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时间:2018-10-24
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1、FDI对我国高端技术创新的影响:利用1998年~2010年的省际面板数据,文章采用估计动态面板的SYS-GMM方法,研究了外商直接投资(FDI)对我国高端技术创新的影响。结论表明:外商直接投资明显抑制了我国的高端技术创新;入世(M估计;高端技术创新;抑制效应;外溢效应 一、引言 利用我国1998年~2010年的省际面板数据,本文估计了外商直接投资(FDI)对我国高端技术创新的影响。其中,我们将地区的“发明”专利授予量作为高端技术水平的代理变量;与既有研究的不同之处在是,本文采用了动态面板的广义矩(SYS-GMM)估计。通过控制
2、技术创新的滞后项对技术创新的累积影响,我们提高了估计精度;此外,本文进一步考虑了我国2001年入世(M)方法(BlundellBond,1998)。其中,我们将技术创新的滞后项引入到解释变量中来,以充分反映技术创新的历史信息对当期的影响。 为了确保模型回归的有效性,我们采用检验面板单位根的Fisher-ADF方法。通过实施Fisher-ADF的单位根检验,我们发现,本文的面板数据都具备平稳性特征,因此可以进行回归。 2.变量选取。 此外,为了反映我国2001年入世(估计结果出现偏倚。其中,与最小二乘法(PooledOLS)的
3、估计相比,GMM的估计值相对偏低,而相对于固定效应(FE)而言,GMM的估计值相对偏高(Bond,2002)。因此,为了体现本文的估计精度,我们在GMM估计的基础之上,另加考虑了最小二乘法(PooledOLS)和固定效应方法下的估计方程。 接下来,以模型(1)中的GMM估计为主,我们对估计结果进行说明。首先,滞后一期和滞后两期的高端技术变量所对应系数都比较显著。整体来看,高端技术的滞后项对高端技术创新能力的影响始终为正,即高端技术创新具有明显的累积性,过去的技术创新必然会影响现在和以后的技术创新。其次,我们发现外商直接投资对我国
4、高端技术创新的影响始终为负,且在模型(2)和模型(3)中,外商直接投资对应的系数也显著为负,可见外商直接投资对我国高端技术创新确实产生了明显的抑制效应。事实上,已有研究如,沈坤荣和耿强(2000)、Hu和Jefferson(2002,2004)、Cheung和Lin(2004)、侯润秀和官建成(2006)与薄文广(2007)等,都无一例外地认为外商直接投资对我国存在正向的技术溢出效应;而本文却得出了与上述研究完全相反的结论。可能的原因在于,本文的研究与:利用1998年~2010年的省际面板数据,文章采用估计动态面板的SYS-GMM
5、方法,研究了外商直接投资(FDI)对我国高端技术创新的影响。结论表明:外商直接投资明显抑制了我国的高端技术创新;入世(M估计;高端技术创新;抑制效应;外溢效应 一、引言 利用我国1998年~2010年的省际面板数据,本文估计了外商直接投资(FDI)对我国高端技术创新的影响。其中,我们将地区的“发明”专利授予量作为高端技术水平的代理变量;与既有研究的不同之处在是,本文采用了动态面板的广义矩(SYS-GMM)估计。通过控制技术创新的滞后项对技术创新的累积影响,我们提高了估计精度;此外,本文进一步考虑了我国2001年入世(M)方法(
6、BlundellBond,1998)。其中,我们将技术创新的滞后项引入到解释变量中来,以充分反映技术创新的历史信息对当期的影响。 为了确保模型回归的有效性,我们采用检验面板单位根的Fisher-ADF方法。通过实施Fisher-ADF的单位根检验,我们发现,本文的面板数据都具备平稳性特征,因此可以进行回归。 2.变量选取。 此外,为了反映我国2001年入世(估计结果出现偏倚。其中,与最小二乘法(PooledOLS)的估计相比,GMM的估计值相对偏低,而相对于固定效应(FE)而言,GMM的估计值相对偏高(Bond,2002)。
7、因此,为了体现本文的估计精度,我们在GMM估计的基础之上,另加考虑了最小二乘法(PooledOLS)和固定效应方法下的估计方程。 接下来,以模型(1)中的GMM估计为主,我们对估计结果进行说明。首先,滞后一期和滞后两期的高端技术变量所对应系数都比较显著。整体来看,高端技术的滞后项对高端技术创新能力的影响始终为正,即高端技术创新具有明显的累积性,过去的技术创新必然会影响现在和以后的技术创新。其次,我们发现外商直接投资对我国高端技术创新的影响始终为负,且在模型(2)和模型(3)中,外商直接投资对应的系数也显著为负,可见外商直接投资对
8、我国高端技术创新确实产生了明显的抑制效应。事实上,已有研究如,沈坤荣和耿强(2000)、Hu和Jefferson(2002,2004)、Cheung和Lin(2004)、侯润秀和官建成(2006)与薄文广(2007)等,都无一例外地认为外商直接投资
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