1、2023年技术创新与经济进展的关系 ：我国经济的快速增长与外商直接投资（FDI）和技术创新有着密不行分的联系。本文选用20232023年中国31个省份的面板数据，首先建立双向固定效应模型和面板分位数回归模型，探究外资的引入会对当地经济进展产生怎样的影响；然后建立中介效应模型，检验技术创新投入在FDI影响当地经济进展过程中的传导作用机制；最终建立交互效应模型，验证在考虑整个经济系统可能存在内生性的状况下，当地经济增长是否会对外资的引入产生反向影响。结果说明：当地吸引外资会显著改善其地区经济进展状况；技术创新投入具有确定的传导作用；外商投资规模和经济进展水平存在显著的交互影响。在上述背景下，系统把
2、握外商投资规模、技术创新和经济进展水平三者之间的关系具有重大的现实意义。 关键词：FDI；技术创新；经济进展；面板分位数回归；中介效应模型；面板联立方程模型 本文的争辩思路没有考虑FDI与技术创新、技术创新与经济进展之间的相互影响，在尽可能把握这两种影响下，重点争辩了FDI通过技术创新影响地区经济进展的传导机制和FDI与经济增长的交互影响。 1指标与数据来源 本文选用经济进展水平（EG）为被解释变量，外商直接投资规模（AFDI）为核心解释变量，技术创新投入（RD）为中介变量，政府支出（GOV）、信息化水平（INFO）、居民消费水平（ExP）、城镇化率（URB）、产业结构（IS）、对外贸易规模（
3、AFT）为把握变量。为了统一量纲，对总量型变量进行对数化处理，比照率型变量取其原始数据。本文所用数据主要来源于中国统计年鉴和中国科技统计年鉴。上述指标选取的方式经过整理见表1。 2计量模型的设定 2.1FDI推动我国经济进展的模型 要识别FDI对经济进展的影响需要处理两类问题：一是反向因果问题；二是其他与FDI无关的因素带来的影响。针对问题一，首先考察FDI是如何影响我国经济进展的，模型设定如下：0为常数项，ui代表一些不行观测的因素，t用来描述时间效应，i,t为随机误差项。为了将2023年的数据参加面板模型，增大样本量，同时反响出条件分布的全貌，对模型做如下转换：其中ui，t不随分位数变化而
4、变化，1()，2()随分位数条件变化而变化。针对问题二，我们使用固定效应模型来把握地区文化等与FDI无关的、不随时间发生变化的因素对我国经济进展造成的影响，这缓解了遗漏变量的干扰，进一步减弱了模型中的内生性。 2.2中介效应模型 为了检验FDI通过技术创新影响我国经济进展的传导机制，本文在模型（1）根底上，首先接受回归系数逐步检验法检验所设定的中介效应是否显著，再依据回归模型的系数估量值测度中介效应的大小，所涉及到的具体模型如下：其中，ln_RD作为中介变量用来反映技术创新水平，系数1，1，1，2是分析问题二的主要观看对象。假设技术创新的中介效应显著，必需同时满足上述模型中的系数1、1和2显著
5、不为0。 2.3交互效应模型 为了解决经济增长对FDI的反向影响引起的内生性问题，本文接受联立方程模型和三阶段最小二乘法来进行争辩。为了验证FDI与经济增长可能存在的双向内生关系，构建如下的经济增长方程（6）和外商投资规模方程（7），具体模型设定如下： 3实证结果分析 3.1FDI对我国经济进展的影响分析 本文接受双向固定效应模型来争辩FDI对经济进展的影响。结果觉察，在该模型中，实际利用外商投资额每提高一个百分点，我国实际人均GDP平均提高0.01个百分点。这说明在现阶段，我国应连续合理引入FDI，推动经济进展的进程。从把握变量来看，政府支出和城镇化率都通过显著性检验且对地区经济进展均有正向
6、影响。其他把握变量那么有显著的负向作用。由于我国经济进展极不平衡，接下来在上文根底上建立面板分位数回归模型进一步争辩在不同经济进展水平下，FDI对经济进展的影响状况。结果见表2。回归模型，通过观看核心解释变量的系数值可以觉察，在每个分位点下，FDI对不同经济进展水平的地区都具有显著的促进作用。并且随着分位数的增加，其回归系数呈现出先升后降最终缓慢上升的过程，也就是说，对于经济状况中等偏上（50%分位点到90%分位点）的地区而言，外商投资的引入对于经济进展水平（地区人均GDP）的促进作用有一个稳定上升的趋势，因此假设一个地区本身进展较好，那么引进外资带来的经济促进作用就越强；而对于经济状况中等偏
7、下的地区（10%分位点到50%分位点），实际利用外资额的增加对这局部地区两端的经济刺激作用要小于对其中间局部（30%分位点）的影响，看似最大受益者为30%分位点对应的样本，其标准误却最大，这说明对于该分位点的回归系数的估量较不精确。 3.2FDI推动经济增长的中介传导效应分析 本文依据所设定的模型，首先接受回归系数逐步检验法来初步考察技术创新投入在外商直接投资推动经济增长的过程中是否具有中介作用以及该作用的方向和大小。中介效应模型的回归结果显示，系数1，1，2均显著为正，说明技术创新投入的中介效应存在，且表现为一种正向传导作用，又由于1显著为正，该效应为局部中介效应。也就是说，引入外资不仅对地
8、区经济增长有直接影响，还通过增加技术创新投入间接促进了各地区的经济进展。依据中介效应的测度方法，总效应为1=0.0650，直接效应为1=0.0212，间接效应为12=0.0438。上述结论充分反映出各省在进展经济时借助对外投资和支持技术进步的重要性。3.3FDI与经济进展的交互效应分析本文接受三阶段最小二乘法来考察地区经济进展和外商投资规模之间可能存在的双向内生关系，并将OLS和2SLS的估量结果作为比照。估量结果显示，FDI的估量系数为正且在5%的统计水平上显著，这说明在考虑了经济系统内生性的状况下，各省份引入外商投资显著改善了当地的经济状况，实际利用外商投资额每增加1个百分点，当地的人均G
9、DP平均增加0.0199个百分点。与前两列的估量结果比照可知，假设不将外商直接投资和经济进展放在一个经济系统内部考虑，这种促进作用可能会被低估。由外商投资规模估量模型可知，经济进展水平的估量系数为正且均在1%的统计水平上显著，这说明当地经济增长可以显著的促进外商投资的增加，以3SLS法得到的估量系数为例，当地实际人均GDP每增加1个百分点，其实际利用外商投资额平均就会增加8.848个百分点。这也验证了外商投资规模和经济进展水平两者之间的反向因果关系。总体而言，上述结果在确定程度上揭示了外商投资与经济进展之间的内在规律，并指出了因投资扩大所形成的投入与消费将通过整个国民经济的产业链带动其他局部的
10、投入扩大,进而对整个国民经济进展形成倍加影响效应。反过来,伴随着国民经济进展,市场的对外开放力量也将渐渐增加,而外国投资规模也将实现突破性地扩大。 4结论与建议 本文利用2023-2023年我国31个省市的面板数据，通过建模分析得出以下结论：第一，FDI对经济进展水平不同的地区影响不同，具体表现为都具有显著的促进作用，但促进程度有所区分，地区进展的越好，那么引进外资带来的经济促进作用就越强；其次，引入外资不仅对地区经济增长有直接影响，还通过增加技术创新投入间接促进了各地区的经济进展；第三，外商投资规模和经济进展水平两者之间存在反向因果关系，引入外商投资可以改善当地的经济状况，当地经济增长可以显
11、著促进外商投资的增加。依据上述结论，结合我国当前的进展痛点，我们提出以下建议：首先加大招商引资力度，大力推动外商直接投资。其次政府应提高对创新的研发投入，促进创新力量提升。针对经济进展不同水平的地区制定不同侧重点的外资引进策略。最终，应当优化贸易结构，乐观拓展对外开放。实行多元化的外贸战略，寻求更多的贸易伙伴和加强多边贸易往来。 参考文献 （1）考沙尔,帕萨克.印度经济中经济增长、金融进展和贸易开放之间的因果关系（J）.国际经济展望杂志,2023,9(2):5-21. （2）李健,付军明,卫平.FDI溢出、人力资本门槛与区域创新力量基于中国省际面板数据的实证争辩（J）.贵州财经高校学报,202
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