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经济发展和经济增长范文1
【关键词】金融发展 经济增长 面板数据
一、引言
金融发展与经济增长的关系历来是金融发展研究中的一个核心问题。Schumpter（1911）以及Goldsmith（1969）、Mckinnon（1973）和Shaw（1973）认为金融中介的发展将能加速技术创新和生产力的提高，从而促进经济增长。韩廷春（2001）利用全国的数据并使用了较为复杂的多元回归模型，分析了区域金融发展对经济增长的促进作用。国内学者冉光和等（2006）认为：西部地区金融发展和经济增长之间具有金融发展引导经济增长的单向长期因果关系，无明显短期因果关系；东部地区金融发展与经济增长之间具有明显的双向长期和双向短期因果关系。周好文，钟永红（2004）认为金融中介的规模指标和效率指标与经济增长在各地区间的因果关系不一致，中西部地区的金融中介机构为更好地促进本地区经济增长应该扩大对非国有企业的贷款。本文依据东中西三大区域相关数据进行实证分析，利用1995年的面板数据对中国的东中西部的金融发展和经济增长关系进行了实证经验分析，结果表明中西部的经济增长依赖于信贷数量的扩张，而东部经济增长依赖于金融效率的提升。
二、金融发展和经济增长关系三区域比较的经验分析
1、时间和数据的选取
在时间方面，由于我国的证券市场在上个世纪90年代才开始规范，尤其是西部大部分省份90年代初期证券方面数据薄弱，故本文选择1995作为起始时间，本文终止时间采用为2007年。另外，本文在回归分析时将采用取自然对数的方法平滑指数，1995-2007这个时间区间充分考虑到数据的完善程度和可信程度，本文采用各省区（自治区、直辖市）的年末统计数据。对于银行等中介机构，本文选取贷款类指标。对于证券市场，本文选取各区上市公司总市值，不但因为这个指标相对于上市公司数量能够有价格和数量的优势，而且相对于上市公司总股本能够动态体现上市公司市场影响能力的变化情况。对于保险市场，由于在2002年之前保险行业统计数据不考虑保险深度和保险密度，因此本文为了数据的稳定行，统一采用《金融年鉴》上一贯沿用的保险费收入作为保险行业的衡量标志。
2、相关性分析
本文根据东部、中部和西部的省级数据，运用面板数据进行对数多元回归对东部、中部和西部金融的三大行业发展与国民经济增长的长期关系进行了经验分析，同时对东部、中部和西部金融发展与国民经济增长的关系进行了相关系数检验（如表1所示）。
从表1可看出，我国总GDP增长跟总的金融机构贷款余额、保费收入、股票市场总市值呈正相关，尤其跟金融机构贷款余额、保费收入相关程度非常高，分别达到0.954和0.945的程度，而金融机构贷款余额与保费收入相关程度也非常高，达到0.964，这在一定程度上验证了金融行业的市场业务相关性。而股票市场跟其他变量的相关程度相对较低，这跟我国证券市场是在20世纪末期建立并逐渐完善的有关。但是股票市场跟其他变量的相关程度在绝对程度上也较高，说明我国的金融市场体系是健全有效的。
3、实证检验结果及解释
对各解释变量进行估计，结果显示，1nF_loanit，1nF_feeit，1nF_mvit系数在不采用虚拟变量的时候分别是0.519，0.306，-0.023（模型1（EGLS，PSUV）），结果显著。说明在全国总体来看，金融机构贷款余额与GDP增长贡献程度最大，其次是保费，而股票市场的指标是呈现负相关的，也就是说，股票总市值越高，对GDP增长是有拖累的。在模型2（OLS）中，采取的是东部的金融行业对全国GDP的影响分析，1nF_loanit?鄢D1，1nF_feeit?鄢D1，1nF_mvit?鄢D1三个指标的系数分别是0.136，-0.051和-0.150，可以看出，东部除了金融机构贷款对全国GDP增长的影响是正的以外，其余两个指标都是负相关性，但是1nF_feeit?鄢D1指标没有通过显著性检验，这与保费在国民经济中所占比例不大有关。在模型2和模型3中采用地区三大金融行业对全国GDP的影响分析，因此对三个金融行业数据分别乘以各自的虚拟变量。在模型3（OLS）中，1nF_loanit?鄢D2，1nF_feeit?鄢D2，1nF_mvit?鄢D2三个指标的系数分别是-0.154，-0.007，0.026，但是结果都不是非常显著。由于在前两个模型中，区域保费收入对全国GDP的估计都不显著，所以，模型4（OLS）中，扣除区域保费收入变量，仅仅对区域金融机构贷款余额和股票市场总市值这两者与全国GDP增长情况进行估计，1nF_loanit?鄢D1，1nF_loanit?鄢D2，1nF_mvit?鄢D1，1nF_mvit?鄢D2系数分别是-0.059，-0.193，0.036，0.039，并且的系数没有通过显著性检验，而且这个结果跟实际情况相差甚远。
首先，一方面，在东、中、西部差异上，在金融机构在贷款使用效率上，西部仍然存在一定改进空间；另一方面，东部的金融机构贷款系数大于中部大于西部，从实证上验证了东部资金利用对GDP增长的效用是三个区域内最优的。中国东、中、西部这种差异的原因是，东部地区在改革开放的进程中领先于中西部，其市场化程度和经济发展水平均高于中西部，市场机制在东部地区的资源配置中已发挥明显作用，经济与金融之间的关系比较密切， 而西部由于在改革的进程中落后于东部，市场机制的建设还很不完善，投融资制度也不健全，贷款的使用效率较低。虽然在20世纪90年代中期以后，国家非常关注西部的发展，投入增多，但这些投入多数集中在基础设施领域，而对生产性领域投入依然较少。西部的这种投资结构也决定了金融对经济作用速度较慢。
其次，由于我国证券市场起步晚，尤其是在证券交易所公开上市的准入门槛较高，因此国内企业上市比例不高，因而，股票市场很大程度上不作为企业首选的融资渠道。此外，由于中国资本市场不发达，国民对投资选择比较局限，股票市场虽然逐渐由市场主导，但跟政府相关政策（例如2007年5.30印花税的调整）、投机热度有关系，这就使得股票的总市值不能很好地反应GDP增长情况，甚至存在过度、或者不足反应企业实际价值。
三、有关结论与展望
本文在总结现有文献的基础上，采用面板数据这一分析工具从区域的层面研究了金融发展，尤其是三大金融支柱行业的发展对GDP增长的影响。结果使我们得出的启示：首先，要注重区域间平衡发展。由于我国各地区之间经济和金融发展存在着一定的差距，当前，推进既有区域针对性、又能保持区域间协调的金融区域化发展战略显得尤其必要。制定金融政策的时候不能仅仅停留在国家的层面，而应该深入到地区的层面上，否则容易使得东西部差距拉大。其次，要注重提高金融行业之间的平衡发展，由于我国各金融行业在资金使用效率上的差异，当前，加快金融体制的市场化改革，促使各个金融行业根据本区域实际情况，借鉴国际优秀经验，不断推陈出新，使我国各个金融行业走上和谐、共同发展的道路。最后，金融效率提升比金融规模扩张更加有助于经济成长。但这并不意味着东中部区市金融规模已经达到了一个能很好适应经济需要的水平。
【参考文献】
[1] Shaw、Edward：Financial Deeping in Economic Development[M].Oxford，Oxford University Press，1973．
[2] 约瑟夫・熊彼特：经济发展理论[M].商务印书馆，1990．
[3] 冉光和、李敬、熊德平、温涛：中国金融发展与经济增长关系的区域差异――基于东部和西部面板数据的检验和分析[J].中国软科学，2006（2）.
[4] 崔光庆、王景武：中国区域金融差异与政府行为：理论与经验解释[J].金融研究，2006（6）.
[5] Nouriel Roubini、Xavier Sala-I-Martin：Financial repression and economic growth[J]．Journal of Development economics 39，1992（5-30）．
经济发展和经济增长范文2
【关键词】金融发展 经济增长 对外开放
改革开放三十年来，中国经济持续高速增长，国内生产总值的增长率一直保持在8%左右，是世界上经济增长最快的国家之一。然而，经济增长过程中高投入低效率的问题却不容忽视，经济增长的可持续性受到了越来越多的学者的关注。如何在保持经济快速增长的同时，进一步转变经济增长的方式，提高资源的配置和使用效率，已成为当前我国经济发展中重要的战略问题。另一方面，伴随着我国对外开放的进一步展开，特别是2005年我国汇率制度的改革以及资本交易管制的逐步放松，“流动性过剩”“资产价格大涨大落”等金融因素对我国宏观经济的冲击也更加明显。当前席卷全球的金融危机，则更是凸显了国际化背景下金融体系在国民经济中的重要地位。
在此背景下，本文旨在就以下几个问题进行回答：一是我国金融部门的发展是否影响了我国的经济增长和增长方式的转变？在我国的不同地区间，金融发展的增长效应是否存在着显著差异；二是开放背景下，金融发展对我国经济增长的影响是否有所不同，我国地区经济开放水平的不同是否能够解释金融发展效应的地区差异？所带来的启示是什么？对此，我们首先基于数据包络分析和永续存盘法对全要素生产率和资本深化对经济增长的贡献进行了测算，在此基础上，我们继而深入分析了金融发展对经济增长以及增长方式的影响，并对我国不同地区间，金融发展经济增长效应的差异进行了对比分析。最后，我们在开放的视角下，进一步分析了金融发展对我国经济增长以及增长方式的影响。
一、文献综述
有关金融发展与经济增长的研究可以追溯到Schumpeter（1912）。Schumpeter（1912）强调金融中介的资金动员职能，认为功能完善的银行能够通过发现和支持具有较大成功概率的创新项目而刺激创新，继而推动经济增长。此后经过Gurley和Shaw（1955）对Schumpeter思想的发展、Patrick（1966）对金融发展与经济增长因果关系的研究以及McKinnon（1973）和Shaw（1973）金融抑制理论的提出，金融发展理论渐成雏形。而在实证研究方面，结构主义代表人物Goldsmith（1969）则首先应用跨国数据，对金融发展与经济增长的关系进行了实证检验。
20世纪90年代以后，随着交易成本理论、信息不对称理论、内生增长理论的兴起以及计量工具的迅速发展，对金融发展与经济增长之间关系进行研究的文献大量涌现。在理论研究方面，新古典理论中完全信息和完全市场的假定被逐渐放松，内生增长理论框架下，金融发展对经济增长产生影响的渠道被加以细致分析。这其中包括Greenwood和Jovanovic（1990）对金融发展风险识别功能的研究，以及Bencivenga和Smith（1991）、Saint-Paul（1992）对金融发展配置资源，促进产品和服务交换职能的考察等等。而在实证研究方面，Levine（1997）在样本选取、控制变量选择、金融发展指标选择、分析方法等几个方面拓展了Goldsmith（1969）的研究，并为以后的实证研究奠定了一个基本的分析范式。伴随着金融发展与经济增长因果关系的进一步争论（Bell和Rousseau，2001；Calderon和Liu，2003；Christopoulos和Tsionas，2004），采用产业及企业层面的微观数据对于金融发展与经济增长的研究也大量出现。（Rajan和Zingales，1998；Wurgler，2000；Demirguc-Kunt和Maksimovic，1998等）。
虽然总体层面上对金融发展与经济增长关系进行研究的文献层出不穷，但在一个统一的框架下，对金融发展促进经济增长具体渠道的分析却仍然较少。Beck等（2000）使用1960～1995年77个国家的面板数据，采用截面回归和广义矩估计两种方法对金融发展对经济增长、资本积累、生产率进步和私人储蓄的关系进行了分析，得出了良好的银行部门有利于动员储蓄、提高资源配置效率，进而促进全要素生产率和经济的长期增长的结论。而Rioja和Valev（2004）则在Beck（2000）研究的基础上，区分发达国家和发展中国家，研究了不同发展阶段的国家，金融发展对经济增长影响效应的差异。Rioja和Valev（2004）认为，对于发达国家而言，金融发展对经济增长的影响主要是通过促进生产率提高实现的。而对于发展中国家，金融发展在资本积聚方面的作用则更为明显。
伴随着我国经济和金融中介的快速发展，对我国金融发展与经济增长之间关系的研究也大量涌现。这其中包括曹尔阶（1992）、尚明、吴晓灵和罗兰波（1992）对信用扩张与中国经济增长和稳定性的研究；卢峰和姚洋（2004）、张军（2005）对金融发展与经济增长相关性的研究等。从现有研究来看，虽然在整体层面上对金融发展与经济增长的关系进行研究的文献较为丰富，但在一个统一的框架下，进一步对金融发展促进经济增长的渠道，以及我国金融发展地区效应差异进行比较研究的文献仍然相对较少。同时，随着我国对外开放的逐步展开和国际经济一体化程度的提高，生产企业的融资渠道与融资方式必然会与封闭条件下的情形有所差异。因此，在开放背景下，重新审视金融发展与经济增长之间的关系也有其必要性和现实意义。
二、方法和数据
（一）经济增长源泉的分解
由表1可以看出，大部分控制变量的符号均能在经济学意义上加以解释，说明我们控制变量的选取是合适的。重点考察金融发展对各经济增长变量的影响，我们发现：
我国各地区金融发展对经济增长的促进作用在统计上均显著为正，说明金融发展在总体上有利的推动了我国地区经济的发展。比较不同地区间金融发展变量系数的大小，发现不同地区间金融发展对经济增长的促进作用差异较大，中部地区最为明显，其次是东部地区，金融发展对西部地区经济发展的促进作用最小。
具体分析金融发展促进经济增长的作用渠道，发现金融发展水平的提高不但促进了各地区间全要素生产率的进步，还对人均资本的形成起到了重要的推动作用。只不过，在不同地区间，金融发展对全要素生产率和资本形成的相对贡献有所差异而已。在东部地区，金融发展主要是通过推动全要素生产率的提高来推动经济增长，而在中西部地区，金融发展在推动经济增长的过程中，资本深化的特征较为明显。
从上面的分析可以看出，在不同经济发展水平的不同地区间，金融发展影响地区经济增长的渠道和方式都有所差异。这其中的原因很多。在此，我们不求面面俱到，而是从开放的视角下，对我国不同地区间，金融发展效应存在差异的原因加以解释。使用的模型见式（5）。
从表2可以看出，当在回归方程中加入开放变量的交叉项，将视角由封闭转向开放时，金融发展对经济增长以及增长方式的影响又有所差异。注意到在以人均产出和人均资本形成为被解释变量的方程中，金融发展变量的符号显著为正，而经济开放变量与金融发展变量交叉项的符号显著为负，这说明虽然金融发展水平的提高对经济增长和资本形成都起到了一定的促进作用，但这种促进作用随着经济开放水平的提高却有所降低。而在以全要素生产率为被解释变量的方程中，金融发展变量及其交叉项的符号都显著为正，则说明随着对外经济开放水平的提高，金融发展对全要素生产率提高的贡献在逐渐增大。开放经济条件下，金融发展影响经济增长的这一特征是与当前我国的发展水平及制度安排相对应的。这一点，在金融开放时，更容易理解。随着各个地区实际利用外资的增多，地区经济发展中，生产活动面临的融资约束有所降低，对地区金融发展水平的依赖也就相应减少，反映在金融发展对经济增长的影响上，便是资本形成效应和经济增长效应的减弱。而另一方面，由于外商直接投资往往蕴含着较为先进的技术和管理经验，贸易部门相对于非贸易部门也往往具有较高的生产效率，因此在贸易开放水平较高的地区，银行部门会有更大的机会将贷款投放给那些制度完善、生产率较高的生产企业，金融发展对生产率提高的促进作用也就更加明显。
四、结论
综上，对于我国金融发展与经济增长之间的关系，我们可以得出以下结论。
第一，整体上看，金融发展水平的提高显著推动了我国的经济增长，但金融发展对我国地区经济增长以及增长方式的影响差异较大。金融发展对中部地区经济增长促进作用最为明显，西部地区最小。从具体渠道来看，金融发展主要是通过推动全要素生产率的提高来推动东部地区经济增长，而在中西部地区，金融发展在推动经济增长的过程中，资本深化的特征较为明显。
第二，开放条件下，金融发展对经济增长以及增长方式的影响同封闭条件相比也有显著不同。随着我国对外开放水平的提高，金融资产和私人部门信贷数量的增多以及政府对信贷市场干预的减少对经济增长特别是全要素生产率提高的贡献，越来越为显著。开放条件下，金融发展更为有利的促进了我国经济增长方式的集约化转变。
第三，为保证我国国民经济的持续健康发展，必须尽快调整当前的粗放型发展模式，实现增长方式的集约化转变。而这其中，金融部门的发展至关重要。一方面，应进一步推动我国的金融体制改革，提高我国金融系统的整体运行效率。另一方面，由于开放条件下，金融发展对要素生产率提高的促进作用更为明显，所以在积极完善各地的制度环境和改善产业结构的同时，应继续坚持我国的对外开放战略，在继续推动贸易开放逐步深化的同时，应谨慎有序的进一步开放资本账户，以及通过对外开放水平的提高，进一步促进金融发展对我国经济方式转变的积极作用。
参考文献
[1]包群，阳佳余.“金融发展影响了中国工业制成品出口的比较优势吗”，《世界经济》2008年第3期.
经济发展和经济增长范文3
关键词：物流发展；经济增长；面板协整
中图分类号：F259.27 文献标识码：A
Abstract： The study bases on 2005～2012 panel data of logistics development and economic growth in the Yangtze river delta economic area. Through unit root test and panel cointegration test， there exists a confirmed long-term cointegraton relationship between logistics development and regional economic growth. Hausman test rejects the null hypothesis， fixed effect model is more efficient than random effect model. The regression conclusions show the scale of logistics industry， logistics supply and logistics demand all have plus correlation ships with regional economic growth. And different regional development policies have different effects on the relationship between logistics development and economic growth.
Key words： logistics development； economic growth； panel cointegration
现代物流业是包含了运输业、仓储业和信息业等的复合型服务产业，它是连接生产和消费的桥梁，也是促进经济发展的重要力量。学者们普遍认为物流业和经济增长之间存在着相互作用的关系，物流业的发展促进经济增长，经济增长也带动物流业的发展。现代物流是经济发展中一股重要力量，而经济增长越迅速，对物流的需求越高，经济对物流的依赖度就越大，物流在经济增长中就愈显重要，经济对物流发展的推动作用也就越大。长三角地区是我国经济发展速度最快、经济总量规模最大、最具有发展潜力的地区，上海市、江苏省、浙江省和安徽省，三省一市2012年的GDP总和为126 117.32亿元，占全国GDP的24.4%。本文通过研究分析长三角物流业发展和经济增长之间的关系。
1 相关文献回顾
物流业发展和经济增长引起了国内学者的广泛关注，两者之间的关系并不是简单的单向关系，而是存在着相互作用、相互影响的双向关系。赵立波（2012）研究物流业与经济增长之间的关系，用格兰杰因果检验得出结果，物流发展与经济增长之间具有双向格兰杰因果关系，一方面经济快速发展会拉动物流业发展，另一方面，物流业发展能促进商品快速流通，推动经济增长，而且发现经济增长对物流发展的影响要大于后者对前者的影响。而贾海成（2012）对比研究上海市和天津市物流业发展和经济增长之间的关系发现，上海物流业投资是经济增长的单向格兰杰原因，天津市的经济增长是物流业投资的格兰杰单向原因，结论表明不同的地区发展策略也对两者的相互作用有一定的影响，不同的发展策略使得物流发展和经济增长处的主导地位也是不同的。
除了用格兰杰因果检验，研究两者的相互影响以外，学者们也用其他不同的方法研究两者间的关系。冯云（2008）用投入产出分析法研究物流业与经济增长的关系，物流业与其他部门之间存在较强的经济依存关系，尤其是第二产业的发展对物流业的依赖程度最高。朱文涛（2011）采用logistic模型分析江苏物流业和经济增长的关系，物流业对经济增长的贡献度相当高。邵杨（2010）基于省际面板数据的研究发现，物流供给规模和需求规模都能促进全国和各区域的经济增长。李国刚、曹昱亮（2012）利用中国物流发展和经济增长的统计数据研究，发现电信业务、移动公司电话业务和网络业务对经济增长有着很大地促进作用。
总结前人的研究，本文采用2005～2012年的长三角城市面板数据，分析长三角城市群中物流业与经济增长的关系。
2 模型设定与数据选取
尽管物流业的发展非常迅速，但国内依然没有完整的统计体系，实证分析只能从统计年鉴中选取反映物流业现状的指标，总结前人的研究经验，本文采用以下指标来衡量物流业发展和经济增长水平：
（1）物流供给指标
物流供给指标指一个地区的基建设施、信息系统和企业服务能力。基建设施包括公路、铁路、机场等各种运输方式。信息系统指信息网络基础传输平台，信息平台越完善，供给的技术水平越高。企业服务能力包括物流企业的数量、经营规模和对客户需求的满足程度。考虑到数据的可得性、可靠性，本文用公路、铁路和水运航道的里程数加总来衡量地区的物流供给能力。
（2）物流需求指标
物流需求指标指在社会经济活动中各个生产环节对物流的需求，社会对物流的需求可以通过各种物流量反映出来，反映物流运输量的主要指标有货运量和货物周转量，但是货运量可能出现对一批次货物重复计数，夸大社会对物流的需求。因而本文采用货运周转量表示经济的物流需求量。
（3）物流产业规模指标
根据国家统计局和国家标准局对国民经济的行业分类，物流业属于第三产业，主要包括交通运输、仓储和邮电业。本文采用上述行业的增加值来反映市场规模，考虑到价格水平对物流产值的影响，以2000年为基期，用GDP平减指数消除价格影响（平减指数数据来源于http：///）。
（4）区域经济发展指标
采用各城市的国内生产总值来衡量地区经济发展的状况。由于国内生产总值同样存在着价格水平变动的影响，如果考虑价格水平变动对经济增长的影响，问题会变得较为复杂，因此本文以2000年为基期，用GDP平减指数消除价格影响，采用各城市的地区生产总值来反应该地区的经济发展水平。
本文研究对象是长三角经济圈城市的物流业发展和经济增长，由于行政区域划分调整、年鉴资料缺失等原因，考虑数据的可得性和可靠性，本文选取长三角经济圈内20个城市，包括上海，江苏9个城市：南京、苏州、无锡、常州、镇江、南通、泰州、扬州、盐城，浙江6个城市：杭州、嘉兴、湖州、宁波、绍兴、舟山，安徽4个城市：合肥、芜湖、滁州、马鞍山，样本区间为2005～2012年，数据主要来源于各城市的统计年鉴，部分年份年鉴缺少的公路、铁路和航道信息由《江苏交通年鉴》、《浙江交通年鉴》及各市《国民经济和社会发展统计公报》等资料补充。
建立如下模型，变量取对数可以消除异方差的影响，并且不改变时间序列变量的性质和关系：
lnGDP■=lnLIV■+lnLTR■+lnLNRET■+α■+μ■
下标i代表i城市，t代表时间维度。LIV表示物流业产值（logistic industry value），LTR表示物流业的供给（logistic total road），RTF表示物流业的需求（rotation volume of freight transport），α是地区差异带来的个体效应，不同的地区有着不同的地理、历史和气候环境，μ是随个体和时间改变的扰动项。
3 实证分析
3.1 单位根检验
在对物流发展和经济增长关系进行分析之前，先要对面板进行平稳性检验，非平稳的面板数据在回归分析时很大程度上表现为伪回归。本文采用LLC检验、breitung检验、IPS检验、fisher-ADF检验、fisher-PP检验，对物流和GDP等变量的面板数据进行单位根检验，检验结果见表2。
从检验结果中可以看出，各变量的水平值均没有通过平稳性检验，而一阶差分值皆在5%的显著水平下拒绝“存在单位根”的原假设，通过平稳性检验，一阶差分序列是平稳序列。可以确定lnrGDP，lnrLIV，lnLTR和lnRFT为一阶单整I1变量。
3.2 面板协整检验
由于变量为一阶单整变量，也就是说本文采用的变量是非平稳变量，在回归分析之前，需要对变量进行协整检验，检验非平稳序列之间是否存在长期均衡关系。本文采用两种面板协整的方法进行检验，分别是Pedroni方法和Kao方法，检验结果见表3和表4。
由表3可知，lnrGDP、lnrLIV、lnLTR和lnRFT除了在pedroni中的panel v-stat没有通过5%的显著性检验，其余都在1%的显著性水平型拒绝“不存在协整关系”的原假设，表4的Kao检验的结果也显示拒绝“不存在协整关系”的原假设，可以判断区域生产总值和各变量之间存在着长期协整关系。因此可以进行回归分析，不存在伪回归。
3.3 回归分析
通过面板协整检验，发现解释变量和被解释变量之存在协整关系，进而进行回归分析。Hausman检验发现prob>chi2
=0.0000，拒绝“H0：截距项与所有解释变量不相关”的原假设，认为模型应该采用固定效应模型。
3.4 结果分析
协整检验显示地区生产总值、物流产业增加值、物流供给和物流需求之间存在着长期协整关系，方程回归结果中R2值分别为0.9159、0.9606、0.9331，由表5的回归结果显示。
（1）体现长三角经济区的物流产业规模的产业增加值、表示物流供给规模的运输路线总长和表示社会的物流需求的货物周转量，估计系数的符号都为正，表明区域GDP和这三个变量之间存在正相关关系。从面板估计结果来看，整个长三角经济圈城市的物流供给规模系数为0.11和需求规模系数为0.24，物流供给规模和物流需求规模都能对地区经济产生正向的影响，但是物流需求规模的增长对长三角区域经济的影响更大一些。
（2）江苏组别中9个城市都在长江沿岸，地处黄金水道，回归结果显示三个解释变量和区域GDP也都存在着正相关关系。其中物流供给规模系数是0.57，是三个面板估计结果中最大的系数，可能和地区政府大力推动道路等基础设施建设的发展政策有关，苏南地区的发展模式是政府干预模式。但是物流需求规模系数没能通过显著性检验。
（3）浙江组别中6个城市都在浙北，受到上海2小时经济圈的直接辐射，回归结果显示，三个解释变量的系数均为正值，物流供给系数是0.045和物流需求系数是0.34，且都通过了5%显著性水平的检验，物流需求对地区经济的影响更大一些，和江苏省城市相反，浙江的经济模式是个体私营经济为主，以家庭工业为起点，政府并不在经济发展中占主导地位，民营经济的活力促进了对物流的需求，也拉动了经济增长。
4 结束语
根据对长三角经济圈经济增长和物流业发展关系的研究，各地区的物流市场规模、供给规模、需求规模和经济增长之间存在着长期协整关系，回归结果显示物流市场规模、供给规模和需求规模都和经济增长正相关，能促进地区的经济发展，证实了物流是促进经济增长的主要动力之一，其中扩大市场规模拉动区域经济增长的能力较强，而供给规模和需求规模对经济的拉动作用较弱。但是通过江苏省沿江城市组别和浙北城市组别的回归结果可以看出，不同城市区域所面对的情况是不同的，物流业促进地区经济增长，还应和地区的实际情况相结合。
本文的不足之处，由于数据来源的局限性，只能从物流业的基建设施即公路、铁路和水路航道对物流业发展和经济增长的关系进行实证分析，而现代物流业不只是一个担负物资流转的社会经济角色，“现代”物流包括运输、储存、加工、包装、装卸、配送和信息处理等活动。在经济全球化和电子商务的双重推动下，物流业正在从传统物流向现代物流迅速转型。现代物流通过信息将各项物流功能活动有机地结合在一起，通过对信息的实时把握，控制物流系统按照预定的目标运行。信息技术在物流业的发展中起着不可小觑的作用，大数据时代只有对信息充分的掌握和运用，才能提高生产率，促进经济进一步发展。
参考文献：
[1] 赵立波. 物流产业发展与经济增长关系实证研究[J]. 中国流通经济，2012（10）：41-45.
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经济发展和经济增长范文4
【关键词】金融发展 经济增长 实证
一、引言
湖北省抓住国家正式提出武汉作为长江中游城市群中心城市的发展机遇适时地提出“建设中部金融中心”的目标。截至2012年，武汉市金融机构各项存款合计为1.31万亿人民币，各项贷款合计为1.16万亿人民币，存贷款规模位居中部城市第一。本文在对武汉市经济增长现状的数据分析之上，重点关注1995年至2012年以来武汉市金融领域发展与经济增长之间的关系，以期找到符合武汉市自身特色的金融发展模式和经济增长方式。为武汉市进一步深化经济体制改革，打造中部金融中心提供金融体制改革的建议。
二、武汉市金融发展与经济增长关系的实证研究
（一）方法和指标选取
本文所选数据为1995～2012年武汉市相关经济发展数据，属于时间序列数据范畴，数据处理方法为时间序列平稳性检验、协整检验以及格兰杰因果关系检验。经济指标选定实际国内生产总值增长率（RGDP）和产业优化度（IO）。金融指标选取金融机构效率（FIE）、金融相关比率（FIR）、固定资产投资指数（IFAI）和保险深度。
（二）数据来源及处理
本次实证所有原始数据取自《武汉统计年鉴》（1996～2013），采选数据有历年GDP、CPI、固定资产投资额、各种金融机构存贷款总额、保费收入、第二产业产值和第三产业产值。数据处理工具为Eviews6.0统计软件。经过处理后使用的实证数据如下：
表1 武汉市1995～2012年金融发展与经济增长数据
（三）实证检验过程
1.单位根检验。为避免直接应用时间序列数据造成伪回归现象，应先对该序列的平稳性作出判断，本文采用ADF检验来进行六个指标平稳性检验。
表2 变量的ADF检验结果
从单位根结果显示来看，RGDP、IO、FIR、FIE、IFAI和ID变量水平序列不是平稳的，而它们的一阶差分DRGDP、DIO、DFIR、DFIE、DIFAI和DID都拒绝含有单位根的假设，说明它们的一阶差分时间序列是平稳的。
2.协整检验。由六个指标之间存在一阶差分平稳的现象，可以推测金融发展指标和经济发展指标可能存在协整关系，本文采用Johansen协整检验来分析和检验武汉金融和经济数据的长期关系。
RGDP与金融发展指标的协整检验，检验结果如下所示：
表3 Johansen协整检验结果（最大特征值检验）
注：Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn（s） at the 0.05 level;*denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level; **MacKinnon-Haug-Michelis （1999） p-values.
由上面检验结果可知，在5%的显著性水平之下，RGDP和FIR、FIE、IFAI、ID之间存在四个协整向量，说明各个时间变量之间存在长期的相关关系。通过协整回归，得到协整关系的方程：
RGDP=0.5212ID+4.5593IFAI-1.5052FIE-0.4413FIR
由协整方程可以看出，GDP增长率与固定资产投资、保险业的发展具有显著正相关性，而与金融相关比和金融机构效率呈比较显著的负相关关系。IO与金融发展指标的协整检验，检验结果如下所示：
表4 Johansen协整检验结果（最大特征值检验）
注：Max-eigenvalue test indicates 3 cointegrating eqn（s） at the 0.05 level; * denotes rejection of the hypothesis at the 0.05 level; **MacKinnon-Haug-Michelis （1999） p-values.
由上面检验结果可知，在5%的显著性水平之下，IO和FIR、FIE、IFAI、ID之间存在四个协整向量，说明各个时间变量之间存在长期的相关关系。通过协整回归，得到协整关系的方程：
IS=-5.0542ID-0.0352FAI+0.1957FIR+0.5708FIR
由协整方程可以看出，产业优化度与保费收入、固定资产投资呈现负相关性，与金融相关比、金融机构效率呈现正相关关系。
3.向量误差修正模型。如果VAR模型中某些变量之间是协积的，则需要建立一个向量误差修正（VEC）模型。用VEC模型表示具有协整关系的VAR模型，能够同时反映短期波动和长期均衡关系，避免直接对非均衡时间序列数据回归可能造成的“伪回归”现象，其系数具有良好的经济解释。
表5 RGDP误差修正模型 表6 IO误差修正模型
从上面两表可看出误差修正项在调节数据失衡的速度和各变量对因变量的影响力度。从结果看，RGDP增加率自身方程ECM系数为0.7769，说明实际GDP增长率的实际值与均衡值有77.69%可以得到清除，调整力度是非常显著地。同时，IO自身方程ECM系数为0.3454，说明产业优化度的实际值与均衡值有34.54%差距可以得到修正，调整也较为显著。
4.格兰杰因果检验。协整检验只能说明金融发展与经济增长之间存在长期稳定的关系，但是不能指明两者之间的因果关系，因此在上面分析的基础上，本文将进一步检验各指标之间的因果关系，得出各指标间的因果方向。
表7 RGDP与金融发展指标的格兰杰因果检验（部分）
（四）实证结果分析
从单位根检验和协整检验结果可以看出，武汉市金融发展与经济增长各指标间都是一阶差分单整的，实际GDP增长率和产业优化度同金融发展各指标间存在协整关系，可以得到相应协整回归方程。从保险深度方面来看，保险业对经济增长总量上是正相关的，但在经济结构方面是负相关。这方面原因是武汉市经济发展水平不高制约了保险业的发展，使得保险业在发展的方向和结构上出现问题。从金融机构效率方面来看，FIE对经济增长总量上呈负相关，在经济结构方面是正相关。武汉市近十几年存款总额不断攀升，使其与贷款之间的差额越来越大，随着经济总量不断增加，出现了FIE下降或者停滞的现象，使相对关系上出现负相关。从金融相关比看，FIR与经济增长总量是负相关的，与经济结构方面是正相关的。武汉地处中部地区，金融活跃程度远远不如沿海，重大工程项目是通过政府投资而非通过金融体系进行融资获得，金融业自身发展反而不如经济总量发展迅速。从固定资产投资方面来看，其与经济总量呈现出很强的正相关，但从经济结构来看呈现出负相关。投资在武汉经济发展中担当重要角色，而通过金融机构融通资金并没有在投资中占据主要地位，因而并没有对经济的转型做出应有的贡献。
通过上述检验可看出，在最优滞后期为4阶时，金融发展各指标同经济增长间的格兰杰因果关系并不一致。RGDP是IFAI在5%置信水平区间下的格兰杰原因。ID是RGDP在5%置信水平区间下的格兰杰原因。IFAI是FIE在5%置信水平区间下的格兰杰原因。IFAI是IO在5%置信水平区间下的格兰杰原因。FIR是ID在5%置信水平区间下的格兰杰原因。
三、对武汉市金融与经济发展的建议
壮大金融主体，提高金融行业运营质量。稳定武汉市货币信贷总量的稳定合理增长，为企业融资创造优良的货币环境;鼓励民间资本发挥支持实体经济的作用。继续支持民间金融街的发展，在加强监管的大前提下，加快发展中小金融机构;提高保险业经营质量，积极发挥保险的功能和作用。严格规范非金融保险产品，加强保险消费者权益保护工作，同时改进保险资金运用比例，提高保险公司资金使用效率，促进金融市场发展;提高商业银行经营质量。提高贷款审批和发放效率，缩短企业融资链条，减少企业高息“过桥”融资，提高商业银行考核评价标准的质量，引导商业银行盲目扩大资产规模的经营理念;发挥资本股权市场的作用，支持引导武汉当地企业通过发行股票或债券募集发展资金。
参考文献
[1]谈儒勇.中国金融发展和经济增长关系的实证研究[J].经济研究，1999，10：53-61.
经济发展和经济增长范文5
【关键词】金融发展；经济增长；协整检验
一、引言
金融是现代经济的核心，对经济增长的作用更不可小看。现在不论是理论界还是在实践界中几乎所有的人都毫无保留的承认金融发展与经济增长之间存在密切的关系。我国经济学界关于金融发展与经济增长关系的研究出现于20世纪90年代。
中国幅员辽阔，每一个省都有自己的特色，河北省作为环围京津的唯一省份，在经济发展的大浪潮中也显出了自己的优势，但与其他沿海发达省份相比有相当大的差距。那么如何发展河北经济？需要解决哪些问题？这些疑问摆在了政府面前。本文主要探讨河北省的金融发展是否促进了经济增长，检验其金融发展与经济增长的相关性，并从金融发展的角度，提出河北省经济长期稳定增长的对策。
二、变量与研究方法简介
（一）变量的选取
鉴于数据的可获得性，选择FIR、FAE、FSS作为衡量河北省金融发展水平的指标。
金融相关比率FIR=金融资产存量之和/GDP，FIR是衡量一个国家或地区金融深化程度的最重要指标，一般用来衡量金融发展的规模。
金融中介效率FAE=贷款/存款，用来衡量金融机构将储蓄转为贷款的效率。
金融储蓄结构FSS=居民储蓄/全部存款，居民储蓄是金融存款的重要来源，FSS是衡量金融机构吸收居民储蓄的重要指标。
衡量经济增长的指标为实际地区生产总值，即地区生产总值与地区生产总值指数的比值，以剔除价格变动的影响。
（二）研究方法简介
1.VAR模型
向量自回归（VAR）是基于数据的统计性质建立模型，VAR模型把系统中的每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。VAR模型是处理多个相关经济指标的分析与预测最容易操作的模型之一。
2.协整检验
1987年Engle和Granger提出了协整理论及其方法，为非平稳序列的建模提供了另一种途径。虽然一些经济变量本身是非平稳序列，但是它们的线性组合却有可能是平稳序列。这种平稳的线性组合被称为协整方程且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。
3.脉冲响应函数
在实际应用中，由于VAR模型是一种非理论性的模型，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响如何，而是分析当一个误差项发生变化，或者说模型受到某种冲击时对系统的动态影响，这种分析方法称为脉冲响应函数方法。
4.方差分解
脉冲响应函数描述的是VAR中的一个内生变量的冲击给其他内生变量所带来的影响。而方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化（通常用方差来度量）的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解给出对VAR中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。
三、河北省金融发展与经济增长的实证分析
（一）单位根检验
运用Eviews对GDP，FIR，FAE，FSS变量进行单位根检验，由检验结果可知这四个序列不平稳，而他们的一阶差分变量DGDP，DFIR，DFAE，DFSS拒绝含有单位根的原假设，说明他们的一阶差分时间序列是平稳的，因此为典型的I（1）时间序列。
（二）Johansen协整检验
由于所有的变量经过ADF单位根检验，发现他们都是一阶差分平稳时间序列，服从I（1）单位根过程，满足建立VAR模型的条件，在此基础上我们进行协整检验。根据AIS，SC信息准则确定滞后阶数为1。把代表经济增长和金融发展的变量联合起来构建一个VAR（1）系统，来研究各个变量之间的相互作用。
由协整迹统计量检验和最大特征值统计量检验给出了相同的结果，在95%的置信水平下VAR（1）系统各变量之间存在一个协整关系，各系数都通过T检验，将协整关系写成数学表达式，并令其为E，即：E=GDP-0.887954*FIR+0.370206*FSS+0.744206*FAE
在对E进行单位根检验，发现序列是平稳的，说明我们在研究的时间内经济增长和金融发展存在长期的均衡关系。
（三）Granger因果检验
选择滞后一期，对河北省的实际地区生产总值与金融相关比率、金融中介效率、金融储蓄结构进行Granger因果关系检验。由软件运行结果显示可知，Granger因果关系检验的结果表明河北省经济增长是金融相关比率、金融中介效率、金融储蓄结构的格兰杰原因，即经济增长是金融发展的格兰杰原因，而金融发展不是经济增长的格兰杰原因。
（四）脉冲响应函数分析
从软件运行得出的脉冲响应表具体数据可以看出，GDP对其本身一个正的冲击有比较显著的反应，且随着时间的逐渐减弱趋于平稳，在第10期达到0.033367。这表明经济本身有自我促进的作用，当给国民经济某一冲击时，经过市场传递给下一轮国民经济的发展，且这一冲击具有显著的促进作用和较长的持续效应。再看一下金融发展各变量对经济增长的冲击效应：（l）当在本期给金融相关比率变量一个正的冲击后，在第1期国民经济几乎没有反应，而随后几期对国民经济有一个迅速拉动作用，在第4期达到最大0.097463，从第4期以后稍微减少并基本保持稳定。（2）当在本期给金融中介效率一个正的冲击后，在第一期经济也没有做出反应，但随后对经济的冲击却是负的冲击影响，在第2期达到最大-0.058005，其后逐渐回升。（3）当给金融储蓄结构一个正的冲击后，在第一期经济没有做出反应，其后对经济有着负的冲击影响，稍后随有所上升但冲击仍不显著。
（五）方差分解
本文主要考察金融发展对经济增长的贡献度，所以只对变量GDP做方差分解，分析经济变量本身和金融发展变量FIR、FAE和FSS的变动对经济增长的贡献度。根据方差分析表具体数据可以看出，对GDP的方差分解来自身的贡献最大，其中是FIR，其对经济增长的贡献率在逐渐增加，在第10期达到最大20.24691%；FAE对经济增长的贡献也在逐步增加；和FIR和FSS相比，FSS对经济增长的贡献相对弱一些，在第10期达到最大1.708535%。
四、对实证分析结果的理论解释和相关政策建议
实证的结果表明：河北省金融发展和经济增长之间存在着长期的协整关系。但Granger因果关系检验表明：金融业发展对经济增长没有直接因果关系。这样的结论可能与直观经验不一致，主要原因有以下几点：1.样本选择具有一定难度，FIR、FAE、FSS三个指标以20世纪90年代中期为界，前后数值变化很大，平稳阶数甚至不同，这可能是1994到1995年改革步伐加快，市场化程度在当时迅速提高的结果。如果仅选择1995年之后的数据，样本容量太小，无法进行协整检验；选择1978到2009年的数据，则拟合效果很差。2.其它衡量金融业发展水平的指标（直接融资比重、金融部门对私营企业贷款比重等等）由于数据不足未能选取。由于近年来投资工具日益丰富和民间金融的大范围客观存在，以存贷款余额之和来替代金融资产总量略显牵强，实证结果也表明这一指标对经济增长影响较小。
此外，就河北省经济、金融结构本身来讲，河北省经济体制改革滞后，金融机构所有制结构过于单一，金融中介发展缓慢，经济、金融活动受政策左右较大，充分竞争的空间有限，使得金融业未能更为有效地为经济建设服务。所以我们应该加快河北省金融的发展，使证券市场直接融资功能和银行等金融机构的间接融资功能得到充分的发挥，使其对经济增长发挥更大的促进作用，同时实现经济对金融的拉动作用，形成经济与金融的良性循环。
参考文献
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经济发展和经济增长范文6
[关键词] 双边自由贸易协定； 总产出；就业增长率；
一、引言
世贸组织机制下的多边贸易谈判，现在越来越演化成一种程序之争，在旷日持久的谈判中达成一种均衡。国际贸易政策向强化双边贸易关系倾斜在世贸组织解决争端的能力弱化时，另一类实惠的国际性合作机制开始快速发展，这就是双边自由贸易协定(FTA)。在各国的发展中，国际贸易对决定各国经济的增长与发展能力，以及一国经济地位的强弱起着非常重要的作用。最近几年，商品、劳务和生产要素的国际间交易日趋增加，各国都力图从中获得更多的好处，国际贸易的重要性正在不断提高。这可从中国的发展中看出，改革开放以来，国民经济的飞速发展离不开利用“两种资源”和打开“两个市场”经济战略思想的指导。充分利用国内资源和国外资源，积极打开国内市场和国际市场，并学会组织国内建设的本领和发展对外经济关系的本领，使我国对外经贸进入了迅猛发展的历史新阶段。进出口总值由1978年的206.4亿美元增长到2002年的6207.7亿美元，增长了30倍。2002年我国外贸总量已位居世界第5位，占国内生产总值的比重近半。2003年我国外贸进出口规模上升新台阶，大进大出的格局基本形成，是20世纪90年代以来增长最快的一年。2003年全年进出口总额达8512亿美元，比上年增长37.1%。其中出口额4384亿美元，增长34.6%；进口额4128亿美元，增长39.9% 。目前，我国对外贸易在GDP增长中稳稳占据着三驾马车之一的作用。在经济全球化日趋明显的今天，可以说，在我国内需不足的情况下，对外贸易的快速发展能有效刺激国内需求，从而为进一步促进GDP稳定增长发挥积极作用。总之，无论在长期还是在短期，对外贸易在中国的经济增长中都充分发挥了“发动机”效应，这也是古典经济学和现代经济学对于对外贸易对经济增长的贡献问题基本上达成的共识。
但是，中国入世后所面对的国际经济环境并不宽松，是一个竞争日益激烈，区域经济集团会发挥更大优势的国际市场。世界银行《2001年世界经济发展报告》指出，中国大陆作为国际市场的重要组成部分，其容量的扩张是有限的，特别是它无法满足旧经济行业的销售需求，也就是说中国大陆的传统市场马上就将陷入饱和状态。如果中国大陆与有关国家，特别是亚太地区的重要贸易伙伴有双边自由贸易协定，或者某个产业的战略合作框架协议，抑或某项专项市场的共同开发计划，那么中国产品在海外主要市场上的境遇就会大不相同。随着中国—东盟自由贸易区谈判启动，内地与香港更紧密经贸关系安排的顺利进展，以及中国—南非商签双边自由贸易协定的节奏加快，从此中国步入“后WTO时代”。在今后相当长一段时期，经济全球化和区域经济一体化将继续改变着世界经济格局。据WTO统计，到2002年底，全球有255个区域贸易协定（RTA），其中超过170个RTA已经实施。在所有RTA中双边FTA约占90%。至2003年4月底，WTO146个成员中绝大多数都参加了一个或一个以上的双边FTA。2002年1月至2003年5月，全球新建立19个双边FTA，另有70多个双边或区域FTA正在谈判准备实施之中。WTO估计，按照目前的态势，到2005年底，全球RTA将到达300个。但是，相比而言，中国到目前为此，仍没有参加任何一个双边自由贸易协定，这显然与中国作为一个贸易大国的地位很不相称。为了保持中国贸易大国的地位，为了实现经济的持续增长和逐步建立要素自由流动，内外经济相互融合的开放性经济体制，我国除了继续通过参与全球多边贸易自由化获取经济发展的要素条件和更多机会之外，还应当积极加入区域经济一体化进程。
本文将先从理论上分析双边贸易协定对我国经济的影响，然后再通过建立计量经济模型来定量分析双边贸易协定对我国经济的影响。为了衡量双边贸易协定对我国经济发展的影响，本文将使用总产出和就业增长率这两个指标来评价其影响。最后得出签署双边自由贸易协定对我国的经济发展有非常积极作用的结论。
二、理论分析
自由贸易协定（Free Trade Agreement，简写为FTA）是指两个或两个以上的国家（包括独立关税地区）根据WTO相关规则，为实现相互之间的贸易自由化所进行的地区性贸易安排。自由贸易区则指自由贸易协定的缔约方所形成的区域。签署FTA的实质就是双方根据各自的条件逐步消除贸易壁垒，减少政府对贸易活动的直接干预，逐步扩大开放程度，将一种受保护的贸易体制转向自由的贸易体制。这几年FTA的范围也扩大了，不仅包括商品贸易市场的开放，而且还涉及服务贸易、投资、政府采购和知识产权保护等更多领域的相互承诺。
FTA对自由贸易与经济的影响大致可分为两类：第一类是指由于自由贸易区域内成员相互间取消关税和贸易数量限制措施之后，各成员间贸易增加所产生的直接影响；第二类是贸易自由化后，资源可以在区域内重新优化配置，进而提高经济活动效率，导致各成员经济增长加快的间接效用。
在国际贸易理论中，常用“贸易创造效应”和“贸易转换效应”来描述第一类影响。贸易创造效应主要指区域内成员相互之间由于交易成本下降和贸易限制取消，导致本国的高成本产品被区域内其他成员低成本商品所代替以及本国的低成本商品在贸易限制取消后出口扩大，从而给区域内进出口双方带来更多贸易机会和经济利益。建立自由贸易区就可以减少相互之间的交易成本，增加贸易需求，使区域内各成员的产业分工更加合理，进而推动各成员经济增长。根据凯恩斯主义经济学理论，Y=C+I+G+X-M ( Y代表总产出，C代表居民消费，I代表投资，G代表政府支出，X代表出口，M代表进口)。我们知道，出口对总产出有正向作用，进口对总产出有负向作用。如果出口额大于进口额，则总产出将增加；如果出口额小于进口额，则总产出将减少。就业与总产出存在正相关关系，假定其他条件不变，总产出增加，就业率将上升；总产出减少，就业率将下降。
贸易转移效应是指原有与区域外国家之间的贸易往来，由于区域内交易成本的降低而可能被区域内成员之间的贸易所取代。这样区域内成员就可以减少对外部经济的依赖，有利于提高区域内各成员经济发展的稳定性和增长潜力。
第二类影响主要包括“市场扩张效应”和“促进竞争效应”。市场扩张效应是指贸易规模扩大，使生产和流通产生规模效益，并带来产业集聚效果。促进竞争效应是指随着区域统一市场的形成，将促进区域内垄断行业的竞争，提高生产率。根据C-D生产函数Y=AγKαLβ( K是资本存量，L是劳动力数量，A是技术水平)，我们知道，技术水平提高，总产出将增加。假定用市场效率来代指技术水平，则建立自由贸易区后就可以促进区域内的竞争，提高市场效率，进而促进区域内各成员总产出的增长。
三、实证分析
双边自由贸易协定就是使协议双方之间的贸易尽可能的自由化，而贸易自由化程度的直接度量为关税的下降，非关税措施和其它贸易限制的减少。但由于发展中国家的名义关税和实际关税往往存在巨大差异，且非关税壁垒措施的定量化存在困难，数据难以收集，因此许多经济学者用贸易自由化的结果来近似地表示贸易自由化的程度。在本文中，我们采用进口渗透率（进口额与总产出的比值）和出口导向率（出口额与总产出的比值）作为双边自由贸易协定后双边贸易自由化的衡量指标。
1、总产出的计量经济模型
研究双边自由贸易协定对总产出的影响，本文采用了Solow提出的含体现型技术进步的生产函数模型。此模型把技术进步要素作为一个变量，体现出其他要素质量的提高使得相同数量的要素投入量具有不同的产出效果。生产函数模型为：
Yt=AγtKαtLβt
(1)
式中，Yt为T期的总产量，Kt是T期的资本存量，Lt是T期使用的劳动力数量，参数α、β、γ分别是资本，劳动力与技术进步的产出弹性。At是T期的技术水平，是随时间变化的量，根据Romer(1986)、Lucas(1988)等的新经济增长理论，贸易开放主要通过加快本国技术进步，提高要素生产率来促进经济增长。我们采用Hine和Wright(1998)创建的模型，即：
At=eλ(M/Y)ηt(X/Y)δt
(2)
式中M/Y为T期的进口渗透率，X/Y为T期的出口导向率，λ、η、δ为参数。
我们将(2)式代入(1)式，并对方程取对数，可推出总产出与进口渗透率，出口导向率，资本存量及劳动力数量的关系。据此可建立回归方程：
LnY=C(1)+C(2)Ln(M/Y)+C(3)Ln(X/Y)+C(4)LnK+C(5)LnL
(3)
