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面板數據范文1
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面板數據范文2
關鍵詞：R&D；GDP；面板數據
中圖分類號：F12 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）010-0000-01
一、研究背景
隨著經濟的發展，科技手段在經濟發展中的作用日益凸顯。更多的學者開始關注R&D投入和經濟增長的關系。Aghion el al.提出了基于R&D的內生增長模型，指出研發投入可以加快經濟發展。之后，姚洋研究了R&D投入有助于企業生產力的提高。眾多學者研究認為，我國 R&D 投入效率偏低，應當優化 R&D 投入產出結構，提高 R&D 效率。針對目前我國的現狀，本文將用面板數據定量研究R&D增長對GDP增長的直接作用，測算二者的數量關系，為評價分析我國的R&D效率提供直接依據。
二、研究設計及數據分析
為探究R&D增長比率與GDP增長率的關系，擬建立面板數據分析模型，對全國31個省，自治區，直轄市，在2000到2010年的GDP數據進行統計，剔除價格因素的影響，計算出實際的GDP增長率，同樣計算得到R&D增長率。（R&D統計范圍為研究與開發機構，全日制普通高等學校和大中型工業企業。）
在eviews6.0中構造面板數據，面板數據模型（ panel date model）綜合了時間序列和截面數據兩方面的信息。面板數據具有控制個體異質性、提供更多的樣本信息、減少模型的共線性，提供更多的自由度的特點，可以更好的識別和度量其他模型無法發現的個體效應和時間效應。
一個平穩序列的數字特征（均值、方差、協方差等）是不隨時間變化而變化的。因此，可以通過建立模型擬合過去的信息，來預測未來的變化，但大部分趨勢性較強的經濟變量，通常都是不平穩的，很難通過已知序列的信息去推測整體的變化趨勢。為了避免偽回歸，確保估計結果的有效性，必須對面板數據的平穩性進行檢驗，而單位根檢驗是檢驗時序平穩性的有效方法。分別對GDP和R&D進行單位根檢驗。
圖1：GDP單位根檢驗
圖2：R&D的單位根檢驗
由單位根（平穩性）檢驗，在GDP序列的單位根檢驗中，只有一項檢驗的概率值小于0.05，故接受原假設，認為GDP序列非平穩即存在單位根。在RD序列的檢驗中各種方法都拒絕原假設，認為該序列為平穩序列。
面板數據中有平穩序列也有非平穩序列，則認為變量之間為非同階單整。此時，為避免造成虛假回歸，不能直接進行協整檢驗，也不能對原序列回歸。故對GDP一階差分。一階差分后，再次對其進行單位根檢驗，顯示為平穩，兩個序列為非同階單整，協整的前提是同階單整，不能進行協整檢驗。對模型進行回歸，首先要確定影響形式。經計算，模型Hausman Test的統計量是0.020179，P值為0.8870，P值大于0.05，接受原假設：隨機影響中個體影響與解釋變量不相關，可以將模型設定為隨機模型。具體有三種模型，進行分別檢驗，結果如下：
圖3：變系數模型：
圖4：固定影響模型：
圖5：不變參數模型：
經計算，F1=0.4428 F2=0.7124 ，查F分布表， F1
三、結論
由此可見，我國的R&D對GDP的貢獻效率較低，仍需要加大力度鼓勵及推進R&D投入，促進經濟結構改革，轉變經濟增長方式，實現經濟又好又快發展。
參考文獻：
[1]馬琳.中國研發投入及其產出效率省際比較研究[M].2014，06.
面板數據范文3
［關鍵詞］ 出口額；專利合作條約；面板數據
doi : 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2012 . 08. 025
［中圖分類號］ F224 ［文獻標識碼］ A ［文章編號］ 1673 - 0194（2012）08- 0036- 03
1 引 言
專利是衡量一個國家地區創新活動的重要指標，也代表了該地區的科技實力。專利戰略已成為國際市場激烈競爭的重要手段，尤其對跨國公司而言。我國專利制度運用較晚，在發展過程中也存在很多不完善的地方。國內發明專利不僅在數量上遠低于國外發明專利，在質的方面也存在較大的差距。國外發明專利主要集中在資本技術密集型的出口導向型制成品行業。
對外專利申請已經成為跨國公司在國外市場布局知識產權戰略擴大市場份額的主要手段。對外專利申請可通過PCT途徑和非PCT途徑。PCT（Patent Cooperation Treaty）為專利合作協定，專利合作條約是專利領域的一項國際合作條約。它主要涉及專利申請的提交，檢索及審查以及其中包括的技術信息的傳播的合作性和合理性的一個條約。PCT并不包含專利的授權，并且不受理外觀設計和商標等的保護申請。自采用巴黎公約以來，它被認為是該領域進行國際合作最具有意義的進步標志。PCT是對巴黎條約的補充，它是在巴黎公約下只對巴黎公約成員國開放的一個特殊協議。申請人只需提交一份申請即可向多個國家進行申請。PCT的主要目的在于，簡化以前確立的在幾個國家申請發明專利保護的方法，使其更為有效和經濟，并有益于專利體系的用戶和負有對該體系行使管理職權的專利局。PCT制度自1978年開始運作后，受到了國際申請人的普遍歡迎。在20世紀90年代，PCT制度日趨成熟，成為國際申請的主要途徑。截至2008年l0月1日，PCT成員國已由2000年1月的105個增至139個。
近年來我國逐漸認識到知識產權的重要性，鼓勵企業自主創新，加大研發投入。在PCT申請方面有了很大的進步。2005年，我國PCT申請量已經超過2 500件，在全球PCT申請量排名中，首次躋身十強；2008年受金融危機影響，全球PCT申請數量不振，增速僅為2．32％，而我國PCT申請量達到6 089件，占全球PCT申請量的3．7％，更超越英國排名世界第六位，同比增幅11．9％；2009年，由于受金融危機持續影響， WIPO估計全球PCT申請量下降4．5％，然而中國PCT申請量在危機中實現了逆勢增長，增幅達到30％。中國在PCT申請方面的進步是有目共睹的，但與發達國家相比，我國的絕對數量依然落后。據統計在PCT申請中前15大申請人來源國中除了中國和以色列，其他全部為OECD國家。
保護出口產品是企業申請PCT的主要原因，擁有國外專利對出口企業開拓市場，促進貿易起到很大作用。盡管我國是出口大國，但是在出口中產品蘊含的專利卻與發達國家相差甚遠。2009年中國每向美國出口一億美元的高新技術產品，相應地在美國申請2．3個專利。2008年韓國每向美國出口1億美元的高新技術產品，相應會在美國申請64件專利；日本每向美國出口1億美元高新技術產品會在美國申請157件專利，與中國的2.3個形成鮮明對比。
2 文獻綜述
2．1 國外研究
專利作為技術創新的產出被許多學者應用在經濟研究中。Soete（1981）運用截面數據模型，表明科技活動（由美國專利授權數衡量）對貿易發展有積極的效應。Laursen（1999），以19個國家的17個制造業部門為研究對象，使用貿易數據和美國專利數據分析了技術變遷對貿易增長的影響，得出1965-1988年8個技術密集型產業中技術變遷和出口績效存在明顯的相關關系，并且一個國家積極進入技術活躍領域的能力越強，出口的增長率越高。
2．2 國內研究
隨著知識產權對經濟的促進作用日益凸顯，我國學者也對專利有了更多的關注。李平，孫靈燕（2007）構建國外專利申請的技術溢出模型，對國外專利申請包含的研發存量進行量化，在此基礎上對國外專利申請對中國技術進步的影響進行實證分析，結果表明，國外專利申請對中國技術進步具有促進作用，但對東、中、西部技術進步的貢獻度存在差異。姚立民（2007）研究了技術創新如何影響出口績效，結果發現在技術和出口之間存在顯著的正相關作用。楊波（2008）運用面板數據調查了不同國家的R＆D投入與出口之間的不同關系。結果表明相對于發達國家中國的R＆D投入對出口的影響作用要較小。余道先和劉海云（2008）將在中國的專利分為國內專利和國外專利，結論表明國外專利對出口的促進作用要大于國內專利。張經強（2010）構建了國外專利申請溢出的傳導模型，運用計量回歸方法，實證研究了國外專利申請溢出對我國區域技術進步的影響。結果表明，國外專利申請在中國各區域都產生了技術溢出，這種溢出促進了地區技術進步，但由于國外專利申請溢出在各區域之間的傳導存在差異，則對區域技術進步的影響也存在著一定的差異。在以往的研究中多數通過研究研發或者創新與出口之間的關系發現他們之間的正相關作用。但是很少有人研究PCT和出口之間的關系，PCT的應用越來越廣泛，逐漸成為跨國公司申請國外專利的主要途徑，因此有必要研究企業對PCT申請的運用及PCT申請與出口的關系。本文在前人的研究成果基礎上以PCT和出口的關系為研究對象，揭示PCT申請的重要作用。
3 研究方法與數據來源
3．1 模型描述
本文運用各國的PCT申請數作為其將本國技術應用到國外市場的衡量標準，并計算這種國外專利布局戰略對出口的影響。本文運用面板數據分析2000-2007年的PCT申請量對2002-2009年出口的影響。選取中、美、日、韓、英、德、意7個國家為分析對象，由于專利申請到生效的滯后期，以滯后兩年的PCT申請為因變量，以各國出口額為因變量，建立面板數據模型，計算對外專利申請對出口的影響程度。
面板數據分析方法是最近幾十年來發展起來的新的統計方法，面板數據可以克服時間序列分析受多重共線性的困擾，能夠提供更多的信息、更多的變化、更少共線性、更多的自由度和更高的估計效率。面板數據模型是結合時間序列和橫截面兩者的數據進行分析。使用這種方法可以提供經濟的一個更加豐富的信息來源。它指的是在時間序列上取多個截面，在這些截面上同時選取樣本觀測值所構成的樣本數據。面板數據對國際經濟問題的研究是很成功的。例如，在研究專利申請對出口的影響時，單純的時間序列，即選擇單個國家在不同時間點上的觀測值，只能計算一個國家在一定時期內專利對出口的影響，而不能計算多個個體不同的影響程度，不能得出國家之間的差異對出口的影響，不能進行比較，而單純的截面數據又不能反映專利對出口的長期影響。因此，采用面板數據選取多個時間內不同國家的對外專利申請和出口額為變量，可以比較不同經濟實力的國家在長期內，受宏觀經濟政策影響，對外專利申請對其出口的作用。
橫截面的異方差與序列的自相關性是運用面板數據時可能遇到的最為常見的問題。由于這兩種現象都突破了古典回歸模型的假定，這時候使用普通最小二乘法（OLS） 將是不適合的。
面板數據模型的一般形式為：
yit= αi+xi tβi + μit（i ＝ 1，…，n；t ＝ 1，…，T）
式中，xit為1×K 向量，βi為K×1 向量；K為解釋變量的數目。該模型可分為3種類型。
不變系數模型，在該模型中截距和系數都是不變的。
yi=α+xi β+μi （i＝1，2， …，N） （1）
變截距模型，在該模型中存在個體差異并且這種差異可以通過截距的不同體現出來，系數不變。
yi=αi+xi β+μi（ i＝1，2，…，N ）（2）
變系數模型，在該模型中系數和截距都是變化的。
yi=αi+xi βi+μi （i＝1，2，…，N） （3）
在如何選擇模型類型時先建立兩個假設：第一個假設在模型中截距和系數都是不變的；第二個假設為在模型中截距是變化的而系數是不變的。由于本文研究的幾個主要國家經濟實力以及經濟結構均有較大差別，存在個體差異，在經過對3個模型的估計之后，根據殘差平方和通過F檢驗我們拒絕了假設一和假設二，即模型中的系數和截距都是變化的，選擇第三個模型變系數模型。因此模型滿足以下條件：
αi≠αj，βi≠βj，?坌i≠j（i＝1，…，n；t＝1，…，T）
3．2 數據分析
本文數據來源于OECD（經濟合作組織）統計網站，和中國統計局統計年鑒，以及WIPO（世界知識產權組織）Statistics on Patent中PCT Yearly Review。其中出口數據選取的是2002-2009年美國、英國、中國、德國、日本、韓國和意大利7個國家每年的出口額，以美元計算，并以2005年的價格指數為基準，因此出口額是消除了價格影響因素以后的美元值。對外專利申請選取的是以上各國2000-2007年相對出口額滯后兩年的PCT申請數據，單位為件。具體數據請見表1和表2。計算時對原始數據取自然對數。模型中的被解釋變量Export是各國年出口額，各國出口額及價格指數數據來源于OECD網站，其中中國出口數據來源于中國統計年鑒。解釋變量Patent，為各國PCT申請數，數據來源于WIPO網站的PCT Yearly Review。因此本文的初始模型為：
ln EXPORTit＝β0 ＋β1ln PATENT it ＋ μit（i ＝1 ～ 7 國家和地區；t ＝1 ～ 8 年）。相關數據如下：
4 計量結果
通過Eviews計量軟件我們對變系數模型進行了估計，結果如下：
因此得出以下等式：
Log（export）USA＝6．865 8－8．06＋0．96log（patent）；
Log（export）UK＝6．865 8＋29．54－3．29log（patent）；
Log（export）JP＝6．865 8－0．96＋0．28log（patent）；
Log（export）KO＝6．865 8－2．78＋0．47log（patent）；
Log（export）CN＝6．865 8－1．92＋0．53log（patent）；
Log（export）GE＝6．865 8－12．69＋1．56 log（patent）；
Log（export）IT＝6．865 8－3．12＋0．59 log（patent）；
5 結 論
通過以上結果，我們可以發現PCT申請對出口績效除了英國以外都有促進的作用，并且這種作用程度隨著國家的不同而呈現差異。在所研究國家中，PCT與出口績效之間呈現最顯著的正相關作用的是德國和美國，其中德國的系數為1．56，美國的系數為0．96。PCT申請對出口有最大促進效應的是德國。在中國PCT申請對出口也有一定的促進關系，其影響系數為0．56。PCT與出口的關系在應該呈現負相關作用，并且該作用并不顯著。所以我們不能確定英國PCT申請同其出口之間的確切關系。
在模型中，中國的截距為正值，這表明在不存在專利的情況下中國依然可以出口，這和中國的出口模式有很大關系。中國的出口大部分為加工貿易，加工貿易的發展極大地改善了中國的出口結構。但與此同時，這些加工產品處于價值鏈低端，技術含量較低，包含自主知識產權的產品僅占出口產品的很小一部分。勞動密集型和資源密集型產品仍然是中國出口的主要產品，所以即使沒有專利，中國依然可以利用人力資源自然資源優勢實現出口。相反，美國和德國的截距均為負值，說明在沒有專利的情況下他們的出口將會是負值，這更進一步表明了專利對這些國家的重要性。在這些國家出口產品以高技術產品為主，出口在很大程度上依賴來技術創新。
結果顯示了在不同國家之間PCT與出口的不同關系。可以確定的是PCT申請對出口有促進作用并且可以幫助企業擴展國外市場。
盡管近年來中國的PCT申請呈現快速增長態勢，但是同發達國家相比，中國的PCT申請數量同中國的出口規模是不相匹配的。對外專利申請還沒有最大程度地促進我國出口，還存在很大的提升空間。PCT制度在我國還處于發展階段，很多企業對PCT申請的理解上存在偏差。政府應積極引導企業，加大R＆D投入，鼓勵企業自主創新，建立自主品牌以開拓國外市場。主要可以從以下幾個方面入手：
（1）優化對外專利申請的資助政策，明確資助目的，規范資助范圍和資助額度，提高資助效率，鼓勵企業進行對外申請，尤其重視對私營企業和中小企業的資助，有效提高專利收益。
（2）引導企業通過利用PCT制度進行國外專利布局，提高國際技術競爭力。有效利用PCT申請制度保護國外市場。但也要注意避免盲目申請。
（3）制定重點行業和領域的對外專利申請政策。規范PCT申請，鼓勵重點行業和領域的申請。
主要參考文獻
［1］K Laursen． The Impact of Technological Opportunity on the Dynamics of Trade Performance［J］.Structural Change and Economic Dynamics，1999，10（3）：341－357．
［2］Luc L G Soete． A General Test of the Technological Gap Trade Theory［J］. Review of World Economics，1981，117（4）：638－660．
［3］余道先，劉海云． 我國自主創新能力對出口貿易的影響研究――基于專利授量的實證［J］． 國際貿易問題，2008（3）．
面板數據范文4
改革開放30多年來，中國依靠最大化發揮比較優勢，充分運用人口紅利、全球化紅利，憑借廉價的資金、勞動力、土地等要素價格，實現了快速工業化和城鎮化，中國經濟總量保持了持續快速增長態勢。GDP從1979年的4 063億元增至2012年的519 470億元，年均增長率高達9.76%。然而，以TFP為標度的經濟增長質量或效率并不高，根據測算，中國1979年～2007年TFP年均增長率在3.72%，而2008年～2012年則下降到2.21%。多年的粗放型增長模式使得國內資源、要素與環境的綜合承載力急劇下降，勞動力、土地等廉價要素紅利逐步喪失，再加上世界經濟危機復蘇趨緩、貿易保護主義重新抬頭使得國際貿易環境惡化，中國經濟“高投入、高消耗、高排放、高出口、低效率”為特征的粗放型增長模式走到了盡頭。當前，中國經濟已經進入產業結構調整與經濟轉型升級的新階段，為此，必須實施創新驅動發展新戰略，選擇適宜的技術進步路徑以提升技術進步效率和經濟增長質量。在此背景下，亟需回答兩個現實問題：一是中國經濟總量快速增長是多種技術進步路徑發揮協同作用的結果，那么，近年來不同技術進步路徑對中國經濟增長尤其是經濟增長質量的效應如何？即技術進步路徑與經濟增長的關系問題；二是不同技術進步路徑的經濟增長效應在中國不同區域有何異質性，如何權變選擇適宜于本地區的技術進步進步路徑？
自Romer（1990）在內生增長理論中提出技術進步是經濟增長的最終源泉以來，國內外學者對相關問題進行了大量的研究。而技術進步路徑與經濟增長關系的研究是國內外學者現階段關注的重點，不同學者由于在考察對象、研究方法以及樣本數據等方面的差異，所得結果也并不一致。Mathews（2007）、孫建等（2009）等認為后發國家應該重視自主R&D這一技術進步路徑來獲取后發優勢；李小平（2007）等人的研究表明自主R&D對生產率的增長有顯著的負向影響，但吳延兵（2008）等人的研究表明自主R&D對生產率有顯著促進作用。吳延兵（2008）等運用面板數據的經驗研究表明國外技術引進能夠促進經濟增長，同時也表明國內技術引進對生產率沒有顯著影響。Lucas（1988）在外部增長學說中說明了外商直接投資能夠促進經濟增長；Alfaro和Charlton（2007）、傅元海等（2010）等利用相關數據檢驗了外商直接投資對經濟增長的影響，結果分別為不同質量的外商直接投資和不同技術進步路徑下的外商直接投資對經濟增長的影響不同。
可以看到，已有研究大多是圍繞國外欠發達國家或中國國家層面展開，很少從分區域層面，且把不同技術進步路徑納入統一的分析框架。鑒于中國區域經濟發展不平衡性、發展階段的多樣性（林毅夫，2004；盧寧，2010），應該基于區域要素稟賦的視角來選擇適宜的技術進步路徑。因此，本文運用2003年～2011年中國分地區大中型工業企業面板數據對自主R&D、技術引進、外商直接投資和經濟增長進行了實證研究，同時考察了中國不同區域的技術進步路徑選擇的差異性。本文的后續部分結構安排為：第二部分是研究方法與數據處理；第三部分是估計結果與討論；第四部分是結論與啟示。
二、 研究方法與數據處理
1. 模型設定與變量解釋。本文研究技術進步路徑與經濟增長的關系，并且技術進步路徑包括技術引進與自主R&D。技術引進包括直接技術引進和間接技術引進，直接技術引進又包括國外技術引進和國內技術引進；間接技術引進包括外商直接投資。而林毅夫等（2004）認為經濟增長可分解為投入要素數量的增加、投入要素質量的改進和投入要素使用效率的提高。本文重點考慮投入要素使用效率的提高。
鑒于以上分析，本文借鑒吳延兵（2008）的處理方法，我們用TFP來體現經濟增長質量或效率的產出，并將TFPit和f（?）定義為：
TFPit=？茁0exp[f（R&Dit，FTIit，ITIit，FDIit）]①
f（?）=？茁1lnR&Dit+？茁2lnFTIit+？茁3lnITIit+？茁4lnFDIit+？撞？茁jCTRit+ui+？著it②
將②式帶入①式，兩邊取對數后，則可得：
lnTFPit=？茁0+？茁1lnR&Dit+？茁2lnFTIit+？茁3lnITIit+？茁4lnFDIit+？撞？茁jCTRit+ui+？著it③
上式中，TFPit代表第i個地區（省）第t年的全要素生產率；R&Dit代表第i個地區（?。┑趖年的自主R&D；FTIit代表第i個地區（?。┑趖年的國外技術引進；ITIit代表第i個地區（?。┑趖年的國內技術引進；FDIit代表第i個地區（?。┑趖年的外商直接投資；CTRit為控制變量，其中包括第i個地區（?。┑趖年的企業規模ESCit、技術能力TTCit、經濟發展水平EDLit、經濟外向度TEEit。μi為個體效應；？著it為隨機擾動項。β0為常數項；β1、β2、β3、β4分別表示自主R&D、國外技術引進、國內技術引進和外商直接投資的產出彈性；βj為控制變量的系數。
2. 數據說明。本文所使用的原始數據來源于《中國統計年鑒》、《中國科技統計年鑒》和《中國工業經濟年鑒》，部分數據是根據原始數據進行整理而得到的。其中，工業總產值、固定資產凈值年平均余額、從業人員年平均數、工業品出廠價格指數和固定資產投資價格指數均來源于《中國統計年鑒》；開發新產品經費、R&D經費占產品銷售收入或主營業務收入、R&D項目經費支出、產品銷售收入、主營業務收入、消化吸收經費、引進技術經費支出、購買國內技術經費、有科技機構的企業占全部企業比重和新產品產值占工業總產值比重均來源于《中國科技統計年鑒》；出貨值、工業銷售產值、外商資本來和實收資本來源于《中國工業經濟年鑒》。其他數據是根據原始數據進行整理而得到的。
借鑒Fare等（1997）等的方法，基于投入的全要素生產率指數可以用Malmquist生產率指數來表示。因此，在計算全要素生產率（TFP）時，用到的主要指標是地區的投入和產出數據。其中投入數據包括資本投入和勞動投入，產出數據包括地區年度企業產出。我們用工業總產值表示產出，并且用2003年為基期的工業品出廠價格指數對其進行價格平減；用固定資產凈值年平均余額表示資本投入，并且用2003年為基期的固定資產投資價格指數對其進行價格平減；用從業人員年平均數表示勞動投入。由于工業總產值涉及到中間品投入，因此，用工業增加值估計的全要素生產率比用工業總產值估計的較準確。但是，基于數據的可得性、準確性以及可比性，在計算全要素生產率時，我們選用的產出指標是工業總產值。我們用DEAP2.1來測算全要素生產率（TFP）。由于獲得的全要素生產率是環比指數，首先要將其折算到基期，然后再進行計算。我們以2003年為基期，并假設基期的全要素生產率為1。
三、 估計結果與討論
我們運用Eviews7.2軟件基于2003年～2011年中國分地區大中型工業企業的面板數據對靜態面板模型③式進行估計。在對國家層面和區域層面技術進步路徑的經濟增長效應模型進行估計時，我們運用了混合模型、隨機效應模型和固定效應模型分別進行估計。為了比較各種模型的估計效率，我們進行了冗余固定效應檢驗和Hausman檢驗，檢驗值的顯著性水平均為1%。兩種檢驗均表明固定效應模型的估計效率最高。下面我們分別對兩種情況下的技術進步路徑對經濟增長的影響進行分析。
1. 全國層次的技術進步路徑對經濟增長的影響分析。由以上分析可知，基于固定效應的模型具有更高的估計效率。下面我們根據該模型來具體分析相關的變量。自主R&D、國外技術引進、國內技術引進以及外商直接投資等技術進步路徑分別對TFP的影響。①自主R&D。無論在混合模型下還是在隨機效應模型和固定效應模型下，其系數為正，但不顯著。這表明2003年～2011年間，自主R&D對TFP的貢獻開始顯現，加大自主R&D有利于提高TFP，但整體來說，自主R&D對TFP的貢獻率并不顯著，可能的原因是：我國要素稟賦非均衡分布特征明顯、區域經濟發展極不平衡，而自主R&D對TFP的貢獻存在門檻效應，在我國自主R&D整體投入不大的情況下，對TFP的促進作用有限。但作為發展中國家的中國應該繼續重視自主R&D，以防止陷入技術陷阱，從而實現技術趕超（孫健等，2009）。②國外技術引進和國內技術引進。在三種模型下，其系數均顯著且分別為負和為正，這與吳延兵（2008）等的研究結論不同?？赡艿脑蛟谟冢袊心芰徺I國外技術，但是消化吸收國外技術的能力較低，致使國外技術引進對FTP的作用不明顯；而國內技術引進，無論是在林毅夫（2004）等提到的技術引進的成本方面還是咨詢技術人員方面都比引進國外技術有優勢。因此，中國在引進國外技術的同時，要加強對國外技術吸收能力的重視，提高技術轉化率。③外商直接投資。在三種模型下，其系數均顯著且為正。這說明外商直接投資對經濟增長有正向影響。這與傅元海（2010）等人的研究結論相同。因此，中國應繼續擴大開放領域，逐步放開國家壟斷但不涉及國家安全的行業、大中型國有企業，以國有企業混合所有制改革為契機，大力引進國外有較強資金、技術或市場優勢的戰略投資者，提升中國企業的國際化水平和市場競爭力。在控制變量中，企業規模對經濟增長效率的提高顯著為正；技術能力和發展水平對經濟增長效率的提高有負向影響；經濟外向度則無顯著影響。
2. 區域層次的技術進步路徑對經濟增長的影響分析。下面我們具體分析不同地區的具有較高效率模型的估計結果。由估計結果可知，中國東、中、西地區的技術進步路徑對FTP的作用存在差異。
①東部地區。僅國內技術引進的系數顯著，且為正。而自主R&D對經濟增長效率的提高沒有顯著影響?？赡艿脑蚴?，東部地區多以"三來一補外向型"經濟為主，且這些行業或企業往往對自主R&D還是國外技術引進的意愿還是投入能力都比較欠缺，這是該地區自主R&D和國外技術引進對TFP的貢獻率為負的重要原因。這一地區服裝、紡織、家電等產業集群發達，中小企業眾多，集群內的共生關系與知識、技術外溢效應有利于技術的擴散與傳播。這說明，東部地區盡管具有區域獲取國外技術引進的成本優勢，以及較高的經濟發展水平，但且沒有發揮國外技術引進與自主R&D提升產業層次與TFP的作用，相反且陷入國內技術引進（更多的是初級加工品的簡單復制與技術模仿）的路徑依賴而產生自主R&D與國外高技術引進的惰性，這不利于東部地區高新技術產業的發展，制約了該地區經濟轉型和產業結構升級。當然國際跨國公司處于核心技術保護的考慮也致使該地區在國外技術引進尤其是核心技術引進遲緩的重要原因。②中部地區。模型結果表明，該地區受國外技術引進的影響顯著，且為負。出現這種情況的原因可能是較豐富的研發資源使得該地區傾向于購買國外的技術，國外企業出于對自身的考慮沒有將先進的核心技術而是將落后的技術出售給該地區（吳延兵，2008）或該地區購買到先進的核心技術卻無法掌握該技術。而該地區的經濟增長效率卻不受其他技術進步路徑的顯著影響，自主R&D能力較弱、不重視國內技術可能分別是自主R&D、國內技術引進不顯著的重要因素；介于具有豐富要素稟賦的東部和國家扶持政策的西部之間可能是使得中部地區外商直接投資沒有優勢的原因之一。③西部地區。在西部地區，僅外商直接投資的系數顯著且為正?？赡艿脑蚴?，西部地區屬于欠發達地區，西部大開發以來，該地區充分運用外商直接投資帶來的技術后發優勢，提高了TFP。而該地區的高校、科研院所等具有相對的比較劣勢，自主R&D能力較為欠缺，對國外技術消化吸收能力不強，這使得該地區產業或企業更多依靠獲取外商直接投資伴生的技術外溢效應來提升自身的技術水平。因此，國家應進一步加大西部地區的對內對外開放力度，在更多的領域、更多的行業加大招商引資力度，提升外商直接投資的規模和層次，以促進西部地區經濟增長總量以及TFP的提高。
技術能力、經濟發展水平和出口外向度等控制變量，對不同區域FTP的影響也存在顯著差異。技術能力在東部地區無顯著影響，而在中部地區和西部地區卻對經濟增長的效率有顯著負影響；經濟發展水平在東部地區對經濟增長的效率有顯著負影響，而在中部地區和西部地區卻無顯著影響；出口外向度僅在中部地區對經濟增長效率存在顯著正影響，而在東部地區和西部地區卻無顯著影響。而企業規模在三個地區對經濟增長的效率均有顯著正影響。
四、 結論與啟示
面板數據范文5
關鍵詞：區域經濟差距 公共支出 經濟增長 面板數據模型
一、引言
在影響經濟增長的各種因素中，公共支出是一個重要因素，政府也越來越注重公共支出政策對經濟的干預活動。地方財政政策的主要功能是糾正市場機制在資源配置方面的失靈與彌補市場機制的不足，抑制區域經濟發展差距的無限擴大，實現不同區域間的公平和資源的優化配置。近來，國際上也越來越重視制度變遷和改革措施對經濟績效的影響。當前，已經有大量的研究試圖獲得一些對于中國區域間經濟增長差異的解釋和政策含義。經濟增長收斂性研究對區域經濟增長的長期趨勢和區域經濟差異的變化都具有較強的解釋能力，因此被廣泛應用到區域經濟領域。以新古典經濟增長理論為基礎的收斂假說，對區域經濟增長的長期趨勢提出了極具吸引力的預期。我國關于經濟收斂性問題的研究從上世紀90年代以來開始興起，涌現了大量的相關文獻，這些文獻性的研究結果表明改革開放以后我國區域經濟存在明顯的條件收斂趨勢。從經濟理論的發展看，研究公共支出對經濟增長的作用機制，是現代經濟增長理論的一個重要內容。
態的方向發展。
面板數據范文6
關鍵字：FDI；房地產價格；房地產市場
一.引言
在經濟全球化的趨勢下，隨著我國經濟的發展和人民幣升值的預期，外資正以各種方式不斷進入房地產市場，以追逐利潤獲取豐厚收益，從而使得房地產業已經成為繼通訊設備、計算機及其他電子設備制造業之后的外商投資第二大行業。與此同時，伴隨著蓬勃發展的房地產市場和熱度空前的房地產開發投資，房地產價格正在節節攀升，使得高房價已經成為與上學貴、看病難并稱的新三大民生問題之一，引起了社會各界的普遍關注。那么，不斷流入房地產市場的外資是否對持續攀升的房價產生了推波助瀾的作用呢，是否是房價上漲的又一重要影響因素呢？為了正確認識外資進入房地產市場將導致房地產價格泡沫的風險，我們有必要研究作為外資流入重要途徑的外商直接投資對我國房地產價格的影響。
二.文獻綜述
針對FDI對我國房地產價格的影響問題，我國學者進行了一些理論探索和實證分析。劉洪玉(2002)從房地產市場與資本市場的關系、房地產金融與投資開發的發展趨勢等角度，探討了國際資本投資中國房地產市場的可能趨勢以及國際資本進入對中國房地產市場的影響。鄭航濱(2006)利用利率平價理論、購買力平價理論、預期理論作為解釋境外資本流入房地產市場的依據，研究了境外資本的進入對我國房價的影響效應。梁立俊，操陳敏（2007）通過采用VAR 模型對我國八年的商品房價格與房地產開發中FDI的投入額月度數據進行分析。證明FDI增長是商品房價格上漲的一個因素，同時FDI的沖擊對商品房價格的增長是持續性的。范東君，單良(2009) 基于1999―2006年省際面板數據，研究房地產開發利用FDI以及其他因素對我國房地產價格的影響，并計算出各個要素對房地產價格上漲的貢獻程度，研究結果發現FDI對我國房地產價格的上升具有正向作用。黃書權（2010）運用灰色關聯理論對我國FDI與房地產業發展、房地產價格之間的關系進行實證研究。研究結果表明：FDI對我國房地產業的發展有正向的推動作用。
總之，多數學者是通過運用時間序列分析方法從不同角度分析了FDI對我國房地產價格的影響，這些研究具有著重要的理論和現實意義。但與此同時亦忽略了我國各省份間FDI水平和房地產發展狀況的差異。
三.理論模型
為了研究FDI對房地產價格的影響，我們將各省房地產價格作為因變量，而自變量中，供給方面可設變量FDI、國內投資額，需求方面設置變量居民人均可支配收入，并加入CPI以剔除價格水平對房地產價格的影響。
由于本文是基于全國31個省的數據進行實證檢驗，故該計量檢驗涉及對面板數據的處理。本論文是對31個省分別進行估計，需要考慮各個省的差異，故采用固定效應變截距模型來說明FDI對房地產價格的影響。此外，考慮到截面個數較多而時間序列個數較少，采用了截面加權回歸的方式進行檢驗。因此我們可以構建如下固定效應變截距模型方程來反映FDI對房地產價格的影響：
式中，下標i、t分別代表省份和時間，P為房地產銷售價格，ID為房地產業國內投資，IF為房地產業外商直接投資，Y代表人均居民可支配收入，CP表示居民消費價格指數， 表示與各地區相關的、時間上恒定的因素，為隨機擾動項。在自變量中，考慮到供給因素對房地產價格影響的滯后，我們采用其各省份前一年的指標，使得分析更加合理。此外，為了消除解釋變量間的異方差和自相關性，可以對解釋變量和被解釋變量取自然對數進行模型改進。
四.實證分析
1.變量選取及數據處理
本文根據中國1999―2007年31個?。ㄊ小^）的面板數據，運用上述模型對FDI對我國房地產價格的影響進行實證分析。數據來自于中國統計年鑒（2000―2008），中國房地產統計年鑒（1999―2008），并經綜合整理所得。其中，對數據的描述性統計見表1：
2.實證過程與結果
本文選用固定效應的面板模型分析FDI對房地產價格的影響，根據整理的數據，利用eviews6.0軟件對模型進行估計，得到如下計量結果，其中全國31個省(市、自治區)固定影響變截距模型估計結果為下式，反映各省(市、自治區)差異的的估計結果為表2。
從上式可以看出，國內投資、FDI、居民可支配收入及居民消費價格指數四個變量大約解釋了房屋銷售價格變動的95%；其中， FDI的流入對房地產價格的影響為正，回歸系數為0.008831，且在5%的水平下顯著。由于各變量均取自然對數，這就意味著FDI流入房地產每增加一個百分點，房地產價格就會上升0.008831個百分點。此外，表2說明了我國31個省之間由于地域的差異所導致的房屋銷售價格的顯著差異。
從上述計量結果中可以看出，FDI對我國房地產的價格上漲有正向的推動作用，但其影響有限，產生此種現象的原因在于：一方面，為謀求豐厚的投資回報，FDI利用我國房地產市場尚未形成有效的市場定價機制，趁機通過操縱市場來推高房價，并導致境內民間資金的跟風入市，從而進一步炒高房價，使得房地產價格與真實價值脫離。因此，FDI對我國房地產價格上漲具有明顯的正效應；另一方面，由于流入我國的FDI主要集中于制造業，其占FDI總量超過60%，而房地產業作為FDI流入的第二大行業，僅占FDI總量的10%左右。因此，實際進入房地產業的FDI相對于我國龐大的房地產業資金總量來說是相對較小的，對房地產業的影響有限。
五．研究結論
對于上述實證結果，我們必須清楚的認識到，FDI是置于房地產市場中的一把“雙刃劍”，其在改善房地產市場資本結構，發揮外資企業在房地產開發中的技術、管理優勢的同時，也將由于資本的逐利性和投機性使FDI短期內刺激房地產需求的增加，在供給變化不大的情況下，直接引發房地產價格的迅速上升。而當房價上漲到一定程度后，外資的大量流出將會對房地產市場產生很大沖擊，從而引發房地產泡沫的破裂。我們需要充分利用各種金融、法律手段和政策法規在宏觀層面進行監管和調控，通過對房地產領域的境外資金進行合理引導，規避其不利影響，使之對我國房地產行業健康發展起到較好的推動作用。對此可提出如下政策建議：
首先，要完善政策制度，引導FDI合理流向房地產業。從上述實證分析的結果可以看出，現階段外資流入對我國房地產業的影響是相當有限的。為使外資對我國房地產業的發展發揮更大的積極作用，政府應當出臺相應的有利于外商投資的政策，同時完善房地產市場監管制度，避免利用FDI進行投機活動。針對我國地區發展程度的差異，政府應積極引導FDI投向需要資金支持，有利于當地房地產業健康穩定發展的區域。通過引進民間資本、加快資產重組的方式增強自己的綜合實力，使得我國的房地產企業的發展真正能夠實現多元化、市場化、國際化，進而更好的推進我國房地產市場的健康發展。
參考文獻：
[1] 黃書權.我國FDI與房地產業關系的灰色關聯分析.四川經濟管理學院學報,2010（02）
[2] 范東君,單良.FDI對我國房地產價格影響的實證研究―基于省際面板數據分析.云南財經大學學報,2009（02）
[3] 梁立俊,操陳敏.FDI 對中國商品房價格影響的實證分析.中國物價,2007 (03)
