格兰杰因果检验的有效性及其应用
Eviews格兰杰因果关系检验结果说明
Eviews格兰杰因果关系检验结果说明 一、经济变量之间的因果性问题 计量经济模型的建立过程，本质上是用回归分析工具处理一个经济变量对其他经济变量的依存性问题，但这并不是暗示这个经济变量与其他经济变量间必然存在着因果关系。 由于没有因果关系的变量之间常常有很好的回归拟合，把回归模型的解释变量与被解释变量倒过来也能够拟合得很好，因此回归分析本身不能检验因果关系的存在性，也无法识别因果关系的方向。 假设两个变量，比如国内生产总值GDP和广义货币供给量M，各自都有滞后的分量GDP(-1)，GDP(-2)…，M(-1)，M(-2)，…，显然这两个变量都存在着相互影响的关系。但现在的问题是:究竟是M引起GDP的变化，还是GDP引起M的变化，或者两者间相互影响都存在反馈，即M引起GDP的变化，同时GDP也引起M的变化。这些问题的实质是在两个变量间存在时间上的先后关系时，是否能够从统计意义上检验出因果性的方向，即在统计上确定GDP是M的因，还是M是GDP的因，或者M和GDP互为因果。 因果关系研究的有趣例子是回答“先有鸡还是先有蛋”的问题。1988年有两位学者Walter N. Thurman和Mark E. Fisher用美国1930——1983年鸡蛋产量(EGGS)和鸡的产量(CHICKENS)的年度数据，对此问题进行了统计研究。他们运用格兰杰的方法检验鸡和蛋之间的因果关系，结果发现，鸡生蛋的假设被拒绝，而蛋生鸡的假设成立，因此，蛋为因，鸡为果，也就是先有蛋。他们并建议作其他诸如“谁笑在最后谁笑得最好”、“骄傲是失败之母”之类的格兰杰因果检验。 二、格兰杰因果关系检验
strengthen the sense of responsibility, work to solve the lack of decent occupation explain away, conduct problems. To establish the overall concept, eliminate departmentalism. Strict assessment and accountability, to solve the spiritual slack, nianqingpazhong, status quo, and other issues. To establish and perfect the muddle along Bureau staff conduct work regulations, standardize the behavior of personnel. 2. To strengthen the responsibility system. One is the in-depth study and implement the "Hunan provincial Party and government leading cadres Interim Provisions on the work safety of a pair of > (Hunan Office issued 2013 No. 5)," Hunan province safety supervision and management responsibilities of the provisions on the production (Hunan Zhengban made 2013 No. 4) And resolutely implement the safety production of the party with responsibility, a pair of responsibility. "Two is issued safety production administration and inspection to promote the responsibilities bear safety production supervision departments strictly and effectively assumed responsibility. The three is to establish risk self correction self reporting system for safety in production enterprises, promote the enterprises to implement the main responsibility for production safety is introduced. Four strengthen the county safety production supervision ability construction work, promote safe production responsibility to the grassroots. 3, strict accountability and target management. Adhere to the" who is in charge, who is responsible for the pipe industry must be safe, Guan Sheng production and operation must be safe, pipe business must control
《气候变化研究进展》
《气候变化研究进展》 第2卷第4期 2006年7月 目次 研究论文 147 气候变化国家评估报告（Ⅲ）：中国应对气候变化对策的综合评价何建坤刘滨陈迎等154 近30 a青藏高原气候与冰川变化中的两种特殊现象施雅风刘时银上官冬辉等 综述 161 国际气候变化研究新进展丁一汇孙颖 研究短论 168 塔里木盆地气候变化的季节差异杨莲梅张广兴崔彩霞173 天山巴音布鲁克草原植被变化及其与气候因子的关系刘艳舒红李杨等177 三江源区植被变化及其对气候变化的响应唐红玉肖风劲张强等181 渭河、汉水流域秋季降水的变化特征赵珊珊张强陈峪等184 1951-2005年华南春播期气象条件的年代际变化陈丽娟张培群188 影响北京城市增温的主要社会经济因子分析郑艳潘家华吴向阳193 哈尔滨、石家庄、武汉和广州的气候变化对比郝立生 对策建议 197 英国促进企业减排的激励措施及其对中国的借鉴陈迎 动态快讯 202 《京都议定书》第二承诺期谈判艰难迈出第一步苏伟孙国顺赵军204 IPCC第25次全会在毛里求斯召开戴晓苏205 2005年Nature杂志刊载的气候文献贾朋群胡英207 第一届亚洲气候与冰冻圈学术会议在横滨召开效存德 208 《气候变化研究进展》征稿细则
气候变化国家评估报告（III）：中国应对气候变化对策的综合评价 National Assessment Report on Climate Change (III): Integrated evaluation of strategies on response to climate change in China 何建坤1，刘滨1，陈迎2，徐华清3，郭元3，胡秀莲3，张希良1，李玉娥4，张阿玲1，陈文颖1，韦志洪1，段茂盛1，张晓华1，吕应运1 （1 清华大学，北京100084；2中国社会科学院可持续发展研究中心，北京100732；3 国家发展和改革委员会能源研究所，北京100038；4中国农业科学院农业环境与可持续发展研究所，北京100081） 摘要：回顾了国际社会应对气候变化的进程，对国内外的碳排放状况、中国减缓碳排放的技术潜力、中国减缓碳排放的宏观影响、全球减缓气候变化的公平性与国际合作行动等问题进行了分析与评估。提出了中国减缓气候变化的思路与对策，指出在全球应对气候变化的形势下，中国要积极适应国际政治、经济及贸易格局变动的趋势，将减缓气候变化对策纳入国家经济与社会发展战略与规划之中，促进国家经济和社会的全面、协调和可持续发展。 关键词：气候变化；社会经济影响；减缓碳排放；对策；评估 中图分类号：P467/D820 文献标识码：A 近30a青藏高原气候与冰川变化中的两种特殊现象 Two Peculiar Phenomena of Climatic and Glacial Variations in the Tibetan Plateau 施雅风1,2，刘时银1,3，上官冬辉1，李栋梁1，叶柏生1，沈永平1 （1中国科学院寒区旱区环境与工程研究所，甘肃兰州730000；2 中国科学院南京地理与湖泊研究所，江苏南京210008； 3 中国科学院青藏高原研究所，北京100085） 摘要：近30 a全球强烈变暖，水循环加快，冰川也加剧退缩。青藏高原以其特殊的地理位置与下垫面，既对全球变暖有正常的反应，也出现了异常特殊现象。这种特殊现象已发现两处：1) 青藏高原北部偏西冰芯记录降温0.6℃，相应的冰川退缩微弱，融水径流降低；2) 青藏高原东南部以岗日嘎布山区为代表，出现较多的冰川前进，可能指示降水量有较大的增加。上述事实指示气候变化与冰川响应的复杂性。 关键词：全球变暖；青藏高原北部；降温；冰川退缩；青藏高原东南部；冰川前进 中图分类号：P343.6 文献标识码：A 国际气候变化研究新进展 Recent Advances in Climate Change Science 丁一汇，孙颖
【文献综述】当前我国通货膨胀的成因及对策
文献综述 金融 当前我国通货膨胀的成因及对策 二十世纪中期，通货膨胀成为世界各国现代化进程中普遍存在的共性问题。当时通货膨胀以比较温和的速度缓慢上升，发达国家在七十年代时出现了持久的“滞胀”现象，发展中国家也在八十年代爆发了严重的债务危机，到九十年代东欧剧变，苏联解体之后，全球性的通货膨胀开始以迅猛的势头扩散，成为制约社会稳定和经济持续发展的巨大障碍。改革开放以来，我国实行体制改革，由计划经济转向市场经济，在转轨过程中受到通货膨胀的多次冲击，社会经济大幅波动，带来了巨大的影响。正是由于通货膨胀对全球各国政治、经济和社会产生了巨大的危害，对世界各国人民的生活造成了严重的影响，无论是资本主义国家还是社会主义国家，通货膨胀都成为各国共同的“敌人”，国内外政府和经济学家长期致力于对通货膨胀的研究，形成了各种各样有关通货膨胀的理论。 1 国内研究现状 1.1通货膨胀成因的理论研究 我国近些年出现通货膨胀以后，国内学者对通货膨胀的成因进行了大量的理论和实证研究。理论研究具有代表性的是：张明文（2010）在《当前我国通货膨胀对策及研究》一文中认为“造成CPI持续走高的原因主要包括流动性过剩，供给因素、需求因素以及制度上的因素，其中制度因素是影响其他方面的深层次原因。若缓解通货膨胀压力应做到：加大对农业的投入，提高汇率的弹性，调整对利率和要素价格的扭曲以及改善官员的考核制度等[1]。”刘海燕、寇雪梅(2008)在《目前我国通货膨胀成因思考》一文中分析我国近年的通货膨胀成因时得出三点结论：“（1）货币供给量过剩是造成通货膨胀的主要因素；（2）资源稀缺导致需求拉上的通货膨胀；（3）受国际市场的影响，人民币升值、外汇储备增加、国际贸易顺差，这些都导致了中国式通货膨胀的发生[2]。”陈彦斌（2008）在《中国当前通货膨胀形成原因经验研究:2003—2007年》中通过对新一轮通货膨胀的特点研究指出，新一轮通货膨胀具有需求拉动通货膨胀和成本推动通货膨胀的特征[3]。 祖栋梁（2008）在《我国经济高速增长下的通货膨胀问题研究》分别从中国目前的经济发展战略和国内经济社会体制方面来剖析我国通货膨胀发生的根源。“认为我国经济社会不断暴露出的各种体制以及经济结构问题造成了我国经济高增长的同时伴随通货膨胀加剧的现象[4]。”宋超英、夏芸（2008）在《当前我国通货膨胀现象的成因与对策研究》中认为“我国当前出现的通货膨胀不能简单归为传统通货膨胀成因理论中的任意一种类型，我国发生的通货膨胀既有需求扩大导致供不应
关于金融发展与经济增长的文献综述的文献综述
关于金融发展与经济增长的文献综述 当前的中国出现了一种奇特的宏观经济景观：一方面是货币过量供应，流动性泛滥，一些商业银行因为存差过大而发愁；另一方面是企业借钱难、筹资难，许多很有发展潜力的企业因为资金不足而得不到充分的发展。他认为问题症结在于，由金融市场和金融中介机构组成的金融体系发展严重滞后，使富裕的资金无法流入最有效率的产业和企业，资金流通不畅的必然会阻碍经济的发展。综观各个发达国家，几乎毫无例外的拥有发达的金融市场，而且似乎经济程度与金融市场的深度、广度也呈现出一定的正相关关系。究竟金融发展与经济增长之间存在怎样的一种关系呢？关于这个问题，国内外的诸多学者从理论和实证两个方面做了大量的研究，可谓仁者见仁，智者见智。 1912 年，Schumpeter 在《经济发展理论》一书中，被认为在经济理论史上第一次论述了创新与经济发展之间的关系。他认为金融机构满足新兴企业信贷要求是经济发展的核心所在，并强调银行的功能在于甄别出最有可能实现产品和生产过程创新的企业家，通过向其提供资金来促进技术进步。继熊彼特之后，关于金融发展与经济增长之间关系的研究观点大致可以分为以下两类： 1.金融发展与经济增长之间没有相关关系对于货币与实体经济之间的关系，西方古典经济学家根据萨伊定律提出了货币中性和信用媒介论，该理论认为货币供给量的变化不影响产出、就业等实际的经济变量。后来的一些经济学家如K.Wicksell，虽然认识到了货币在经济增长中具有重大的、实质性的影响，但主要强调的是消除货币对经济的不利影响。货币学派的代表人物 Friedman 认为“货币至关重要”只是就短期而言，在长期中货币供给的变化只会引起物价水平的变动，而不会影响实际产出。 Joan Robinson 也认为金融体系的出现和发展仅仅是对经济增长的被动反应。新古典学派同样认为金融发展与经济增长之间没有什么关系。Robert Lucas 根据理性如预期学派的分析，认为经济学家过分强调了金融因素在经济增长中的作用。因为理性的人们往往可能会在货币供给量变化之前就已调整了自己的行为，故货币供给量的变化不会对产出和就业产生影响，所以菲利普斯曲线即使在短期内也是垂直的。 2.金融发展与经济增长之间存在一定的因果和互动关系 20 世纪 70 年代，Mckinnon 和 Shaw 以发展中国家的金融问题为研究对象，认为在发展中国家存在
我国合理宏观税负实证研究的文献综述
我国合理宏观税负实证研究的文献综述 许嘉程顾毅中央财经大学税务学院1 摘要：对合理宏观税负的研究具有很好的理论意义和现实意义，合理的宏观税负不仅能够促进经济的合理增长，而且对我国社会和谐发展将产生重要的影响。本文针对国内外对我国合理宏观税负的实证研究的主要方法进行文献综述，选取了比较有代表性的S法、马式法及刘式法2。对三种方法的理论依据、采用的计量经济学方法和研究的结果进行了阐述，并对各种方法做出了相应评述，最终本文认为分析宏观税负既要考虑税收收入的增长，同时应该兼顾税收收入的转换形式即财政支出投资的最优化问题，这为未来研究我国合理宏观税负提供了新的方向。 关键词：宏观税负 S法马式法刘式法 Empirical Research Literature Review about the Reasonable Tax Burden in China Abstract: There is a good theoretical and practical significance to have a research on the Reasonable tax burden. Not only will it promote the rational economic growth, but also it will have an important impact on harmonious development of our society. This paper gives an empirical research literature review about our main methods of reasonable tax burden in domestic and foreign and selects a more representative S method, Ma and Liu-style-type method. The theoretical basis of the three methods, the use of econometric methods and results of the study are described. Finally, we make a comment on the three methods. The final analysis of this paper argues that we should both take into account the growth of tax revenue and investment expenditure optimization problem, which provide a new direction to reasonable tax burden research. Key Words: Tax Burden S Method, Ma and Liu-style-type Method 1许嘉程，男（1988-至今），江苏常州人，就读于中央财经大学税务学院，学术型硕士研究生，主要研究方向为税收理论政策及研究。 顾毅，男（1985-至今），广西柳州，就读于中央财经大学税务学院，学术型硕士研究生，主要研究方向为税收理论政策及研究。 许嘉程、顾毅皆师从中央财经大学税务学院副院长、国务院参事刘桓教授。 2为全文的表述方便，以Scully为代表的研究合理宏观税负的方法简称为S法；以马拴友为代表的研究合理宏观税负的方法简称为马式法；以刘普照为代表的研究合理宏观税负的方法简称为刘式法。
实验八 格兰杰因果关系检验
实验八格兰杰因果关系检验 一、因果关系等同于相关关系吗？ 从一个回归关系式我们并不能确定变量之间是否具有因果关系。 二、Granger因果检验 X是Y的原因，必须满足两个条件 （1）X应该有助于预测Y （2）Y不应当有助于预测X 【实验目的】 掌握格兰杰因果检验的基本思想 【实验数据】 序号SZ SH 序 号 SZ SH 序 号 SZ SH 序 号 SZ SH 1 336.56 1125.8 2 201 430.46 1465.2 3 401 604.01 1950.66 601 638.7 2161.34 2 334.89 1119.97 202 434.75 1471.38 402 607.58 1959.31 602 635.8 3 2146.24 3 338.3 1132.59 203 432.4 4 1464.03 403 612.17 1972.04 603 637.37 2140.98 4 339.18 1137.73 204 428.28 1450.1 5 404 615.67 1979.1 604 636.78 2146.54 5 349.84 1168.81 205 426.02 1443.91 405 613.2 1988.94 605 644.91 2150.27 6 351.11 1172.81 206 426.9 7 1450.33 406 612.99 1979.51 606 643. 8 2179.62 7 346.44 1158.87 207 426.65 1451.54 407 603.26 1978.43 607 633.43 2169.01 8 344.1 1148.15 208 422.05 1431.32 408 588.98 1946.75 608 626.48 2136.45 9 342.69 1148.66 209 429.92 1462.79 409 594.84 1903.15 609 619.54 2112.26 10 339.64 1137.31 210 436.87 1482.45 410 590.08 1922.29 610 611.51 2094.01 11 344.87 1153.12 211 432.85 1468.47 411 584.44 1907.31 611 577.88 2065.73 12 346.93 1158.55 212 431.06 1464.59 412 578.93 1891.98 612 566.51 1956.82 13 345.06 1151.37 213 431.51 1462.99 413 583.16 1875.91 613 587.29 1920.32 14 347.83 1158.5 214 429.5 1454.58 414 590.71 1887.83 614 578.44 1986.93 15 348.77 1162.35 215 426.35 1444.24 415 583.1 1914.09 615 579.37 1957.03 16 343.95 1148.12 216 427.21 1444.51 416 590.37 1889.29 616 557.51 1958.7 17 340.75 1138.21 217 423.82 1435.47 417 592.91 1910.16 617 564.14 1882.13 18 343.85 1146.49 218 423.94 1434.97 418 600.14 1915.35 618 562.03 1903.93 19 340.78 1140.98 219 428.42 1447.12 419 598.11 1942.15 619 572.81 1895.17 20 340.69 1134.67 220 424.36 1435.84 420 595.18 1933.73 620 580.95 1924.59 21 337.68 1120.53 221 424.67 1437.23 421 593.63 1926.32 621 581.39 1955.04 22 338.81 1125.01 222 422.26 1427 422 589.51 1917.92 622 575.42 1955.1 23 335.59 1116.87 223 422.7 1428.26 423 591.25 1902.81 623 578.36 1939.54 24 330.09 1103.5 224 421.04 1424.85 424 597.07 1909.49 624 570.53 1947.36 25 322.76 1081.44 225 418.81 1416.73 425 592.62 1922.85 625 570.62 1919.64
【文献综述】中国近30年国防开支与经济增长的关系——运用Feder-Ram模型进行实证分析
文献综述 经济学 中国近30年国防开支与经济增长的关系——运用Feder-Ram模 型进行实证分析 一、研究国防支出与经济增长关系的主要方法概述 1.Feder-Ram模型。Feder-Ram模型是从国防投资的正外部性的角度解释国防支出对于经济增长的影响的一种模型。该模型是Biswas和Ram( Biswas & Ram，1986) 在菲德( Feder，1983)关于出口对经济增长影响的两部门框架的基础上提出来的。这一模型当被应用到分析发达和欠发达国家国防支出对经济增长的影响时，依据所设定的外部性因素和所包括的部门数量，可分为两部门模型、三部门模型和四部门模型。两部门模型是指将国民经济分为国防部门和非国防部门。三部门模型是在两部门模型基础上进一步将非国防部门划分为私人部门和非国防公共部门。四部门模型则是在三部门模型基础上额外考虑了进出口部门。以两部门模型为例，该模型通过测算代表非国防部门和国防部门的要素生产率与其差额，并计算代表外部性的参数，通过这些参数的正负及其大小来判断国防部门对经济增长的影响。 2.凯恩斯模型分析法。研究国防支出和经济增长关系的凯恩斯模型在传统凯恩斯国民收入恒等式的右侧加入了国防支出的变量，由反应经济总需求的公式 Y=C+I+G+M+TS出发，经过一系列数学处理和适当的假设，得出国防支出关于经济增长率的公式。该模型通过直接设定国防支出为经济总收入的组成部分这一角度出发考察国防支出对于经济增长的影响，具有明显的凯恩斯主义的方法特征。 3.格兰杰因果检验法。该方法忽略了国防支出与经济增长的理论关系，仅从时间序列分析的角度，利用格兰杰因果检验法检验国防支出和经济增长之间是否存在因果关系。这一方法仅能检验国防支出和经济增长之间的关系是否存在，而无法回答国防支出通过什么途径影响经济增长的问题。但由于其假设简单，数据可得性强且便于操作，国内外均有大量学者使用此方法研究国防支出和经济经济增长的关系问题。 此外，也有学者使用扩展的索罗增长模型使其包含国防支出对于技术进步的正外部性因素来分析国防支出对于经济增长的影响。
面板数据分析方法步骤全解
面板数据分析方法步骤全解 面板数据的分析方法或许我们已经了解许多了，但是到底有没有一个基本的步骤呢？那些步骤是必须的？这些都是我们在研究的过程中需要考虑的，而且又是很实在的问题。面板单位根检验如何进行？协整检验呢？什么情况下要进行模型的修正？面板模型回归形式的选择？如何更有效的进行回归？诸如此类的问题我们应该如何去分析并一一解决？以下是我近期对面板数据研究后做出的一个简要总结，和大家分享一下，也希望大家都进来讨论讨论。 步骤一：分析数据的平稳性（单位根检验） 按照正规程序，面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出，一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势，而这些序列间本身不一定有直接的关联，此时，对这些数据进行回归，尽管有较高的R平方，但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为称为虚假回归或伪回归（spurious regression）。他认为平稳的真正含义是：一个时间序列剔除了不变的均值（可视为截距）和时间趋势以后，剩余的序列为零均值，同方差，即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式：既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，我们必须对各面板序
列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先，我们可以先对面板序列绘制时序图，以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和（或）截距项，从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。 单位根检验方法的文献综述：在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993) 很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al. (2002)的改进,提出了检验面板单位根的LLC 法。Levin et al. (2002) 指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25～250 之间,截面数介于10～250 之间) 的面板单位根检验。Im et al. (1997) 还提出了检验面板单位根的IPS 法,但Breitung(2000) 发现IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung 法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。 由上述综述可知，可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。 其中LLC-T 、BR-T、IPS-W 、ADF-FCS、PP-FCS 、H-Z 分别指Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t 统计量、lm Pesaran & Shin W 统计量、
格兰杰因果关系检验.
格兰杰因果关系检验 一、经济变量之间的因果性问题 计量经济模型的建立过程，本质上是用回归分析工具处理一个经济变量对其他经济变量的依存性问题，但这并不是暗示这个经济变量与其他经济变量间必然存在着因果关系。由于没有因果关系的变量之间常常有很好的回归拟合，把回归模型的解释变量与被解释变量倒过来也能够拟合得很好，因此回归分析本身不能检验因果关系的存在性，也无法识别因果关系的方向。 假设两个变量，比如国内生产总值GDP 和广义货币供给量M ，各自都有滞后的分量GDP （-1），GDP （-2）…，M （-1），M （-2），…，显然这两个变量都存在着相互影响的关系。但现在的问题是：究竟是M 引起GDP 的变化，还是GDP 引起M 的变化，或者两者间相互影响都存在反馈，即M 引起GDP 的变化，同时GDP 也引起M 的变化。这些问题的实质是在两个变量间存在时间上的先后关系时，是否能够从统计意义上检验出因果性的方向，即在统计上确定GDP 是M 的因，还是M 是GDP 的因，或者M 和GDP 互为因果。 因果关系研究的有趣例子是回答“先有鸡还是先有蛋”的问题。1988年有两位学者Walter N. Thurman 和Mark E. Fisher 用美国1930——1983年鸡蛋产量（EGGS ）和鸡的产量（CHICKENS ）的年度数据，对此问题进行了统计研究。他们运用格兰杰的方法检验鸡和蛋之间的因果关系，结果发现，鸡生蛋的假设被拒绝，而蛋生鸡的假设成立，因此，蛋为因，鸡为果，也就是先有蛋。他们并建议作其他诸如“谁笑在最后谁笑得最好”、“骄傲是失败之母”之类的格兰杰因果检验。 二、格兰杰因果关系检验 经济学家开拓了一种可以用来分析变量之间的因果的办法，即格兰杰因果关系检验。该检验方法为2003年诺贝尔经济学奖得主克莱夫·格兰杰（Clive W. J. Granger）所开创，用于分析经济变量之间的因果关系。他给因果关系的定义为“依赖于使用过去某些时点上所有信息的最佳最小二乘预测的方差。”
OFDI逆向技术溢出研究综述
一、引言 Arrow （1962）最早使用外部性来解释技术溢出效应，他认为拥有高技术的企业通过研发活动提高自身生产率的同时，由于溢出效应使得外部厂商也能够通过学习来提高自身的生产率。由于溢出的种类很多，主要有知识溢出、人力资本溢出以及技术溢出等。本文关注的重点是OFDI 的逆向技术溢出。逆向技术溢出一般是指发展中国家的企业向发达国家的企业通过绿地投资或跨国并购的方式参与到高端产业链中，从而能够接触到发达国家先进的研发资源、智力因素、管理经验，进而实现东道国的技术向母国的扩散和溢出。 中国的对外开放政策实施以来，中央和地方政府对引进外资十分重视，已经有较多国内学者研究发现FDI 对中国有重要的技术溢出作用。相比较于外商直接投资（FDI ），中国的对外直接投资（OFDI ）起步较晚。近年来，随着“一带一路”倡议的提出，中国加快了OFDI 的步伐。因此，越来越多的学者开始重视OFDI 逆向技术溢出问题的研究。从目前的文献来看，OFDI 逆向技术溢出问题的研究主要围绕OFDI 逆向技术 溢出的机制、逆向技术溢出效应的影响因素、逆向技 术溢出效应的技术进步效应和技术创新效应展开。 二、OFDI 逆向技术溢出机制目前，关于逆向技术溢出的实现形式主要有三种机制：第一种机制是海外研发溢出机制，该机制认为研发活动是技术溢出的主要源泉。Kogut and Chang （1991）的研究表明日本的海外OFDI 集中于美国，由于研发活动的要素、人员以及成果可以在一定范围内 共享，所以OFDI 的逆向技术溢出促进了日本的技术进步；第二种机制是经营成果反馈机制。该机制认为许多跨国公司通过在海外设立分公司学习海外的先进管理经验、知识技术可以间接地促进母公司的技术水平；第三种机制是内部整合机制。越来越多的跨国公司为了获得海外公司的先进技术通常采取海外并购，但由于受当地政策的约束，不能直接获得其核心技术，只能通过循序渐进的整合方式获得其先进技术，一个典型的案例就是万向集团。 三、OFDI 的逆向技术溢出效应：技术进步效应国外学者在研究OFDI 的逆向技术溢出效应时，其结论大都认为OFDI 能够促进本国的技术进步。国外学者Coe 和Helpman （1995）基于OECD 国家的数据，同时利用全要素生产率（TFP ）来衡量技术水平，研究发现这些国家可以通过国际贸易渠道的研发溢出促进本国技术进步。之后，Lichtenberg （1996，2001）和Pottelsberghe （2001）扩展了国际技术溢出渠道，测算了通过OFDI 渠道国际R&D 对本国TFP 的影响程度，结果发现，OFDI 渠道也能获取研发渠道。Masso 和Vahter （2012）通过对爱沙尼亚的对外直接投资的研究，结果表明，爱沙尼亚通过对外直接投资获得了国外的先进技术，进而促进了本国的技术进步。ALAz-zawi （2012）通过对新兴工业化国家的研究，结果发现，对于新兴工业化国家来说，OFDI 具有显著的技术溢出效应。Behera 等（2012）的研究也证实了OFDI 的外向技术溢出与母国的技术进步之间存在长期且稳定的关系。Yang 等（2013）基于中国台湾地区1987~2000年的数据，研究了台湾地区制造业OFDI 对企业 OFDI 逆向技术溢出研究综述 □文/宋青松1陈汉林1， 2 （1.湖北大学商学院；2.湖北省开放经济研究中心湖北·武汉） ［提要］本文首先就对外直接投资逆向技术溢出机制进行梳理；重点归纳总结近期国内外学者在对外直接投资逆向技术溢出的技术进步效应和技术创新效应两大方面的研究成果，尤其对国内外学者从不同视角来 研究OFDI 与技术创新进行梳理；着重对以上文献进行简要评述。 关键词：OFDI；逆向技术溢出；技术创新；技术进步 中图分类号：F83文献标识码：A 收录日期：2019年1月8日金融/投资 No.3x 2019《合作经济与科技》 55--
(发展战略)跨国公司投资对区域经济发展贡献度文献综述(国内)
“跨国直接投资对区域经济发展的贡献度” 文献综述（国内现状） 本文试图对课题“跨国直接投资对区域经济发展的贡献度”相关的迄今为止的国内研究成果进行全面的综述。 关于综述的结构，首先，对于诸多学者的各方面研究，本文以FDI对区域经济的影响内容进行分类，分为经济增长、技术进步、产业结构、区域经济结构，资本形成和其他等几个部分。其次，在每一部分下，将各种观点分为研究方法、FDI的正负面影响的实证分析结果，影响内容的反作用，产生机制和政策建议等几方面。最后，由于中国东西部经济结构不均衡，一部分以单个省市为研究对象的文献相互间对同一个问题得出了截然不同的实证结果，本文将按照东西部省市进一步分类，以期避免一些简单的矛盾。 一．经济增长 从文献中可以看出，经济增长在FDI的影响中，处于核心的地位。一方面，在直接考察FDI对经济增长的影响时，或多或少要触及到例如产业结构和技术水平等其他影响内容；另一方面，在考察FDI 与产业结构和技术水平等其他影响内容的关系时，往往又必须将这些影响内容与经济增长联系起来以考察其影响力。加之与经济增长相关的文献非常丰富，因此将对经济增长的影响作为第一部分。 （1）对实证分析得出肯定观点 田梦飞（2007）就FDI对我国经济增长的影响这一焦点问题，在现有文献基础上进行了尝试性创新，使用O LS 法进行回归分析时，考虑了数据的平稳性问题，进行了数据的平稳性检验，并运用科克伦- 奥克特（Cochrane- Orcutt法）方法纠正了可能存在的虚假回归现象，从而使估计结果更加稳健，结论也更加合理。实证分析结果表明，FDI 每增加1 个百分点，GDP 就增加约0.15 个百分点。 邓楚雄（2007）和吴永兴（2007）通过运用单位根检验、协整检验、格兰杰因果关系检验和回归分析方法等实证分析FDI 对长株潭地区经济增长的影响，结果表明当年的FDI和滞后3 年的FDI 是长株潭地区经济增长的原因,且FDI
面板数据分析方法步骤全解
[经验分享] [讨论]面板数据分析方法步骤全解[复制链接] 本文来自: 人大经济论坛EViews专版版，详细出处参考：https://www.360docs.net/doc/488064294.html,/forum.php?mod=viewthread&tid=473282&page=1&fromuid=3089628 面板数据的分析方法或许我们已经了解许多了，但是到底有没有一个基本的步骤呢？那些步骤是必须的？这些都是我们在研究的过程中需要考虑的，而且又是很实在的问题。面板单位根检验如何进行？协整检验呢？什么情况下要进行模型的修正？面板模型回归形式的选择？如何更有效的进行回归？诸如此类的问题我们应该如何去分析并一一解决？以下是我近期对面板数据研究后做出的一个简要总结，和大家分享一下，也希望大家都进来讨论讨论。 步骤一：分析数据的平稳性（单位根检验） 按照正规程序，面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。李子奈曾指出，一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势，而这些序列间本身不一定有直接的关联，此时，对这些数据进行回归，尽管有较高的R平方，但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为称为虚假回归或伪回归（spurious regression）。他认为平稳的真正含义是：一个时间序列剔除了不变的均值（可视为截距）和时间趋势以后，剩余的序列为零均值，同方差，即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式：既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。 因此为了避免伪回归，确保估计结果的有效性，我们必须对各面板序列的平稳性进行检验。而检验数据平稳性最常用的办法就是单位根检验。首先，我们可以先对面板序列绘制时序图，以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和（或）截距项，从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。 单位根检验方法的文献综述：在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993) 很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进行检验的早期版本。后来经过Levin et al. (2002)的改进,提出了检验面板单位根的LLC 法。Levin et al. (2002) 指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25～250 之间,截面数介于10～250 之间) 的面板单位根检验。Im et al. (1997) 还提出了检验面板单位根的IPS 法,但Breitung(2000) 发现IPS 法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung 法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。 由上述综述可知，可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher 和PP-Fisher5种方法进行面板单位根检验。 其中LLC-T 、BR-T、IPS-W 、ADF-FCS、PP-FCS 、H-Z 分别指Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t 统计量、lm Pesaran & Shin W 统计量、ADF- Fisher Chi-square统计量、PP-Fisher Chi-square统计量、Hadri Z统计量，并且Levin, Lin & Chu t* 统计量、Breitung t统计量的原假设为存在普通的单位根过程，lm Pesaran & Shin W 统计量、ADF- Fisher Chi-square统计量、PP-Fisher Chi-square统计量的原假设为存在有效的单位根过程，Hadri Z统计量的检验原假设为不存在普通的单位根过程。 有时，为了方便，只采用两种面板数据单位根检验方法，即相同根单位根检验LLC （Levin-Lin-Chu）检验和不同根单位根检验Fisher-ADF检验（注：对普通序列（非面板序
单位根检验、协整检验和格兰杰因果关系检验三者之间的关系_百度解读
实证检验步骤：先做单位根检验，看变量序列是否平稳序列，若平稳，可构造回归模型等经典计量经济学模型；若非平稳，进行差分，当进行到第i次差分时序列平稳，则服从i阶单整（注意趋势、截距不同情况选择，根据P值和原假设判定）。若所有检验序列均服从同阶单整，可构造VAR模型，做协整检验（注意滞后期的选择），判断模型内部变量间是否存在协整关系，即是否存在长期均衡关系。如果有，则可以构造VEC模型或者进行Granger因果检验，检验变量之间“谁引起谁变化”，即因果关系。 一、讨论一 1、单位根检验是序列的平稳性检验，如果不检验序列的平稳性直接OLS容易导致伪回归。 2、当检验的数据是平稳的（即不存在单位根），要想进一步考察变量的因果联系，可以采用格兰杰因果检验，但要做格兰杰检验的前提是数据必须是平稳的，否则不能做。 3、当检验的数据是非平稳（即存在单位根），并且各个序列是同阶单整（协整检验的前提），想进一步确定变量之间是否存在协整关系，可以进行协整检验，协整检验主要有EG两步法和JJ检验 A、EG两步法是基于回归残差的检验，可以通过建立OLS模型检验其残差平稳性 B、JJ检验是基于回归系数的检验，前提是建立VAR模型（即模型符合ADL模式） 4、当变量之间存在协整关系时，可以建立ECM进一步考察短期关系，Eviews这里还提供了一个Wald－Granger检验，但此时的格兰杰已经不是因果关系检验，而是变量外生性检验，请注意识别 二、讨论二 1、格兰杰检验只能用于平稳序列！这是格兰杰检验的前提，而其因果关系并非我们通常理解的因与果的关系，而是说x的前期变化能有效地解释y的变化，所以称其为“格兰杰原因”。
实验七 分布滞后模型与自回归模型及格兰杰因果关系检验综述
实验七分布滞后模型与自回归模型及格兰杰因果关系检验 实验目的：掌握分布滞后模型与自回归模型的估计与应用，掌握格兰杰因果关系检验方法，熟悉EViews的基本操作。 实验要求：应用教材P186第6题进行实验。 实验原理：普通最小二乘法、阿尔蒙法、格兰杰因果关系检验、DW检验、LM 检验。 预备知识：最小二乘法估计的原理、t检验、拟合优度检验、阿尔蒙法、多项式近似。 实验内容： 1970~1991年美国制造业固定厂房设备投资Y和销售量X的相关数据如下表所示。 单位：10 亿美元
（1）假定销售量对厂房设备支出有一个分布滞后效应，试用4期滞后和2次多项式去估计此分布滞后模型； （2）检验销量与厂房设备支出的格兰杰因果关系，使用直至6期为止的滞后并评述你的结果。 实验步骤 (1 设要估计的分布滞后模型为 根据阿尔蒙变换，令 则原模型变形为
或 其中， 在Eviews软件下，可通过选择Quick\Generate Series…，在出现的Generate Series by Eq…窗口分别输入“Z0=X+X(-1+X(-2+X(-3+X(-4”、“Z1=X(-1+2*X(-2+3*X(- 3+4*X(-4”、“Z2=X(-1+4*X(-2+9*X(-3+16*X(-4”，生成三个序列Z0、Z1、Z2；然后作Y关于Z0、Z1、Z2的OLS回归，估计结果如图1.1所示。 图1.1 由此可计算出原分布滞后模型的参数估计值： 也可在Eviews软件中选择“Quick\Estimate Equation”后，在现的对话窗口中输入“Y C PDL（X，4,2）”，得如图1.2所示的估计结果。