构港深都会 ?m建
专题报告
港深都会经济效应分析报告
本报告是对港深都会的经济效应进行分析，主要包括五个部分：第一部分是港深都会的经济效应的理论基础，第二部分是港深都会的经济效应的模型分析设计，第三部分是港深都会对香港的经济效应分析，第四部分是港深都会对深圳的经济效应分析，第五部分是港深都会对港深整体的经济效应分析，第六部分是主要结论。
第一部分：港深都会经济效应分析的理论基础
一.关于港深合作研究成果的理论综述
港深合作一直是学术界关注的焦点，尤其是97香港回归以后，涌现出了一大批研究成果，具体来讲，可以分为两类：（1）探讨港深合作的可能模式和新机制；（2）分析和评估港深合作对两地所产生的经济效应。
在探讨港深合作的可能模式和新机制方面。董本建（2000）对香港回归后的深港关系进行研究，提出两地经济合作的三项基本原则和三大近期目标。甄峰等人（2000）则从深港合作的最新背景出发，提出“竞争互动式”区域发展模式，并对深港合作的新机制进行分析，最后提出了深港一体化的具体措施。周洁冰（2003）提出了互补互动的深港经济一体化模式，并对其进行了深入的思考。胡振国（2005）在其博士论文中，对深港经济合作进行了系统研究，分析了深港合作的四个可能模式，并提出了11个加强深港合作的具体对策。
在研究港深合作所产生的经济效应方面，定性分析的比较多。魏达志（2003）认为深港合作会产生双赢的效果，深港加强融合之后，城市的综合竞争力会大大增强，城市的经济功能也会不断强化，即城市的体量、体力、体质和体能都将获得数学或几何级数的增长。王可等人（2007）对深港一体化的经济效应进行深入探讨，认为深港一体化在经济上的收益体现在四个方面：经济成本的降低、经济产业的升级、资源的更大范围的优化配置、投资贸易的便利化。魏达志（2007）对CEPA之后深港要素流进行研究，认为深港之间商品、资本、劳力、服务等四大管制正在松动，四大流通包括生产产品和生产要素的双向流通，包括产品市场和要素市场的一体化已经初步成为现实。
港深合作经济效应的定量分析比较少。宋恩荣和王家尧（2000）定量分析内
地低素质移民、香港在内地直接投资的利润对香港经济增长的影响，结论认为：在20世纪90年代中期以来，内地的低素质移民每年拉低香港经济增长率约1%；香港对内地的直接投资利润每年拉动香港经济增长约 1.5%；因此，内地因素对香港经济增长的总体影响是正的。宋恩荣（2004）采用投入产出分析法，定量分析香港与珠三角融合的经济效应，认为：1995年，与珠三角相关的出口所带来的收入，占香港本地生产总值的16.6%，2002年更上升至23.8%；1995-2002年间，上述出口所带来的收入增长，差不多占期内本地生产总值增幅的76%。宋的研究仅局限于静态分析当年经济的影响，而未从动态的角度分析对经济增长率的影响。陶涛（2004）实证研究了1985到2002年香港直接投资对广东省经济增长的影响，结论认为：来自香港的直接投资是广东省经济增长的最主要驱动因素，香港直接投资每增长1%，将带动广东省经济增长0.15%，香港直接投资对广东省经济增长的贡献接近2/3。陈秀珍（2005）通过构建香港与内地经济一体化指数，实证分析香港与内地一体化对两地的经济效应，结论认为：香港与内地经济一体化程度每上升1%，推动香港、内地、广东、深圳的人均产出分别增长0.31%、0.39%、0.73%和0.87%。
从上述简要的文献回顾可以看到，尽管学术界目前仍没有从整体上分析港深都会的经济效应，但不同学者在不同的角度与层面的研究成果，验证了香港与内地经济一体化对两地经济增长具有正向作用。
二．港深都会的经济效应分析的假定前提
港深都会经济效应的分析，我们首先假定两地要素流动的进一步改善，这将优化两地资源配置、提高资源配置效率，在两地之间产生资源要素溢出效应，必然给两地经济增长带来双赢。
1．资源配置的优化效应
地理相连、强大的经济互补性和位势差，驱动两地之间的要素寻优推移，形成自下而上的“要素流动与渗透模式”，要素效率、要素价格与回报“趋同”，并通过对落后区域产业结构的优化升级及要素配置，达到了促进两地经济增长，改善两地经济效益的目的。
尽管深港之间的经济整合不能“自上而下”获得支撑，但由于地理邻近性导致交易成本相对较少，两地仍可通过民间与企业之间的互动，形成“自下而上”的区
域合作模式。以深港间的人流、车流和商品流量为例，在1979年前，深港间日平均车辆过境量仅200多辆，1982年达到2000多辆，而到1992年，经深圳口岸出入境的旅客和人员达4639万人次/年、车流量620万车次/年。2003年则达到 1.27亿人次/年、1336万车次/年。
2．要素流动的溢出效应
根据距离衰减原理，溢出效应随着区域间时空距离的增大而迅速递减。深港两地一河之隔，中心区时空距离不到1小时，人流、车流和商品流、资金流等十分频繁，知识、信息和人力资本等产生的溢出效应比较大。新增长理论表明，当知识、人力资本和信息等的溢出效应足够大时，相邻区域间的地理渗透效应和区域经济增长相互传递机制，将极大促进后发地区经济发展和减少区域差距。深圳作为后发区域及跟随者，通过引进模仿、边干边学，自我能力强化等，成功实现了追赶式高速增长,“区域角色”渐渐实现从“落后—起步”至“追赶—超越”的转换。
第二部分：港深都会经济效应分析的模型设计
一．模型分析框架
本报告以假定前提为出发点进行采集数据并进行实证检验，以检查结果为基础分析设计港深都会经济效应分析模型。
图4－1港深都会经济效应的分析框架
二．分析方法与模型
根据本报告的研究框架与研究假设，并针对研究样本数据的特性。本报告主要采用Eviews4.1软件作为实证分析的主要工具，分析方法主要是时间序列分析法，所采用的模型是时间序列模型，包括：双对数模型和半对数模型。为了刻画97冲击和CEPA冲击的经济效应，我们引入了两个虚拟变量：TD1、TD2。1997-2003年，TD1赋值为1；2004年以后，TD2赋值为1；否则，TD1、TD2都为0。
1．双对数模型
回归模型经常使用的形式是双对数线性模型，考虑如下形式的一元非线性函数：
y=γxβ1ε（1）模型可变换为
ln(y)=ln(γ)+β1ln(x)+ln(ε)（2）
令β0=ln(γ)，μ=ln(ε)，则
ln(y)=β0+β1ln(x)+μ（3）
对于多个解释变量的情形（比如K个），式（3）扩展为
ln(y)=β0+Σβi ln(x i)+μi=1,2,…K
上述模型是线性模型，因为参数是以线性形式出现在模型中的，而且，虽然原来的变量之间是非线性关系，但因变量和自变量的对数形式是线性关系，因而可以叫做双对数线性模型。
容易看出，这个模型中解释变量的系数就是弹性，对于多元双对数模型，βi 称为偏弹性。它度量了在其它变量保持不变的条件下，解释变量x i对因变量y 的弹性影响。双对数模型的估计方法可以采用最小二乘估计法（OLS）。
2．半对数模型
线性模型与对数线性模型的混合就是半对数模型
y=еβ0+β1x+μ
或
ln(y)=β0+β1x+μ
这个模型也是线性模型，因为参数是以线性形式出现在模型中的，而且，虽
然原来的变量之间是非线性关系，但因变量的对数形式与自变量之间是线性关系，因此可以称其为半对数线性模型。类似双对数模型，半对数模型也可以采用OLS估计。
半对数模型又称增长模型，经常用来度量因变量的平均增长率。如果x取“时间”t，即按时间顺序依次取值为1,2,…,T，变量t的系数β1度量了ln(y)随时间向前推进产生的变化。如果β1为正，则有随时间向上增长的趋势；如果β1为负，则有随时间向下的趋势，因此t可称为趋势变量，而且β1是y的平均增长率。宏观经济模型表达式中常有时间趋势，在研究经济长期增长或确定性趋势成分时，常常将产出取对数，然后用时间t作解释变量建立回归方程。
三．变量选取和数据来源
港深合作是香港与内地合作的一个重要的组成部分，属于次经济区域合作，因此“港深都会”也具有次区域合作的特征。在有关数据的选择上，由于港深之间的数据和香港与内地之间的数据无法分离，因此香港的要素变量主要采用“内地－香港”的总体数据，而深圳的要素变量主要采用“香港－深圳”数据。这种选择一方面考虑的是数据的可获得性和权威性，另一方面，这些数据对港深合作的趋势的反映也是正确的。本研究共选取五类变量，即经济效应变量、资金流动变量、物资流动变量、人口流动变量和虚拟变量。以下是对这五类变量的界定，所有数据均来自两地历年统计年鉴和官方网站。
变量1：经济效应变量（GDP）。GDP是反映经济效应的重要指标，它综合反映了建构“港深都会”对两地经济增长的影响。港深两地的经济效应指标均采用GDP。
变量2：资金流动变量（CF）。资金流动改善了港深两地的资源配置效益，也带动了金融等相关产业的发展，从而有助于两地经济效应的提高。香港的资金流动指标采用“香港对内地的负债”，它可以从一个侧面反映从内地流到香港的资金量；考虑到“香港对深圳的直接投资”是构成“深圳对香港的负债”的主体，深圳的资金流动指标采用“香港对深圳的直接投资”。
变量3：物资流动变量（TF）。物资流动可以带动物流、运输等相关产业的发展，从而促进港深两地经济效应的提高。香港的物资流动指标采用“香港与内地贸易量（包括转口贸易）”；深圳的物资流动指标采用“深圳口岸陆路货运
量”。
变量4：人口流动变量（LF）。人口流动可以带动旅游、零售等相关产业的发展，劳动力的自由流动可以改善劳动力资源配置，提高两地的经济效应。香港的人口流动指标采用“内地访港旅客人数”；深圳的人口流动指标采用“赴内地的离港人数”。
变量5：虚拟变量（TD）。港深合作是一个深刻的制度变迁过程，每一次合作的深入，都会对三大要素流和两地的经济效应产生一定的冲击，为了刻画这种制度变迁的冲击效应，本研究引入时期虚拟变量TD1、TD2。其中，TD1刻画“1997冲击效应”，TD2刻画“CEPA冲击效应”；1997-2003年间，TD1赋值为1，其它时间段赋值为0；2004-2010年间，TD2赋值为1，其它时间段赋值为0。
依据上述模型设计和分析方法，我们将从建构“港深都会”对香港、深圳和港深整体产生的经济效应进行分析。分析基于这样一个思路：港深合作是一个渐进的过程，在这个过程中，产生了三次比较重要的冲击：1997年，香港回归，称为“1997冲击”；2004年，CEPA正式实施，称为“CEPA冲击”；2010年，港深合作实现重大突破，“港深都会”初步形成，称为“2010冲击”；到2017年，建构“港深都会”进入中期实施阶段，港深经济和社会生活一体化程度大大提高。
第三部分：港深都会对香港的经济效应分析本报告对香港的经济效应进行分析，是基于这样一个思路：首先,对香港的GDP进行趋势分析，并估计没有受到2010冲击的香港GDP数据（2011-2017）；其次，对三大要素流进行趋势分析，并估计受到2010冲击的三大要素流数据（2011-2017）；最后，采用1985-2010年数据，估计香港GDP与三大要素流之间的计量关系，并以此为估计模型，代入受到2010冲击的三大要素流数据（2011-2017），估计受到2010冲击的香港GDP数据（2011-2017），并与没有受到冲击的香港GDP数据进行比较，可以得到港深都会对香港GDP的绝对贡献和相对贡献值。
一．对香港GDP的趋势分析与估计
1．对香港GDP的趋势分析
本报告以时间t为解释变量，并引入两个时期虚拟变量，具体计量模型如下：lnGDP=α0+α1*TD1+α2*TD2+(β0+β1*TD1+β2*TD2)*t
其中，GDP代表香港本地生产总值，t代表时间（1985年赋值为1，1986年赋值为2，依次类推），TD1、TD2为虚拟变量；α1、β1代表“97冲击效应”，α2、β2代表“CEPA冲击效应”。
本报告采用时间序列数据（1985-2005），对香港GDP的增长趋势进行分析，所采用的分析软件是Eviews4.1，其结果参见附表1、2，表4-1是对其分析结果的归纳与总结。
表4-1香港GDP增长趋势的计量分析结果（1985-2005）
被解释变量：本地生产总值（lnGDP）
方程一方程二
解释变量估计系数t值估计系数t值常数α013.2890368***α013.2890380*** TD1α10.2965 1.99*α10.2995 2.53** TD2α2-0.0019-0.09α2
tβ00.058814.0***β00.058814.4*** TD1*tβ1-0.0293-3.07***β1-0.0295-3.88*** TD2*tβ2-0.0112-4.04***β2-0.0113-4.54***调整的R20.98350.9845
F统计量239(0.0000)319(0.0000)
D-W值 1.44 1.43
估计方法OLS OLS
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
在表4-1中，方程1是所有解释变量的计量结果，方程2是剔除了统计上不显著的变量后的计量结果。
由方程二可以看出：所有参系数的估计值都在5%、1%水平上显著，模型通过参数检验；调整后的R2为0.9845，F统计量为319（P=0.0000），表明模型整体拟和良好；D-W值为 1.43，表明数据不存在显著的序列相关性，模拟结果是可信的。
就参系数而言，β0的估计值为0.0588，这表明：1985-1997年间，香港GDP 年均递增 5.88%；β1的估计值为-0.0295，则（β0+β1）的值为0.0293，这表明：1998-2003年间，香港GDP年均递增 2.93%；β2的估计值为-0.0113，则（β0+β2）的值为0.0475，这表明：2004-2005年间，香港GDP年均递增 4.75%。
2．对香港GDP的估计
在2006－2017年间，假定不会发生足以显著影响香港经济发展的事件，假定物价水平与2000年保持一致，则可以用CEPA效应模型对2006－2017年间的GDP进行估计，具体估计结果如下（表4-2）：
表4-2香港GDP增长趋势的估计值（2006-2017）
年份GDP/百万港币年份GDP/百万港币
2006169693320122241759
2007177753820132348242
2008186197120142459784
2009195041420152576624
2010204305920162699013
2011214010420172827217
二．对要素流的趋势分析与估计
1．对资金流的趋势分析与估计
a)对资金流的趋势分析
本报告以时间t为解释变量，并引入两个时期虚拟变量，具体计量模型如下：lnCF=α0+α1*TD1+α2*TD2+(β0+β1*TD1+β2*TD2)*t
其中，CF代表香港对内地的负债总额，t代表时间（1985年赋值为1，1986年赋值为2，依次类推），TD1、TD2为虚拟变量；α1、β1代表“97冲击效应”，α2、β2代表“CEPA冲击效应”。
本报告采用时间序列数据（1985-2005），对资金流的增长趋势进行分析，所采用的分析软件是Eviews4.1，其结果参见附表3、4，表4-3是对其分析结果的归纳与总结。
表4-3资金流变化趋势的计量分析结果（1985-2005）
被解释变量：香港对内地的负债总额（lnCF）
解释变量
方程一方程二
估计系数t值估计系数t值常数α011.692507.7***α011.681431*** TD1α10.08710.302α1
TD2α2-0.0897-0.953α2-0.102-2.22** tβ00.057513.23***β00.059816.9*** TD1*tβ1-0.0035-0.176β1
TD2*tβ20.0150 2.425**β20.0138 6.59***调整的R20.96670.9699
F统计量239(0.0000)216(0.0000)
D-W值 2.18 2.17
估计方法OLS OLS
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
在表4-3中，方程1是所有解释变量的计量结果，方程2是剔除了统计上不
显著的变量后的计量结果。
由方程二可以看出：所有参系数的估计值都在5%、1%水平上显著，模型通
过参数检验；调整后的R2为0.9699，F统计量为216（P=0.0000），表明模型整
体拟和良好；D-W值为 2.17，表明数据不存在显著的序列相关性，模拟结果是
可信的。
就参系数而言，β0的估计值为0.0598，这表明：1985-1997年间，香港对内
地的负债年均递增 5.98%；β1的估计值不显著，这表明：1998-2003年间，香港
对内地的负债年均递增 5.98%；β2的估计值为0.0138，则（β0+β2）的值为0.0736，
这表明：2004-2005年间，香港对内地的负债年均递增7.36%。
b)对资金流的估计
在2006－2010年间，假定不会发生足以显著影响资金流变化的事件，假定
物价水平与2000年保持一致，则可以用CEPA效应模型对2006－2010年间的资
金流进行估计，具体估计结果如下（表4-4）：
表4-4资金流变化趋势的估计值（2006-2010）
年份20062007200820092010
510417547984588316631616678103
资金流/
百万港元
假定2010年，港深一体化有重大突破，对资金流动产生一定冲击，取97
冲击和CEPA冲击的加权平均值，得到以下估计模型：
lnCF=11.6299+0.0667*t
采用如上模型对2011-2017年间的资金流进行估计，具体结果如下（表4-5）：
表4-5资金流变化趋势的估计值（2011-2017）
年份2011201220132014201520162017 7233327715798230438779409364999989631065594资金流/
百万港元
2．对物流的趋势分析与估计
c)对物流的趋势分析
本报告以时间t为解释变量，并引入两个时期虚拟变量，具体计量模型如下：lnTF=α0+α1*TD1+α2*TD2+(β0+β1*TD1+β2*TD2)*t
其中，TF代表香港与内地的贸易总额（包括转口贸易），t代表时间（1985年赋值为1，1986年赋值为2，依次类推），TD1、TD2为虚拟变量；α1、β1代表“97冲击效应”，α2、β2代表“CEPA冲击效应”。
本报告采用时间序列数据（1985-2005），对物流的增长趋势进行分析，所采用的分析软件是Eviews4.1，其结果参见附表5、6，表4-6是对其分析结果的归纳与总结。
表4-6物流变化趋势的计量分析结果（1985-2005）
被解释变量：香港与内地的贸易总额（lnTF）
解释变量
方程一方程二
估计系数t值估计系数t值常数α012.742111.6***α013.24277.2*** TD1α10.3273 1.581α1
TD2α2-1.1183-5.386***α2
tβ00.14509.839***β00.08988.57*** TD1*tβ1-0.0570-3.154***β1-0.0089-2.59** TD2*tβ20.0253 1.4810β2
AR（1）0.6710 6.20***调整的R20.97050.9852
F统计量132(0.0000)
D-W值0.9615 2.17
估计方法OLS AR（1）
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
在表4-6中，方程1是所有解释变量的计量结果，方程2是剔除了统计上不显著的变量后，并对原数据的序列相关性进行修正的计量结果。
由方程二可以看出：所有参系数的估计值都在5%、1%水平上显著，模型通过参数检验；调整后的R2为0.9852，表明模型整体拟和良好；D-W值为 2.17，表明原数据的序列相关性已经得到修正，模拟结果是可信的。
就参系数而言，β0的估计值为0.0898，这表明：1985-1997年间，香港与内地的贸易总额年均递增8.98%；β1的估计值为-0.0089，则（β0+β1）的值为0.0809，这表明：1998-2003年间，香港与内地的贸易总额年均递增8.09%；β2的估计值不显著，这表明：2004-2005年间，香港与内地的贸易总额年均递增8.98%；
d)对物流的估计
在2006－2010年间，假定不会发生足以显著影响物流变化的事件，假定物
价水平与2000年保持一致，则可以用CEPA效应模型对2006－2010年间的物流
进行估计，具体估计结果如下（表4-7）：
表4-7物流变化趋势的估计值（2006-2010）
年份20062007200820092010
43104804697562511940355791256080130物流/
百万港元
假定2010年，港深一体化有重大突破，对物流产生一定冲击，取97冲击和CEPA冲击的加权平均值，得到以下估计模型：
lnTF=13.2424+0.0853*t
采用如上模型对2011-2017年间的物流进行估计，具体结果如下（表4-8）：
表4-8物流变化趋势的估计值（2011-2017）
年份2011201220132014201520162017 65987657161640777252884355249155074993600210783543物流/
百万港元
3．对自由人流动的趋势分析与估计
e)对自由人流动的趋势分析
本报告以时间t为解释变量，并引入两个时期虚拟变量，具体计量模型如下：lnLF=α0+α1*TD1+α2*TD2+(β0+β1*TD1+β2*TD2)*t
其中，LF代表大陆访港旅客人数，t代表时间（1985年赋值为1，1986年
赋值为2，依次类推），TD1、TD2为虚拟变量；α1、β1代表“97冲击效应”，α2、β2代表“CEPA冲击效应”。
本报告采用时间序列数据（1985-2005），对自由人流动的增长趋势进行分析，所采用的分析软件是Eviews4.1，其结果参见附表7、8，表4-9是对其分析结果
的归纳与总结。
表4-9自由人流动变化趋势的计量分析结果（1985-2005）
被解释变量：大陆访港旅客人数（lnLF）
解释变量
方程一方程二
估计系数t值估计系数t值常数α012.70028.44***α012.38265.58*** TD1α1-0.917-1.686α1-0.4179-3.51*** TD2α2 3.1447.041***α2 3.462018.34*** tβ00.1722 4.110***β00.204010.97*** TD1*tβ10.04310.9304β1
TD2*tβ2-0.1484-3.541***β2-0.1802-9.68***调整的R20.98040.9798
F统计量131(0.0000)159(0.0000)
D-W值 1.97 1.90
估计方法OLS OLS
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
在表4-9中，方程1是所有解释变量的计量结果，方程2是剔除了统计上不显著的变量后的计量结果。
由方程二可以看出：所有参系数的估计值都在1%水平上显著，模型通过参数检验；调整后的R2为0.9798，F统计量为159（P=0.0000），表明模型整体拟和良好；D-W值为 1.90，表明数据不存在显著的序列相关性，模拟结果是可信的。
就参系数而言，β0的估计值为0.2040，这表明：1985-1997年间，大陆访港旅客人数年均递增20.40%；β1的估计值不显著，这表明：1998-2003年间，大陆访港旅客人数年均递增20.40%；β2的估计值为-0.1802，则（β0+β2）的值为
0.0238，这表明：2004-2005年间，大陆访港旅客人数年均递增 2.38%。
f)对自由人流动的估计
在2006－2010年间，假定不会发生足以显著影响自由人流动变化的事件，则可以用CEPA效应模型对2006－2010年间的自由人流动进行估计，具体估计结果如下（表4-10）：
表4-10自由人流动变化趋势的估计值（2006-2010）年份20062007200820092010 1283988513145474134583371377864514106577
人口流动/
人次
假定2010年，港深一体化有重大突破，对自由人流动产生一定冲击，同时，考虑到自由人流动存在一个“天花板”，故继续采用CEPA估计模型：lnLF=15.8437+0.0238*t
采用如上模型对2011-2017年间的自由人流动变化趋势进行估计，具体结果
如下（表4-11）：
表4-11自由人流动变化趋势的估计值（2011-2017）
年份2011201220132014201520162017 14442313147860401513794815498231158670891624472616631351自由人流
动/人次
三．港深都会对香港的经济效应分析
1．对香港GDP与三大要素流之间关系的模拟分析
本报告以“香港对内地的负债”、“香港与内地的贸易量”、“内地赴香港旅客
人数”为解释变量，以“香港本地生产总值”为被解释变量，并引入两个时期虚拟
变量，具体计量模型如下：
lnGDP=α0+α1*TD1+α2*TD2+(β0+β1*TD1+β2*TD2)*lnCF+
(β3+β4*TD1+β5*TD2)*lnTF+(β6+β7*TD1+β8*TD2)*lnLF
其中，GDP代表香港本地生产总值，CF代表香港对内地的负债，TF代表
香港与内地的贸易量，LF代表内地赴香港旅客人数；β0、β3、β6都是弹性系数，
刻画GDP增长对要素流变化的弹性，即每1%的要素流变化能带来多少个百分点
的GDP变化；TD1、TD2都是时期虚拟变量，α1、β1、β4、β7代表“97冲击效
应”，α2、β2、β5、β8代表“CEPA冲击效应”。
本报告采用时间序列数据（1985-2010），对香港GDP与三大要素流之间的
关系进行分析，所采用的分析软件是Eviews4.1，其结果参见附表9，表4-11是
对其分析结果的归纳与总结。
表4-11对香港GDP与三大要素流之间关系的计量分析结果
解释变量
被解释变量：香港本地生产总值（lnGDP）
估计系数t值
常数α07.439925.86***
TD1α1 1.2075 3.53***
TD2α2-10.2253-4.00***
lnCFβ00.1377 4.80***
lnTFβ30.26837.13***
lnLFβ60.0653 2.34**
TD1*lnLFβ7-0.0796-3.52***
TD2*lnLFβ80.6199 3.98***
调整的R20.9979
F统计量1715（0.0000）
D-W值 1.78
估计方法OLS
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
由表4-11可以看出：所有参系数的估计值都在5%、1%水平上显著，模型通过参数检验；调整后的R2为0.9979，F统计量为1715（P=0.0000），表明模型整体拟和良好；D-W值为 1.78，表明数据不存在显著的序列相关性，模拟结果是可信的。
2．港深都会对香港的经济效应分析
由上文的计量分析结果，可以得到CEPA冲击效应模型，我们以此作为香港的经济效应分析模型，具体如下：
lnGDP=-2.7854+0.1377*lnCF+0.2683*lnTF+0.6852*lnLF
其中，GDP代表香港本地生产总值，CF代表香港对内地的负债总额，TF 代表香港与内地的贸易总额（包括转口贸易），LF代表大陆赴香港旅客人数。
资金流的估计系数为0.1377，这表明：香港对内地的负债总额每增加1%，香港本地生产总值增加0.1377个百分点；
物流的估计系数为0.2683，这表明：香港与内地的贸易总额（包括转口贸易）每增加1%，香港本地生产总值增加0.2683个百分点；
人口流动的估计系数为0.6852，这表明：大陆赴香港旅客人数每增加1%，香港本地生产总值增加0.6852个百分点。
2010年，“港深都会”迈出了实质性一步，两地经济和社会生活一体化程度大大提高，对要素流动产生了冲击，依次代入历年（2011-2017）要素估计值，可以估计受到冲击后的香港GDP，并把它与没有受到冲击的香港GDP进行比较，可以估计“港深都会”对香港GDP的相对贡献值，即当年GDP增长率的增加量。具体结果如下：
表4-12港深都会对香港的经济效应分析
年份没有考虑2010冲击的GDP/
百万港元考虑2010冲击的GDP/
百万港元
相对贡献
（%）
2011214010421467980.31%
2012224175922500960.37%
2013234824223583630.43%
2014245978424718400.49%
2015257662425907770.55%
2016269901327154380.61%
2017282721728460960.67%
由表4-12可以看出，港深都会对香港GDP的贡献存在两个特征：
首先，“港深都会”对香港的GDP产生了正的冲击，2011-2017年间，所有的贡献值都是正数；表明“港深都会”提高了港深两地的要素流动，改善了港深两地的要素资源配置，有效促进了香港GDP的增长。
其次，“港深都会”对香港GDP的冲击效应呈现逐渐放大的趋势，2011年，“港深都会”对香港GDP的相对贡献为0.31%，即“港深都会”使香港当年的GDP增长率提高了0.31个百分点；此后，这个数据逐年增高，2017年，“港深都会”对香港GDP的相对贡献上升到0.67%，即，“港深都会”使香港当年的GDP增长率提高了0.67个百分点。
第四部分：港深都会对深圳的经济效应分析本报告对深圳的经济效应进行分析，是基于这样一个思路：港深合作是一个渐进的过程，假定从2004年CEPA正式实施开始，到2010年，港深都会有了重大突破，港深一体化初见雏型（称为2010冲击）；到2017年，港深都会进入中期实施阶段，港深一体化程度大大提高。
由此，本报告首先对深圳的GDP进行趋势分析，并估计没有受到2010冲击的深圳GDP数据（2011-2017）；其次，对三大要素流进行趋势分析，并估计受到2010冲击的三大要素流数据（2011-2017）；最后，采用1985-2010年数据，估计深圳GDP与三大要素流之间的计量关系，并以此为估计模型，代入受到2010冲击的三大要素流数据（2011-2017），估计受到2010冲击的深圳GDP数据（2011-2017），并与没有受到冲击的深圳GDP数据进行比较，可以得到港深都会对深圳GDP的绝对贡献和相对贡献值。
一．对深圳GDP的趋势分析与估计
1．对深圳GDP的趋势分析
本报告以时间t为解释变量，并引入两个时期虚拟变量，具体计量模型如下：lnGDP=α0+α1*TD1+α2*TD2+(β0+β1*TD1+β2*TD2)*t
其中，GDP代表深圳本地生产总值，t代表时间（1985年赋值为1，1986年赋值为2，依次类推），TD1、TD2为虚拟变量；α1、β1代表“97冲击效应”，α2、β2代表“CEPA冲击效应”。
本报告采用时间序列数据（1985-2005），对深圳GDP的增长趋势进行分析，所采用的分析软件是Eviews4.1，其结果参见附表10，表4-13是对其分析结果的归纳与总结。
表4-13深圳GDP增长趋势的计量分析结果（1985-2005）解释变量
被解释变量：本地生产总值（lnGDP）
估计系数t值常数α012.3945152***
TD1α1 1.806420.9***
TD2α2 2.275727.9***
tβ00.321232.6*** TD1*tβ1-0.1538-15.3***
TD2*tβ2-0.1761-17.9***
调整的R20.9982
F统计量2241(0.0000)
D-W值 1.66
估计方法OLS
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
由表4-13可以看出：所有参系数的估计值都在1%水平上显著，模型通过参数检验；调整后的R2为0.9982，F统计量为2241（P=0.0000），表明模型整体拟和良好；D-W值为 1.66，表明数据不存在显著的序列相关性，模拟结果是可信的。
就参系数而言，β0的估计值为0.3212，这表明：1985-1997年间，深圳GDP 年均递增32.12%；β1的估计值为0.1538，则（β0+β1）的值为0.1674，这表明：1998-2003年间，深圳GDP年均递增16.74%；β2的估计值为-0.1761，则（β0+β2）的值为0.1451，这表明：2004-2005年间，深圳GDP年均递增14.51%。
2．对深圳GDP的估计
在2006－2017年间，假定不会发生足以显著影响深圳经济发展的事件，假
定物价水平与1999年保持一致，则可以用CEPA效应模型对2006－2017年间的GDP进行估计，具体估计结果如下（表4-14）：
表4-14深圳GDP增长趋势的估计值（2006-2017）
年份GDP/万元年份GDP/万元
2006537730422012121234184
2007615755102013138825265
2008705101172014158968811
2009807411342015182035185
2010924566742016208448490
20111058721372017238694366
二．对要素流的趋势分析与估计
1．对资金流的趋势分析与估计
a)对资金流的趋势分析
本报告以时间t为解释变量，并引入两个时期虚拟变量，具体计量模型如下：lnCF=α0+α1*TD1+α2*TD2+(β0+β1*TD1+β2*TD2)*t
其中，CF代表香港对深圳的直接投资，t代表时间（1985年赋值为1，1986年赋值为2，依次类推），TD1、TD2为虚拟变量；α1、β1代表“97冲击效应”，α2、β2代表“CEPA冲击效应”。
本报告采用时间序列数据（1985-2005），对资金流的增长趋势进行分析，所采用的分析软件是Eviews4.1，其结果参见附表11、12，表4-15是对其分析结果的归纳与总结。
表4-15资金流变化趋势的计量分析结果（1985-2005）
被解释变量：香港对深圳的直接投资（lnCF）
解释变量
方程一方程二
估计系数t值估计系数t值常数α012.085729.03***α011.084424.04*** TD1α1 1.1358 1.39α1 2.2714 2.61** TD2α2-2.3067-5.54***α2-2.3196-4.24** tβ00.1473 3.14***β00.2479 5.40*** TD1*tβ1-0.0793-1.24β1-0.1845-2.75** TD2*tβ20.0545 1.16β2
AR（1）0.4767 3.38***调整的R20.79160.9473
F统计量15.4(0.0000)
D-W值0.76 1.76
估计方法OLS AR（1）
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
在表4-15中，方程1是所有解释变量的计量结果，方程2是剔除了统计上
不显著的变量后，并对原数据的序列相关性进行修正的计量结果。
由方程二可以看出：所有参系数的估计值都在5%、1%水平上显著，模型通
过参数检验；调整后的R2为0.9473，表明模型整体拟和良好；D-W值为 1.76，
表明原数据的序列相关性已经得到修正，模拟结果是可信的。
就参系数而言，β0的估计值为0.2479，这表明：1985-1997年间，香港对深
圳的直接投资年均递增24.79%；β1的估计值为-0.1845，则（β0+β1）的值为0.0634，这表明：1998-2003年间，香港对深圳的直接投资年均递增 6.34%；β2的估计值
不显著，这表明：2004-2005年间，香港对深圳的直接投资年均递增24.79%。
b)对资金流的估计
在2006－2010年间，假定不会发生足以显著影响资金流变化的事件，假定
物价水平与1999年保持一致，则可以用CEPA效应模型对2006－2010年间的资金流进行估计，具体估计结果如下（表4-16）：
表4-16资金流变化趋势的估计值（2006-2010）年份20062007200820092010
15259361904215237627029653483700457资金流
/万元
假定2010年，港深一体化有重大突破，对资金流动产生一定冲击，取97冲击和CEPA冲击的加权平均值，得到以下估计模型：
lnCF=11.0603+0.1557*t
采用如上模型对2011-2017年间的资金流进行估计，具体结果如下（表4-17）：表4-17资金流变化趋势的估计值（2011-2017）年份2011201220132014201520162017 42766184942488571203366013967629234881710510189929资金流
/万元
2．对物流的趋势分析与估计
c)对物流的趋势分析
本报告以时间t为解释变量，并引入两个时期虚拟变量，具体计量模型如下：lnTF=α0+α1*TD1+(β0+β1*TD1)*t
其中，TF代表深圳口岸陆路货运量，t代表时间（1985年赋值为1，1986年赋值为2，依次类推），TD1为虚拟变量；α1、β1代表“97冲击效应”。
本报告采用时间序列数据（1985-2005），对物流的增长趋势进行分析，所采用的分析软件是Eviews4.1，其结果参见附表13、14，表4-15是对其分析结果的归纳与总结。
表4-15物流变化趋势的计量分析结果（1985-2005）
被解释变量：深圳口岸陆路货运量（lnTF）
解释变量
方程一方程二
估计系数t值估计系数t值常数α08.4836152.40***α08.813919.81*** TD1α1 1.924023.02***α1 1.7054 3.54*** tβ00.108612.85***β00.0738 1.94* TD1*tβ1-0.0992-10.78***β1-0.0706-1.76*
AR（1）0.7178 3.24***调整的R20.99050.9937
F统计量694.7(0.0000)
D-W值0.9426 2.36
估计方法OLS AR（1）
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著。
在表4-15中，方程1是对原始数据的计量结果，方程2是对原数据的序列相关性进行修正的计量结果。
由方程二可以看出：所有参系数的估计值都在10%、1%水平上显著，模型通过参数检验；调整后的R2为0.9937，表明模型整体拟和良好；D-W值为 2.36，表明原数据的序列相关性已经得到修正，模拟结果是可信的。
就参系数而言，β0的估计值为0.0738，这表明：1985-1997年间，深圳口岸陆路货运量年均递增7.38%；β1的估计值为-0.0706，则（β0+β1）的值为0.0032，这表明：1998-2005年间，深圳口岸陆路货运量年均递增0.32%。
d)对物流的估计
在2006－2010年间，假定不会发生足以显著影响物流变化的事件，则可以用CEPA效应模型对2006－2010年间的物流进行估计，具体估计结果如下（表4-16）：
表4-16物流变化趋势的估计值（2006-2010）年份20062007200820092010
物流/千吨3905939184393093943539561假定2010年，港深一体化有重大突破，对物流产生一定冲击，取97冲击和CEPA冲击的加权平均值，得到以下估计模型：
lnTF=9.6666+0.0385*t
外交学院 2012 — 2013学年第一学期期末考试 论文题目浅谈中国-东盟自由贸易区的经济效应、 课程名称国际一体化经济 课程号及课序号 12301034 学号 201015018 姓名李玮琳 班级 2010511 提交时间 2013/03/04
摘要 CAFTA是一种新型自由贸易区，内容不仅涉及到货物贸易，还包括服务贸易、投资、经济合作等诸多方面。驱动中国—东盟自由贸易区形成的是经济利益，而只有双方的利益共赢才能使得各方合作更加深入。本文回顾了CAFTA的建立和发展历程，分析其建立取得的经济效应。并针对现今仍然存在的一些制约CAFTA 发展的问题，找到适当的策略，以促进CAFTA的进一步健康发展。 关键词：中国-东盟自由贸易区经济效应中国推进CAFTA进程的策略选择
引言 (1) 一、中国—东盟自由贸易区的建立 (1) 二、中国—东盟自由贸易区的经济效应 (3) （一）中国—东盟自由贸易区的静态经济效应 (3) 1.贸易扩大效应 (3) 2.贸易重整效应 (4) 3.社会福利效应 (5) （二）中国—东盟自由贸易区的动态经济效应 (5) 1.投资效应 (5) 2.促进竞争效应 (6) 3.规模经济效应 (7) 三、CAFTA存在的主要问题及我国的策略调整 (7) （一）CAFTA存在的主要问题 (7) （二）推进CAFTA进程中我国的策略选择 (8) 四、结论 (9) 参考文献 (9)
引言 随着当今社会经济全球化的不断推进，区域经济一体化成为了世界经济发展的重要特征。众多国家选择加入区域的一体化经济组织，以谋求更低的关税和更健康的经济持续发展，区域经济一体化已经成为了经济合作和竞争的重要手段，中国也不例外。上世纪90年代，中国开始认识到区域合作的重要性，并将东亚作为重点地区。中国作为WTO的一员，已经在融入世界经济的道路上迈出了一大步，然而，随着经济一体化区域内贸易的数量急剧加大，仅仅加入WTO显然不能使得中国在世界贸易中取得更大的优势和利益。因此我们要实施自由贸易区战略，而这一战略的实施推动了世界范围内区域经济一体化的发展，也使我国经济发展面临着更多的机遇与挑战。中国—东盟自由贸易区是中国在实施这一战略后首先进行商谈的自由贸易区，同时也是东盟的第一个单独国家同盟，对中国和东盟双边利益都意义重大。 一、中国—东盟自由贸易区的建立 CAFTA是中国同其他国家商谈的第一个自贸区，拥有19亿消费者、近6万亿美元国内生产总值、1.2万亿美元贸易总量，是目前世界上人口最大的自贸区，也是经济规模第三大的自由贸易区。由中国和东盟10国共创的世界第三大自由贸易区，是发展中国家组成的最大的自由贸易区。①中国—东盟自由贸易区，不仅仅是传统意义上的货物贸易自由，更是包括服务贸易、投资、经济合作等很多方面，CAFTA的建设加强了双方经贸合作关系，也对亚洲及世界经济的发展做出了贡献。纵观中国和东盟的自由贸易区发展历程，从1975年中国正式承认东盟存在之日到中国—东盟自由贸易区正式建立走过了35年，下表是1995年至2010年的大事记和发展历程。 ①资料来源：中国证券网http：//https://www.doczj.com/doc/4f11074913.html,/index/zhuangti/2010dmjrfh/201010/910612.htm
国民经济运行分析报告 一、2004年国民经济运行情况 2004年面对经济运行中出现的粮食供求关系趋紧,固定资产投资膨胀,货币信贷投放过快,煤电油运紧张等一系列新问题,党中央、国务院审时度势,及时做出了加强和完善宏观调控的决策和部署,综合运用经济、法律手段和必要的行政手段,遏制了影响经济平稳较快发展的突出问题。 在国家加强宏观调控的前提下，全市广大干部群众以邓小平理论和“三个代表”重要思想为指导，以全面建设小康社会和建设“大贵阳”为目标，坚持实施“环境立市、工业强市、科教兴市”战略，抢抓机遇，加快发展，经济社会发展取得了明显成效，一方面，经济生活中的突出矛盾得到缓解，不健康不稳定因素得到抑制；另一方面，国民经济保持了增长比较快、效益比较好、活力比较强的良好势头。 （一）季度经济运行情况 一季度全市实现生产总值95.15亿元，同比增长12.8％，实现了“开门红”。其中：第一产业实现4.81亿元，增长4.5％ 第二产业实现49.48亿元，增长14.8％ 第三产业实现40.86亿元，增长11.6％。全社会固定资产投资完成32.1亿元，增长33.7％，保持了增长态势，但增幅比2003年同期有所回落。社会消费品零售总额完成40.07亿元，增长13.4％；地方财政收入完成11.85亿元，增长27.4％；居民消费价格总水平比上年同期上涨2.1％。 上半年全市实现生产总值211.83亿元，同比增长13.2％。其中：第一产业实现12.31亿元，增长6.1％；第二产业实现113.21亿元，增长15.5％；第三产业实现86.3亿元，增长11.4％。全社会固定资产投资总额完成93.77亿元，增长11.3％，增幅比2003年同期回落21.8个百分点；社会消费品零售总额完成80.84亿元，增长14.3％；地方财政收入24.01亿元 增长25.69％；城市居民人均可支配收入达4649元，增长13.7％；农民人均现金收入1112元，增长10.1％；居民消费价格指数为102％。 一至三季度生产总值实现319.76亿元，同比增长13.3％。其中：第一产业实现24.12亿元，增长7.7％；第二产业实现165.27亿元，增长15.1％；第三产业实现130.37亿元，增长12.1％。全社会固定资产投资完成161.37亿元 增长10.6％，增幅比2003年同期回落16.8个百分点；社会消费品零售总额完成124亿元，增长14.4％；地方财政收入完成34.3亿元，增长22.4％；城市居民人均可支配收入达5992元，增长9.1％；居民消费价格指数为102.1％。 全年实现生产总值443.63亿元，比上年增长13.7％。其中：第一产业实现增加值31.77亿元，增长7.6％；第二产业实现增加值233.24亿元，增长15.6％；第三产业实现增加值178.62亿元，增长12.3％。全社会固定资产投资完成292.78亿元，增长21.1％；社会消费品零售总额完成175.52亿元，增长14.2％；地方财政收入完成49.7亿元，增长23.07％；城镇居民人均可支配收入8989元，增长12.6％；农民人均纯收入2809元，增长11.9％；居民消费价格比上年上涨2.1％。其中，食品类价格上涨9.4％，医疗保健及个人用品类价格上涨6.9％，居住类价格上涨3.1％，烟酒及用品类价格持平。 （二）总体运行情况 1．经济总量综合经济实力进一步增强。全年生产总值比上年增长13.7％，增幅是近年来的最好水平，分别高于全国、全省4.2和2.3个百分点。生产总值占全省的比重为27.04％，全社会固定资产投资占全省的比重为33.8％，社会消费品零售总额占全省的比重为33.9％。
调查报告 调查报告，是反映社会调查成果的一种书面报告。调查主体对特定对象进行深入考察了解的基础上，经过准确的归纳整理，科学的分析研究，进而揭示事物的本质，得出符合实际的结论，由此形成的汇报性应用文书。 因此，调查报告与社会调查密切相关。一般来说，社会调查主要包括两个方面——调查与研究。调查是研究的前提，调查报告是社会调查工作的成果显示，调查报告撰写的好坏直接影响着社会调查工作的作用体现，我们要重视社会调查报告的写作。 第一节调查研究报告类型 根据调查研究报告的形式、性质、内容、用途、读者对象等方面的不同，可将调查报告分为各种不同类型。 一、普通社会调查报告与学术性调查研究报告 普通调查报告的对象是政府政策决策者、各类实际工作部门人员以及其他普通读者，报告内容与这些对象密切相关，主要了解和描述社会现实，解释社会实际问题，这类报告的主要作用是给各级政府决策部门以及实际工作部门提供政策建议，对社会群众有着引导的作用。 学术性调查报告的对象为专业的研究人员，报告作用主要是以实际问题为出发点提出理论假说，通过对实际问题的调查与分析来验证和发展理论。 除了在研究对象、研究内容有所不同外，普通社会调查报告与学术性调查研究报告在写作形式上也有所不同。普通社会调查报告，主要是对实际问题的解决，因此更强调对调查结果的描述与说明，更注重研究对策的写作，而且面对的对象是政策决策人以及普通大众，因此语言更加书面化，描述内容更加大众化，研究报告更多以直观形式进行说明。而学术性报告更注重的是对经济理论的深化，因此，相对而言，有着相对规范的格式，即包括问题提出、理论框架、研究方法、研究结果和结论等几部分内容，本书将在下一节详细介绍该种报告的写作手法。 二、描述性调查报告与解释性调查报告 从功能上来划分的，调查报告还可以划分为描述性调查报告与解释性调查。 描述性调查报告，顾名思义，这类报告偏向于对调查现象的描述，一般要与调查方法相结合，要求把社会现状的基本情况、基本特点在调查报告中能够详尽而且规范的反映出来。 解释性调查报告的目标主要用来解释某些现象的前因后果，该类报告一般着重事物间的逻辑关系，通过调查来揭示事物之间的各种关系，一般可以结合数学上的方法来验证和得出某些结论。 一般来说，描述性调查报告主要用来弄清某些事物基本特点，对研究对象的描述要面面俱到，写作手法上要求全面性与条理性。而解释性调查报告虽然也要
中印构建自由贸易区的经济效应分析 马健美 （渤海大学，辽宁 锦州 121000） [摘要]中印构建自由贸易区会产生贸易集聚效应、规模经济效应、资源优化配置效应、相互直接投资效应和区 域经济发展效应等正经济效应；同时也存在一些负经济效应，如，中国将面临一定的税收损失、印度产品会对中国市场造成一定的冲击以及印度在吸引外商直接投资上会与中国展开竞争等。但总体上中印构建自由贸易区对两国来讲是利大于弊的。 [关键词]中印；自由贸易区；经济效应[中图分类号]F752.69 [文献标识码] A The Economic Effects of China-India Free Trade Z one if Cons tructed MA Jianmei Abs tract:To construct a China-India free trade zone will bring about positive economic effects in terms of trade agglomeration,scaled e-conomy,optimized resource allocation,mutual direct investment,and regional economic development.In addition,the negative effects will follow as well.For example,China will face some tax revenue loss;Indian products will strike China ’ s markets to some extent;and India will compete with China in attracting direct foreign investment.However,the construction of the China-India free trade zone will bring about more advantages than disadvantages for both countries.Key words :China-India,free trade zone,economic effects 第2012年第9期（总第405期） 商业经济 SHANGYE JINGJI No.9，2012Total No.405 [文章编号]1009-6043 （2012）09-0071-02[收稿日期]2012-08-06 [作者简介]马健美(1980-)， 女，回族，渤海大学讲师，经济学硕士。研究方向：国际贸易和国际经济学。中印两国是世界上仅有的两个人口超过10亿的大 国，也是世界上发展最快的两个发展中国家，是推动世界经济增长的“双引擎”。随着两国政治关系的逐步改善，两国贸易持续快速增长，中国成为印度的第一大贸易伙伴国，印度也成为中国的第十大贸易伙伴国。 在西方贸易保护主义抬头的情况下，中印作为两个 发展中大国，如何趋利避害、 加强合作、实现共赢就成为两国决策者必须面对的课题。在当今经济全球化和区域经济一体化的大背景下，中印两国都表示希望通过探讨和逐步建立自由贸易区来进一步推动两国经贸关系向纵深层次的发展，并通过合作来增强两国在国际上的话语权，维护发展中国家的利益。笔者基于货物贸易的视角，系统地分析了两国构建自由贸易区的效应。 一、中印构建自由贸易区的正经济效应 1.贸易集聚效应 新贸易理论认为产业内贸易会使贸易参加国获得两方面的利益：一是规模经济导致的低成本和产品的低价格；二是消费者享受了差异产品并提高了其满足程度。 目前中印还是以产业间贸易为主，只是在未列名化学品和按原料分类的制成品上呈现出产业内贸易格局，两国产业内贸易的发展还有待进一步提升。因此，若中印建成自由贸易区，就可以利用降低关税和非关税壁垒，减少贸易歧视和简化海关手续等手段使贸易便利化，大大 提高双边贸易的效率；另外还可以利用拓展了的市场空间和市场规模、释放贸易潜力、促进产业内贸易发展，进而产生双边贸易的集聚效应。 中印在贸易集聚效应的影响下，不仅能够扩大两国贸易规模，把两国经贸关系提升到新水平，而且会对亚洲区域经济一体化产生推动作用，很有可能改变世界贸易的平衡。 2.规模经济效应 关于规模经济效应，巴拉萨在研究关税同盟时曾做过相关阐述，得到的结论是：“一体化的区域规模经济，与市场大小、市场需求状况的变化直接相关，同样会产生一体化的贸易效应、消费效应和生产效应。” 就中国而言，印度拥有11亿人口，其中有1.68亿人买得起高档耐用消费品、5.4亿人买得起消费品，而且中国消费品的平均价格比印度低20%-40%，并很受印度普通民众欢迎，因此两国构建自由贸易区将使中国商品在印度拥有更为广阔的市场。 就中印而言，一体化后的市场上将拥有24亿的庞大消费人群，其中中产阶级总数超过6亿人，而且两国中产阶级的消费能力和消费习惯比较相似。根据瑞典经济学家林德的偏好相似贸易理论：两个国家的需求结构越相似，这两个国家之间的贸易量就越大。因此中印两国随着市场空间的扩大和市场需求的增加，产品销量必然随之大幅增加，进而产生规模经济效应，降低生产成本，提升 71--
《经济运行分析报告》 经济运行分析报告（一）： 2016年一季度经济运行状况分析报告 今年以来，我县主动适应外部经济发展的新常态，用心应对供给侧结构性改革，充分利用内部各种用心因素，不断克服经济运行中存在的新问题和新困难，紧扣调结构、稳增长、促改革、惠民生的主题不放松，一季度全县经济运行开局稳定，发展态势行稳致远。 一、一季度我县八大主要经济指标数据在全市状况比较 （一）实现地区生产总值（GDP）25018万元，同比增长7.9%，高比全市0.6个百分点，排全市12个县市区第4位、东部6个县第2位。 （二）完成规模工业增加值63088万元，同比增长5.8%，低于全市0.2个百分点，排全市第8位、东部6县第4位。 （三）完成固定资产投资171973万元，同比增长14.9%，高出全市0.1个百分点，排全市第6位、东部6县第3位。 （四）社会消费品零售总额185783万元，同比增长11.5%，低于全市0.1百分点，排全市第4位，东部6县第3位。 （五）完成财政总收入28389万元，同比增长22.67%，高出全市5.12个百分点，排全市第2位、东部6县第2位。 （六）实际利用内资275070万元，同比增长21.5%，低于全市0.16个百分点，排全市第6位、东部6县第5位。 （七）实现进出口总额853万美元，完成进度的16%，排全市第4位、东部6县第2位。 （八）实现城乡居民人均可支配收入3314元，同比增长11%，高出全市0.6个百分点，排全市第12位。其中：城镇居民人均可支配收入5576元，增长9.8%，低于全市0.2个百分点，排全市第8位、东部6县第4位；农民人均可支配收入2272元，增长12.2%，低于全市0.3个百分点，排全市第9位、东部6县第5位。 二、一季度经济运行呈现的主要特点 （一）总体经济平稳。一季度实现ＧＤＰ250187万元，同比增长7.9%。其中一产业62834万元，同比增长2.4%；二产业65488万元，同比增长4.2%；三产业121865万元，同比增长12.9%。三次产业比分别为25.1：26.2：48.7。第三产业
规模经济与规模不经济 中国钢铁产业的规模经济 钢铁产业常常被作为规模经济的一个典型的产业代表，中国钢铁产业发展十分迅速。1996年，中国钢产量突破1亿吨，成为世界产钢第一大国，2003年突破2亿吨，中国连续成为全球最大的钢铁生产国和消费国，成为名副其实的钢铁大国。2000年以来，中国钢铁产业进入快速增长期，钢产量增速年均达到20%左右。 尽管中国钢铁产业的产量和出口都发展迅速，但就企业规模而言中国的钢铁产业企业规模明显偏小，2005年，中国钢铁全产业企业多达6686家，企业规模小且分散，其中消耗高、污染严重、工艺装备落后的产能占总产能的30%左右。这就代表着，由于竞争程度高、集中度低，企业之间会由于产品和市场相似而产生相当大的竞争和磨擦，交易费用偏高，资源配置损失和浪费现象严重，因此，规模经济难以产生。 规模经济案例：全球每四个微波炉就有一台格兰仕 面临着越来越广阔的市场，每个企业都有两种战略选择：一是多产业、小规模，低 市场占有率；二是少产业，大规模，高市场占有率。格兰仕选择的是后者。格兰仕的微波炉，在国内已达到70%的市场占有率；在国外已达到35%的市场占有率。 格兰仕的成功就运用规模经济的理论，即某种产品的生产，只有达到一定的规模时，才能取得较好的效益。微波炉生产的最小经济规模为100万台。早在1996——1997年间，格兰仕就达到了这一规模。随后，规模每上一个台阶，生产成本就下降一个台阶。这就为企业的产品降价提供了条件。格兰仕的做法是，当生产规模达到100万台时，将出厂价定在规模80万台企业的成本价以下；当规模达到400万台时，将出厂价又调到规模为200万台的企业的成本价以下；而现在规模达到1000万台以上时，又把出厂价降到规模为500万台企业的成本价以下。这种在成本下降的基础上所进行的降价，是一种合理的降价。降价的结果是将价格平衡点以下的企业一次又一次大规模淘汰，使行业的集中度不断提高，使行业的规模经济水平不断提高，由此带动整个行业社会必要劳动时间不断下降，进而带来整个行业的成本不断下降。 成本低价格必然就低，降价最大的受益者是广大消费者。从1993年格兰仕进入微波炉行业到现在的10年之内，微波炉的价格由每台3000元以上降到每台300元左右，降掉了90%以上，这不能不说是格兰仕的功劳，不能不说是格兰仕对中国广大消费者的巨大贡献。 2009年，吉利总营业收入为42.89亿元，而沃尔沃轿车的总收入约合人民币1000亿元。并购够通过实现经营协同效应，可以充分利用资源，实现人力资源、技术等的整合和优化配置，实现规模经济和利润最大化的目标，同时还可以协调企业内部的合作与生产，减少交易费用，分散经营风险。 另外从技术上看,吉利在发展中急需先进的技术来支撑其品牌发展战略，没有成熟的技术，一切都是空谈。吉利收购沃尔沃是现实的迫切需要，只要有了技术，吉利在低成本制造的优势将越加明显，其在国内的竞争力也将明显增强，也便突破了技术重围。虽然“嫁入”福特之后,沃尔沃轿车的部分产品平台和动力总成与福特共用，但是，沃尔沃轿车仍是一家具备造血和持续发展能力的公司,拥有4000名高素质研发人才队伍与体系能力，拥有可满足欧6和欧 7排放法规的车型和发动机等低碳发展能力。吉利收购沃尔沃还可以汲取更高端的工业设计人才和品牌策划人才。而这些有经验的技工或者设计人才的获得可以从学习曲线来分析他们给吉利打来的优势。
2012国内外宏观经济分析报告概述:中国经济向好态势的确立和欧洲债务问题的缓和，对新的一年来说，可谓是“双喜临门”。但是好事多磨，目前美国财政悬崖问题尚未解决，令市场忧心。而在希腊问题告一段落的背后，欧元区继续衰退，复苏停滞不前，对我国经济形成压力。不过随着我国消费、投资和工业的恢复增长，新年我国经济仍有望取得良好的开局。 一、两架马车+工业显复苏持续性，外需不振仍拖累出口 从最新的数据来看，中国经济企稳的态势越发明显，12月中旬开始股市也出现反弹，市场对未来经济上升的预期升温。 从数据上看，在拉动经济增长的“三驾马车”中，消费、投资的表现可圈可点。11月社会消费品零售总额18477亿元，同比名义增长14.9%，这一增幅较10月增幅扩大0.4个百分点，并创下近8个月新高。 目前来看，8月以来消费增速的企稳回升具有较强的持续性，考虑到当前消费旺季已经来临，同时经济企稳还有望提高消费者信心，春节前后消费增速有望回升至15%以上的水平。 另一方面，1-11月，全国固定资产投资326236亿元，同比增长20.7%，增速与1-10月持平，其中新开工项目计划总投资287332亿元，同比增长28.8%，加快2.1个百分点。
中央经济工作会议12月15日至16日在北京举行。本届中央经济工作会议不仅未对经济增长提出目标，也未提主要经济指标，只强调做好明年经济工作要以提高经济增长质量和效益为中心，稳中求进，开拓创新，扎实开局。 与2012年经济工作的五项任务相比，2013年增至六项。其中新增“积极稳妥推进城镇化，着力提高城镇化质量。” 于此相对应的是，一年一度的发改委工作会议除了和往年一样继续强调要促进经济稳定增长等内容以外，工作内容也新增加了要积极稳妥推进城镇化的内容。 今年1-11月，中央项目投资同比增长6.1%，增速比1-10月份提高1个百分点。考虑到城镇化的带动，以及今年审批的大批基建项目会在明年进入集中施工期，且中央政府明年仍会实施积极的财政政策，对于基建的支持力度不会降低，明年基建投资增速依然可观。 而房地产开发投资则在连续4个月增幅维持15%之后，再次冲上16%的高点，其环比增速更是从上月的提高0.3个百分点，扩大到了本月提高1.3个百分点。 另外，在刚刚过去的11月里，我国规模以上工业增加值和发电量两项指标双双回升，表现最为突出。其中规模以上工业增加值同比增长10.1%，创今年4月以来新高。而11月发电量4011亿千瓦时，同比增长7.9%，增速为年初以来最高。
上海自由贸易区试验区经济效应分析 摘要：在经济全球化和区域经济一体化的经济浪潮下，中国（上海）自由贸易试验区（以下简称上海自贸区）的建立能够发挥重要的内部和外部经济效应。本文也是从内部和外部两个方面对上海自贸区建立的经济效应进行分析。内部效应主要应用区域经济理论对上海自贸区建立后对周边城市的经济的影响，包括农业，工业和金融的影响。外部经济效应主要是以中日韩之间的贸易为目标，分析上海自贸区对外贸易和投资的影响。最后则提及上海自贸区的经济示范性效应，对我国其他地区经济自由贸易区建立的借鉴意义。其中也穿插对现状的分析以及相关的建议。 关键词：上海自由贸易试验区；贸易创造；贸易转移；经济效应 一、上海自贸区概述 （一）上海自贸区的建立 2013年8月22日，商务部通报国务院近日正式批准设立中国（上海）自由贸易试验区。试验区范围涵盖上海市外高桥保税区、外高桥保税物流园区、洋山保税港区和上海浦东机场综合保税区等4个海关特殊监管区域，总面积为28.78平方公里。设中国（上海）自由贸易试验区，是顺应全球经贸发展新趋势，实行更加积极主动开放战略的一项重大举措。主要任务是要探索我国对外开放的新路径和新模式，推动加快转变政府职能和行政体制改革，促进转变经济增长方式和优化经济结构，实现以开放促发展、促改革、促创新，形成可复制、可推广的经验，服务全国的发展。 （二）上海自贸区现状概述 上海自贸区建成一年以来投资企业累计2.2万多家、新设企业近1.4万家、
境外投资办结160个项目、中方对外投资额38亿美元、进口通关速度快41.3%、出口速度则快36%。企业盈利水平增20%、设自由贸易账户6925个、存款余额48.9亿元人民币（截至今年2014年11月底）。一年多来，区内企业盈利水平同比增长20%，通过简政放权，市场空间得到进一步释放。市金融办副主任李军透露，截至目前，上海自贸试验区已开设6925个自由贸易账户，存款余额达到48.9亿元人民币，自由贸易账户运行良好。下一步，将结合账户运行情况，择机推出外资功能，尽快实现本外币一体化。 （三）上海自贸区前景分析 未来，自贸区将在原有的四个区（上海市外高桥保税区、外高桥保税物流园区、洋山保税港区和上海浦东机场综合保税区）的基础上扩张现有区域，增加（陆家嘴、张江、金桥）三个片区以完善现有的自贸区体系。此番扩区有利于在较大空间范围内更好地测试外商投资管理、服务业开放、事中事后监管等改革开放创新措施的效果，对政府管理制度改革进行更为充分的试验，并充分发挥浦东新区创新基础好、开放度高的优势。市发改委副主任顾洪辉表示，陆家嘴、张江、金桥三个片区集聚了金融业、科技创新、先进制造业和服务业等产业，各有特色，潜力巨大。这三个片区作为上海自贸试验区的扩展区，能更好地承担国家战略，完成自贸试验任务。顾洪辉说，“上海自贸试验区的扩区，不仅仅是区域扩大，更多是为了进行功能上的测试，在更广范围内，对不同产业类型的创新进行测试。同时，将扩区全部落实在同一个行政区域内，是为了在一个完整的行政体系内，更好地实现政府职能转变和改革。”（数据来源：上海自贸区官网：上海自贸试验区扩区后首次接受集体采访改革经验向全市辐射2014-12-30
《西方经济学》案例精选 案例1：价格到底谁说了算 2003年7月15日，民航国内航空运输价格改革方案听证会在北京举行。虽然此次听证会受非典影响延期两个多月，但社会对它的关注丝毫没减。值得回味的是，中国的改革就是从价格改革入手的。问题是，为什么改革这些多年，我们还停留在要由政府出面，为民航这样的垄断行业扩价格听证会的阶段，而不能由市场来决定价格呢？ 实事求是地说，这些年政府为了把垄断行业推向竞争的市场，是做了不少工作的。1999年底，中国电信一分为四；民航也早就各路诸侯分治，航空公司林立。于是乎，真的竞争来了，为打折打得头破血流。消费者得到了实惠，一片叫好；经济学家也喜出望外：总算与市场接轨了，该来个优胜劣汰了。可这时，“婆婆”忍不住出面了——都是国有资产嘛，手心手背都是肉，干吗非拼个你死我活呢！在政府的倡导下，民航各路诸侯今日歃血，明日盟誓，又是“生死合约”，又是价格联盟，但结果总是拧不过市场法则的“大腿”，该打折还是打折，该降价还是降价，只不过“明火执仗”变成了“暗度陈仓”。结果，竞争总是深入不下去，该死的死不掉，该长的长不大，市场真的“失灵”了。价格成了苦孩子，打折变成了瞎折腾；政府总“舍不得”放手让市场来裁决价格，苦孩子也永远不能长大成人。经济学家常说，市场具有比任何权力更绝对的权威。1992年诺贝尔经济学奖得主加里·贝克尔认为，国营企业应该民营化。过去十几年来，经营不善的国企转为民营已经成为世界潮流。美国将邮政民营化了；英国在撒切尔零售价当政期间，就将原来由政府经营的航天、汽车、电子通讯甚至铁路移转为民营，成效显著。我们的民航、铁路、电力等为什么就不能姓“民”？为会么不能像食品、家电、服装等行业，取消政府管制，取消那么多的“局”、“部”呢？ 案例分析： 我们经济生活中有两种主要的经济组织形式：市场机制和命令经济。所谓市场机制是指这样一种经济组织形式，即单个消费者和企业通过市场相互发生作用，来决定经济组织的三个中心问题：生产什么、如何生产和为谁生产。所谓命令经济是指这样一各制度，其资源的分配由政府来决定，命令个人和企业按照国家经济计划行事。亚当·斯密把市场机制比喻为“看不见的手”。所谓“看不见的手”，是指当每个人追求他自私自利的目标时，他好像被子一只看不见的手引导着去实现最好的公共福利。家庭和企业在市场上相互交易，他们仿佛被一只“看不见的手”所指引，引导着社会资源的合理配置。政府和其他机构根本不需要干预社会资源的配置，“看不见的手”就能做到这一点。那么，在市场机制作用下，政府有什么作用呢？根据微观经济学，政府的作用体现在两方面：一是提高效率；二是促进公平。在提高效率方面，主要体现在三个方面：一是政府有必要利用
规模效应 经济学中的规模效应是根据边际成本递减推导出来的，就是说企业的成本包括固定成本和变动成本，混合成本则可以分解为这两种成本，在生产规模扩大后，变动成本同比例增加而固定成本不增加，所以单位产品成本就会下降，企业的销售利润率就会上升。规模效应因此又称规模经济，即因规模增大带来的经济效益提高，但是规模过大可能产生信息传递速度慢且造成信息失真、管理官僚化等弊端，反而产生“规模不经济”。 纠错编辑摘要 目录 ? 1 概述 ? 2 企业规模分析 ? 3 案例解读 ? 4 古桥的“规模”效应 ? 5 学术文献 ? 钢铁工业的规模效应 规模效应是一个经济学上研究的课题。说白了就是你的生产要达到或超过盈亏平衡点，即规模效益。因为任何生产都是有成本的，一般包括固定成本和可变成本。要达到盈利，必须使得销售收入大于生产成本，而这其中的固定成本是不变的，所以生产的越多，分摊到单个产品中的固定成本就越少，盈利就越多。 经济学中的规模效应是根据边际成本递减推导出来的，就是说企业的成本包括固定成本和变动成本，混合成本则可以分解为这两种成本，在生产规模扩大后，变动成本同比例增加而固定成本不增加，所以单位产品成本就会下降，企业的销售利润率就会上升。
规模效应 这个问题其实依赖于许多因素，以致于我们倾向于把企业规模当做类似“国内生产总值”这样的“结果”来分析，而不是把它当做一个“问题”提出来。 大致分类，决定企业规模的外在因素是： （1）企业所提供的商品的“市场类型”，粗略划分为三： 第一类是基础设施，例如朗讯（Lucent）或北电（NorTel）这样的企业，其出售的每一台设备的价格动辄是上百万美元，其技术所要求的“经济规模”几乎没有限度（与市场需求的规模相比），因此几乎总是处于规模收益递增阶段； 第二类是大众消费，由于产品很快便饱和或过时，且因市场的进入壁垒较低，初期投入的“沉降”资本较小，从而由沉降成本引起的收益递增阶段很短，这是最容易进入规模收益递减阶段的市场类型； 第三类是新兴领域，这里的主要风险是“标准”（或客户“口味”）未能确立，企业规模一方面意味着高风险，一方面意味着参与制定标准（或“口味”）的权力，因此“规模”是企业博弈的策略之一，它只在动态意义上影响资源配置效率。 （2）市场开发的阶段，大致又可划分为三：早期、迅速扩张期、晚期。这三个阶段构成产品和市场的“S”型增长曲线。企业在这一曲线的不同阶段上可以有极为不同的最佳规模。 （3）技术更新的方式，大致划分为二：首先是连续演变型的技术。对于这类技术进步而言，企业规模似乎有助于知识积累和技术进步的风险分摊，故大企业在平均意义上比小企业有更大的技术优势；然后是突变型技术。对于这类技术进步而言，如哈佛大学商学院教授克里斯腾森所论，大企业往往被官僚化倾向和既得利益集团“锁入”现有技术
世界三大自由贸易区 及其经济 专业：非织材料与工程 班级：093班 姓名：徐云劼 学号：
目录： 世界三大自由贸易区包括哪些 中国—东盟自由贸易区及其经济 ?中国—东盟自由贸易区的简介（包括形成、发展、成员 国等） ?中国—东盟自由贸易区的经济发展（过去经济发展状 况、现状、前景、对世界经济的影响） 欧洲经济区及其经济 ?欧洲经济区的简介（包括形成、发展、成员国等） ?欧洲经济区的经济发展（过去经济发展状况、现状、 前景、对世界经济的影响） 北美自由贸易区及其经济 ?北美自由贸易区的简介（包括形成、发展、成员国等） ?北美自由贸易区的经济发展（过去经济发展状况、现 状、前景、对世界经济的影响） 三大自由贸易区的经济体制等的对比及其发展前景或者对世界经济的影响或者在世界经济体制中所处的位置
摘要 一、世贸组织的理论基础 １．开放贸易的理论依据：“比较优势”原则 ２．世贸组织允许适当贸易保护原则 二、世贸组织中自由贸易原则与贸易保护原则并存 三、ＷＴＯ规则中贸易自由化与贸易保护的相互博弈、制衡与兼容 一个互利共赢的自贸区 中国—东盟自贸区启动后，中国与东盟双方约有７０００种产品将享受零关税待遇，实现货物贸易自由化。也就是说，双方９０％的贸易产品将实现零关税。 在服务贸易方面，中国与东盟将实质性地彼此开放市场。在投资领域，自贸区的全面建成将使双方相互投资更加自由、便利、透明和公平。 一个共同营造的自贸区 中国和东盟走过了近１０年的共建自贸区之路。２０００年，时任中国国务院总理朱镕基在于新加坡举行的第四次中国－东盟领导人会议上首次提出建立中国―东盟自贸区的构想。此后，双方一路走来，风雨兼程，不断把双边合作推向新高度。 一个迎接考验的自贸区 中国－东盟自贸区这艘巨轮即将扬帆启航。陈企业说，１０年后中国－东盟贸易量至少应翻一番。素林也认为，在中国－东盟自贸区的带动下，东亚将巩固作为全球经济复苏火车头的地位。
2008年1—12月房地产经济运行分析联席会议材料云南省发展和改革委员会投资处、价格处、 价格监测中心 一、2008年1-12月全省固定资产投资运行情况 (一)全省固定资产投资圆满完成全年投资任务,实现又好又快发展目标 据初步统计数据显示,2008年1—12月全社会固定资产投资规模为3526.60亿元，同比增长26%，圆满完成全年投资任务目标（3360亿元）,全省固定资产投资实现又好又快发展目标。 （二）重点行业投资任务完成情况良好 2008年1—12月我省重点行业共完成投资2279.9亿元,投资任务完成情况良好，为全省固定资产投资圆满完成全年投资任务目标起到了重要支持作用。 ——水利完成投资73.7亿元，同比增长97.7%，投资任务目标（60亿元）完成率为122.83%。 ——房地产开发完成投资557.59亿元，同比增长31.9%，投资任务目标（540亿元）完成率为103.3%。
——工业（不含电力）完成投资626.03亿元，同比增长34.1%，投资任务目标（600亿元）完成率为104.3%。 ——电力工业完成投资605.65亿元，同比增长18.3%，投资任务目标（600亿元）完成率为100.94%。 ——通信完成投资61.36亿元，同比增长14.6%，投资任务目标（50亿元）完成率为122.72%。 ——综合交通完成投资355.57亿元，投资任务目标（465亿元）完成率为76.47%。其中：公路完成投资291.3亿元，同比负增长19.1%，投资任务目标（315亿元）完成率为92.5%；铁路完成投资40.11亿元，同比增长28.9%，投资任务目标（70亿元）完成率为57.3%；民航完成投资24.16亿元，同比增长200%，投资任务目标（80亿元）完成率为30.2%。 （三）州市投资总体继续向好的趋势发展 全省16个州市投资总体较快增长，其中：投资增长30%以上的有4个；投资增长20%-30%的9个；投资增长10%-20%的2个；投资增长0-10%的1个。 二、国家和我省对城镇固定资产投资和房地产开发投资的宏观调控政策 2008年，国家宏观经济调控政策经历了三个阶段： 第一个阶段，2008年年初国家提出“两防”作为宏观调控的首要任务，即防止经济增长由偏快转为过热、防止价格由结构性上涨演变为明显通货膨胀，按照控总量、稳物价、
产生规模经济的原因主要有四点：第一，随着生产规模的扩大，厂商可以使用更加先进的生产技术。在实际生活中，机器、设备往往有不可分割性，有些设备只有在较大的生产规模下才能得到使用。第二，规模扩大有利于专业分工。第三，随着规模的扩大，厂商可以更为充分地开发和利用各种生产要素，包括一些副产品。第四，随着规模的扩大，厂商在生产要素的购买和产品的销售方面就拥有更多的优势，随着厂商产量的增加，这些优势逐渐显现出来。 但是，规模经济并不是意味着厂商的规模越大越好，对于特定的生产技术，当厂商的规模扩大到一定程度后，生产就会出现规模不经济。造成规模不经济的原因主要是管理的低效率。由于厂商规模过大，信息传递费用增加，信息失真，滋生官僚主义，带来了成本的增加，出现规模不经济。 企业越大，越不容易管理，效率反而低下。原本五个人就可以搞定的，现在是十个人，即使质量是一样的，成本翻了一番。何况，三个和尚没水喝，人太多了质量未必提高。 而且企业太大了，管理容易松懈，下情难以上达，对市场敏锐程度也会降低，缺少创新精神，加上船大难以掉头，容易和市场不接轨。 我认为，在一定限度内，企业规模扩大确实是应该的。因为，第一，企业规模巨大，可以采用先进的专门的机器设备与工具，可以进行精细分工，由专门的技术人员来操作，这会使劳动者提高劳动熟练程度，并在长期的操作中，积累经验，以实现对不合理操作的改革，这样会提高劳动生产率，而在中小企业中则不易做到：第二，现代企业需要各种各样的专门人才，如财务、营销、研究与开发乃至法律事务人才。在小企业中，财力的限制决定了他们不可能使用这些专门人才，而在大型企业中，这些人员的工资及其他费用平摊到每一件产品中时，数量很少，因此使用这些人才，不但能够提高效率，而且能降低成本：第三，如果大型企业把经营过程扩展到生产、供应、销售等不同环节，则会使生产(本文共计2页)......[继续阅读
经典经济调查报告范文5篇 经典经济调查报告范文(一) 近年来，××市委、市政府把发展国民经济作为拉动全市经济的切入点，已经取得明显成效。根据市委领导关于“要注意总结园区建设的成功经验”的指示精神，最近我们对××园区经济进展情况进行了调查研究。现将有关情况整理如下，供有关方面参考。 一、园区经济进展情况 目前，我市的园区建设主要有两种模式，一种是由政府组织管理的园区，如××工业园区、中国(××)民营工业园、××华侨投资区;另一种是由企业自主开发的园区，如高新科技产业园区、北生药业科技园、银河软件科技园、国发海洋生物产业科技园等。 ××市工业园位于市区东北郊，是由原港澳开发区、工业开发区、四川开发区的基础上组建的，占地21.6平方公里。园区按功能规划分区有传统工业区、高科技产业区、出口贸易加工区以及科研设计区、办公区、商住区、后勤服务区和仓储堆场。目前区内基础设施已臻完善。①市政设施：目前覆盖园区6平方公里的主干道和雨、污水管及给水管网已基本建成使用;②电力供应：近期园区内已有10KV双回路3条专线，另外预留有35KV的架空线路，可以满足现有企业用电需要。目前原供电部门正在筹建园区内投资额2000万元110KV的港澳变电站，计划明年1月份开工，它的建成将可以满足整个园区的工业用电要求;③给水供应：目前供水4万吨城市供水管进行供水;④电信：园区已开通有线和移动电话及宽带数据通讯;⑤管道燃气：工业园区投资3000万元人民币日供30吨的管道燃气工程即将动工建设，力争2002年底建成投入使用。 园区管委会作为市政府的派出机构，全权负责工业园区的规划、招商、开发、管理事务，实行一站式服务，为投资者免费代办项目所需全部手续。工业园良好的投资环境和高效的办事作风吸引了大批客商前来投资创业，目前已引进企业26家，
Roberto Cardarelli and M. Ayhan Kose（2004）对北美自由贸易协定（NAFTA）以及其前身加美自由贸易协定（CUSFTA）进行研究发现增强贸易一体化有助于增加加拿大企业的总要素生产率，虽然美加两国之间的结构性差异阻碍了总劳动生产率的趋同，但是，NAFTA加深了美之间的贸易联系，两者者之间的商业周期趋于同步化。（Economic Integration, Business Cycle, and Productivity in North America，IMF Working Paper，International Monetary Fund）Anthony J. Venables（1999）分析了自由贸易区域国家的成本和收益，发现低收入国家的自由贸易协定倾向于导致这些国家的收入差异，而高收入国家自由贸易协定倾向于导致收入的趋同，结果说明发展中国家和发达国家或高收入国家的自 （Regional Integration Agreements: a force 由贸易协定很可能使他们获得更多好处。 for convergence or divergence?，Paper prepared for the Annual Bank Conference on Development Economics in Paris in June1999） Norman D. Aitken（1973）实证研究了EEC（欧共体）和EFTA(欧洲自由贸易联盟)对成员国的贸易影响以及两个一体化组织整体的贸易创造和转移的影响，发现实证结果和一般关税同盟理论预期一致，在一体化进程中他们经历了累积的增长，对成员国以及相互之间也有净影响。（The Effect of the EEC and EFTA on European Trade: A Temporal Cross-Section Analysis，The American Economic Review, V ol. 63, No. 5 (Dec., 1973), pp. 881-892） Magnus Henrekson , Johan Torstensson, Rasha Torstensson(1997)探讨了EC （欧共体）和EFTA（欧洲自由贸易联盟）这些欧洲一体化对经济增长的影响，回归结果表明EC和EFTA成员实际上对经济增长产生了积极重大的影响，作者表明区域一体化不仅影响资源分配而且会影响长期的增长率，另外文章也探索了区域一体化饿一些间接影响。（Growth effects of European integration，European Economic Review 41(1997) 1537-1557） Javad Abedini and Nicolas Péridy(2008)运用了考虑沉没成本，价格以及双边贸易成本影响的引力模型，事后评估了大阿拉伯自由贸易区（GAFTA）协议的贸易影响。实证结果先是强调了国际贸易传统因素（GDP，距离）作用，同时显示出新的因素特别是边界效应，期望和沉没成本的影响，然后表明GAFTA协议具有相当大的贸易效应，计算总贸易创造量得出GAFTA是区域贸易增加了20%。(The Greater Arab Free Trade Area (GAFTA): An Estimation of the Trade Effects Journal of Economic Integration, V ol.23, NO. 4( Dec. 2008),pp. 848 - 872) Anne O. Krueger（1999）使用引力模型研究了1980年、1985年、1990- 1998年NA FT、的贸易创造和贸易转移效应，通过研究证明NA FT的扩张，带来的贸易创造大于贸易转移。（Trade creation and trade diversion under NAFTA，NBER Working Paper 7429） Mitsuyo Ando（2009）运用CGE模型研究了东亚一些自由贸易协定，结果表明具有更多成员国的自由贸易协定的经济效应更大，另外在国家间建立自由贸易协定如ASEAN+3, ASEAN+6和APEC，高质量的贸易自由化包括农业是至关重要的。（Impacts of FTAs in East Asia: CGE Simulation Analysis，RIETI Discussion Paper Series 09-E -037） Xinshen Diao, Eugenio Díaz-Bonilla & Sherman Robinson（2002）)运用动态CGE 模型研究了两个可替换的一体化形式---美洲自由贸易联( Free Trade Alliance of the America，FTAA )和Mercosur和EU联盟的福利效应。经验分析结果证明，两种形式的一体化均有利于一体化参和国，目对非参和国的影响较小。在两种形式下，均可获得净贸易创造，即贸易创造远大于贸易转移效应。其中拉丁美洲参和国获