联立方程（精选12篇）
联立方程 篇1
一、引言
上个世纪, 宏观经济学随着凯恩斯理论的提出进入了一个新的时代。在此之后, 很多的学者致力于完善凯恩斯的宏观经济理论学说, 其中希克斯 (Hicks, 1937) 和汉森 (Hansen, 1949) 以IS-LM模型来解释宏观经济的运作方式, 大大加强了凯恩斯理论的解释力。虽然IS-LM模型也受到了很多经济学家的批评, 但是直至今日其依然是一个有着较为完善逻辑体系的宏观经济模型, 并得到广泛应用。随着我国经济体制向市场经济转型。宏观经济理论在我国所产生的影响也愈来愈大。本文试图以凯恩斯理论以及IS-LM模型为理论基础, 并吸取其他相关理论的理念, 尝试构建能够描述我国宏观经济运作情况的简易模型, 并利用我国历年相关实证数据, 通过联立方程模型的估计, 来获得一个能够描述我国宏观经济运行状况的实证模型。
二、文献综述
通过建立联立方程模型来描述一国的宏观经济情况, 在这方面已有很多的学者做出了相关的研究。其中最为著名的是克莱因联立方程系统。克莱因 (Lawrence Robert Klein 1950) 以美国1920年~1941年的年度数据为样本建立了旨在分析美国在两次世界大战之间的经济发展的小型宏观计量经济模型。该模型所采用的变量数相对不多, 但在宏观计量经济模型的发展史上占有重要的地位。我国学者刘玉红、高铁梅、陶艺 (2006) 在《中国转轨时期宏观经济政策传导机制及政策效应的模拟分析》一文中借鉴了新凯恩斯主义经济理论和其他经济理论, 并结合我国经济体制改革的特点, 建立了适应中国经济特点的宏观经济联立方程模型, 从宏观经济的角度分析我国经济政策的传导机制和效应大小。认为我国的货币政策对实体经济的有效性较弱。宁晓青、谢静在《我国宏观经济政策与经济波动的实证研究》一文中选取l985—2003年的年度统计数据, 采用Granger因果检验和联立方程模型的分析方法, 建立了我国宏观经济的模型。并认为影响我国经济波动的关键政策并不是财政政策和货币政策, 而是消费政策、投资政策和外贸政策。
三、宏观经济理论基础
1. 消费理论
一个国家的居民消费由什么来决定?凯恩斯提出了绝对收入假说 (Absolute Income Hypothesis) , 其观点有别于古典经济学对于消费的认识, 认为影响居民消费的主要因素不是利率, 而是收入。之后杜森贝里 (Duesenberry 1951) 提出了相对收入假说 (Relative Income Hypothesis) , 认为居民消费存在“示范作用”和“棘轮作用”。“示范作用”使得人们收入提高时, 平均消费倾向并不一定会下降, 而“棘轮作用”使得消费的变动相对于收入的变动要稳定。在此之后莫迪利安尼和弗里德曼分别提出了生命周期假说和永久收入假说。这两个理论强调人们会从整个人生的角度来衡量自己的收入, 从而来决定当期的消费。不过无论何种理论, 都认为居民对于未来收入状况的预期很大程度上受到其本期的收入状况的影响。
2. 投资理论和货币需求理论
长期以来, 克拉克 (Clark, 1917) 的加速原理和凯恩斯的投资函数一直是分析投资的核心理论。古典经济理论认为, 作为资本需求的投资和作为资本供给的储蓄在资本市场上通过利率的调节达到平衡, 因此投资被认为是利率的函数。凯恩斯基本接受了这一思想, 认为是否要对新的实物资本进行投资, 取决于这些新投资的预期利润率与为购买这些资产而必须借进的款项所要求的利率的比较。因此, 在决定投资的因素中, 利率是首要因素。这里利率是指是实际利率。由克拉克提出并经萨缪尔森 (Samuelson, 1939) 等人发展的加速原理 (Acceleration Principle) 率先对古典投资理论发起了挑战。加速原理认为投资不是利率的函数, 而主要是由产出的变化所决定。其函数表达式如下:
式3.1中δ, θ为常数, δ代表资本折旧率, It代表投资, Yt和Yt-1分别代表当其和前期产出。
在货币需求理论上凯恩斯认为对于货币的总需求是人们对货币的交易需求, 预防需求和投机需求的总和。其中货币的交易需求和预防需求决定于收入, 而货币的投机需求决定于利率。因此对于货币的总需求函数可描述为:
式3.2中, 等式左边代表了真实货币供应量, k, h为常数, Y代表收入, R代表利率。
四、计量模型假设与数据收集
本文所采用的宏观计量模型是以IS-LM模型为基础, 并对其中的投资函数作了一些改进, 吸收了克拉克的加速原理的思想。假设模型具体如下:
方程中的α, β, d, λ, k, h为系数项, Y, C, I, R, M, P, G, NX, 为变量。其中各个变量的定义如下表:
在投资函数4.1.2式中, 加入了收入变动的因素。凯恩斯与克拉克分别强调利率和收入因素是决定投资的唯一主要因素。而本文将利率和收入因素同时放入投资函数。笔者认为在我国, 投资同时受到利率和收入状况的影响, 其中一部分的投资来自于一些专门的金融机构以及一些私人的投资机构, 这些资金对于利率较为敏感, 利率降低将会释放出较多的投资。另一部分的投资来自于一般的企业, 企业投资的主要目的是为了增加商品生产的能力, 这样的投资往往受到该企业收入 (利润) 状况的影响, 收入越多, 企业对于未来的预期会更高, 同时也更有能力进行投资。同时由于企业当年的投资计划往往在前一年就已制定计划, 所以在投资策划时前一期的收入变动情况 (θ·Yt-1-λ·Yt-2) 会更多的影响到本期的企业投资。
根据IS-LM模型中的相关变量, 本文收集了中国1992年到2005年的相关数据。所选变量为:国内生产总值 (Y) , 消费支出 (C) , 政府支出 (G) , 投资 (I) , 进出口 (NX) 的相关数据来自于按支出法计算的国内生产总值构成, 货币供应量为年底余额, 包括货币和准货币。本文所采用的利率为历年一年期贷款利率, 各年的利率以年底利率计算。
由于原始数据没有排除通货膨胀的因素, 因此本文以历年国内生产总值和国内生产总值指数换算出历年的通过膨胀率。并以此计算出排除通胀因素的各变量的数值。处理后的数据是以1978年的人民币价值为基数计算的。
五、模型检验和联立方程模型的估计
本文首先对联立方程模型进行识别, 认为方程为过度识别。之后对排除通胀后的数据进行平稳性检验, 采用扩充迪基-富勒 (Augmented Dickey-Fuller) 检验来判断数据的平稳性。采用的分析工具为Eviews 5.0。经过ADF检验。各变量在1%5%和10%的显著水平下, 都接受原假设, 即认为各个变量数据存在单位根, 是不平稳的。然后采用扩充恩格尔-葛兰杰检验来判断各方程的变量是否存在协整关系。结果显示在10%的显著性水平下模型中的四个方程式都通过了扩充恩格尔-葛兰杰检验, 即各方程内的变量具有协整关系。
本文采用三阶段最小二乘法 (3Sl S) 来估计联立模型结构参数。
得到如下参数估计结果:
从分析结果可以看到, 系数а, β, d, θ, λ, k, h都通过了假设检验。消费, 投资和货币需求函数的R2分别达到了0.97, 0.98和0.99。可见方程的拟合结果是比较理想的。由此可以得到如下的我国宏观经济简易联立方程模型。
通过对模型中内生变量进行模拟从而获得的模拟值, 并与各内生变量真实值进行对比也可以看到, 模型的拟合度较好。篇幅关系下文仅列出收入变量的拟合值与真实值的比较。值得注意的是模拟值依然是以1978年的人民币价值计算的。
六、结论
本文以凯恩斯宏观经济理论为基础, 以IS-LM模型为基本框架, 采用联立方程的方法计算了一个能简要反映我国宏观经济运作状况的模型。
其中式5.1.1代表我国的消费函数, 经过分析, 可以看到收入确实对消费有影响。我国的边际消费倾向为0.45。式5.1.2为我国的投资函数, 模型假设我国的投资不仅受到利率的影响, 也受到收入的影响。经过分析, 发现利率和收入对投资都有影响。利率与投资负相关, 收入增长与投资正相关。从投资方程中可以看到收入的变动对投资有放大的效应。即收入每增加一单位, 投资将增加2.15个单位, 反之亦然。式5.1.3为我国的货币需求函数。函数表明我国的货币需求既受到收入的影响, 同时也受到利率的影响, 收入与货币需求正相关, 与利率负相关。将估算的宏观经济模型进行转化, 可求得财政政策乘数和货币政策乘数分别为1.43和0.12。
由此可见, 从对我国1992年~2005年的数据分析, 可以认为对于我国的宏观经济调控, 财政政策较之于货币政策更为有效, 政府支出每增加一单位, 国内生产总值将增加1.43个单位。而货币供给增加一个单位, 国内生产总值将增加0.12个单位。造成这一结果的原因是在我国利率对于货币需求的影响要远大于其对于投资的影响。
摘要：本文采用我国1992年到2005年的时间序列数据, 基于凯恩斯的宏观经济理论和古典经济学的相关思想, 构建我国简易的宏观经济联立方程模型。通过分析, 本文认为在我国的宏观经济调控过程中, 财政政策较之于货币政策更为有效, 政府支出每增加一单位, 国内生产总值将增加1.43个单位。而货币供给增加一个单位, 国内生产总值将增加0.12个单位。造成这一结果的原因是在我国利率变动对于货币需求的影响要远大于其对于投资的影响。
关键词：联立方程,宏观经济,IS—LM曲线
参考文献
[1] (美) 达莫达尔·N·古亚拉提:计量经济学 (第三版) .中文版, 北京:中国人民大学出版社, 2005
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[5]高铁梅:计量经济分析方法与建模.北京:清华大学出版社, 2006
[6]潘省初 周凌瑶:计量经济分析软件.北京:中国人民大学出版社, 2005
[7]丁俊君 戴生泉:我国宏观经济运行动态模拟与预测.经济观测, 2004
[8]宁晓青 谢 静:我国宏观经济政策与经济波动的实证研究.中央财经大学学报, 2006
[9]刘玉红 高铁梅 陶 艺:中国转轨时期宏观经济政策传导机制及政策效应的模拟分析.数量经济技术经济研究, 2006
联立方程 篇2
教学目标：
知识目标：掌握如何将参数方程化为普通方程；
能力目标：掌握参数方程化为普通方程几种基本方法；
情感目标：
培养严密的逻辑思维习惯。
教学重点：参数方程化为普通方程
教学难点：普通方程与参数方程的等价性
教学过程：
一：复习引入：
课本第24页的例题2中求出点的轨迹的参数方程为：。
问题1：你能根据该参数方程直接判断点的轨迹图形吗？如果要判断点的轨迹图形，你有什么方法吗？
二：新课探究
1：问题2：结合前面的例子，从参数方程到普通方程有什么变化？你能从中得到什么启发？
2：试一试：把下列参数方程化为普通方程，并说明它们各表示什么曲线？
（1）（为参数）；
（2）（为参数）.3：例题讲解：
例3、把下列参数方程化为普通方程，并说明它们各表示什么曲线？
4：问题3：将参数方程化为普通方程需要注意哪些要点？
5：变式练习：P26第4题
（1）（为参数）；
（2）（为参数）；
6：问题4：从以上例3和练习中你逐一能总结出消去参数的一些常用方法吗？
6：补充例题：
若直线（为参数）与直线垂直，则常数=________.7：变式练习：
（1）曲线的参数方程为，则曲线为（）.A．线段
B．双曲线的一支
C．圆弧
D．射线
（2）在平面直角坐标系中，直线的参数方程为（参数），圆的参数方程为（参数），则圆的圆心坐标为，圆心到直线的距离为。
三：课堂小结
（）
普通方程
参数方程
1:
2:
参数方程化为普通方程要注意哪些要点？
3:消去参数的一些常用方法:
四：作业
1：把下列参数方程化为普通方程，并说明它们各表示什么曲线。
（1）
（2）
(3)
2:（2008重庆模拟）若直线
与圆
联立方程 篇3
下面结合几个例题,看如何选择适当的直线方程形式与解题思想方法,求过一点的直线方程问题.
例1 已知直线l过点(-1, -1),且和两坐标轴围的三角形的面积为94,求直线l的方程.
解法一 因为所求直线与两坐标轴都相交且围成三角形,所以直线l的斜率存在,设为k,且k≠0.
又直线l过点(-1, -1),所以直线l的方程为 y+1=k(x+1),
令x=0,得y=k-1;令y=0,得x=1k-1.
由题设,可得12k-11k-1=94,即(k-1)2=92k,
解之得k=-12或k=-2或k=13-1534或k=13+1534.
故直线l的方程为y+1=-12(x+1)或y+1=-2(x+1)或y+1=13-1534(x+1)或y+1=13+1534(x+1).
解法二 因为所求直线与两坐标轴都相交且围成三角形,所以直线l在两坐标轴上都有截距,设分别为a,b,且a≠0,b≠0,所以可设直线l的方程为xa+yb=1.
由题设,可得
-1a+-1b=1,12ab=94,
解之得a=-3,b=-32或b=-3,a=-32
或a=9+1534,b=9-1534或b=9-1534,a=9+1534.
……
解法三 设所求直线的方程为Ax+By+C=0,
因为所求直线与两坐标轴都相交且围成三角形,所以A≠0,B≠0.
令x=0,得y=-CB;令y=0,得x=-CA.
由题设,可得-A-B+C=0,12-CB-CA=94,即
A+B-C=0,C2=92AB,
解之得A=2B或A=12B或A=153-134B或A=-13+1534B.
……
显然,从运算的角度考虑,解法三由于变量个数的增多,求解运算也随之变复杂,故一般不被采用.解法一、二中的变量少,运算量相对也小,但容易忽视对k的存在性及a≠0,b≠0条件的判断,从而造成解题不全面.另外,采用截距式时,要注意边长(也是距离)与截距的关系.
为了避免复杂的运算,我们将例1稍作改编.
例2 已知直线l过点(-1,-1),且和两坐标轴在第三象限内围成的三角形的面积为94,求直线l的方程.
解法仿例1(从略).
换一个角度,看看过定点,且与坐标轴围成面积一定的三角形的直线是否总有四条.
例3 已知直线l过点(-1, -1),求满足下列条件的直线l的方程.
(1) 和两坐标轴在第三象限围成的三角形面积为52;
(2) 和两坐标轴在第三象限围成的三角形面积为2;
(3) 和两坐标轴在第三象限围成的三角形面积为12.
解法仿例1(从略).
不难得出,当面积S=12时,所求直线有2条;当S=2时,所求直线有3条;当S=52时,所求直线有4条.
于是产生了新的问题:面积S满足怎样条件时,所求直线会有4条、3条、2条?会不会有1条、0条?
根据例1的解法一,可以一般地得出,所求直线有几条取决方程组(Ⅰ)k2-(2-2S)k+1=0,k<0与(Ⅱ)k2-(2+2S)k+1=0,k>0的解的个数.请大家考虑以上两个方程组是否一定有解?有几个解?
容易得出,不论S为何正数,(Ⅱ)总有解;且当S>2时,(Ⅰ)有两个解;当S=2时,(Ⅰ)有一个解;当0 这说明在第三象限内围成的三角形的面积有最小值. 例4 已知直线l过点(-1, -1),且和两坐标轴在第三象限内围成的三角形面积最小,求直线l的方程. 分析 本例与教材《必修5》(苏教版)P90例3相似,教材中给出的是采用截距式方程的解答,这里能否也像例1一样用三种方程形式求解呢? 设围成的三角形的面积为S,所求直线的斜率为k. 方法一 仿例1解法一,k2-(2-2S)k+1=0,k<0. 直线存在,方程组有解,故应有(2-2S)2-4≥0,故S≥2,即S有最小值2. 此时k=-1,所求直线的方程为y+1=-(x+1),即x+y+2=0. 方法二 仿例1解法二,有 -1a+-1b=1,S=12ab. 又直线和两坐标轴在第三象限内围成三角形, 所以1-a+1-b=1,S=12ab=12(-a)(-b). 由基本不等式,得1-a+1-b≥21-a•1-b, 从而S=12(-a)(-b)≥1221a+1b2=12×22=2,当且仅当-a=-b=-2时,S有最小值. 此时所求直线的方程为x-2+y-2=1,即x+y+2=0. 方法三 仿例1解法三, -A-B+C=0,12-CB-CA=S,即A+B-C=0,C2=2SAB. 又直线和两坐标轴在第三象限内围成三角形, 所以(A+B)2=2SAB有解, 即A2+(2-2S)AB+B2=0有解, 从而AB2+(2-2S)AB+1=0有解,故应有(2-2S)2-4≥0,故S≥2,即S有最小值2. 此时AB=1,A=B,C=2A,所求直线的方程为x+y+2=0. 显然,对于例4,以上三种解法一路下来,已经成功解决了问题.但对于求最值,由于方法的多样性,我们还可以从具体求最值的方法上研究一下例4.于是结合利用基本不等式求最值的常用技巧,例4还可以有如下三种解题形式: 形式一 由以上方法二,S=12(-a)(-b)=121+-a-b1+-b-a=121+-a-b+1+-b-a ≥122+2-a-b•-b-a=2,当且仅当-a-b=-b-a时,S有最小值. 结合-1a+-1b=1,有此时-a=-b=-2. 下同以上方法二. 形式二 仿以上方法二,S=12(-a)(-b)=12(-a)a1+a=-12•a21+a =-12•(a+1-1)21+a=-12[(a+1)+1a+1-2]. 由-1a+-1b=1及a,b<0,得-1a<1,1+a<0, 从而S=-12(a+1)+1(a+1)-2=12-(a+1)+1-(a+1)+1≥1+1=2,当且仅当-(1+a)=1-(1+a)时,S有最小值. 再由-1a+-1b=1,得此时a=b=-2. 下同以上方法二. 形式三 仿以上方法三,S=12-CA-CB=12•(A+B)2AB=12AB+BA+2≥2,当且仅当AB=BA,又AB>0,即A=B时,S有最小值. 再由-A-B+C=0,得此时C=2B. 下同以上方法三. 通过以上例题及求解过程,不难发现对于同一问题,选取的方程形式不同,解题的思想方法与难易程度可能差异很大;选取的方程形式相同,具体求解过程也可能差别很大.这就要求我们在解题时,要加强解后反思,有比较才有鉴别,不断提升自己的解题能力与水平,以达到事半功倍的效果. 最后,对于例4,如果不从直线的方程形式着眼,则还可以设直线的倾斜角,转化成三角函数最值问题求解,有兴趣的同学不妨一试. 巩固练习 1. 直线l过点A(0,-1),且点B(-2,1)到l的距离是点C(1,2)到l的距离的两倍,则直线l的方程是. 2. 求过点P(0,1)的直线l的方程,使l夹在两直线l1:x-3y+10=0与l2:2x+y-8=0之间的线段恰好被点P平分. 3. 过点(1,2)的直线l与x轴的正半轴、y轴的正半轴分别交于点A,B,求在x轴正半轴、y轴正半轴上的截距之和最小的直线l的方程. 关键词：收入差距,基尼系数,联立方程模型,GMM 1 我国城镇居民收入差距扩大的现状 1.1 我国城镇居民收入差距扩大的表现 随着我国经济体制改革的深入, 城镇居民家庭人均可支配收入逐年增加。1991—2008年, 城镇居民家庭人均收入从1570元增加到15781元, 扣除价格因素, 年均增长8.4%。但是城镇居民收入差距也在逐步拉大。具体表现在以下几方面:①高低收入群体收入所占份领相差悬殊。②东、中、西地区居民收入差距扩大。 1.2 我国城镇居民收入差距扩大的度量 基尼系数是度量收入差距状况的一个指标。相关数据表明, 近几年中国城镇居民基尼系数呈快速上升趋势, 即从1991年的0.32直升至2008年的0.49, 这说明收入分配不公平的状况正在加剧。此外, 从最高收入10%的人口与最低收入10%的人口的收入相比得到的比值可以看出:我国最高收入10%的群体与最低收入10%的群体的收入比由1991年的2.78倍增加到2008年的9.11倍, 且这期间一直呈上升趋势。 2 城镇居民收入差距扩大对消费需求的影响 适度的收入差距能够促进生产效率的提高, 但过大的收入差距则会对资源的有效配置产生负面影响, 广大低收入群体消费能力的相对下降, 会引起居民总体消费水平的降低。收入差距对消费需求的影响主要表现在收入差距扩大对消费倾向变化的影响上。 2.1 城镇居民消费倾向变化 下图显示了1991—2008年我国城镇居民消费倾向变化的情况。根据凯恩斯绝对收入的假说, 边际消费倾向随收入水平的提高而递减。从图中的数据可以看出, 边际消费倾向 (MPC) 则呈现锯状波动, 特别是在2002年出现了边际消费倾向突然上升之后便立刻大幅下降情况, 而在此期间, 城镇居民的平均消费倾向 (APC) 波动是平缓下降的。 2.2 居民消费率的下降 由于收入差距拉大所导致的高、低收入群体消费倾向的不同, 使得我国居民总体的边际消费倾向不断下降, 这点可以从居民消费率这一指标加以反映, 因为居民消费率的变化是居民消费倾向变化的总体反应即收入差距的扩大会导致消费率的降低。下表显示了我国1991—2008年居民消费率的基本走势。 数据来源:根据中国统计年鉴整理。居民消费率= (农村居民消费+城镇居民消费) /GDP。 3 中国城镇居民收入差距与消费需求的实证研究 为定量研究城镇居民收入差距对消费需求的影响, 本文试图以收入差距为基础, 结合1991年以来的统计数据, 在Eviews6.0中运用联立方程模型的GMM法, 经过分析、综合、比较、筛选后, 构建一个城镇居民收入差距—消费需求的小型联立方程模型。 3.1 变量表 3.2 我国城镇居民收入差距—消费需求模型 (1) salr=1.182×gdpr-0.164×salr (-1) -0.039×d1+[AR (1) =0.641] (8.51) (-1.57) (-3.17) (4.54) R2=0.87 S.E=0.04 d1的值1994年, 1998年, 2007年为1, 其余年份为0。 (2) geni=0.42+0.10×salr+0.04×prop-0.07×sy+[AR (1) =0.61] (5.19) (1.87) (3.77) (-1.90) (5.46) R2=0.79 S.E=0.03 (3) mpc=1.71+0.46×salr (-1) -1.69×geni-0.48×apc+[AR (2) =-0.62] (6.58) (9.86) (-10.64) (-1.94) (-6.47) R2=0.91 S.E=0.03 3.3 模型说明 为了使估计值更显著, 我们采用消除自相关的广义矩估计法。各检验值基本通过检验, 模型的整体性能良好。 方程 (1) 职工平均工资增长率模型中, 考虑到1994年、1998年、2007年这3年的职工平均工资增长率位于职工平均工资增长率走势的波峰处, 因此将这3年的d1赋值为1, 其余年份赋值为0。从方程 (1) 可见GDP增长率是职工平均工资增长率最重要的解释变量。GDP每增长1%, 职工平均工资增长1.18%;而上年职工工资增长率与今年职工工资增长率负相关。 方程 (2) 是对基尼系数的一个拟合。首先, 职工收入每增长1%, 收入差距扩大0.1%, 随着我国经济的高速、平稳增长, 按劳分配与按要素分配等多种分配体制加剧了职工收入差距。其次, 失业率与基尼系数负相关, 随着失业率的上升, 收入差距减小了, 这可能是因为当前我国的失业者主要是中等收入者, 而低收入者对其已有的职业持谨慎态度, 不轻易换工作有关。再次, 城镇居民的最高最低收入比与收入差距正相关, 它每上升1个单位, 基尼系数上升0.04个单位。这说明近年来城镇内部各收入阶层收入差距的扩大是拉大居民收入差距的主要原因之一, 一定程度上的两极分化必然引致社会分配的不公。工资是我国城镇居民收入的主要来源, 由于居民的灰色、黑色收入资料难以获取, 这里计算的基尼系数也主要是反映劳动收入的分配情况。我国已进行了多次工资改革, 每一次改革一方面提高广大职工平均工资;另外, 在结构体制调整尚未完善的今天, 不同部门、行业调整幅度不同。 方程 (3) 定量地反映了收入分配差距对消费的影响。从模型可以看出, 收入差距的扩大确实引起了居民消费需求的下降。基尼系数每上升1个单位, 边际消费倾向下降1.69个单位。同时, 上一年的职工平均工资增长率会带动消费需求的增长, 上一年的职工平均工资增长率每增1%, 边际消费倾向上升0.46。因为本年的收入增长不会马上转为消费, 这里存在一个时滞问题。 4 结论与政策建议 实证分析表明, 基尼系数的提高导致居民边际消费倾向的下降, 居民消费率也随之下降。可见城镇居民收入差距的扩大对总体的消费倾向有明显的抑制作用, 使消费需求成为经济运行的薄弱环节。消费是我国经济增长的“三驾马车”之一, 是支持和维护未来希望和信心的最有效动力, 消费创造新的需求, 所产生的乘数效应是经济增长良性循环的关键所在。在我国依靠内需发展经济的压力加大的情况下, 扩大内需宜从调整居民收入分配入手, 通过缩小居民收入差距, 提高居民的消费需求。 因此, 着力启动中等收入群体消费力度, 增加城镇困难群体的收入, 减少低收入人口比例, 增加居民的购买能力。在现阶段通过政策的调整来缩小收入差距的空间还是存在的:①个人所得税政策, 这是缩小高收入阶层同一般人之间收入差距的一项重要政策措施;②社会保障政策, 这是解决因失业、疾病和年老等因素所带来的贫富不均的最重要政策措施;③劳动力流动政策, 这是为缩小收入差距提供一个前提——机会均等;④实物分配的货币化, 这样可以使个人所得税建立在个人实际收入而不只是货币收入的基础上, 而且实物分配的货币化也是防止官僚特权和腐败的一项有力措施。 参考文献 [1]权衡, 徐峥.收入分配差距的增长效应分析:转型期中国经验[J].管理世界, 2002 (5) . 2．分式方程 的解为 3．分式方程 的解为 4．若分式 的值为，则y＝ 5．当x＝ 时，分式 与另一个分式 的倒数相等。6．当x＝ 时，分式 与 的值相等。7．若分式 与 的和为1，则x的值为 8．在x克水中加入a克盐，则盐水的浓度为 9．某公司去年产值为50万元，计划今年产值达到x万元，使去年的产值仅为去年与今年两年产值和的20%，依题意可列方程 10．AB两港之间的海上行程仅为s km，一艘轮船从A港出发顺水航行，以a km／h的速度到达B港，已知水流的速度为x km／h，则这艘轮船返回到A港所用的时间为 h。11．分式方程 的解为（）A． B． C． D． 12．对于分式方程 ,有以下说法:①最简公分母为(x－3)2；②转化为整式方程x＝2＋3，解得x＝5；③原方程的解为x＝3；④原方程无解，其中，正确说法的个数为（）A．4 B．3 C．2 D．1 13．对于公式，已知F，求。则公式变形的结果为（）A． B． C． D． 14．一个数与6的和的倒数，与这个数的倒数互为相反数，设这个数为x，列方程得（）A． B． C． D． 15．甲做360个零件与乙做480个零件所用的时间相同，已知两人每天共做140个零件，若设甲每天做x个零件，列方程得（）A． B． C． D． 16．某面粉厂现在平均每小时比原计划多生产面粉330kg，已知现在生产面粉33000kg所需的时间和原计划生产23100kg面粉的时间相同，若设现在平均每小时生产面粉x kg，则根据题意，可以列出分式方程为（） A． B． C． D． 17．解方程。（1）（2） 18．一个工厂接了一个订单，加工生产720 t产品，预计每天生产48 t，就能按期交货，后来，由于市场行情变化，订货方要求提前5天完成，问：工厂应每天生产多少吨？ 19．用价值100元的甲种涂料与价值240元的乙种涂料配制成一种新涂料．其每千克售价比甲种涂料每千克售价少3元，比乙种涂料每千克的售价多1元，求这种新涂料每千克的售价是多少元？ 20．近几年高速公路建设有较大的发展，有力地促进了经济建设．欲修建的某高速公路要招标．现有甲、乙两个工程队，若甲、乙两队合作，24天可以完成，费用为120万元；若甲单独做20天后剩下的工程由乙做，还需40天才能完成，这样所需费用110万元，问：（1）甲、乙两队单独完成此项工程，各需多少天？（2）甲、乙两队单独完成此项工程，各需多少万元？ 21．周末某班组织登山活动，同学们分甲、乙两组从山脚下沿着一条道路同时向山顶进发．设甲、乙两组行进同一路程所用时间之比为2：3．（1）直接写出甲、乙两组行进速度之比． （2）当甲组到达山顶时，乙组行进到山腰A处，且A处离山顶的路程尚有1．2 km，试求山脚到山顶的路程． 一、利用方程的定义构造 例1 若方程（m－2）x|m－1|－2＝3是关于x的一元一次方程，则m＝ . 分析：根据题意可知，x的次数为1，构造出关于m的方程，同时还注意到x的系数不能为0，从而确定m的值. 解：∵（m－2）x|m－1|－2＝3是一元一次方程，∴|m－1|＝1,即m－1＝±1. 解得m＝2或0. 又∵m－2≠0，m≠2， 故m＝0. 点评：本题主要考查对一元一次方程定义的理解，在这里要特别注意未知数系数不为0. 二、利用方程的解构造 例2 若x＝m是关于x的方程5x－3m＝2的解，求m的值. 分析：由于x＝m是方程的解，将其代入方程，可构造出关于m的一元一次方程，求出m的值. 解：根据方程解的定义，把x＝m代入方程,得5m－3m＝2，解得m＝1. 点评：本题主要考查对方程的解的理解.如果一个数是方程的解，那么将这个数代入原方程，方程的左、右两边相等. 信息通讯技术 ( ICT) 被认为是第五次技术革命的主导技术,对世界经济产生了很大的促进作用,这在理论和实证上都得到了广泛的证实。近十几年来,我国的信息通讯基础设施得到了较快的发展,特别是固定电话、移动电话和互联网的基础设施建设。我们用普及率来表示这些基础设施的使用情况,从图1可以看出,从2001 ~ 2012年,我国的移动电话普及率从15. 08% 上升到了82. 5% ,互联网普及率也逐年上升,2012年达到42. 1% ,但上升的幅度要小于移动电话的普及率,而固定电话的普及率在在2006年最高点之后逐年下降,到2012年降到了20. 6% 。 数据来源: 《中国统计年鉴 2013》 关于信息通讯技术对于经济增长的影响,人们从不同的地理尺度进行了广泛的研究。在研究方法上,早期的研究主要运用的是传统的横截面回归方法进行估计,后来人们运用面板数据模型进行分析,但这些模型可能会存在“内生性”问题,即遗漏重要的自变量。另外,信息通讯技术和经济增长之间也存在着“双向因果关系”,因此传统的方法会产生一些偏误,人们从两个方面进行了改进:( 1) 在单方程模型中引入工具变量; ( 2) 使用联立方程模型。 但还有两个重要的问题,现有的文献没有得到充分的研究。( 1) 研究对象,目前只到国内省级的地理尺度,而更小的市级的地理尺度还没有涉及。实际上,即使在一省之内,不同的市之间的差异还是较大的,如果以省级为研究尺度,则会忽略省级区域内部差异。( 2) 信息通讯技术也可以进行细分,如可以分为信息技术和通讯技术,那么这些不同的技术对于经济增长的影响是不是有差异,不同技术之间的相互关系如何,现有的研究文献极少涉及。而这些问题的解决,对于我们制定更有针对性的政策具有重要的意义。 本文的创新点主要有以下几个方面: ( 1) 在方法上,使用联立方程模型,分析了信息通信技术对于经济增长的影响,从而避免了单方程模型存在的无法解决双向因果关系的问题,也避免了工具变量法难于找到合适的工具变量的问题;( 2) 在研究对象上,以我国地级以上城市为研究对象,研究在更小的地理尺度上,现有的研究结论是否仍然成立; ( 3) 在研究结论上,本文得出了更为具体的结论,如发现信息通讯技术对城市经济增长具有明显的促进作用,但对东部城市的促进作用更大; 通讯技术对经济增长的促进作用要比信息技术的作用更大等等。这些新的发现,对于认识我国信息通讯技术发展和应用的现状,从而制定具体的政策具有重要的参考价值。 1 文献综述 关于信息通讯技术对经济增长的影响,现有的文献在研究的地理尺度上,既有不同国家的,也有单个国家的,还有一国之内不同区域的。在研究方法上,主要有单方程模型和联立方程模型。 单方程模型通常是在生产函数中,除了劳动和资本外,还加入信息通讯技术资本等变量,运用传统的回归模型或面板数据模型来估计参数,根据参数的数值大小和显著性来进行判断。也有的文献使用增长核算账户的方法,根据模型参数的弹性来进行判断。Lehr等[1]使用了国家层面的数据,建立模型估计宽带对于经济增长的影响,在控制了收入、教育、城市与农村特征等变量后,发现宽带接入加速了经济增长和绩效,特别是1998~ 2002年间,宽带市场的发展对于IT密集使用部门的就业和业务都有较大的促进作用,但对这些部门的工资却没有显著的促进作用。Khuong[2]首先从理论上指出ICT普及对于促进经济增长的3个途径,然后基于102个国家1995 ~ 2005年的数据,运用传统的横截面回归模型和面板数据模型进行分析,发现ICT普及对于经济增长具有显著的正影响,但从国家平均来看,互联网对经济增长的边际普及效应要强于移动电话。Duggal等[3]在一个非线性生产函数中,同时考虑了信息技术部门的公共投资和私人投资,通过增长核算方程发现,信息技术是1990年代美国增长的最大的贡献因素。 也有一些文献研究了信息通讯技术对单个国家经济的影响。Jorgenson[4]基于美国上世纪90年代的数据,研究表明ICT对美国经济增长具有明显的促进作用。Jorgenson和Motohashi[5]研究了ICT对于日本经济的影响,为了与美国进行对比,他们调整了日本的数据,研究结果表明ICT促进了日本的GDP增加,而在1995年以后增加的幅度更大。但相对于美国,这种增加的程度要小一些。Vu[6]认为新加坡经济发展方面的巨大成功离不开ICT革命,根据新加坡1990 ~ 2008年间的数据研究表明,新加坡部门层次的ICT使用密度与其增加值增长之间存在很强的关系,而且ICT投资对于新加坡经济增长的驱动作用随着时间推移而变得更重要。Jung等[7]通过生产核算模型,分析了1990年以来信息技术对韩国经济的影响,发现信息技术对韩国经济增长和劳动生产率有直接的影响,而且使得不同行业的全要素生产率趋同。 但是人们逐渐发现,在信息通讯技术与经济增长之间,存在着双向因果关系[8],即一方面,信息通讯技术基础设施和它们的外部性会促进经济增长; 另一方面经济增长又会增加对信息通讯技术的需求。对于这种双向因果关系,如果用传统的回归模型或一般的面板数据模型估计,会使得估计结果存在偏误。要解决这个问题,主要有两种方法[9],一种方法是采用工具变量法; 另一种是联立方程模型法。工具变量法的优点是只需要一个方程,但它要求有效的工具变量,这样的变量和自变量相关,但和因变量不相关,但在实际中这样的变量很难选择,相比较而言,联立方程模型能够较好地解决双向因果的问题,它通过把多个变量内生化,而不需要选择工具变量。 有一些文献运用联立方程模型法研究了信息通讯技术对经济增长的影响。Roeller和Waverman[10]使用了联立方程模型,估计了移动通信基础设施对于经济增长的影响,发现两者具有很强的因果关系,但只有在通信服务达到一定的水平后才能显现出这种因果关系。Sridhar和Sridhar[11]使用了发展中国家的数据,建立联立方程模型,将经济增长与通信普及率、通信投资与通信普及率增长内生化,研究了通信和经济增长之间的关系,发现通信普及率对于总产出的影响程度,要远低于OECD发达国家。Koutroumpis[9]基于22个OECD国家2002 ~ 2007年的数据,通过联立方程模型,研究了宽带网络普及如何影响经济增长,发现两者存在正的因果关系。 在国内的研究中,主要是对省级区域进行研究。孙川[12]基于北京市1992 ~ 2008年的时间序列数据,发现ICT投资对北京经济增长具有重要作用,特别是ICT投资与普及应用之间的交互作用,具有明显的溢出效应和网络效应。孙中伟等[14]通过考察我国省域的1999 ~ 2008年间的CN域名、网民数量与GDP和人均GDP的相关系数,以研究两者之间的相互影响关系,发现互联网资源的增长对省域经济的增长并没有明显的带动作用。李立威和景峰[15]对我国31个省份2003 ~2011年间的互联网普及率和人均实际GDP数据,建立时间序列模型进行了分析,但其所建立的模型只考虑了两个变量,而没有考虑其他变量,可能会存在“内生性”的问题。 从以上的分析可以看出,关于信息通讯技术对于经济增长的影响,国外的研究主要是基于不同国家之间或单个国家不同行业的数据,国内的研究主要是基于省级区域数据的研究。但在我国,同一省内不同的市级区域之间差异较大,这种差异对于政策的制定具有很大的影响,而现有文献还没有涉及到市级区域的信息通讯技术对经济增长影响的研究。实际上,在我国目前的研究中,对于市级地理尺度的各种研究明显缺乏[16]。另外,现有的文献关注的焦点,要么是通讯技术对经济增长的影响,要么是信息技术对经济增长的影响,而没有将两者结合起来。那么,通讯技术和信息技术对于经济增长的影响是否有差异,它们之间的关系如何等等,现在文献极少有研究。因此,本文将基于我国地级以上城市的数据,建立联立方程模型,探讨在市级区域层面上,现有的研究结论是否仍然成立,以及通讯技术和信息技术对于经济增长的影响是否有差异。 2 模型与数据 本文的联立方程模型借鉴前文Harald等[9]提出的模型,并结合我国城市的实际情况进行改造。本文的联立方程模型共包括4个部分: 第一部分是总的生产函数方程,以GDP为因变量,以劳动、资本、移动电话用户数和互联网用户数为自变量。本文中,我们用移动电话用户数代表通讯技术的发展程度,用到联网用户数代表信息技术的发展程度。现有的文献中,有的使用了固定电话用户数作为自变量,由于我国近几年固定电话数量不断减少,移动电话数量不断增加,而且两者之间存在较强的相关性,为了避免多重共线性,本文中我们只选移动电话用户数。 第二部分是信息通讯技术的需求方程,我们分别考虑信息技术和通讯技术的需求,因此本部分有两个方程,分别是以移动电话普及率和互联网普及率作为因变量,以人均GDP、工业化程度、城镇化程度作为自变量。另外,为了分析信息技术和通讯技术之间的相互影响,我们在信息技术需求方程中加入移动电话普及率作为自变量,在通讯技术需求方程中加入互联网普及率作为自变量。在一些研究不同国家的文献中,还将信息通讯服务价格作为自变量,不同国家的移动通信服务价格差异较大,因此它是该联立方程中,一个重要的自变量。但在我国国内,由于通信和互联网服务的价格处于比较垄断的地位,手机、电脑等设备的价格,不同地区差异也很小,因此在我国国内的市场上,ICT服务的价格差异较小,因此本文所建立的模型,将不考虑价格因素。 第三部分是信息通讯技术的供给方程,以电信业的投资作为因变量,以人均GDP、工业化程度和城镇化程度作为自变量。 第四部分是信息通讯基础设施生产方程,分别以移动电话普及率和互联网普及率的增长率作为因变量,以电信业的投资作为自变量建立方程。 本文的生产函数方程形式如下: 上式中,GDP表示城市国内生产总值,L表示劳动,用城市就业人数表示; K表示资本,用城市固定资产投资表示; ML表示城市移动电话数; INT表示城市互联网用户数; δ1表示生产函数方程的误差项; i和t分别表示城市和年度时间。 本文的需求方程形式如下: 上面两式中,MP表示移动电话普及率,用移动电话用户数除以城市总人口数表示; GDPC表示人均国内生产总值,用城市国内生产总值除以总人口数表示; INDU表示工业化程度,用第二产业和第三产业增加值之和在GDP中占比表示; URB表示城镇化程度,一个理想的指标是城镇人口占比,但由于我国的城市数据中,缺少连续的城镇人口比例数据,故在本文中,我们用第二产业和第三产业就业人数之和在总就业人数中的占比表示; INTP表示互联网普及率,用互联网用户人数除以总人口数代替; δ2和δ3分别表示误差项。 供给方程的形式如下: 上式中,TELI表示电信业投资,由于各城市没有披露电信业固定投资的数据,本文中,我们用城市固定资产投资占国内生产总值的比例,再乘以电信业务收入表示。δ4表示误差。其他变量的含义,与上述 ( 2) 式相同。 基础设施生产方程: 上面两式中,ΔMP和ΔINTP分别表示移动电话普及率和互联网普及率的增长率,用它们各自当年的普及率与上年之差来表示; 最后一项皆为误差项,其他变量的含义与以上各式相同。 本文使用的数据为我国地级以上城市2001 ~2012年的数据,数据来源为国研网数据库。现有文献中,还将信息通讯技术普及率区分为低、中、高等不同的程度,但实际中,这些不同程度的临界值较难把握,而我国东部与中西部的经济差异较大,本文中,我们还将不同的城市区分为东部城市和中西部城市。主要指标的基本信息如表1所示: 联立方程 篇4
一元一次方程的分式方程练习题 篇5
构造方程 轻松解题 篇6
联立方程 篇7
从表1可以看出,东部城市的各项指标都要比中西部城市的指标值要大,说明两者之间具有一定的差异。另外,这里所计算的移动电话普及率和互联网普及率的指标值,似乎小于《中国统计年鉴》的取值,原因是这里是移动电话或互联网用户人数除以城市总人口数得到的,而《中国统计年鉴》是除以家庭户数得到的,家庭户数要小于总人口数。从时间来看,从2001 ~ 2012年,各项指标值也提高很多,说明从2001 ~ 2012年,我国城市经济实力和信息通讯基础设施建设都有了很大程度的提高。
3 分析结果及结论
我们对前文建立的联立方程模型,用我国地级以上城市2001 ~ 2012年的数据进行分析,除了对总体的数据进行分析外,我们还分别对东部城市和中西部城市进行了分析,并分别对各年的数据进行分析,主要的结果如表2所示:
说明: 上表中,粗斜体字表示变量不显著,否则表示变量在 95% 的水平下显著。
从表2中,我们可以得到如下几点结论:
( 1) 我国地级以上城市移动电话和互联网用户规模的扩大,对于城市经济增长都有显著的影响,但相比较而言,移动电话用户规模的扩大,对于经济增长的影响更大一些。另外,东部城市信息通讯技术对于经济增长的影响,要大于中西部地区的城市。
( 2) 从整体来看,信息通讯技术的需求和供给,都要受到城市经济实力和工业化程度的影响,而城镇化程度对其影响不显著,并且东部地区的城市受到的影响要大于中西部地区的城市。从年度来看,只有经济实力对信息通讯技术的需求有显著的影响,而工业化和城镇化的程度并不显著。
( 3) 在信息通讯技术内部,通讯技术和信息技术之间有显著的相互影响和带动作用,但两者的相互影响并不对称,移动电话普及率的增加对于互联网普及率的增加的促进作用更大,而反过来则较小一些。
( 4) 从信息通讯技术基础设施建设来看,要受到电信业投资的影响,而相同的电信业投资,对于移动电话的影响要大于互联网,这可能是由于移动电话的基础设施建设成本和维护成本,都要比互联网小。
( 5) 从时间变化上来看,从2002 ~ 2012年,移动电话用户数的增加,对于经济增长的贡献有所提升,而互联网发展对于经济增长的影响更为显著。对于移动电话普及率和互联网普及率,人均GDP都有显著的影响,并且从2002 ~ 2012年的影响程度都有显著的提升,并且人均GDP对移动电话的影响要大于对互联网的影响。
4 结束语
从本文的分析中,我们可以得出以下几个方面的政策启示:
( 1) 从我国目前的情况来看,移动电话的普及率远大于互联网的普及率,前者对于城市经济增长的贡献也要大于后者,这似乎与现有的研究结论不一致,这说明互联网对于经济增长的影响,还有很大的潜力可以挖掘。另外,中西部城市信息通讯技术对于经济增长的作用小于东部地区,说明中西部地区的信息通讯技术对经济增长的促进作用也有较大的潜力。
( 2) 信息技术和通讯技术,对于城市经济增长都有显著的影响,而且两者之间也有显著的相互影响。这启发我们,可以将两者结合起来,而移动互联网技术则是这个发展方向。从我国的有关数据来看,目前移动智能终端的出货量已经超过了传统的电脑,这说明未来我国移动互联网应用的发展空间很大。
( 3) 既然信息通讯技术对城市经济增长具有显著的促进作用,那么要扩大对信息通讯技术的需求,可以通过提升人们的收入水平,促进工业化进一步发展来着手。收入水平提升了,人们就有更多的能力消费信息通讯产品。而工业化和信息化的深度融合,也将是我们未来努力的方向之一。
( 4) 为进一步发挥信息通讯技术对经济增长的作用,还需要进一步加大电信业的投入,特别是对于中西部地区的城市。从我们分析的结果来看,目前电信业投入对于移动电话普及率的促进作用更大。这提示我们一方面要将更多的资金投入到互联网基础设施中; 另一方面要提高互联网基础设施投资的效率。
摘要：本文基于我国地级以上城市2001~2012年的数据,使用联立方程模型,分析了信息通讯技术(ICT)对于城市经济增长的影响。结果发现,信息通讯技术对于城市经济增长具有显著的影响,且通讯技术对经济增长的影响要大于信息技术;东部地区城市比中西部城市的影响更大;同时还发现通讯技术和信息技术之间相互促进,但前者对后者的促进作用更大;另外,信息通讯技术的需求和供给都要受到城市经济实力和工业化程度的影响。因此要进一步提高城市互联网普及率,大力发展移动互联网,还要加大中西部城市的信息通讯技术投资。
联立方程 篇8
改革开放以来, 随着经济全球化进程的进一步加快, 中国已连续多年成为吸引外资最多的发展中国家, FDI也被认为是中国经济增长背后的基础性驱动因素。在中国利用外商直接投资额迅速增加的同时, 中国的环境质量也在急剧恶化, 大部分进出口行业的工业废水排放量、废气排放量和固体废物产生量不断增加。FDI和环境污染之间究竟存在何种联系, FDI是否是导致我国环境状况恶化的主要原因等问题, 引起了众多学者的广泛关注。
在已有文献中, 存在大量关于经济增长与环境关系的研究。Grossman和Krueger (1995) 借助全球环境监测系统所采集到的城市大气质量数据, 通过构建四类环境污染指数, 在此基础上经验分析了环境质量与经济发展的关系, 被称之为“环境库兹涅茨曲线” (EKC) [1]。何禹霆、王岭 (2012) 利用省际面板数据分析城市化和外商直接投资对环境污染的影响, 结果表明城市化与工业废水排放量之间存在显著的正U型关系, 且拐点为62.05%[2]。谢申祥 (2012) 以2003—2009年我国省际面板数据, 分析了我国经济增长、FDI投资方式与二氧化硫排放之间的关系。研究表明, 经济增长的“环境库兹涅茨曲线”在我国的确存在, 同时FDI的“污染避难所”假说在样本期内不成立[3]。
也有学者研究否定了库兹涅茨曲线的存在。李达等 (2007) 研究了大气污染物与经济增长的关系, 认为它们不符合EKC关系[4]。易艳春、宋德勇 (2011) 研究经济发展与二氧化碳排放量的关系, 检验环境库兹涅茨曲线是否适用于中国。线性和倒U模型的系数没有通过显著性检验, 我国EKC模型是倒U型的假设被拒绝了[5]。
现有文献中关于外商直接投资对环境污染影响盛行的一个观点是“污染避难所”假说。其中一些学者的研究为“污染避难所”假说提供了有力的证据, 认为FDI恶化了区域环境质量 (Zarsky, 1999) [6]。Wang (2002) 认为由于FDI具有从高规制向低规制国家流动的利益驱动, 因此对于欠发达国家或地区而言, FDI的流入会恶化当地环境, 使之成为发达国家的“污染避难所”[7]。Wagner and Timmins (2004) 运用OECD和部分非OECD成员国1995—2002年的数据, 证实了“污染避难所”假说在大多数污染密集型行业成立[8]。苏振东、周玮庆 (2010) 采用动态面板数据模型, 实证分析了外商直接投资对我国环境的影响及其区域差异, 结果表明, 外商直接投资流入确实对我国环境具有明显的负面作用, “污染避难所”假说在我国成立[9]。
另一些学者的研究则认为FDI的进驻不但没有恶化东道国的环境质量, 反而有利于改善区域环境污染。Prakash和Potoski (2007) 认为从环境保护效率高国家流出的FDI更能提高东道国环境保护效率, 增强东道国环境管制标准[10]。方鸣等 (2010) 以中国大陆27个省市的面板数据为基础, 研究结果表明:“污染避难所”假说在中国的经验验证中可能并不成立, FDI的流入不仅带来了资金, 同样也带来了技术, FDI的技术效应对于中国环境产生了积极的影响[11]。包群、陈媛媛 (2012) 研究发现外资进入带来了更为先进的治污技术, 内资企业的治污技术学习效应都有利于抑制东道国污染排放[12]。
总体来看, 由于研究的对象、思路和方法的差异, 各国学者关于FDI对环境污染的影响研究没有得到一致的结论。关于经济增长、FDI与污染物排放之间的关系仍然值得作深入而细致的探讨。本文尝试采用较新的数据, 考虑环境管制水平因素, 进一步讨论我国经济增长、外商投资与环境污染之间的关系。
二、基本模型构建
(一) 研究假设
为了系统分析外资、环境污染及经济增长三者之间的关系, 建构了一个3SLS模型, 然后引入环境管制水平观察三者之间的关系。为此提出以下假设:
研究假设1:外商直接投资对东道国环境污染有显著影响。
1-1:工业总产值对东道国环境污染有显著影响。
1-2:环境管制保护对东道国环境有显著影响。
研究假设2:人均地区生产总值对其污染存在倒U情形有显著影响。
2-1:外商直接投资进入对东道国会带给更高的国内生产总值有显著影响。
2-2:工业总产值对东道国会带给更高的国内生产总值有显著影响。
2-3:污染源对东道国国内生产总值有显著影响。
2-4:人口密度对东道国国内生产总值有显著影响。
2-5:土地对东道国国内生产总值有显著的影响。
研究假设3:产业结构对东道国污染有显著影响。
研究假设4:工业总产值加重是否会对外商直接投资转移别的地方有显著的效果。
4-1:国内生产总值对外商直接投资会有显著的影响。
4-2:土地对外商直接投资有显著影响。
4-3:内资企业对外商直接投资排挤效果有显著影响。
研究假设5:环境管制水平介入对外商直接投资有显著抑制效果。
(二) 研究对象及数据源
本文采用2001—2010年中国大陆城市, 扣除资料不齐和缺陷的, 十年共969个城市作为研究对象。以两大污染源, 废气污染排放量以及废水污染排放量作为本研究的数据源。为了更深入分析, 本文将中国划分为二大地带, 即:东部、中西部, 另细分以东部、中西部为界线, 又分高低GDP四大类, 即东部高GDP、中部与西部高GDP、东部低GDP以及中部与西部低GDP。
东部地带包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东和海南11个省市, 包括510个相关城市。中部地带包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省。西部地带包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆、广西、内蒙古12个省、市、自治区, 包括459相关城市。
国内生产总值、人均地区生产总值、外商直接投资、土地 (行政区域) 面积、人口密度、产业结构 (第二产业占GDP) 、内资企业数据来自中国城市年鉴 (2001—2010年) 。
工业废水排放量、工业废气排放量、工业总产值数据来自中国环境年鉴 (2001—2010年) 。
环境管制水平 (废气+废水为治理设施运行费用) 数据来自中国环境年鉴 (2006—2010年) 。
(三) 研究模型
本研究以STATA10软件进行实证分析。首先以叙述统计分析对样本研究变量做叙述性统计, 然后再进行共线性检定, 以避免自变量间产生高度线性重合, 最后再以3SLS验证研究假设。
本文从环境管制的角度, 建构一个同时包含经济增增长、环境污染以及外商直接投资的联立方程模型, 分别探讨2001—2010年及2006—2010年由环境管制下中国外商直接投资、经济增长与环境污染之间的相互作用关系, 其回归模型如下:
其中Yit代表污染排放量;FSit代表工业废水排放量;FQit代表工业废气排放量;FDIit代表外商直接投资;PDPit代表人均地区生产总值;GDPit代表国内生产总值;ENPVCit代表环境管制水平;INDOVit代表工业总产值;DOMENit代表内资企业;INDSTit代表产业结构 (第二产业GDP占GDP比例) ;POPit代表人口密度;LANDit代表土地 (行政区域) 面积;下标i代表第i个地区;下标t代表第t的年份。
三、实证分析
(一) 叙述统计分析
针对所搜集的样本数据, 进行叙述统计分析如下 (见表1、表2) :
(二) 共线性检定
共线性是两个以上的自变量间具有高度相关性。当共线性存在时, 会降低解释变量能力, 而影响回归模式的有效性。在进行回归分析前, 应先注意自变量间是否存在共线性。本研究以VIF值来检定是否存在共线性问题。由表3中可知, 各项自变数的VIF值均小于10及TOL都大于0.1, 表示本研究中的三阶段最小平方法模式无共线性的问题存在, 因此不会影响到回归模型中母数估计值的正确性及稳定性。
(三) 研究假设验证
见表4~11。
(四) 实证分析
本研究主要探讨五个假说:污染避难所假说、环境库兹涅茨曲线、环境竞次假说、污染转移效应, 环境管制保护等变量与污染、经济增长、外商直接投资间的关系。通过叙述统计、共线性假定与三阶段最小平方法回归分析等统计方法进行假说验证。研究结论汇总于表12。
本研究共有5个最主要假说, 10个附属假说。其中3个主要假说成立, 5个附属假说成立, 另2个主要假说和5个附属假说, 因探讨的方式不同亦有不同的看法。
1.环境污染三个方程式估计结果显示: (1) FDI在1%显著水平下, 对废水排放量及废气排放都有促进作用, 因此假说1外商直接投资进入会加剧东道国的环境污染, 验证了“污染避难所假说”成立 (如表4) 。
(2) 在不同的污染排放下, 人均地区生产总值对其污染存在倒U情形有显著影响, 假说2成立, 即存在环境库兹涅茨曲线 (如表4) 。
(3) 在产业结构1%显著水平下, 使得环境污染显得更严重 (如表4) , 为了加快经济结构的转变, 导致产业结构成为影响污染的主要原因之一。实证结果发现, 东部、中西部只要是较高的GDP, 产业结构都会恶化, 西部较低GDP区, 废水污染没有这类情况。不同的结果取决不同的地理环境, 因此“环境竞次理论”在中西部较低GDP区有发挥空间 (如表11) 。
(4) 较高的GDP区, 当工业总产值过高时, FDI是不会想来投资的 (见表8) 。
2.经济增长三个方程式估计结果显示: (1) “外商直接投资”在1%的显著水平下, 对中国的经济增长有很明显的促进作用 (如表4~11) 。
(2) “两种污染源”, 废水污染排放量以及废气污染排放量均在1%的显著水平下, 对中国经济增长影响显著, 所以不能一味追求经济利益而盲目牺牲环境利益。
(3) “人口”在1%的显著水平下, 对中国的GDP是会减少的可能 (表4) , 反而在1%东部较低GDP的人口, 会使GDP上升 (见表8) , 说明中国面临地区和城乡巨大差异。地区经济发展不均衡以及资源环境瓶颈将成为中国经济发展面临的重要矛盾。
注:***表p<0.01, **表p<0.05, *表p<0.1。
注:***表p<0.01, **表p<0.05, *表p<0.1。
注:***表p<0.01, **表p<0.05, *表p<0.1。
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注:***表p<0.01, **表p<0.05, *表p<0.1。
(4) “土地面积”在1%的显著水平下, 对中国的GDP有促进作用 (见表4) 。
3.FDI三个方程式估计结果显示: (1) “国内生产总值”在1%的显著水平下, FDI更乐于投资, 良好的经济基础、投资环境、开放政策及发达的交通运输条件, 有利于外资进入 (见表4~11) 。
(2) “土地”在10%显著水平下, FDI较不易进来投资, 有可能考虑的原因是运输距离, 土地越大, 距离市区越远, 成本越高, 因此外商直接投资会选择土地面积较小的城市或乡村的地带 (见表4~11) 。
(3) “内资企业”在10%显著的水平下, 与FDI具有挤出效应 (见表4) , 当一个市场开始饱和时, 就会有人转移到别的地方投资, 我们可以从表8看出, 在低GDP的东部区, 外资内资就不具有排挤效果, 落后之地竞争压力较小, 会产生合作效应。
(4) “环境管制水平”在1%显著水平下, 对外商直接投资会有抑制的效果 (见表5) , 对于FDI而言, 当成本高过于利益, 这时FDI是会打退堂鼓的。
(5) 环境管制水平对于中国的污染排放量依旧无法改善, 甚至 (见表5) 在环境管制水平1%显著水平下, 产生正向的显著性, 意指中国正处于发展中的阶段, 政府并未通过降低环境管制标准来吸引FDI。
四、结论
本文通过环境管制对外商投资、环境污染的影响, 剖析了环境污染、经济增长与外商投资间的相互关系, 发现外商直接投资确实能促进中国经济增长, 但“污染避难所假说”存在的事实无可否认, 检定证明存在环境库兹涅茨曲线呈现倒U情形。环境管制对污染有了出入性的差异, 但是对外商却起了很大的抑制作用, 使得往后会看到“污染转移效应”产生。
联立方程 篇9
1文献综述
近年来,经济增长、外商直接投资和能源消费的关系在经济增长和能源经济学领域引起比较广泛的关注,相关的研究主要沿着3条主线展开: 第一条主线集中于研究经济增长和外商直接投资之间的关系; 第二条主线集中于研究经济增长和能源消费之间的关系; 第三条主线集中于研究外商直接投资和能源消费之间的关系。
1.1经济增长和外商直接投资
有些研究者认为资本形成的速度决定经济增长的速度。De Long等[2]研究发现经济增长和设备投资存在很强的因果关系。Blomstrom等[3]研究也发现经济增长的速度和资本形成的速度密切相关。
近期的研究表明外商直接投资是促进经济增长的一个重要动力。Aitken等[4]使用墨西哥的数据, 经验研究发现制造企业的外商直接投资会对东道国产生间接溢出效应,从而促进东道国经济增长。陈浪南和陈景煌[5]从总供给的角度出发,借鉴新古典经济增长理论模型和方法研究外商直接投资对中国经济增长的贡献,结果发现: 在1982—1991年外商直接投资对中国经济增长的贡献度较小,年贡献率低于0. 1% ; 在1992—1998年外商直接投资对中国经济增长的贡献显著增加,年贡献率大约0. 5% 。魏后凯[6]使用1985—1999年时间序列和横断面数据对外商直接投资对中国区域经济增长的影响进行实证研究发现,东部地区与西部地区之间地区生产总值的差异大约有90% 可以由外商直接投资差异来解释。姚树洁等[7]认为外商直接投资通过减小国内生产非效率和加快国内技术进步对经济增长产生积极作用。Hsiao和Shen[8]经验研究发现经济增长是发展中国家吸引外商直接投资最重要的原因之一。Alfaro等[9]研究证实外商直接投资导致金融发达国家较高的经济增长速度。
1.2经济增长和能源消费
相关研究显示经济增长和能源消费两者之间可能存在相互影响的关系,因为较高的经济增长消费较多的能源,而较高的能源使用需要较高的经济发展水平。因此,能源消费和经济增长之间的因果关系方向事先不能确定。自从Kraft和Kraft[10]之后, 格兰杰因果检验方法成为研究不同国家和地区经济增长和能源消费关系的一种常用方法,使用这种方法主要用来检验以下4个假设: ( 1) 从国内生产总值到能源存在格兰杰因果关系; ( 2) 从能源到国内生产总值存在格兰杰因果关系; ( 3) 国内生产总值和能源之间存在双向格兰杰因果关系; ( 4) 国内生产总值和能源之间不存在格兰杰因果关系。
Chen等[11]基于亚洲10个工业化国家1971— 2001年的面板数据,使用Pedroni检验实证研究发现经济增长和电力消费之间存在长期双向因果关系。 Apergis和Payne[12]基于20个OECD国家的1985— 2005年面板数据,使用面板单位根、面板协整检验和面板误差修正模型检验经济增长和能源消费之间的关系,研究发现经济增长和能源消费之间存在双向因果关系。Belloumi[13]基于突尼斯1971—2004年的数据,使用向量误差修正模型 ( VECM) 经验研究也发现经济增长和能源消费存在长期双向因果关系。Ozturk和Acaravci[14]基于土耳其1968—2005年的数据,使用自回归分布滞后模型 ( ARDL) 研究经济增长和能源之间是否存在关系,研究发现经济增长和能源变量之间存在双向格兰杰因果关系。杨子晖[15]使用 “有向无环图”和递归分析方法研究经济增长和能源消费之间的关系,研究表明能源消费是促进中国经济增长的重要因素,存在从经济增长到能源消费的关系链。
1.3外商直接投资和能源消费
关于外商直接投资和能源消费这个领域的研究相对较少,且经验研 究得出的 结论并不 一致。 Tang[16]认为外商直接投资的流入通过工业化扩张、 交通运输和制造业部门发展等会引致能源消费的增长。Sadorsky[17]认为外商直接投资可以使商业活动能够更容易获得更便宜的资金,而这将导致企业扩张其已有业务或者建立新的工厂,这些都会导致对能源消费的增加。Mielnik和Goldemberg[18]使用20个发展中国家的数据研究发现外商直接投资和能源强度之间存在正相关关系。Bekhet和Othman[19]基于马来西亚1971—2009年的数据研究发现外商直接投资和能源消费之间存在协整关系,并且在长期存在因果关系。金艳清和卢晓勇[20]基于中国2000—2009年省级面板数据研究发现外商直接投资对我国能源消费增长作用存在明显的地区差异。
总体来看,以前的大部分研究都发现外商直接投资是经济增长的一个主要动力,也发现较高的经济增长需要消费较多的能源。因此使用一个联立方程模型研究经济增长、外商直接投资和能源消费之间的关系是很有理论价值和实际意义的。
本文与以前的研究在以下两个方面存在不同: 第一,与以前的研究相比,本文基于我国30个省区2001—2010年的面板数据,使用结构式联立方程模型研究经济增长、外商直接投资和能源消费之间的关系。在以前的经验研究中,很少有文献使用结构式联立方程模型研究 “经济增长—外商直接投资— 能源消费”之间的关系。结构式联立方程模型可以用来分析经济系统内部各种复杂的经济变量之间关系,与简化式方程模型相比,结构式方程模型建立在对经济变量的相互关系进行理论分析的基础之上, 能够清楚的反映内生变量受到其它内生变量以及前定变量和随机项的影响。值得一提是,本文研究使用3个结构式方程构成的联立方程模型可以同时检验: ( 1) 外商直接投资和能源消费对经济增长的影响; ( 2) 经济增长对外商直接投资的影响; ( 3) 经济增长和外商直接投资对能源消费的影响。第二, 在本文研究中,我们使用的是面板数据结构式联立方程模型,可以更好的在生产函数框架下进行研究, 确保实证研究有更为坚实的理论基础。
论文其余部分结构安排如下: 第二部分计量模型; 第三部分数据和计量分析; 第四部分结论和政策含义。
2计量模型
本文以拓展的柯布—道格拉斯生产函数为基础研究经济增长、外商直接投资和能源消费之间的关系。Sharma[21]和Isllam等[22]在经验研究中使用包括外商直接投资和能源消费变量的拓展柯布—道格拉斯生产函数去检验这两个变量对经济增长的影响, 结论是外商直接投资和能源消费能促进经济增长。 因此,本文的模型采取下面的形式:
GDP = f( FDI,EC,K,L( 1)
这个方程表明国内生产总值是外商直接投资FDI、能源消费EC 、物质资本投入K和劳动投入L的函数。
把方程 ( 1) 写为如下的时间序列模型:
因为本文的研究使用面板数据,进一步将模型 ( 2) 写为如下的面板数据模型:
将模型 ( 3) 转化为能够同时处理经济增长、 外商直接投资和能源消费关系的回归方程,这样我们就可以使用联立方程模型研究经济增长、外商直接投资和能源消费之间的关系,这些变量之间的关系可以通过下面3个方程进行经验检验:
方程 ( 4) 表示外商直接投资FDI、能源消费EC、物质资本投入K和劳动投入L能够潜在的决定经济增长GDP。
方程 ( 5) 表示经济增长GDP和经济开放度TRA能够潜在的影响外商直接投资FDI。
方程 ( 6) 表示经济增长GDP、外商直接投资FDI和交通运 输INFRA能够潜在 的影响能 源消费EC。
3数据和计量分析
3.1数据和描述统计
根据数据的可获得性原则,本文使用数据的空间范围是我国的30个省区 ( 西藏的原始数据很难获取,故剔除) ,数据的时间范围是2001—2010年, 所有的数据都可以从中国统计年鉴获取。变量的选取说明如下:
( 1) 内生变量。衡量经济增长主要指标有国内生产总值和人均国内生产总值,这里使用国内生产总值衡量经济增长,为了消除物价的影响,我们使用实际地区生产总值 ( 2001 = 100) 作为地区经济增长GDP的代理变量。使用地区实际利用外商直接投额作为地区外商直接投资FDI的代理变量。EC代表能源消费变量。
( 2) 外生变量。使用固定资本形成总额作为物质资本投入K的代理变量,使用从业人员数作为劳动投入L的代理变量,使用对外贸易额作为经济开放度TRA的代理变量,使用铁路里程作为交通运输INFRA的代理变量。
为了检验变量之间的关系是否保持不变,这里将30个省、自治区、直辖市按照人均地区生产总值的高低划分为3组: 1) 高人均地区生产总值省区组 ( HG) ,包括上海、天津、北京、浙江、广东、江苏、辽宁、福建、山东和黑龙江10个省区; 2) 中等人均地区生产总值省区组 ( MG) ,包括内蒙古、 河北、湖北、吉林、新疆、海南、重庆、湖南、河南和山西10个省区; 3) 低人均地区生产总值省区组 ( LG) ,包括青海、宁夏、安徽、江西、四川、 陕西、广西、云南、甘肃和贵州10个省区。
表1提供了由30个省区整体面板数据构成的全国组 ( CG) 以及各分组变量的均值、标准差以及变异系数的统计描述。从表1可以清楚的看出,高人均地区生产总值省区组地区生产总值是中等人均地区生产总值省区组和低人均地区生产总值省区组地区生产总值的2. 2倍和3. 5倍,说明我国省区组之间地区生产总值存在较大的差距。从表1的相关变异系数也可以看到,相对于高人均地区生产总值省区组和中等人均地区生产总值省区组,低人均地区生产总值省区组的地区生产总值变化最为剧烈,其变异系数是0. 84,而中等人均地区生产总值省区组和高人均地区生产总值省区组变异系数分别是0. 69和0. 68。
在3个省区组中,高人均地区生产总值省区组的外商直接投资是最高的,中等人均地区生产总值省区组和低人均地区生产总值省区组的外商直接投资相对较低。从变异系数来看,低人均地区生产总值省区组的数值是1. 54,这说明外商直接投资在低人均地区生产总值省区组的波动最为剧烈。
高人均地区生产总值省区组的能源消费是最高的,中等人均地区生产总值省区组次之,而低人均地区生产总值省区组最低。中等人均地区生产总值省区组的能源消费起伏变动较大,变异系统是0. 65, 和其他两省区组的变异系数相比是最高的。
另外,表1的数据也显示相对于中等人均地区生产总值省区组和低人均地区生产总值省区组,高人均地区生产总值省区组也更加开放,这与国际贸易领域的相关结论是一致的。物质资本投入、劳动投入和交通运输也是高人均地区生产总值省区组最高,中等人均地区生产总值省区组次之,低人均地区生产总值省区组最低。
3.2单位根检验
在进行回归分析之前,首先需要对面板数据变量进行单位根检验,确认变量是否平稳,看看哪些变量应该以对数形式进入模型,哪些变量应该以水平形式进入模型。使用相同单位根LLC检验方法和不同单位根Fisher - ADF检验和Fisher - PP检验方法对变量进行单位根检验,并依据AIC准则选择最大滞后项。如果在3种检验中均拒绝存在单位根的原假设则说明此面板数据变量是平稳的,反之则不平稳。对4个组中 ( 全国组、高人均地区生产总值省区组、中等人均地区生产总值省区组和低人均地区生产总值省区组) 的面板数据变量进行单位根检验,检验结果如表2 ( 限于篇幅这里只报告了全国组变量的单位根检验结果) 。
注: ( 1 ) 变量水平值和一阶差分的检验方程形式为包括截距项和趋势项; ( 2 ) *** 、 ** T 和 * 分别表示在 1% 、5% 和 10% 的水平上统计显著; ( 3 ) LLC 检 t 统计值,而 Fisher - ADF 检验和 Fisher - PP 检验报告的是
通过单位根检验,发现地区生产总值、外商直接投资和物资资本投入存在单位根,说明这些面板数据变量并不平稳,需要以对数形式引入模型; 而能源消费、劳动投入、经济开放度和交通运输不存在单位根,说明这些面板数据变量是平稳的,需要以水平形式引入模型。故最终估计模型的形式应为:
3.3估计方法和结果
在对面板数据变量进行单位根检验确定变量进入模型形式之后,使用广义矩估计方法 ( GMM) 对模型进行估计以图发现经济增长、外商直接投资和能源消费之间的关系。对于联立方程模型的估计有两种方法: 单方程估计方法和系统估计方法。单方程估计方法适用于模型中不同方程之间不存在系数约束,可以使用普通最小二乘法、加权最小二乘法、 两阶段最小二乘法、加权两阶段最小二乘法和似不相关回归估计方法对系统中的每个方程进行单独估计。与单方程估计方法相比,系统估计法利用了系统的全部信息,可以使用三阶段最小二乘法、完全信息极大似然估计法和广义矩方法对系统中全部结构方程同时进行估计。与其他估计方法相比,广义矩方法有以下优点: 允许随机误差项存在异方差和序列相关,所得到的参数估计量更合乎实际; 不需要知道扰动项的确切分布,估计量非常稳健。基于广义矩估计方法的以上优点,本文使用广义矩方法对联立方程模型进行估计。HG、MG和LG都包括3个联立方程,模型的估计结果如表3。
对于高人均地区生产总值省区组,研究显示经济增长和外商直接投资之间存在双向因果关系,从经济增长、外商直接投资到能源消费存在单向因果关系 ( 见图1) 。在高人均地区生产总值省区组模型7中,外商直接投资对经济增长存在显著的正向影响,系数是0. 281 1,这意味着外商直接投资增长1% ,经济增长0. 281 1% 。能源消费虽然对经济增长的影响是正向的,但在统计上并不显著。物质资本投入和劳动投入对经济增长也起到非常显著的正向影响。在高人均地区生产总值省区组模型8中, 经济增长对外商直接投资有非常显著的正向影响, 系数是0. 853 3,这意味着经济增长1% ,外商直接投资增长0. 853 3% 。经济开放度对外商直接投资也起到非常显著的正向影响。在高人均地区生产总值省区组模型9中,经济增长和外商直接投资对能源消费有非常显著的影响,系数分别是1. 394 9和0. 209 9, 这意味着经济增长1% , 能源消费增长1. 394 9亿吨标准煤; 外商直接投资增长1% ,能源消费减少0. 209 9亿吨标准煤,这个结果可能原因在于通过外商直接投资可以引进国外的先进技术和管理经验,降低单位产出对能源的消费,实现规模经济。交通运输也对能源消费有非常显著的正向影响, 这是由于随着交通运输的发展将导致对能源的消费需求迅速增长。
注: ***、**T 和*分别表示在 1% 、5% 和 10% 的水平上统计显著
对于中等人均地区生产总值省区组,研究显示经济增长和外商直接投资、经济增长和能源消费之间存在双向因果关系,从外商直接投资到能源消费存在单向因果关系,如图2所示。在中等人均地区生产总值省区组模型7中,外商直接投资和能源消费对经济增长有非常显著的正向影响,系数分别是0. 075和0. 373,这意味着外商直接投资增长1% , 将导致经济增长0. 075% ; 能源消费增长1亿吨标准煤,将导致经济增长1. 453亿元 ( e0. 373 = 1. 453) 。物质资本投入和劳动投入也对经济增长有非常显著的正向影响。在中等人均地区生产总值省区组模型8中,经济增长对外商直接投资有非常显著的正向影响,系数是1. 244,这意味着经济增长1% ,外商直接投资将增长1. 244% 。经济开放度对外商直接投资有非常显著的负向影响,这与人均地区生产总值高省区组的研究结论正好相反,原因可能在于对外贸易和外商直接投资之间存在比较强劲的替代关系, 对外贸易的增长导致外商直接投资的减少。在中等人均地区生产总值省区组模型9中,经济增长对能源消费有非常显著的正向影响,系数是0. 943,这意味着经济增长1% ,能源消费将增加0. 943亿吨标准煤。而外商直接投资对能源消费有非常显著的负向影响,系数是 - 0. 151,这意味着外商直接投资增长1% ,能源消费将减少0. 151亿吨标准煤。交通运输对能源消费有非常显著的正向影响。
对于低人均地区生产总值省区组,研究显示经济增长和外商直接投资之间存在双向因果关系,从经济增长、外商直接投资到能源消费存在单向因果关系,如图3所示。在低人均地区生产总值省区组模型7中,外商直接投资对经济增长有非常显著的正向影响,系数是0. 156,这意味着外商直接投资增长1% ,经济增长0. 156% ; 而能源消费虽对经济增长起到正向影响,但在统计上并不显著。物质资本投入和劳动投入对经济增长有非常显著的正向影响。 在低人均地区生产总值省区组模型8中,经济增长对外商直接投资有非常显著的正向影响,系数是1. 199,这意味着经济增长1% ,外商直接投资增长1. 199% 。经济开放度对外商直接投资有正向影响, 并且在统计上比较显著。在低人均地区生产总值省区组模型9中,经济增长对能源消费有非常显著的正向影响,系数是0. 939,这意味着经济增长1% , 能源消费增长0. 939亿吨标准煤; 外商直接投资对能源消费有非常显著的负向影响,系数是 - 0. 155, 这意味着外商直接投资增长1% ,能源消费减少0. 155亿吨标准煤。交通运输对能源消费有正向影响,但在统计上并不显著。
表4报告了全国组面板数据联立方程模型的GMM估计结果,研究显示经济增长和外商直接投资、经济增长和能源消费存在双向因果关系,从外商直接投资到能源消费存在单向因果关系,变量之间的因果关系如图4所示。在全国组模型7中,外商直接投资对经济增长有非常显著的正向影响,系数是0. 283,这意味着外商直接投资增长1% ,经济增长0. 283% ; 能源消费对经济增长有非常显著的正向影响,系数是0. 327,这意味着能源消费增长1亿吨标准煤,经济增长1. 386亿元 ( e0. 327 = 1. 386) 。物质资本投入和劳动投入对经济增长也有非常显著的正向影响。在全国组模型8中,经济增长对外商直接投资有非常显著的正向影响,系数是1. 256,这意味着经济增长1% ,外商直接投资增长1. 256% 。经济开放度对外商直接投资也有非常显著的正向影响。 在全国组模型9中,经济增长对能源消费有非常显著的正向影响,系数是1. 004,这意味着经济增长1% ,能源消费增长1. 004亿吨标准煤; 外商直接投资对能源消费有非常显著的负向影响,系数是0. 206,这意味着外商直接投资增长1% ,能源消费减少0. 206亿吨标准煤。交通运输对能源消费有非常显著的正向影响。
注: ***、**T 和*分别表示在 1% 、5% 和 10% 的水平上统计显著
通过上面的分析,可以对4个组变量之间的因果关系进行总结,主要的结论有4个: 第一,基于所有组面板数据,研究都发现经济增长对外商直接投资有非常显著的正向影响。较高的经济增长意味着较强的市场需求,向潜在的外国投资者传递正向信号,这与Soltani和Ochi[23]的研究结论相一致。研究也发现经济增长对能源消费有非常显著的正向影响,这意味着经济增长倾向于消费更多的能源,这与Islam等和Omri的研究结论相一致。第二,基于所有组面板数据,研究都发现外商直接投资对经济增长有非常显著的正向影响,这说明外商直接投资和经济增长密切相关,这与陈浪南和陈景煌、Sadorsky的研究结论相一致。第三,基于所有组面板数据,研究都发现外商直接投资对能源消费有非常显著的负向影响,这意味着通过外商直接投资引进先进技术和管理经验确实能提高能源利用效率,降低能源消费,这与Bento的研究结论相一致。第四, 能源消费对经济增长有正向影响,但只是在中等人均地区生产总值省区组和全国组模型中统计上是显著的,而在高人均地区生产总值省区组和低人均地区生产总值省区组模型中统计上却并不显著。
4结论和政策含义
目前有很多文献研究 “经济增长—外商直接投资—能源消费”之间的关系,但是很少有文献使用结构式联立方程模型研究这些变量之间的关系,本文试图使用中国2001—2010年的省级面板数据联立方程模型经验研究这些变量之间的关系,并将省级面板数据按照人均地区生产总值的高低分成3组进行研究。
本文经研究发现: 第一,对于高人均地区生产总值省区组,经济增长和外商直接投资之间存在双向因果关系,从经济增长、外商直接投资到能源消费存在单向因果关系。第二,对于中等人均地区生产总值省区组,经济增长和外商直接投资、经济增长和能源消费之间存在双向因果关系,从外商直接投资到能源消费存在单向因果关系。第三,对于低人均地区生产总值省区组,经济增长和外商直接投资之间存在双向因果关系,从经济增长、外商直接投资到能源消费存在单向因果关系。第四,对于全国组,经济增长和外商直接投资、经济增长和能源消费存在双向因果关系,从外商直接投资到能源消费存在单向因果关系。
研究结论对于决策者制定经济政策有非常重要的参考意义,主要体现在以下几个方面: 第一,基于全国组和中等人均地区生产总值省区组面板数据, 经验研究发现经济增长与能源消费存在双向因果关系。因此,我国在制定能源储备政策时应该充分考虑能源对经济增长的重要作用。第二,基于所有组面板数据,经验研究都发现经济增长和外商直接投资之间存在双向因果关系。这意味着增加外商直接投资存量促进经济增长能吸引更多的外商直接投资。 因此,我国政府应该制定更加自由化的投资政策, 吸引更多的外商直接投资,促进经济增长。第三,基于所有组面板数据,经验研究都发现外商直接投资对能源消费有非常显著的负向影响。外商直接投资能带来先进技术和管理经验,通过溢出效应能提高我国能源利用效率,从而可以降低单位产出的能源消费,减少温室气体排放。因此,我国制定外商直接投资政策时应充分考虑溢出效应对提高能源利用效率和减少温室气体排放的重要作用。
摘要：基于中国30个省区2001—2010年整体、高人均地区生产总值省区组、中等人均地区生产总值省区组和低人均地区生产总值省区组面板数据,使用联立方程模型实证研究经济增长、外商直接投资和能源消费之间的关系。结果发现,经济增长和外商直接投资、经济增长和能源消费、外商直接投资和能源消费之间存在较为复杂的因果关系。研究结论对于决策者制定经济政策有非常重要的参考意义。
联立方程 篇10
国内外就FDI与东道国对外贸易关系的研究主要集中在两个层面:一是FDI对东道国的对外贸易总量的影响, 二是FDI对进出口商品结构的影响。关于第一个层面, 一般理论分析表明, FDI对东道国的对外贸易总量存在两种截然不同效应:贸易的替代效应和贸易的互补效应。Mundel (1957) 在H-O-S模型框架下, 证明FDI生产要素的流动可替代国际贸易, 减少贸易机会。Adker和Stevens (1974) 等通过实证验证了贸易替代理论。70年代以后, 贸易替代理论受到了现实的挑战, Schmitz&Helmberge (1970) 对李嘉图的比较优势理论进行了拓展, 在解释发达国家与发展中国家的问题上得出:FDI促进了贸易, Markuse、Helpmand等从不同的角度验证了贸易的互补效应。Zhang&Flmingham (2001) , 朱玉杰 (2004) 等研究了中国总体流入的FDI和贸易之间的互补效应。有关FDI对进出口商品结构的影响, 国内学者金紫汇 (1998) 、江小涓 (2002) 等通过使用相关系数检验, 指出FDI优化了我国出口商品结构。
但以上综述没有将汇率变动、FDI和进出口国别结构在同一个框架下, 直接联系起来, 这至少是不完整的, 因为汇率变动影响FDI的来源结构, FDI的来源结构导致进出口市场结构的变化, 本文试图弥补这一缺陷, 采用占我国进出口总量及FDI来源最大贸易伙伴日本、美国、欧盟、东盟 (新加坡) 和韩国1986-2003的数据, 利用联立方程分析人民币汇率、FDI来源结构对我国进出口国别结构的影响。
一、模型介绍
1. 贸易与投资替代模型
芒德尔1957年创立了贸易投资替代论。该模型分析如下:
在两国两要素两产品的基础上, 提出以下假定:
(1) A国为资本丰裕B国为劳动力丰裕
(2) 在国际贸易中, 根据比较优势, A生产资本密集型产品a, B国生产劳动力密集型产品b, 两国具有相同的生产函数。
自由贸易时, A国出口a产品, 进口b产品, B国则相反, 达到贸易平衡, 不存在跨国资本流动, 当两国间存在贸易壁垒时, 情况会发生变化, 假定B国对a产品征收关税, 必定会导致a产品在B国的价格, 受a产品高价刺激, B国的a产品生产部门规模扩大从而推动B国资本要素价格上涨, 提高B国资本回报率, 受B国资本高额回报率的影响, A国资本必定以FDI形式进入B国, 进一步扩大B国a产品的生产规模, 由此, 两国贸易量会减少, FDI取代了国际贸易。
2. Markuson&Svensson互补关系模型
如果资本的流动, 不是由关税引致, 且主要是流入出口部门而不是进口替代部门, 那么投资和贸易间就表现为一种互补关系, 而不是替代关系。
Markuson&Svensson 1983年考察了五种情况, 导致贸易和投资之间的互补关系, 即:技术差异、对生产征税、垄断、外部规模经济和要素市场的扭曲。
在此选择技术差异进行分析:两国间的技术差异等因素会导致彼此间要素生产率和要素价格的差异, 要素价格差异决定商品贸易生产, 贸易产品需要的贸易和非贸易要素表现为合作状态时, 商品的贸易必带动非贸易要素的流动, 从而使贸易和要素流动表现为一种互补性。
二、实证分析
为了分析汇率、FDI来源结构对我国进出口国别结构的影响, 将模型设为:Str=F (FDI, STRt-1, RER)
Str是各国在我国进口或出口的比重, FDI是各国流入中国外商直接投资占我国吸引外商直接投资总量的比重, Strt-1为相对于当期进口或出口比重前一期的比重, Rer是间接标价法下的实际汇率, 方程组为:
Str=c (1) +c (2) FDI+c (3) Str1+U1
工具变量c rer str1
FDI=d (1) +d (2) rer+u2
工具变量rer str1
我们设定的模型各子方程为恰好识别, 在此采用二阶段最小二乘法 (2LS) 系统估计整个方程组, 以消除异方差和随机扰动项的跨方程相关干扰, 获得各参数一致且渐进有效的估计量。
方程的结构式模型可记为:BY=AX+
其简约式模型可写为:Y=X+U
上述简约式模型反映了先决变量对内生变量的直接和间接影响之和, 估计结构见表:
由于受数据可获得性限制, 韩国实证从1992年~2003年, 表中括号内是T值统计量, ***代表通过了置信度为5%的显著性检验。本文的原始数据均根据《中国统计年鉴》《中国对外经济贸易年鉴》数据计算得出。
三、小结
从表1的回归结果, 可以总结以下结论:
中国与美国、日本、和新加坡双边实际汇率影响了美、日、新在华投资, 进而影响了三国在华的出口比重。三国情况不同, 随着人民币兑日元和新加坡元的贬值, 日本和新加坡增加了对华投资, 随着日和新加坡对华投资比重的增加, 日本和新加坡在华的出口比重却减少, 究其原因是日和新加坡对华投资替代了中日和中新出口贸易, 即中日和中新出口贸易与投资属于替代型。而随着人民币兑美元的贬值, 美国增加了对华投资, 随着美国对华投资比重的增加, 我国对美国的出口比重也在上升, 中美贸易属于互补关系 (德和韩国数据没通过检验) 。
从表2的回归结果, 可以总结以下结论:
中国与日本、和东盟 (新加坡) 的双边实际汇率影响了日、新在华投资, 进而影响了二国在华的进口比重。然而, 两国情况有所差异, 中日双边汇率与日来华投资产生负效应, 即随着人民币兑日元的贬值, 日本增加了对华投资, 同时, 日对华投资的比重与我国对日的进口比重存在负效应, 即:随着日对华投资比重的增加, 我国对日本进口比重却减少, 究其原因是日对华投资替代了中日进口贸易, 即中日贸易与投资属于替代型。中新双边汇率与新加坡对华投资产生了负相关, 随着人民币兑新加坡元的贬值, 新加坡增加了对华投资, 人民币对新加坡元每贬值1%, 新加坡对华投资上升10.96%, 新加坡在华投比重与我国对新加坡进口比重成正相关, 即随着投资比重的增加我国增加了从新加坡的进口比重, 这表明新加坡式的FDI与中新进口贸易不属于替代型, 而是互补关系, 即投资扩大了贸易 (美、德和韩国的数据没通过检验) 。
以上对汇率、FDI来源结构和进出口国别结构进行了分析, 揭示了三者相互的动态变化过程, 结论表明不同经济体对华投资的贸易倾向具有明显差异。正确认识汇率对FDI来源结构影响进而影响进出口国别结构, 对于我们制定汇率、投资和贸易一体化的经济政策, 消除汇率、外资政策和外贸政策相互冲突的状况, 促进改革我国进出口市场多元化具有一定指导意义。
参考文献
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[2]罗良文:国际贸易与国际直接投资的关系及我国对策选择.中南财经政法大学学报, 2005.3
[3]易丹辉:数据分析与Eviews应用.北京:中国统计出版社, 2002, 10
[4]Markusen, James.R. (1995) .The Boundaries0f Multinational Firms and the Theory of International Trade, Journal0f Economic Perspective, 9, PP169-189
[5]AnthonyJ.Venabhs (1995) .Multinational Firms and the New Trade Theory Working Paper.5036, National Bureau of Economic Research
中美日“方程”求解 篇11
小泉对靖国神社的持续参拜刺激了邻国，指望日本一些政客自我约束或对历史问题能有一个较清醒的认识，恐怕只能是一厢情愿，但参拜这张牌的效用终将边缘化。即使在日本，小泉一意孤行损害与邻国关系的行为也没有得到民众与媒体的认同，近期日本国内主流媒体反参拜之声四起，国际对参靖的批评更呈扩大化趋势。东南亚国家对小泉这种无所顾忌参拜靖国神社的“冲动”持否定态度，认为其行为已损害了东亚合作的基础。美国媒体也一反过去默不作声的立场，认为小泉所为是一种无谓的挑衅，美国这种态度转变的深层忧虑在于，如若任由小泉在挑衅之路上继续滑下去，势必有一天会颠覆当年远东国际军事法庭审判的正义性，并最终挑起日本对当年遭遇核武打击的民族仇恨。
善玩离岸平衡的美国，虽然对小泉的一意孤行心存忧虑，但尚未有真正的“制止动作”。人们看到的反而是，美日同盟还在不断加强，个中原因即美日都有制衡国力与影响力迅速上升的中国的战略需要。当然，美国利用日本多少也有捆住日本这个并不令其放心的盟友的考虑，还有应对地区危机及非传统安全挑战的需要。但美日战略舞步并非总是合拍的。对日本来说可能从中衍生新的筹码，即在领海、油气田等与中国的争端中自认为可以无所顾忌地刺激邻国。
美国对日战略有其难解之处。“捆住日本”与“放虎归山”、鼓励日本发挥军事大国的作用之间，鼓励中国成为国际体系中负责任的“利害相关者”与美国以日本为主轴的亚洲战略之间，一直视日本为“小兄弟”与支持日本“入常”、进而使之成为世界权力圈核心成员之间，都存在着显而易见的悖论。对美国而言，日本花样翻新地寻找议题刺激中国，不仅危及对美国有重大战略利益的东亚地区的稳定与繁荣，损害解决地区性问题的共同认知基础，也使得美国处于一种难以置身事外的尴尬境地。人们甚至认为，日本无谓的强硬出格行为走到某个临界点时，日中冲突的可能性大于美中冲突，因而存在着美国被拖入一场并不情愿被卷入的中日严重争执甚至冲突之中，而这可能使美国处于两难境地。美国如果以同盟名义“挺日”，则其设想的亚太地区和平稳定与发展的战略前景只能是镜花水月。
中美关系发展到今天，所触及的深度与广度都达到了历史上少有的程度，相互依赖比过去任何时候都更为突出。不仅在经济上如此，在政治、外交层面同样如此。中美关系正在发展成为一种全球最重要的双边关系，其影响正超越双边范围，具有全球意义。中美不希望发生战略性冲突，亚太国家包括美国的一些盟国与美国、与中国都有不言而喻的重大利益，因此更不愿意在（假设的）中美对抗与冲突中简单地做出非此即彼的战略选择。
冷战结束后，传统的军事同盟逐渐弱化，虽然没有完全退出历史舞台，但对今天世界面临的重大而紧迫的安全挑战，已起不了多大作用。恐怖主义、海上通道安全、传染病扩散、跨国犯罪、大规模杀伤性武器扩散、环境恶化等已构成更为紧迫的非传统安全挑战。世界上数一数二的军事大国的结盟，对付得了恐怖主义吗？不是大炮打蚊子，就是拳头打棉花，其效果可想而知，在其他方面同样如此。而超然其外的其他任何战略目标，只能窒息东亚地区正在涌动的地区合作，扼杀地区发展活力的可持续性，直到触发所有国家极力避免的对抗与自危意识。
联立方程 篇12
20世纪90年代以来,我国的外商直接投资(FDI)得到了快速增长,截止2006年年底,中国累计实际利用FDI总额达6918.97亿美元。FDI的大量流入除了可以增加东道国的资本存量,提高投资效率以及提供就业机会以外,由于跨国公司往往在技术、管理、新产品研究和开发等方面具有优势,从而给东道国带来溢出效应和竞争效应。在这种形势下,如何最大限度地发挥FDI的溢出效应,同时减少其所造成的挤出效应,使得发展中国家的FDI溢出效应越来越多的受到世界各国普遍关注。
各国学者对FDI的溢出效应问题展开了广泛研究,但并未获得一致性结论。国内对FDI技术外溢效应的相关文献不少,且大多支持FDI对我国的正向溢出效应,但从外资来源地差异角度研究FDI技术溢出效应的文献并不多。从中国利用外商直接投资的来源来看,大致可以划分为港澳台投资和其他外商直接投资两类,其中港澳台投资一直占据着较大比重。随着20世纪90年代中后期其他发达国家在华投资比重的逐年增加,2000年以来来自其他外商投资(OFC)比重均超过港澳台投资(THM)比重,但港澳台资本比重仍相对较高,其投资份额仍占40%左右。由于港澳台投资和其他外商投资在技术水平、投资分布、企业规模和文化理念等方面均存在明显差异,因此,在考察我国FDI的溢出效应时有必要将其划分为来自港澳台的投资和来自其他外商的投资,以检验不同来源地的FDI对中国内资企业是否存在不同的技术溢出效应。本文采用我国2001~2006年省际面板数据,通过构建二类目前应用最广泛的测度外资份额的指标,运用联立方程模型对总体FDI和不同来源地FDI的技术溢出效应进行探讨,重点考察不同来源地FDI对中国内资企业是否存在不同的技术溢出效应,以及外资来源地差异是否导致其对不同地区有不同的溢出效应。
2 文献综述
目前,理论上对FDI对东道国技术进步及技术溢出具有促进作用存在较少争议,但实证研究结论却存在较大差别,针对不同国家的检验,FDI技术溢出效应呈现不同结果。国际上支持正溢出效应的研究有:Caves(1974)选用加拿大和澳大利亚1966年制造业的行业横截面数据,证实了两国存在FDI技术溢出效应[1]。Blowstrom和Persson(1983)选取墨西哥1970年215个制造业的行业横截面数据,将劳动生产率作为技术水平的评价指标,同时选用行业资本密集度以及劳动力绩效作为影响特征变量,得出存在正溢出效应的结论[2]。Kokko(1994) 通过对墨西哥1970年行业横截面数据分析,发现跨国公司和当地企业间差距较小时,溢出效应比较明显[3]。Kokko(1996)采用1970年行业横截面数据对墨西哥进行实证研究,构建联立方程模型以检验内外资企业的互动作用,证实了除学习和示范效应产生的溢出效应以外,通过竞争作用产生的溢出效应明显[4]。Sjoholm(1999)对印度尼西亚的研究中采用反映行业集中度的指标进行分组,发现该指标较低时,行业中企业竞争越激烈,溢出效应越明显[5]。Kathuria(2001)发现溢出效应很大程度上取决于当地企业对学习能力和R&D投资,这些投资能促进当地企业应用新知识及提高企业吸收能力[6]。Li,Liu和Parker(2001)采用1995年中国工业普查数据,在扩展Kokko(1996)模型基础上构建了三方程联立方程模型,研究结果表明,内外资企业的劳动生产率相互影响,且不同所有制本地企业所获得的溢出效应不同,其中,集体企业和私营企业多从示范和学习效应中获益,而国有企业则更多的从竞争效应中获得溢出效应[7]。Smarzynska(2002)发现东道国为跨国公司提供中间投入品行业的生产率与FDI投资水平之间存在后向关联效应[8]。
而不支持正溢出效应的研究有:Haddad和Harrison(1993)对摩洛哥制造业1985~1989年的企业和行业面板数据进行了考察, 没有发现存在明显正溢出效应[9]。Aitken和Harrison(1999)选用委内瑞拉制造业1976~1989年的企业面板数据进行研究, 表明存在普遍负溢出效应[10]。Barry等(2001)考察了爱尔兰制造业1990~1998年的企业面板数据, 发现由于当地企业和跨国公司之间劳动力市场上的过度竞争而导致显著负溢出效应[11]。Barrios和Strobl(2002)通过考察西班牙制造业1990~1994年的企业面板数据,得出总体上不存在正溢出效应,但在以出口为主的当地企业中存在显著正溢出效应[12]。Damijan(2001)对8个转型经济国家制造业1994~1998年的企业面板数据进行考察,结果表明上述国家不存在明显溢出效应[13]。
国内比较有代表性的研究大多采用工业行业数据和省际数据分析,秦晓钟(1998)利用1995年工业普查数据,对采掘业、制造业、电力煤气等工业大类的FDI溢出效应进行了截面回归分析,发现FDI对工业总体技术溢出效应显著[14]。何洁、许罗丹(1999)通过考察1985-1996年工业部门时间序列数据,发现外资企业对内资工业部门总体存在正溢出效应,并随着引进外资规模的扩大有加强趋势[15]。姚洋、章奇(2001)采用1995年全国第三次工业普查企业抽样数据进行检验,认为FDI溢出效应主要是通过人员流动等途径,而非技术引进的方式起作用,因而,FDI溢出效应主要体现在一省内部,行业内溢出效应并不明显[16]。潘文卿(2003)采用省级面板数据分析FDI对中国工业部门的溢出效应,得出20世纪90年代后半期存在明显正向溢出效应[17]。严兵(2005)采用1998~2003年35个工业行业的数据,证实了内外资在我国工业部门各行业产生了显著的溢出效应,并证明了溢出效应中竞争效应的存在[18]。孟亮、宣国良(2005)使用2001~2002年省际数据,分析不同来源FDI的技术外溢效应差异,研究结果表明,港澳台外资产生了明显技术外溢效应,而其他外资没有表现出显著的技术外溢效应,且只有在经济发达地区,港澳台外资才产生明显的技术外溢[19]。
3 模型、数据及方法
3.1 模型选取
本文借鉴Kokko(1996)的建模思路, 拟采用我国2001~2006年省际面板数据并构建以下联立方程模型分析, 将内外资企业的劳动生产率分别作为被解释变量和解释变量, 并将反映内外资企业资本密集度的人均资本(K/L)、反映企业规模的变量(SCALE)、影响企业劳动生产率的人力资本变量(LQ)和研发投入(RD)分别纳入到相应的回归方程,取对数后模型表示如下:
其中,下标d和f分别表示内资企业和外资企业,下标i和t分别表示省份和时间(年份)。为了更好地控制那些既影响内外资企业劳动生产率又观测不到的因素, 这些非观测效应可以理解为地区壁垒、区位优势、管理技能以及随时间变化的因素如政策因素等等。本文构建了省份和时间虚拟变量来控制这些非观测效应, 包括不随时间变化的固定影响(φi和νi),不随省份变化的固定影响(Dt)和误差项(εit和μit), 从而更有效地估计外商直接投资技术溢出效应。对方程式(Ⅰ)而言,FDI项的系数反映了通过学习和示范效应所带来的溢出效应,而lnLPf项的系数则反映了通过竞争所带来的溢出效应。由于本文重点考察不同来源地FDI的技术溢出效应,故将总体FDI进一步划分为来自港澳台投资(THM)和其他外商投资(OFC),并运用目前使用广泛的测度FDI溢出效应的两类指标即外资资产占比(指标1)和外资从业人员占比(指标2)分别考察,从而有:①FDI1; ②THM1,OFC1; ③FDI2; ④THM2,OFC2(具体描述详见变量选取部分)。再将上述四项分别代入方程式(Ⅰ)中的FDI项,并结合方程式(Ⅱ)相应的构成模型1、模型2、模型3、模型4做联立方程模型检验,以分别考察两类指标测度下的总体FDI和不同来源地FDI技术溢出效应。
3.2 数据来源及变量选取
我国自2001年才开始系统的根据来源地不同分别对港澳台投资和其他外商投资进行数据统计,因此本文采用了我国各省自治区以及直辖市共计31个地区的工业部门2001~2006年的面板数据进行分析。其中由于西藏缺少相关数据,故予以剔除,最终选用30个地区。所使用的数据来源于相关各期《中国工业经济统计年鉴》《中国科技统计年鉴》(由于没有出版发行《中国工业经济统计年鉴2005》,故缺失2004年数据)。其中,内资工业企业经济指标均根据《中果工业经济统计年鉴》相关各期,由“按地区分组的全部国有及规模以上非国有工业企业”的经济指标减去“按地区分组的外商投资和港澳台投资工业企业”相应经济指标获得。
目前运用比较广泛的测度外商直接投资技术溢出效应的指标主要有两类:外资企业资产占某行业(或某地区)总资产的比重和外资企业年平均职工人数占某行业(或某地区)的总年平均直工人数的比重。本文分别选取上述二种方法衡量外商直接投资的技术溢出效应,其一是用外资的固定资产年平均余额占该地区内总固定资产年平均余额的比重衡量(FDI1),并相应的根据外资来源地不同进一步划分为来自港澳台投资(THM1)和其他外商投资(OFC1),看是否存在由于外资来源地不同而导致不同的外商直接投资技术溢出效应;另一种是用外资企业的全部从业人员数占该地区内全部从业人员总额的比重表示(FDI2),相应的根据外资来源地不同进一步划分为来自港澳台投资(THM2)和其他外商投资(OFC2)。
其他变量的定义及描述如下:
LPd:内资工业企业劳动生产率,运用调整后内资工业企业工业增加值与其全部从业人员的比值表示,其中调整后内资工业企业工业增加值即以2000年为基期进行了国民生产总值(GNP)平减指数处理后得到的不变价工业增加值;
LPf:外资工业企业劳动生产率,运用调整后外资工业企业工业增加值与其全部从业人员的比值表示,其中调整后外资工业企业工业增加值即以2000年为基期进行了国民生产总值(GNP)平减指数处理后得到的不变价工业增加值;
K/L:企业资本密集度变量,分别用内外资工业企业固定资产净值年平均余额与其全部从业人员的比值表示;
LQ:人力资本变量,分别用内外资企业工程技术人员占其年末从业人员的比重表示;
RD:人均R&D投入,分别用内外资企业R&D经费与其年末从业人员的比值表示;
SCALE:企业规模变量,分别用内外资企业产品销售收入与其企业个数的比值表示。
4 检验结果及分析
本文重点考察不同来源地外资的技术溢出效应,因此首先在总体层次上对外商直接投资、港澳台投资和其他外商投资的技术溢出效应进行检验,运用2001~2006年30个地区平衡面板数据进行分析。再根据《中国科技统计年鉴》相应划分标准,将30个地区划分为东部地区、中部地区、西部地区分别考察外商直接投资、港澳台投资、其他外商投资的技术溢出效应,考察各地区是否存在不同的FDI溢出效应以及是否存在不同来源地外资的投资地偏好。
检验上述联立方程模型的阶条件和秩条件, 发现两个方程的阶条件和秩条件均成立, 并且均为过度识别模型。对于过度识别的联立方程模型,两阶段最小二乘法(2SLS)是最重要的参数估计方法,因为它同时克服了间接最小二乘法不适用于过度识别的结构方程的缺点和工具变量法中工具变量选取中存在的缺点,故本文采用2SLS检验方法,运用stata9.2软件包进行模型检验及分析。为了考察外资溢橱效应的变化过程,对内外资企业的互动作用有更为深入清晰的认识,本文分别对内资企业和外资企业劳动生产率进行检验分析,回归结果整理如下。其中,表1和表2分别从外资资产占比和外资从业人员占比的角度衡量总体FDI及不同来源地FDI对内资企业的溢出效应,而表3则反映了运用联立方程模型考察的外资企业的回归结果。
在对内资企业劳动生产率的回归方程中,反映外资比率影响的系数是我们重点考察对象,其说明了通过示范和模仿途径带来的溢出效应。可以发现,两种衡量方法检验结果均表明来源于港澳台的投资带来了显著的正溢出效应。其中以外资资产占比衡量时,其他外商投资在10%的显著性水平下带来了负向溢出效应,总体FDI的溢出效应为负; 以外资从业人员占比衡量时,其他外商投资溢出效应为负,总体FDI的溢出效应不显著。当进一步划分为东部地区、中部地区和西部地区分别进行考察时,检验结果表明:以外资资产占比衡量溢出效应时(表1),中部地区和西部地区的总体FDI溢出效应均显著为正,且中部地区无论是来源于港澳台的投资还是其他外商投资均带来了显著的正溢出效应,西部地区则是来源于港澳台的投资在1%的显著性水平下带来了正溢出效应。以外资从业人员占比衡量时(表2),东部地区和西部地区的总体FDI溢出效应显著为正,且来源于港澳台投资的溢出效应均不显著,而其他外商投资带来了显著的正向溢出效应,此外,中部地区的FDI溢出效应均不显著。上述检验结果在现有文献观点基础上做了进一步延伸,如东部地区的FDI溢出效应并不如预期的显著,而中部地区尤其是西部地区的FDI则带来了显著的正向溢出效应。究其原因,一方面由于本文选取了最新2001~2006年的省际面板数据,并尝试运用联立方程模型探讨FDI的溢出效应,对现有文献大多从单方程模型方法考虑FDI的溢出效应做了进一步扩展; 另一方面,由于国家近几年推出的“中部崛起”和“西部大开发”政策更大程度的吸引外资投向中西部地区,并注重相应配套设施和先进技术的消化吸收,一定程度上影响了FDI在各地区的不同溢出效应。
根据上述联立方程模型,在对内资企业劳动生产率的回归方程中,lnLPf项的系数反映了通过竞争所带来的溢出效应。从表1和表2 回归结果可以看出,内外资企业的相互竞争对内资企业劳动生产率产生了较明显的积极影响,尤其是东部地区的回归结果均显著为正,说明了东部地区内资企业劳动生产率的提高和竞争力的增强,已经有能力与外资企业展开竞争,两者的相互竞争和作用对内资企业劳动生产率的提高产生了有益影响。其他解释变量检验结果与我们预期基本一致,资本密集度仍是企业劳动生产率的重要影响因素,无论是总体上还是分地区考察,其检验结果大多显著为正,且中部地区尤其是西部地区对资本投入的依赖性仍然很大。研发支出变量均不显著,其中西部地区的研发支出系数为负,说明目前西部地区的研发投入较低,对内资企业劳动生产率的影响不大。人力资本变量系数为负,且基本不显著,说明我国人力资本仍处于较低水平,尚未发挥其相应作用。规模变量也是影响企业劳动生产率的重要因素,大多显著为正,但在西部地区影响不显著,即西部地区内资企业还不具备规模经济特征,但总体上,可以认为内资企业的生产中发挥了规模经济的作用。
说明: *,**,***分别表示10%,5%和1%的显著性水平, 括号里为标准误。
说明: *,**,***分别表示10%,5%和1%的显著性水平, 括号里为标准误。
说明: *,**,***分别表示10%,5%和1%的显著性水平, 括号里为标准误。
从表3对外资企业劳动生产率的回归结果中,重点考察内外资企业间的相互作用即lnLPd项的系数。可以看出,总体上和东部地区的回归结果系数均在1%的显著性水平下为正,说明内资企业的劳动生产率的提高确实对外资企业劳动生产率产生了显著的正向影响,通过相互竞争促进了外资企业劳动生产率的提高。而中西部地区的回归结果系数为负,即中西部地区仍尚未形成良好的相互竞争效应,外资企业的劳动生产率仍主要依赖于资本投入,尚未达到相互作用和竞争的发展门槛。其他解释变量结果基本与前述分析相一致,资本密集度仍是外资企业劳动生产率的重要影响因素,尤其是在中西部地区。研发支出变量和人力资本变量基本不显著,说明研发投入和人力资本仍处于较低水平,尚未发挥其相应作用。规模变量仅在东部地区显著为正,并成为影响外资企业劳动生产率的重要因素。
5 结论
虽然理论上对FDI对东道国技术进步及技术溢出具有促进作用存在较少争议,但实证研究结论却存在较大差别,由于研究思路、模型方法以及数据获取等方面的限制,FDI技术溢出效应呈现不同结果。本文选取了中国30个省份地区2001~2006年的面板数据,通过运用联立方程模型方法对总体FDI以及不同来源地FDI的技术溢出效应进行实证研究,对现有文献大多从单方程模型方法考虑FDI的溢出效应做了进一步扩展,主要得出以下结论:
在通过示范和学习效应所带来的溢出效应方面,港澳台投资带来了显著的正向溢出效应,而其他外商投资带来了负向溢出效应,总体FDI的溢出效应并不显著。当进一步考察外资来源国差异是否导致其对东部地区、中部地区和西部地区有不同影响时,发现东部地区的FDI溢出效应并不如预期的显著,而中部地区尤其是西部地区的FDI则带来了显著的正向溢出效应。这表明,FDI的技术溢出效应并非自动产生,而受到多方面因素的影响。由此,我国仍应重视港澳台投资的引进,并注重配套设施和相应技术的消化吸收。
在通过竞争效应所带来的溢出效应方面,总体而言,内外资企业的相互竞争和相互作用分别对两者的劳动生产率都产生了积极影响,其中东部地区效果显著,中西部地区作用尚不明显。通过前述研究发现,FDI溢出效应中的竞争效应的正反馈机制在内外资企业之间已经初步形成,但竞争对外资企业劳动生产率的影响更大。这说明,外资企业相对于内资企业而言对竞争的反映更敏感迅速,从而能获取更多的竞争效应和竞争优势。由此,本文证实了内外资企业劳动生产率相互影响和相互作用的论点,进一步说明了除示范和学习效应所带来的溢出效应以外,竞争效应所带来的溢出效应亦显著存在。
上述研究表明,我国内外资企业劳动生产率的提高仍主要依赖于人均资本的投入,研发和人力资本水平仍然较低,尚未发挥其相应作用。由此,我国应注重提高人力资本质量,加强研发能力的培育和基础设施建设,同时应该大力提高本地企业的技术水平,以缩小与外资企业的技术差距,加强本地企业与外资企业的竞争,从而更积极主动地促进FDI技术溢出效应的发生。
摘要：选取中国30个省份地区20012006年的面板数据,运用联立方程模型对总体FDI以及不同来源地FDI的技术溢出效应进行探讨。结果表明,港澳台投资带来显著的正向溢出效应,其他外商投资带来负向溢出效应,总体FDI的溢出效应并不显著。当进一步考察外资来源国差异是否导致其对东部地区、中部地区和西部地区有不同影响时,发现总体而言内外资企业的相互竞争和相互作用分别对两者的劳动生产率都产生积极影响,其中东部地区效果显著,中西部地区作用尚不明显。本文证实了内外资企业劳动生产率相互影响和相互作用的论点,说明了除示范和学习效应所带来的溢出效应以外,竞争效应所带来的溢出效应亦显著存在。