积极的影响

积极的影响_会展成长的逻辑：文化、创意与预警

一、积极的影响

（一）中西方不同文化对经济的影响分析

1.基督文化对美国经济的影响

发源于公元1世纪的基督教，其道德核心是爱，原则是爱神与爱人的统一。纵然其在发展过程中受到各种挑战，但其教义中诠释人们对于世界、对于社会发展的一种态度、倾向、价值观，认为人是上帝财富的托管人，应将财富增值作为天职。其精神中体现的充满信心、不惧困难、极具创新意识，不断开拓创新，为美国的企业带来源源不断的动力，使得企业在国际舞台上始终保持一个引领市场的主导位置。这种精神推动着美国企业不断创新发展，走向科技创新的道路，由此不断带动美国的科学技术水平发展，经济不断发展壮大，而在经济发展蓬勃、工商业发展迅猛、企业利润剧增的条件下，企业家的回馈意识得到提升，从而将其经济发展推向了一个可持续的循环当中。基督文化成就了美国的特色文化：创新意识、实现自我价值，推动了美国经济的发展。

2.儒家思想对中国经济的影响

儒家思想是由孔子创立，也称儒教或者儒学，在漫长的封建社会中，逐渐发展成为以的“仁”为核心的思想体系，成为中国古代的主流意识。儒家文化维护礼治，提倡德治，重视人治，强调道德感化。其道德伦理和价值观已经融入人们的思想意识，成为中国特色文化的重要基因，其对社会经济有着不可磨灭的深远影响，其重义轻利的思想也有利于维持商业道德。以道德规范约束商业行为，能更好地维护市场经济体制秩序。儒家文化的群体意识有助于使政府、企业和员工共同互助，和谐共处，维护经济组织建设、提高经济组织效率，从而创造更多的利益。儒家文化提倡的节俭精神使得中国的储蓄率普遍较高，为我国经济发展增添了动力。儒家精神对教育的重视，崇尚学习之风，推动教育事业发展，为社会发展、经济建设输送人才。儒家文化中的不耻下问的精神促进人们不断学习新的知识、理念，吸收外来文化，更好地建设社会。

3.浙江精神对经济的影响

俗话说：一方水土养一方人。在长期的社会发展中，中国广袤的大地上因不同区域间自然、经济、社会环境的差异，各地形成了各自具有地方特色区域文化和民风、民俗。下面，我们即以浙江为例，谈谈浙江文化及其形成的浙江精神^[1]对于经济发展的影响。浙江文化对浙江经济贸易有着重要的推进作用。浙江人特有的文化精神是他们不断进取的根本动力，浙江的文化产业能为浙江经济带来更大的利润。而浙江的对外经济贸易发展也同时带动着文化产业的兴盛。

在儒家文化的大文化背景下，浙江人形成了其特有的文化精神：务实、创新、勇往直前的精神，塑造了其敢为天下先的楷模，这是浙江人应对新时期、面对国际市场的精神支柱。浙江精神所激发出来的生生不息的动力，是浙江经济活力的源泉，它带动着浙江经济在世界舞台腾飞发展。

“求真务实、诚信和谐、开放图强”的精神充分体现了浙江经济、社会、文化发展的本质和精髓。民营企业是浙江经济发展的一大特色，是浙江体制优势的体现。浙江的民营经济领跑全国，在国民经济中有较高的比重，已经发展到了一定的规模，在国际贸易的大市场上也是遥遥领先。这里具有典型代表意义的有强调文化交流重视创新发展的义乌文博会、中国好莱坞之称的横店影视城等等。这些都是浙江丰厚文化底蕴的体现，成为浙江经济贸易改革浪潮中的“弄潮儿”。

（二）文化与对外经济相互关系的实证分析

1.文化对经济变量影响的模型分析及检验

（1）模型的建设与构建

文化对对外贸易方面存在着一定的影响，而这种影响并非因为纯粹的定量因素，而是本质上的定性因素，是动态的影响因素。在实际经济中，这种定性因素都是不能直接用数据精确描述的，它不能被直接测度，是说明某种属性或状态存在与否的非数值因素。为了在模型中反映定性因素，本文将浙江文化因素转变为虚拟变量。

模型建立：

Y＝α₁＋α₂D₁＋β1X＋u　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　（3.1）

其中，Y为地区生产总值，X为进出口总额，D₁为虚拟变量。

1996年浙江省提出建设文化大省的战略、2002年浙江进行文化产业体制改革，本文将1996年和2002年设为分界点。首先设置虚拟变量反映1996年、2002年浙江地域文化对浙江经济的推动影响。其中D₁如下：

设置虚拟变量如下：

D₁＝－1即假设存在文化因素负面影响（1996年以前）

D₁＝0　即不存在文化因素影响（1996年至2002年之间）

D₁＝1　即存在文化因素影响（2002年之后）

如上公式（3.1）所示，这里假定对外贸易总额直接影响地区生产总值，而文化作为对经济发展影响的定性因素。此公式的意义是假定在其他因素（除文化外）保持不变的情况下，研究文化是否对经济发展存在影响。

选用的解释变量，包括作为对外贸易经济指数的进出口额即定量变量，和作为虚拟变量的浙江文化因素，考虑到其中文化对经济的作用既可以直接体现在对因变量地区生产总值的数值影响中，又会体现在作为定量变量的进出口额的影响即因素间的相互影响，而对定量变量进出口额的影响最终又体现在对因变量地区生产总值的数值影响上，所以模型最终选择用虚拟变量来表示不同截距的回归。

当u满足古典假设时，可得出结论：

若文化对经济存在负面影响

E（Y｜D₁＝－1）＝（α₁－α₂）＋β1X　　　　　　　　　　　　　　　　　　（3.2）

若文化对经济不存在影响

E（Y｜D₁＝0）＝α₁＋β1X　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　（3.3）

若文化对经济存在影响

E（Y｜D₁＝1）＝（α₁＋α₂）＋β1X　　　　　　　　　　　　　　　　　　　（3.4）

（2）模型回归分析及检验

选取1991年至2009年的数据样本空间进行回归分析。具体数据如表3‐1所示。

表3-1　浙江省GDP和进出口总额单位：亿美元

数据来源：浙江统计年鉴1992—2010（2010年地区生产总值为1－10月数据，进出口总额为1－9月数据）

我们对表3.1的数据运用模型进行回归分析，结果如下：

从回归结果来看，R²＝0.991657，说明样本的拟合程度较好，对于给定显著性水平α＝0.05，F检验显著，tα／2（n－k）＝t0.025（16－2）＝2.145，t检验显著，可见文化确实对经济存在影响。

我们对方程（3.5）进行异方差检验，可以看出，nR²＝4.489590，由怀特检验知，自由度为（n－k）／2－c＝4，在α＝0.05下查χ²分布表，得临界值χ²0.05（4）＝9.48773，因为nR²＝4.489590＜χ²0.05（2）＝9.48773，所以怀特检验不能证明存在异方差。

再对其进行D．W．检验，值为1.44439，n＝16，k＝1，查表得在0.05显著性水平dL＝1.106，dU＝1.371，dL＜d＜4－dU说明方程不存在自相关。

回归结果分析：

这表明三种不同情况下文化对经济变量的影响在回归方程的统计意义上是不相同的。相同斜率基础上，文化对经济变量的影响反映在截距系数差异上。在没有对文化大省战略提出具体措施的时候，我们假设1996年以前文化对经济是存在负面作用的，模型截距系数为252.6609；在1996年至2002年期间若文化对经济变量不存在影响，模型截距系数为423.7102；在2002年至2008年期间若文化对经济变量存在积极作用，模型截距系数为594.7595。通过在1996年与1996年至2002年这两个阶段的假设，可以从模型看出，若文化存在负面影响，它是会在一定程度上制约经济发展速度的；而1996年至2002年和2002年至2008年这两个阶段模型结果可以看出，若文化对经济存在推动作用，它将大力促进经济的发展。这与模型假设的条件吻合，说明文化对经济的影响还是很明显的。

从模型分析结果可以看出，如对外经济变量上涨，即进出口额增加以及文化因素的加重，对经济发展的确有促进作用。

2.对外经济对文化的模型分析及检验

（1）对外经济对文化影响的模型

当经济发展时，文化也会相对因经济的壮大而被带动发展。这里我们采用浙江文化产业增加值作为被解释变量，浙江省进出口额作为解释变量，研究对外经济指数对文化产业的影响。

模型建立：

Y₁＝α＋βX₁＋u　　　　　　　（3.6）

其中，Y₁为浙江文化产业增加值，X₁为浙江省进出口额。

该模型主要用来解释浙江对外经济发展对浙江文化产业的发展带来的作用。之所以采用浙江省文化产业这个参数来阐述浙江地域文化，主要因为文化产业最能直接反应浙江省地域文化这一定性变量的经济指标。

（2）模型回归分析及检验

本书采用了浙江2000年至2007年间的文化产业增加值和进出口总额来做回归分析，数据如表3-2所示。

表3-2　浙江省文化产业增加值和进出口总额单位：亿美元

续表

数据来源：2001—2008年《浙江统计年鉴》

对表3‐2的数据运用模型进行回归分析，结果如下：

从回归结果来看，R²＝0.990553，说明样本的拟合程度较好，对于给定显著性水平α＝0.05，F检验显著，tα／2（n－k）＝t0.025（8－2）＝2.306，t检验显著，说明浙江省外经济发展对浙江文化产业存在影响。

对方程（3.7）进行异方差检验，可以看出，nR²＝0.054938，由瓦特检验知，自由度为（n－k）／2－c＝1，在α＝0.05下查χ²分布表，得临界值χ²0.05（1）＝3.84146，因为nR²＝0.054938＜χ²0.05（2）＝3.84146，所以怀特检验不能证明存在异方差。

对其进行D．W．检验，所得值为1.828947，n＝8，k′＝1，查表得在0.05显著性水平dL＝0.763，dU＝1.332，dL＜d＜4－dU说明方程不存在自相关。

回归结果分析：

回归方程显示，当浙江省进出口额每增加1亿美元，浙江省文化产业增加值相应增加10.9775亿美元。由模型回归结果可以看出，浙江省对外经济贸易的发展对浙江省文化产业的发展有着不可磨灭的推动作用。这也证明了经济的发展必然带动文化的提升。

（三）服务贸易对浙江经济发展的影响分析

1.服务贸易的开放度分析

开放度是指一国（或地区）国际经济进入程度和国内经济准入程度的总和，服务贸易的贸易开放度反映了一国（或地区）参与国际服务贸易的程度，也体现了一国（或地区）经济增长对国际服务业市场的依赖程度。国际货币基金组织（IMF）对服务贸易的开放度提出了相关的计算公式，它是服务贸易的进出口总额占该国GDP的比重，即ODS＝（Si＋Sx）／GDP其中ODS（OPEN DEGREE SYSTEM开放指标体系）表示服务贸易的贸易开放度，Si、Sx分别表示服务贸易进口额和出口额，GDP是国内生产总值（浙江省数据）。

表3‐3　1999—2012年浙江服务贸易对外开放度

数据来源：根据1999—2012年的《中国统计年鉴》和浙江服务贸易网统计的有关数据得出

由表3‐3可以看出，浙江省的服务贸易从1999—2012年呈逐年上升趋势，这说明浙江服务贸易开放政策对其促进作用较为明显，同时也显示出浙江省服务贸易对外开放发展势头良好，目前正处于稳定上升阶段。然而，浙江省的服务贸易开放度依然偏小，这也制约了浙江服务贸易的竞争力的发挥。

2.贸易竞争优势指数（TC指数）分析

国际贸易竞争优势指数（TC指数）分析是行业结构国际竞争力分析的一种工具，总体上能够反映出计算对象的竞争优势状况。TC指数又称国际贸易专业化指数（TSC），是指一国进出口贸易的差额占进出口差额的比重。计算公式为：

TC＝（进口－出口）／（出口＋进口）

其取值范围为［－1，1］。其值接近0时，竞争优势接近平均水平；大于0时，竞争优势大。TC指数越接近1，竞争力越强；如果等于1，则说明该服务只有出口没有进口。

表3‐4　2006—2010年浙江省服务贸易总体及部门竞争优势指数（TC指数）

续表

数据来源：根据2006—2010年浙江服务贸易网、浙江省统计局数据计算而来

从表3‐4来看，浙江省服务贸易的TC指数在（0～0.4）之间，这说明浙江省的总体服务贸易优势高于平均水平，而全国的同期TC指数均为负数，但是TC指数虽为正，但数字比较小，跟一些发达国家比处于弱势。从具体的服务贸易部门来看，只有保险、旅游、建筑安装和劳务承包、计算机和信息服务的TC指数五年来一直保持正数，具有一定的竞争力，这些部门大多都是劳动资源密集型部门，而同属于劳动资源密集型的运输的贸易竞争力指数在2006年、2007年都是负数，到2008—2010年TC指数才为正，说明浙江省的运输在2008年有较大的发展。金融服务、通信、邮电、专有权利使用费和特许费、教育和医疗保健、广告宣传像等高附加值的服务贸易领域的贸易竞争力指数绝大多数为负数，反映出中国资本和技术密集型服务贸易的国际竞争力水平比较低，特别是专有权利使用费和特许费五年来TC指数接近于－1，反映该行业对进口的依赖很大。而电影音像的TC指数在2006年、2009年、2010年为负数，到2007年、2008年这个指数却为正，这反映了浙江省电影音像的国际竞争力波动性明显。

3.服务贸易对浙江经济发展的实证分析

（1）数据的选择和来源

为了便于分析，本文中服务贸易对经济发展的影响仅以浙江省生产总值为衡量指标。文章选取了1997—2012年浙江省对外服务贸易总额、进口额、出口额，来分析服务贸易对浙江省生产总值的影响。用于分析的数据来源于《浙江金融年鉴》、浙江省服务贸易网、浙江服务外包网和《浙江省统计年鉴》。总体思路是运用计量经济学中的线性回归分析法，将服务贸易的各项相关指标作为模型的解释变量，将浙江省生产总值作为被解释变量引入到方程中。然后利用EVIEWS6.0进行回归估计，从而检验服务贸易对浙江省经济发展的影响。用GDP表示国内生产总值，T表示服务贸易进出口总额，EX表示出口额，IM表示进口额，数据列于表3‐5。为消除时间序列中的异方差现象，对各变量取自然对数，分别记为lnGDP、lnT、ln IM、lnEX，变换后不改变原序列的协整关系，反而能够使其线性化，便于构建模型。

表3-5　浙江省服务贸易与GDP有关统计数据　　　　　单位：亿美元

数据来源：根据1997—2012年浙江服务贸易网、浙江省统计局数据计算而来。

将lnGDP作为被解释变量，lnEX、ln IM作为解释变量，利用最小二乘法（OLS）对表3‐5的数据进行回归，回归结果如下：

lnGDP＝8.25＋0.32ln IM＋0.12lnEX＋Et

（163.11）　（5.12）　（1.98）

R²＝0.965　　DW＝1.98

为了验证回归方程的平稳性以及是否有伪回归等问题，需对其进行检验。

（2）检验

1）单位根检验

时间序列一般是非平稳，为避免因“伪回归”现象而造成结论无效，故采用增广迪基－富勒（Augmented Dicky‐Fuller，ADF）检验进行单位根检验。如果ADF值小于ADF临界值，则拒绝原假设，该序列不是单位根过程，即该序列是平稳的，反之则说明该序列是非平稳序列。对于非平稳的序列，进行一阶差分之后再作单位根检验。ADF检验的结果见表3-6。

表3-6　单位根检验结果

注：（1）C和T表示带有常数项和趋势项，K表示滞后阶数，K的选择标准是以A IC和SC值小为准则；（2）D表示一阶差分；（3）DD表示二阶差分。

从表3‐6的单位根检验结果来看，原始序列、一阶差分序列ADF的值大于临界值（1%），说明原始序列及一阶差分序列都是非平稳的。二阶差分序列，ADF的值小于临界（1%），可以认为经过两次差分后序列达到平稳。即lnGDP、lnEX、ln IM都是二阶单整关系序列。它们之间可能存在长期稳定的关系，即协整关系。

2）协整检验

从单位根检验结果看，lnGDP、lnEX、ln IM都是二阶单整序列，可能存在协整关系，即他们之间存在某种长期的平稳线性组合。因此要对其进行协整性检验。

首先，检验Et的平稳性。若Et是平稳的，则lnGDP、lnEX、ln IM是协整的，反之则不是协整的。因为若lnGDP、lnEX、ln IM，则它们的任一线性组合都是非平稳的，因此残差将是非平稳的。换言之，对残差序列Et是否具有平稳性的检验，也就是对lnGDP、lnEX、ln IM是否存在协整的检验。对残差进行平稳性检验通常采用ADF检验，进行的单位根检验式中不包括趋势项和截距项。检验结果如表3-7所示。

表3-7　残差序列平稳性检验

注：检验结果来自于Eviews 6.0，检验形式中c表示带有常数项，t表示带有趋势项，k表示最优滞后期数，滞后期数k的选择以SIC为标准。

从表3‐7的ADF检验结果表明，方程的残差序列的单位根检验ADF值－4.01小于显著性水平1%、5%、10%的临界值。因此，可以认为该残差序列都是平稳的，这表明lnGDP和lnEX、lnIM之间存在协整关系，即服务出口、进口与经济增长之间存在长期稳定的均衡关系。从协整方程可以看出，服务出口贸易额的弹性为0.11，说明服务出口贸易每变动一个百分点会使得旅游GDP变动0.11个百分点；服务进口贸易额的弹性为0.35，说明服务进口贸易每增加一个百分点会使得GDP增加0.35个百分点。服务贸易出口对经济增长的影响程度小于服务贸易进口。

3）Granger因果关系检验

为了了解lnGDP、lnEX、ln IM之间的因果关系，对二者进行Granger因果关系检验。在时间序列情形下，两个经济变量X、Y之间的格兰杰因果关系定义为：若在包含了变量X、Y的过去信息的条件下，对变量Y的预测效果要优于只单独由Y的过去信息对Y进行的预测效果，即变量X有助于解释变量Y的将来变化，则认为变量X是引致变量Y的格兰杰原因。根据赤池信息准则（AIC）确定各变量滞后阶数为2，检验结果见表3‐8。

表3‐8　Granger因果关系检验结果

从以上的格兰杰因果检验结果可以看出，服务进出口均是经济增长的格兰杰原因，服务进口是服务出口的格兰杰原因，而经济增长却不是服务进口和出口的格兰杰原因。

（3）结论

从以上的回归结果来看，长期来看服务进口、出口对浙江经济增长都有明显的促进作用，出口弹性为0.11，进口弹性为0.35，即服务出口变动一个百分点经济增长变动0.11个百分点，服务进口变动一个百分点经济增长变动0.35个百分点，从格兰杰因果关系检验中可以看到，服务贸易进口、出口都是浙江省经济增长的格兰杰原因，服务进口时服务出口的格兰杰原因，而GDP增长却不是服务进出口的格兰杰原因。进口弹性大于出口弹性，说明服务进口对经济增长的贡献程度比服务出口的贡献大，对此的可能解释是，浙江省服务进口大都是技术密集型和资本密集型产品，对经济的拉动效应比较大，而输出的大多是旅游、劳务输出等劳动资源密集型产品，对经济的贡献相对要小一些。

（四）会展旅游对经济的影响

1.会展旅游能为城市带来直接经济效益

城市发展会展行业，一般会带来良好的经济效益。如昆明市1999世界园艺博览会，在会展期间，参加者近千万人，每天均告爆满，出入昆明的飞机票、火车票也售罄。大批游客如潮水般涌入，给云南的旅游、餐饮、娱乐、宾馆、交通、通讯等行业带来了滚滚财源，仅前九个月的旅游总收入就达174亿元，同比增长62.45%，旅游外汇收入达2.38亿元，同比增长31.8%。可见会展行业的发展，给会展的举办城市创造了丰厚利润和空前繁荣。

2.会展旅游有很强的产业带动作用

会展旅游消费主要包括交通、住宿、餐饮、购物、娱乐、旅游方面的消费，而无论是国内数据还是国外数据都已经证明，商务会展游客是不同旅游细分市场中消费支付能力最强的群体。因此他们的消费注入会展举办城市，会很大地增加城市交通通讯、住宿餐饮、旅游娱乐各个部门的收入，进而促进城市经济的发展。近几年，中国北京、上海、广州等城市会展经济发展迅猛，现已初步形成规模化、规范化的会展经济体系。就上海而言，有40多个海内外知名国际性会展选择在上海定期举行。上海有四大著名展览场馆，2000年上海举办了199场展览会，而APEC会议更是提升了上海会展业的地位。再看广州，中国最大的广交会每届成交额超过150亿美元，带来的直接收入是60亿元人民币。有资料称，广州一次大型会展，其投入和所带来的相关产业的产值之比是1∶10。

2008年3月，位于北京市顺义区的中国国际展览中心新馆（简称新国展）建成投入使用，随之成功举办了中国国际服装服饰博览会（简称服博会）、北京国际汽车展览会（简称汽车展）和中国国际体育用品博览会（简称体博会），这些展会对北京地区经济的拉动效果如表3‐9所示。

表3-9　展会拉动地方交通运输业、住宿餐饮业单位：万元

汽车展、服博会和体博会三个展会拉动北京市零售业、旅游业、娱乐业及展会直接服务行业增长情况：零售业增长分别是7982万元、1092万元、921万元；旅游业增长分别为6509万元、630万元、595万元；娱乐业增长分别为26055万元、900万元、700万元；展会直接服务行业（包括展台搭建、广告印刷、海关关税、检验检疫、邮政电信、保险、银行、鲜花礼仪、纪念品等相关行业）增长分别为66938万元、29279万元、14695万元。

3.会展旅游的开展能实现城市产业升级

会展旅游的前提是举办国际性会议和展览，由此而引发的旅游。举办国际性会议或展览必须要有相应的设备与之匹配，为了迎合需要，必须建造大型的场馆设施，如为了举办2008奥运会，北京成功建成了鸟巢、奥运村等基础设施；为了2010年的世博会，上海在浦东建立世博会展中心。这些设施在举办完展览之后，必定会引来大批国内外游客前去观光。会展有助于企业了解有关产品和技术发展的最新动态，学习、引进和吸收发达国家的先进科学技术知识和管理经验，加速科学技术的传递和流动，加强中国与其他国家的技术交流与合作，促进一个城市的产业结构调整，实现产业升级。

4.会展旅游可以有效降低企业的营销成本

会展是最为有效的营销中介。在每个大型会展之前，会展举办方都会利用各种手段大肆宣传，增加其知晓度，这就从一定程度上为参展商做了一个宣传。只要在展览期间好好表现，展示新产品、新技术、新理念，接触各个行业或市场的众多客户，让他们发现未曾有过的消费品或消费信息，促成大范围、高效率的沟通与合作，实现供给信息与市场需求高密度、低成本，面对面的配置就可以，免去自己花大量成本为自己做宣传。

5.会展旅游的发展能增加社会就业

据统计，在香港每年会展业大约可提供90000个就业机会，1996年在德国汉诺威举办的世界博览会，创造了10万个就业机会，获得了145亿马克的利润及45亿马克的税收。据英联邦展览业联合会公布的统计数据得知，每增加1000平方米的展览面积，就可创造近百个就业机会，而在中国，专家预计会展业的带动效应会相对弱一些，但无论如何，对于人口密集的中国大城市而言，会展旅游的发展无疑为增加城市就业提供了一条有效的渠道。另外，会展旅游可以与旅游消费券联系起来。发放旅游消费券也是拉动旅游消费的一种方式。国际官方旅游组织联盟（世界旅游组织的前身）认为，旅游消费券的收入弹性系数为1.88，也就是说，消费者收入每增加1个百分点，旅游消费就会增加1.88个百分点。所以可以将这两者结合起来，带动整个经济的发展。如表3‐10所示。

表3‐10　展会拉动地方经济增长和就业单位：亿元，万人，%

2008年度新国展展会对北京市和顺义区GDP、税收增长的贡献十分明显，对于顺义区GDP和社会消费品零售额增长的贡献率尤为显著，起到了明显的拉动内需、促进就业、扩大消费的作用。

（三）会展业对经济发展的推动作用

会展业素有“城市面包”和“经济的晴雨表”之称。会展为城市发展起到较强的推动作用。

1.会展可以集聚优质资源

发展会展业意味着各行业可以在产品、技术、生产、营销等诸方面获取比较优势，从而大大减少国内资源的机会成本，有助于增强综合竞争力。而会展对于当地经济最本质的意义，就在于能促进更大范围地开放、更实际地比较、更精确地选择、更有效地配置，进而达到质量的增长，以增强经济安全系数。

2.会展可以强化其服务功能

会展经济有助于中心城市增强面向周边地区的辐射力和影响力，增强对周边地区的服务功能。在华东地区的各个城市中，上海的基础设施条件最好、商务信息最为快捷、外商光临频率最高、人才相应集中，因而周边省市也希望上海能够成为华东地区的会展龙头，因为上海发展会展经济，受益的不仅是上海，而将是整个华东地区。

3.会展可以提升对产业的支持力度

各地第一产业和第三产业的发展，需要相关服务行业的支持。除了金融、保险、运输外，会展是一项极其重要的服务内容。制造业要生存和提升国际竞争力，必须会展先行，这在西方国家已是普遍理念，因为大型和专业性会展往往是产品或技术市场占有率及盈利前景的晴雨表，金融合作机构也往往会根据会展第一线的精确反应来决定相关的融资力度。以上海为例，“十五”期间上海工业总投资将达4000亿～4500亿元，其中新的六大支柱产业投资达3300亿～3500亿元，与此同时，还将建成国内最大的电子信息产品、轿车、精品钢材、石油化工与精细化工、电站设备以及大型成套设备生产基地和都市型工业导向基地。这些目标的实现必须得到会展业的支持，只经一般的业务调研而绕过会展就投放市场的经营套路，已经非改不可了。

4.会展可以增加就业机会

会展经济的发展，将直接刺激外贸、旅游、宾馆、交通、运输、保险、金融、房地产、零售等行业的市场景气，从而有力推动当地第三产业的发展。据专家估计，展览业的产业带动系数为1∶9，即展览场馆收入1元，相关收入为9元，为展览业服务配套的服务业、旅游业、广告业、餐饮业、通信业等行业都将因此受益。与此同时，会展经济的发展将提供和催生一大批高质量的工作岗位。据悉，每增加1000平方米展览面积，可创造近百个就业机会，1996年汉诺威世博会就创造了10万个就业机会。