內(nèi)容提要:本文利用OECD八個國家1980—2004年的服務(wù)貿(mào)易出口總額、服務(wù)貿(mào)易進口總額、服務(wù)業(yè)增加值和GDP總值的數(shù)據(jù),根據(jù)面板單位根檢驗和面板協(xié)整檢驗結(jié)果,運用FMOLS和DOLS協(xié)整估計方法研究服務(wù)貿(mào)易發(fā)展與服務(wù)業(yè)以及經(jīng)濟增長之間的關(guān)系。結(jié)果表明,服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)貿(mào)易進口服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟增長具有顯著促進效應(yīng)。從長期來看,服務(wù)貿(mào)易進口對于服務(wù)業(yè)發(fā)展具有更顯著的促進影響,而服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長具有更顯著的推動作用。

關(guān)鍵詞:服務(wù)貿(mào)易;服務(wù)業(yè);經(jīng)濟增長;面板協(xié)整

中圖分類號:F740.22文獻標(biāo)識碼: A文章編號:1003-4161(2009)04-0070-04

1.引言

國際貿(mào)易中長期以來都是貨物貿(mào)易占據(jù)主導(dǎo)地位,但從1980年起國際服務(wù)貿(mào)易開始呈現(xiàn)出比國際貨物貿(mào)易更強勁的發(fā)展勢頭,服務(wù)貿(mào)易發(fā)展非常迅速,并越來越成為大國競爭的焦點。據(jù)世界貿(mào)易組織(WTO)的統(tǒng)計,國際服務(wù)貿(mào)易總額從1980年的7 674億美元擴大到2007年的63 163億美元,占世界貿(mào)易總額的份額也從15.7%上升至18.3%。在國際服務(wù)市場上發(fā)達國家仍然是服務(wù)貿(mào)易的主體,并呈現(xiàn)以歐美國家為主體的發(fā)展格局。數(shù)據(jù)顯示,2007美國服務(wù)貿(mào)易總額約為7 900億美元,其中出口額和進口額分別約為4 540億美元和3 360億美元,位居世界首位,而英國和德國分別排名世界第二和第三。

國際服務(wù)貿(mào)易的迅速發(fā)展是世界產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整背景下的產(chǎn)物,主要發(fā)達國家的經(jīng)濟重心已經(jīng)轉(zhuǎn)向服務(wù)業(yè),產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)由“工業(yè)經(jīng)濟”向“服務(wù)經(jīng)濟”轉(zhuǎn)型趨勢。目前,全球服務(wù)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比值達到60%以上,主要發(fā)達國家達到70%以上。從研究文獻來看,服務(wù)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的關(guān)系引起國內(nèi)外學(xué)者的廣泛關(guān)注。Alan V. Deardorff(2001)認為服務(wù)貿(mào)易會刺激服務(wù)業(yè)的發(fā)展,服務(wù)貿(mào)易提供的運輸、保險、金融等服務(wù)不但有助于服務(wù)業(yè)的發(fā)展,還會間接推動經(jīng)濟增長。Ramkishen(2002)利用中國、印度尼西亞、韓國、馬來西亞和泰國五個亞洲國家服務(wù)貿(mào)易相關(guān)數(shù)據(jù)建立模型,認為服務(wù)業(yè)市場的開放,有助于經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整,并促進經(jīng)濟增長。劉紹堅(2005)認為跨國公司服務(wù)業(yè)國際轉(zhuǎn)移是服務(wù)貿(mào)易發(fā)展的內(nèi)在動力。陳凱(2006)論證了經(jīng)濟全球化和廣泛的國際分工使得各國通過日趨廣泛的國際服務(wù)貿(mào)易實現(xiàn)國際范圍內(nèi)的產(chǎn)業(yè)、產(chǎn)品協(xié)調(diào)。耿乃凡(2007)在對江蘇省服務(wù)業(yè)和國際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展現(xiàn)狀分析的基礎(chǔ)上,提出江蘇省發(fā)展服務(wù)業(yè)和國際服務(wù)貿(mào)易的對策措施。楊玲(2008)引用投入產(chǎn)出表進行了中國生產(chǎn)者服務(wù)業(yè)對國際服務(wù)貿(mào)易貢獻度的理論與實證研究。

筆者主要利用OECD主要的八個國家服務(wù)貿(mào)易的進口總額、服務(wù)貿(mào)易的出口總額與服務(wù)業(yè)的增加值總額和GDP總值,采用面板單位根檢驗、面板協(xié)整等以面板數(shù)據(jù)模型為基礎(chǔ)的分析方法,考察服務(wù)貿(mào)易服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的影響。

2.數(shù)據(jù)和面板協(xié)整方法說明

2.1 數(shù)據(jù)來源

基于數(shù)據(jù)的可得性和本文研究的目的,筆者選取OECD主要8個國家1980-2004年期間的數(shù)據(jù)為樣本,這8個國家分別為美國、加拿大、英國、法國、意大利、日本、澳大利亞、西班牙,此處因德國在1990年東西德合并,之前年份數(shù)據(jù)缺失故不作為樣本國家。數(shù)據(jù)主要來源于WTO國際貿(mào)易統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫、世界銀行(WB)數(shù)據(jù)庫和國際統(tǒng)計年鑒歷年數(shù)據(jù)。在變量選取上,主要選取OECD的8個國家每年的服務(wù)業(yè)增加值(SEV)、服務(wù)貿(mào)易出口總額(EX)、服務(wù)貿(mào)易進口總額(IM)。為消除數(shù)據(jù)之間的異方差性,數(shù)據(jù)經(jīng)過取自然對數(shù)處理相應(yīng)變量取為LNSEV、LNEX、LNIM。

2.2 單位根檢驗

由于宏觀數(shù)據(jù)常受到數(shù)據(jù)非平穩(wěn)的影響,傳統(tǒng)面板模型會產(chǎn)生“偽回歸”,因此首先采用面板單位根檢驗方法對截面變量LNSEV、LNEX、LNIM進行平穩(wěn)性檢驗。面板單位根檢驗方法分為同質(zhì)單位根檢驗法與異質(zhì)單位根檢驗法兩大類,同質(zhì)單位根檢驗法分別有LLC(Levin, Lin, and Chu)檢驗法、Breitung檢驗法和Hadri檢驗法;異質(zhì)單位根檢驗法分別有IPS(Im, Pesaran, and Shin)檢驗法、ADF-Fisher檢驗法和PP-Fisher檢驗法。根據(jù)本文模型變量選取的異質(zhì)性特點,選用IPS檢驗方法、ADF-Fisher檢驗法和PP-Fisher檢驗法三種方法實現(xiàn)異質(zhì)性面板模型的單位根檢驗。

2.3 異質(zhì)面板協(xié)整檢驗

在時間序列分析中,Engle-Granger協(xié)整檢驗是基于殘差檢驗實現(xiàn)的,如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系,則殘差就為I(0)過程,如果變量之間不存在協(xié)整關(guān)系,則殘差就為I(1)過程。Pedroni和Kao將Engle-Granger的框架擴展到了面板數(shù)據(jù)領(lǐng)域,Pedroni提出了一系列允許不同截面之間存在不同個體效應(yīng)和趨勢的協(xié)整檢驗。由(1)式為例,考慮如下回歸形式:

LNSEV璱t=α璱+χ璱t+θ璽+βLNEX璱t+γLNIM璱t+ε璱t

i=1,2,……9;t=1,2,……15;

參數(shù)α璱和χ璱表示截面?zhèn)€體的確定效應(yīng)和趨勢效應(yīng)。該檢驗的零假設(shè)為不存在協(xié)整,則在零假設(shè)下殘差項ε璱t應(yīng)為I(1)過程,即ρ璱=1。并通過進行輔助回歸來判斷殘差項是否是I(1)過程:

ε璱t=ρ璱ε璱t-1+u璱t

或 ε璱t=ρ璱ε璱t-1+Σρ璱j=1聯(lián)璱tΖ弄璱t-j +v璱t

其中,i=1,2,……9;t=1,2,……15;

Kao檢驗的思路與Pedroni檢驗類似,只是在第一階段回歸時,確定了模型中必須且只允許包含個體確定效應(yīng)并且模型中外生變量的系數(shù)是齊性的,即不同截面外生變量的系數(shù)相同:

LNSEV璱t=α璱+βLNEX璱t+γLNIM璱t+ε璱t

LNSEV璱t=LNSEX璱t-1+u璱t

LNEX璱t=LNEX璱t-1+v璱t

LNIM璱t=LNIM璱t-1+r璱t

其中,i=1,2,……9;t=1,2,……15;然后同Pedroni檢驗一樣進行輔助回歸,判斷殘差項ε璱t是否是I(1)。

3.服務(wù)貿(mào)易對服務(wù)業(yè)影響的實證結(jié)果

3.1 面板協(xié)整方程

面板數(shù)據(jù)(Panel Data)能夠同時反映變量在截面和時間二維空間上的變化規(guī)律和特征,具有純時間序列數(shù)據(jù)和純截面數(shù)據(jù)所不可比擬的優(yōu)點。但如果發(fā)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)集中的變量存在單位根,常規(guī)的OLS計量方法就可能失效,為了檢驗這八個國家服務(wù)貿(mào)易進口總額、服務(wù)貿(mào)易出口總額與服務(wù)業(yè)增加值三個非平穩(wěn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系,就需要進行面板協(xié)整檢驗。構(gòu)造異質(zhì)面板數(shù)據(jù)模型步驟如下:首先用模型1來分析服務(wù)業(yè)增長與服務(wù)貿(mào)易出口、服務(wù)貿(mào)易進口之間是否存在面板協(xié)整關(guān)系,通過β和γ的符號和顯著性來判斷服務(wù)貿(mào)易對于經(jīng)濟服務(wù)化的影響。然后分別用模型2和模型3來分別檢驗服務(wù)業(yè)增長與服務(wù)貿(mào)易出口,服務(wù)業(yè)增長與服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系。各個模型的具體設(shè)定如下:

Model 1: LNSEV璱t=α璱+θ璽+βLNEX璱t+γLNIM璱t+ε璱t

Model 2: LNSEV璱t=α璱+θ璽+βLNEX璱t+ε璱t

Model 3:LNSEV璱t=α璱+θ璽+γLNIM璱t+ε璱t

其中 i=1,2,……9;t=1,2,……15

模型中α璱為常數(shù)項,θ璽為趨勢項,β度量了服務(wù)貿(mào)易出口總額對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響,γ度量了服務(wù)貿(mào)易進口總額對服務(wù)業(yè)發(fā)展的影響。

3.2 單位根檢驗結(jié)果

表1 面板單位根檢驗結(jié)果

檢驗方法變量

水平值一階差分

檢驗統(tǒng)計量Prob.檢驗統(tǒng)計量Prob.

LPSLNEX3.448410.9997-7.094650.0000

LNIM3.186270.9993-6.240930.0000

LNSEV1.664780.9520-4.903980.0000

ADF-FisherLNEX5.766370.990476.14690.0000

LNIM3.247560.999767.17840.0000

LNSEV18.24980.309551.38050.0000

PP-FisherLNEX5.215040.994673.62680.0000

LNIM3.051560.999865.06580.0000

LNSEV19.45330.245951.26540.0000

注:IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種檢驗方法的零假設(shè)均為存在單位根。

由表1可知,利用LPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法檢驗所有面板數(shù)據(jù)是否具有單位根,在水平序列情況下顯著接受對所有變量非平穩(wěn)原假設(shè);而在一階差分情況下則顯著拒絕所有變量非平穩(wěn)假設(shè),即所有變量都是I(1)序列。因此,要采用面板協(xié)整分析方法來確定各變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

3.3 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

利用Pedroni和Kao提出的方法對三個模型分別進行面板協(xié)整檢驗,表2結(jié)果顯示模型1、模型2和模型3分別以1%、5%和10%的水平顯著性,有力地證明了不存在面板協(xié)整的原假設(shè)不成立,即支持OECD八國的服務(wù)貿(mào)易的出口總額、服務(wù)貿(mào)易的進口總額與服務(wù)業(yè)增加值之間存在面板協(xié)整關(guān)系,說明服務(wù)貿(mào)易發(fā)展與經(jīng)濟結(jié)構(gòu)服務(wù)化存在著長期均衡關(guān)系,以下將對它們之間的長期關(guān)系作進一步的估計。

表2 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

方法及統(tǒng)計量模型1模型2模型3

Pedroni檢驗panel adf-statgroup adf-stat-2.435366**-2.073477**

-1.412010*-1.318828*-3.402586 ***-2.623781**

Kao檢驗 ADF-4.269338***-3.880573***-4.046338***

注:“***”表示在1%水平下顯著,“**”表示在5%水平下顯著,“*”表示在10%水平下顯著。

3.4 面板協(xié)整方程的FMOLS和DOLS估計

首先看FMOLS估計結(jié)果,模型1在不含時間效應(yīng)時服務(wù)貿(mào)易出口總額的系數(shù)不顯著,在考慮時間效應(yīng)時,參數(shù)估計量在5%水平都顯著,β和γ的估計值分別為負數(shù)和正數(shù);模型2在不含時間效應(yīng)時參數(shù)估計5%水平顯著,且β為正數(shù);模型3兩種情況下參數(shù)估計都顯著,但考慮時間效應(yīng)時,估計值明顯減小。由模型2和模型3可知,服務(wù)貿(mào)易進口和出口對服務(wù)業(yè)的發(fā)展具有較強的正個體效應(yīng),說明服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對各個國家經(jīng)濟服務(wù)化有較強的推動作用。因為FMOLS估計結(jié)果在兩種不同情況下顯著性不同,我們還不能準確地判斷服務(wù)貿(mào)易出口總額對于服務(wù)業(yè)發(fā)展的時間效應(yīng),以及服務(wù)貿(mào)易出口與進口對經(jīng)濟服務(wù)化影響的差異性,我們再借助基于含有和未含有時間效應(yīng)的DOLS估計方法來分析。從DOLS估計結(jié)果看,模型1在含有時間效應(yīng)時參數(shù)估計量都顯著,β和γ的估計值分別為負數(shù)和正數(shù),此與FMOLS結(jié)果相一致。模型2和模型3在兩種情況下估計量都顯著,通過比較可知服務(wù)貿(mào)易進口的系數(shù)相對較大,特別是考慮時間效應(yīng)時服務(wù)貿(mào)易進口估計值的系數(shù)比出口大近一倍。同時,在模型1中考慮時間效應(yīng)的情況下,服務(wù)貿(mào)易出口的系數(shù)為負,說明模型結(jié)果具有一致性。

以上估計結(jié)果,與經(jīng)濟發(fā)展現(xiàn)實的觀察是一致的,20世紀80年代以后本文研究的OECD八國服務(wù)貿(mào)易基本都處于世界服務(wù)貿(mào)易排名的前列,其強有力的服務(wù)貿(mào)易地位極大地促進了服務(wù)產(chǎn)業(yè)的發(fā)展,推動國家由工業(yè)經(jīng)濟向服務(wù)經(jīng)濟過渡。通過對估計結(jié)果的分析,我們還可以得到:①服務(wù)貿(mào)易對服務(wù)業(yè)具有極大的推動效應(yīng),但從時間趨勢來看,這種推動效應(yīng)在減弱,這可能與大多數(shù)發(fā)達國家已經(jīng)進入服務(wù)經(jīng)濟形態(tài)有關(guān)。②數(shù)據(jù)服務(wù)貿(mào)易中進口與出口相比較,前者對服務(wù)業(yè)發(fā)展具有更強的正向推動效應(yīng),特別是考慮時間趨勢時,服務(wù)貿(mào)易進口對經(jīng)濟服務(wù)化的影響更加深遠。我們在討論服務(wù)貿(mào)易問題時,一般多將研究的焦點放在服務(wù)貿(mào)易的出口上,而較少關(guān)注服務(wù)貿(mào)易的進口問題,本文的結(jié)果顯示了后者的研究價值。

表3 面板協(xié)整的FMOLS和DOLS估計

模型1模型2模型3

參數(shù)個體個體+時間個體個體+時間個體個體+時間

β璅M0.1810(1.466)-0.3147**(-2.795)0.8434**(15.947)0.1504(1.287)

γ璅M0.6819**(5.732)0.5297**(5.541)0.8622**(21.400)0.4062**(5.294)

R²璅M0.94230.96650.90660.94330.93970.9650

β璂OLC0.1973(1.598)-0.2003**(-2.188)0.8465**(16.006)0.2268**(5.681)

γ璂OLC0.6668**(5.605)0.5170**(5.863)0.8584**(21.305)0.4397**(14.501)

R²璂OLC0.94370.96760.90780.94400.94070.9657

注:括弧中數(shù)值為對應(yīng)參數(shù)的t-統(tǒng)計量,“**”表示在1%水平下顯著。

4.服務(wù)貿(mào)易對經(jīng)濟增長影響的實證結(jié)果

4.1 面板協(xié)整方程

模型4檢驗服務(wù)業(yè)增長與服務(wù)貿(mào)易出口、服務(wù)貿(mào)易進口之間是否存在面板協(xié)整關(guān)系,通過β和γ的符號和顯著性來判斷服務(wù)貿(mào)易對于GDP總量的影響。然后分別用模型5和模型6來分別檢驗GDP增長與服務(wù)貿(mào)易出口,GDP增長與服務(wù)貿(mào)易出口的關(guān)系。各個模型的具體設(shè)定如下:

Model 4:

LNGDP璱t=α1+θ1+βLNEX璱t+γLNIM璱t+ε璱t(1)

Model 5:

LNGDP璱t=α1+θ1+βLNEX璱t+ε璱t(2)

Model 6:

LNGDP璱t=α1+θ1+γLNIM璱t+ε璱t(3)

其中i=1,2,……9;t= 1,2,……15

模型中α1為常數(shù)項,θ1為趨勢項,β度量了國際服務(wù)貿(mào)易出口總額對GDP總量的影響,γ度量了服務(wù)貿(mào)易進口總額對GDP總量的影響。

4.2 單位根檢驗結(jié)果

由表4可知,在水平序列情況下顯著接受對所有變量非平穩(wěn)原假設(shè);而在一階差分情況下則顯著拒絕所有變量非平穩(wěn)假設(shè)。因此,要采用面板協(xié)整分析方法來確定各變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

表4 面板單位根檢驗結(jié)果

檢驗方法變量水平值一階差分

檢驗統(tǒng)計量Prob.檢驗統(tǒng)計量Prob.

LPSLNEX3.448410.9997-7.094650.0000

LNIM3.186270.9993-6.240930.0000

LNGDP 2.87357 0.9980-4.960750.0000

ADF-FisherLNEX5.766370.990476.14690.0000

LNIM3.247560.999767.17840.0000

LNGDP 7.24715 0.968252.90590.0000

PP-FisherLNEX5.215040.994673.62680.0000

LNIM3.051560.999865.06580.0000

LNGDP 4.807480.996653.16220.0000

注:IPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種檢驗方法的零假設(shè)均為存在單位根。

4.3 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

結(jié)果顯示模型4、模型5和模型6分別以1%、5%和10%的水平顯著性(見表5),說明面板協(xié)整的原假設(shè)成立,說明國際服務(wù)貿(mào)易發(fā)展推動了經(jīng)濟增長,兩者存在著長期均衡關(guān)系,以下將對它們之間的長期關(guān)系作進一步的估計。

表5 面板協(xié)整檢驗結(jié)果

方法及統(tǒng)計量模型4模型5模型6

Pedroni檢驗

panel adf-statgroup adf-stat-1.937651*-2.357649**

-2.642657**-3.0795528**-3.679517 ***-3.647836***

Kao檢驗

ADF-4.040596***-4.029548***-3.052864**

注:“***”表示在1%水平下顯著,“**”表示在5%水平下顯著,“*”表示在10%水平下顯著。

4.4 面板協(xié)整方程的FMOLS和DOLS估計

表6 面板協(xié)整的FMOLS和DOLS估計

模型4模型5模型6

參數(shù)個體個體+時間個體個體+時間個體個體+時間

β璅M0.3738**(7.133)0.2238**(5.045)0.3471**(19.151)0.2211**(6.110)

γ璅M-0.0320(-0.633)-0.0588(-1.560)0.3417**(13.953)0.0772**(2.077)

R²璅M0.91280.96550.91920.96820.86160.9546

β璂OLS0.3562**(6.796)0.2151**(6.002)0.3384**(18.669)0.2009**(16.141)

γ璂OLS-0.0191(-0.378)-0.0261(-0.758)0.3280**(13.392)0.0736**(5.096)

R²璂OLS0.92300.96900.92190.96840.86520.9569

注:括弧中數(shù)值為對應(yīng)參數(shù)的t-統(tǒng)計量,“**”表示在1%水平下顯著。FMOLS估計結(jié)果顯示,模型4中β的估計值為正和γ的估計值為負,且γ估計值顯著性不足,說明國際服務(wù)貿(mào)易中服務(wù)貿(mào)易出口相比較而言對經(jīng)濟的增長具有更強的推動效應(yīng);由模型4和模型5中估計值結(jié)果都具有顯著性,說明國際服務(wù)貿(mào)易進出口對經(jīng)濟增長具有較強的正的個體效應(yīng)和時間效應(yīng),說明服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展對各個國家經(jīng)濟增長有較強的影響作用,并且長期來看服務(wù)貿(mào)易出口對經(jīng)濟增長推動作用更明顯。從DOLS估計結(jié)果看,模型4、模型5、模型6估計值結(jié)果與FMOLS估計結(jié)果基本相似,模型結(jié)果具有一致性。

5. 小結(jié)

利用OECD八個國家1980—2004年的服務(wù)貿(mào)易出口總額、服務(wù)貿(mào)易進口總額、服務(wù)業(yè)增加值和GDP總量的數(shù)據(jù),研究國際服務(wù)貿(mào)易對服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟增長的影響。首先,運用LPS、ADF-Fisher和PP-Fisher三種方法檢驗了數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,結(jié)果表明所有數(shù)據(jù)變量具有不平穩(wěn)性。再利用Pedroni和Kao提出的方法進行面板協(xié)整檢驗,證實了這八個國家服務(wù)貿(mào)易進口、服務(wù)貿(mào)易出口與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長之間存在長期的穩(wěn)定關(guān)系。FMOLS和DOLS協(xié)整估計結(jié)果比較分析表明,服務(wù)貿(mào)易出口和服務(wù)貿(mào)易進口對服務(wù)業(yè)和經(jīng)濟增長都具有促進作用,從長期來看,服務(wù)貿(mào)易進口對于服務(wù)業(yè)具有顯著的推動效應(yīng),而服務(wù)貿(mào)易出口對于經(jīng)濟增長具有更顯著的推動效應(yīng)。

運用面板協(xié)整技術(shù)研究OECD國家服務(wù)貿(mào)易與服務(wù)業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長的關(guān)系是一項新嘗試,本研究有存在不足的地方,如消除匯率和價格變動對面板數(shù)據(jù)的影響,從而提高數(shù)據(jù)質(zhì)量的問題,以及面板數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗與估計方法的技術(shù)也有待于改進。

參考文獻:

[1]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].中國人民大學(xué)出版社,2008.

[2]Deardorff Alan V., Special Section: the New International Trade Agenda and the WTO[J]. Review of International Economics 9(2):233, 2001.

[3]Kao C. and Chiang M ., On the estimation and Inference of a co-integrated regression in panel data[J]. Advances of Econometrics, 15:7-51, 2000.

[作者簡介]曾慧琴(1977—),女,廈門大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院經(jīng)濟研究所博士生,主要研究方向產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學(xué)。

[收稿日期]2009-04-21(責(zé)編:羅哲;校對:正融)