015 -8 1.314 0 -1.164 9 -1.288 8t从误差修正模型的结果看，误差修正项系数为负， ln P与 ln Ct t 1 43.339 43.983 7 9 0.000-4.141 9 0 -3.942 2 -4.107 4符合反向修正机制。滞后 1 期价格冲击对播种面积的 2 47.020 5.423 2* 0.00097* -4.4232* -4.174 6* -4.3811* 影响表现为正向影响，滞后 1 期单位面积成本对播种 3 47.066 5 0.063 3 -0.0004.322 8 8 -4.024 5 -4.272 3 面积的影响表现为负向冲击误差修正项的系数表明， 。从表 1 的平稳性检验得知 3 个时间序列均一阶 当种植面积、单位面积成本以及小麦价格的关系偏离 单整，即 ln S，n P，n C:(I 1)，变量之间可能存在长 llttt 长期均衡状态时，将会被以 - 0.07的调 整力度拉回。 期均衡关系。本文采用经典的 Johansen、Juselius 极大 3.3 格兰杰因果关系检验 在平稳性检验的基础上，似然估计法来检验 ln S，ln P与 ln C3 变量是否存在 tt t 本文对各时间序列的对 协整关系，检验结果，如表 3 所示。 谢凤杰等:我国小麦种植面积对价格、成本的反映分析第 4 期 109 数序列进行格兰杰因果关系检验。因为 Johanse协n 整 种面积短时期内快速正向变化;但在第 5 年以后这种 检验是采用 VAR 模型为工具检验自回归系数的方法， 。小麦播种面积本身的波动对后期 冲击效应逐渐减小确定其滞后阶数 p 对分析的结果有重要影响。本文采 的影响趋势是同向的，产生的影响持续区间较长。小 用 AICSC 信息准则在进行协整检验之前先对最佳滞 、 麦播种面积对 3 个变量的变动冲击中，小麦价格的作 后阶数进行确定。检验结果，如表 4 所示。在滞后 1、2 [7]用最显著、数值最大、波幅最宽，而小麦播种面积本身 阶的情况下，均拒绝ln C不是 ln S的格兰杰原因以 “”t t 及“ln P不是 ln S的格兰杰原因”的原假设，接受“ln Ct t t 作用最小，小麦单位面积成本居中。从脉冲影响的时 是 ln S的格兰杰原因，ln P是 ln S的格兰杰原因。 ”“”t t t 间上看，小麦单位面积成本对小麦播种面积变动持续 作用时间最长，小麦价格最短，播种面积本身居中。 3.5 方差分析 为了得到各变量对小麦播种面积的影格兰杰因果关系检验结果 表 4 响，首先利 原假设 滞后阶数 观测值 F 统计量 P 值 用估计 VAR 模型时所得的样本残差值对扰动项进行 ln C不是 ln S的格兰杰原因 6.140 05 0.0235** 3 1 21 t t ln S不是 ln C的格兰杰原因 t t 0.006 35 0.937 50正交标准化分解不考虑小麦播种面积本身的贡献 。ln P不是 ln S的格兰杰原因 t t 15.126 30 0.001** 07 1 21 率，小麦价格以及单位面积成本对小麦播种面积波动 ln S不是 ln P的格兰杰原因 t t 0.045 07 0.834 26ln C不是 ln S的格兰杰原因 t t 的贡献越来越大，到第三期小麦价格的贡献率就已经 2 20 4.153 20 0.040 30 **lnS不是 ln C的格兰杰原因t t 超过了 30%，到第 15 期时，小麦单位面积成本的贡献 2.050 30 0.163 20率已经超过 20%，如表 5 所示。 ln P 不是 ln S 的格兰杰原因 3.826 20 0.045** 4 02 20 t t 表 5 方差分析结果 ln S不是 ln P的格兰杰原因 0.162 9 0.851 17t t Period S.E. LNS LNP LNC 注:** 代表 5%的显著性水平，拒绝原假设。 1 0.026 461 100.00000 0.000 000 0.000000 3.4 脉冲响应分析 为了更好地刻画小麦种植面积受2 0.046721 81.44779 17.641070 0.911140 价格、成本的冲 3 0.066 719 69.28527 28.400830 2.313 899 击情况，文章应用脉冲影响分析进行进一步研究。其 10 0.175 195 45.87224 40.013690 14.114060 基本思想是分析模型中随机扰动项单位标准差冲击 42.43231 39.409780 18.157910 13 0.211 808 对各内生变量当前及未来的影响，本文选用不依赖于 39.151080 19.313640 14 0.223 211 41.53528 38.887570 20.381040 15 0.234 261 40.73140 变量次序的广义脉冲。 20 0.284 865 37.727 62 37.669 330 24.603 050 小麦播种面积对价格和投入成本变动的响应情 况，如图 3 所示。横轴表示冲击作用的滞后期间数 不考虑种植面积本身的影响，由表 5 可以看出，小 (单位:年)，列示出 22 年，纵轴分别表示小麦种植面 麦价格 ln P对小麦种植面积的影响在第 10 步达到最 t 积对各解释变量单位新息冲击的响应幅度，横轴表 大，为 40.01%，后又逐渐下降。单位面积成本 ln C对小 t 示滞后期。 麦播种面积的影响持续增大;从影响强度上来看，小麦 0.05 价格及其单位面积成本对其种植面积变化的贡献始终 0.04 大于单位面积成本的贡献。从两者贡献率的变动速度上 0.03 来看，价格的贡献率在第 4 步就达到 34.05%，第 10 步 0.02 达到最大 40.01%，说明价格在短期内就能起作用;到第0.01 20 步时，价格的贡献率较相比第 10 步有所下降，但仍 0 -0.01 达到 37.67%，说明价格对种植面积的影响不仅是短期 小麦响应幅度 -0.02 的也是长期的相比之下，小麦成本的贡献率在第 4 步 。-0.03 为 3.94%，第 10 步为 14.11%，第 20 步时达到 24.60%， -0.04 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 可以说明成本是一个在长期较缓慢发生作用变量。 滞后期间数/年 价格措施能在较短时间内起到调整小麦播种面 LNST LNPT LNCT 积的作用，这种措施见效快。而成本因素对小麦播种 小麦播种面积受价格、单位面积成本及其 图 3 面积产生影响需要的时间较长，但在相当长的时间内 自身波动的脉冲反映 成本因素将一直对小麦播种面积产生负影响。 由图 3 可以看出，价格和投入成本对播种面积均 研究结论与政策建议4 能产生较大影响:长期来看，小麦单位面积成本对小 文中仅以小麦的例对其种植面积成本以及价格 、麦播种面积产生长期负向影响，且这种影响力随时间 的长期均衡关系进行了判定与分析，对小麦的种植面 不断增大小麦销售价格的正向变动将会引起小麦播 。 科 技 与 管 理第 12 卷 110 American Journal ofAgricultural Economics，1979，61，874- 88. 积产生影响的因素还有很多，比如灌溉率、降水量等。,2, LIN W，WESTCOTTP C，SKINNER R，et al. 2000. Supplyre sponse 通过以上分析，本文得出以下结论:?小麦的前期价 under the 1996 farm act andim plications for the us field crops 格及成本对当期生产者决策具有显著的影响，即小麦 secto,r J,. Technical Bulletin，200(01888):686- 690. 生产者的决策受到前期小麦市场价格和单位面积生 ,3, MORZUCH BJ，WEAVER RD，HELMBERGERP G. Wheaat creage 产成本的影响，并根据前期价格和生产成本对其当期 supply responsunde er changng arm programs, J,. mercan ifAi生产活动做出调整;?小麦的单位面积成本在相当长 Journal of Agricultural Economics，1980，62(1):29- 37. ,4, NERLOVE 时期内对小麦种植面积产生负向影响，且这种影响作 M，ADDISON W. Statistical estimation of long-run elasticities of supply andd emand ,J,. Journal of Farm Econoimcs， 用不断增强;?小麦价格政策可以快速对其播种面积 1958，40(4):861- 880. 产生影响，这种影响在很短时间内便可见效，短期内， ,5, 杜为长，科尔曼. 中国农作物播种面积对价格变化反应的实证 价格因素可以对小麦播种面积产生较大冲击，这种作 分析,J,. 中国农村观察，1997(2): 33- 38. 用迅速增大，到第 5 年时达到最大。随着时间的推移， ,6, 李强，张林秀. 农户模型方法在实证分析中的运用:以中国加 入 WTO 后对农户的生产和消费行为影响分析为例 ,J,. 南京 价格政策冲击力增速放缓，但在相当长时间内，价格 农业大学学报:社会科学版，2007(5): 59- 62. 政策的正向效应一直存在。 ,7, 高铁梅.计量经济分析方法与建模:Eviews 应用及实例,M,.北 考虑到当前不断上升的生产成本以及一直有所 京:清华大学出版社，2006. 波动的农产品物价，本文认为，为了保障包括小麦在 ,8, 王德文. 双轨制度下中国农户粮食供给反应分析,J,. 经济研 内的粮食安全，保持农业生产成本的稳定以及并控制 究，200(12):55-65. ,9, 司伟，王秀清. 中国糖料的供给反应,J,. 中国农村观察，2006 农产品价格的大幅度波动具有重要的现实意义。 (4):2- 11. 参考文献: ,编辑:徐 状, ,1, NERLOVEM . The dynamics of supply: retrospect and pros,tp Je,c. !!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!!! (上接第 101页 ) 消费文化心理，从而让当地接受品牌为生活的一部 品牌的灵魂，是企业活力之源，只有不断创新，才能让分。充分利用文化这一资源才会使品牌长久充满生命 企业品牌具有无穷的生命力和永不枯竭的内在动力， 力。洋品牌现在面对中国市场把传统文化做足做深， 发展和壮大企业品牌，它是企业经营保护当中最为有 借用本土化策略亲近中国市场，而我国的企业大多数 效的策略。 还没意识到本土化的重要性，我国企业应尽快将传统 文化运用于产品中，并将其渗透到企业的管理、营销、 结语5 广告、宣传等等各个环节。 中国本土品牌要想成具有世界级竞争力品牌 - - 必须坚持以本土化为主、独立自主、创新的发展战略 品牌独立、自主、创新的发展战略4 才是正确道路。纵览国际知名品牌的发展路程，没有 所谓品牌的独立性是指品牌占有权的排他性、使 哪一个品牌的成功是一蹴而就，多数都要经过几十年 用权的自主性以及转让权的合理性等方面。保持 甚至上百年的努力，才取得今天的品牌成效。因此，中 品牌独立性原因是由于品牌是企业的无形资产。在市 国企业经营者也要有充足的耐心，一步一个脚印地做 场上享有较高知名度和美誉度的品牌能给企业带来 好基础性的工作，坚持品牌本土化发展战略的方向， 巨大的经济效益，而只有保持品牌独立性，才能保持 以我国强大的综合国力以及经济的飞速发展，相信我 品牌形象，使品牌不断地得以发展壮大。品牌的自主 国企业品牌的发展将会有一个更加美好的明天。 创新不只是技术创新，而是观念创新是先导、体制创 新是前提、技术创新是主线、管理创新是基础、文化创 参考文献: 新是保证这 5 个部分是一个相互依存互为条件的 。、 ,1, 赵琛.品牌学,M,.长沙:湖南美术出版社，2003:68. 有机整体。文化是价值观(也是目标)以及推动并完成 ,2, 饶德江，杨开初.企业形象塑造,M,.长沙:湖南人民出版社， 这种价值观要求的过程，它是组织的内生变量，只能 1997:25. ,,4由组织根据自身的抱负来创新。对成长中的中国企 ,3, 黄培.浅析定位与企业品牌的建立,J,.商业研究,200(51):126- 业来说，文化的自主创新意义重大，只有优秀的文化 127. 才能引导产业向优秀的方向进化，如果没有文化的自 ,4, 崔登峰，谢丽. 全球生态化趋势与中国企业品牌的战略选择 主创新，产业的创新就是奢谈，因此说，文化创新是产 ,J,.科技与管理，2006，8(1):21-23. 业发展中最为重要的、先导性的创新，创新也是企业 ,编辑:徐 状,