计量经济学期末课程设计

南 京 审 计 学 院 2006 级 经济学 院

题目：我国服务贸易竞争力影响因素的实证分析_

学生姓名 ** 学号 **

专 业 经济学 班级 2班

2009年 6 月 12 日

我国服务贸易竞争力影响因素的实证分析

摘要：随着全球经济一体化的发展，国际服务贸易的发展更是突飞猛进，它已与国际货物贸易、技术贸易形成三足鼎立之势。随着我国改革开放的逐步深入，服务贸易也已成为我国国际贸易发展中的一个热点问题。本文首先阐述了一国服务贸易出口额可以表示一国服务贸易的国际竞争力；然后用数据证明了如下命题：现阶段，我国人力资本、外商直接投资通过改善资源禀赋质量而对提高我国服务贸易国际竞争力具有重要的影响，并且人力资本因素的影响最大。

关键词：服务贸易、竞争力、实证分析

一、文献综述

（一）服务贸易总协定中服务贸易的定义和范围

１、跨境提供，即从一国境内向另一国境内提供服务，这种服务无需人员、物资和资金流动，而是通过现代通讯、信息手段实现的。

２、境外消费，即一国的消费者或企业在另一国内接受服务。

３、商业存在，即一国的服务提供者如企业到另一国境内设立附属企业而在该国提供服务，一国的银行在另一国境内设立分支机构开展业务，一国的公司到另一国开办商店、饭店或建立包括合资、独资、合作在内的经济试题，这是服务贸易的主要形式。

４、自然人流动，即一国的服务提供者从本国到另一国境内的商业现场提供服务。

（二）国际服务贸易的发展趋势

1、发达国家在国际服务贸易中仍占主导地位

据统计，2004年全球国际服务贸易中位居前25名的国家和地区主要是发达国家。美国、英国、法国、意大利等国长期以来都是服务贸易的净出口国，其服务贸易出口额占国民生产总值的10%以上，其中，丹麦、奥地利、荷兰三国高达20%以上。美国是当今世界上最大的服务贸易国。

2、发展中国家在国际服务贸易中的地位呈上升趋势

进入21世纪后，发展中国家服务出口增长明显加快。在发展中国家中，亚洲（主要是东亚）服务贸易发展尤为迅速。亚洲的国际服务出口已经超过所有发展中国家和地区服务出口的一半。

3、新的服务业不断涌现

美国率先提出信息高速公路计划，以国际贸易、国际金融、生产管理信息化为主的信息产业发展迅速，不但欧洲、日本、美国等发达国家加入其中，而且中国、东南亚等一些发展中国家业逐渐参与信息产业，促进了国际服务贸易的进一步发展。

4、技术、知识密集化趋势日益明显

随着知识经济时代的到来，在过去的十多年中，许多新兴服务行业从制造业中分离出来，形成独立的服务经营行业，其中技术、信息等知识密集型服务行业发展最快。其他如金融、运输、贸易、管理咨询等服务行业，由于运用了先进的技术手段，也很快在全世界范围内扩大。

5、国际服务贸易壁垒更多、更高

服务贸易不存在关税问题，但却存在着非关税壁垒，主要是政府通过制定法律、规则、标准、制度等对外国服务提供者设置障碍；政府采购对本国服务优先考虑，政府对本国服务出口实行财政补贴、减免税等。

（三）我国服务贸易现状剖析

根据英国经济学家费希尔的三次产业理论，发达国家处于以服务业为主导的第三次产业阶段。因此拥有雄厚的知识、科技以及管理等方面的资源禀赋，不仅具有服务业方面的比较优势，更兼有此领域的竞争优势。相比之下，我国在国际服务贸易中所占的比重就低得多。随着我国改革开放步伐的加快，我国的服务贸易获得了长足进展，但国际竞争力并不强。

１、服务贸易出口结构层次尚低，国际市场占有份额亦很低

改革开放以来，我国的对外服务贸易不仅总体的规模水平有迅速的增加，其种类也日趋多样化。但真正起支撑作用的主要领域还仅仅局限于海运业、劳务输出等劳动密集型产业及旅游的“软件”建设方面，同发达国家相比也存在较大差距。我国的对外技术贸易近年来也得到了长足发展，技术引进工作不仅发展快，起经济效益也大有提高。但总体规模，尤其实技术出口与发达国家相比更是难望其项背。出口结构是否合理是影响国际竞争力的重要指标，当今世界发达的工业化国家和地区是服务贸易出口的主要国家，他们均在致力于改善国际服务贸易出口结构，主要表现在提高知识技术密集型服务的比重。

２、服务贸易专业化水平呈现下滑趋势

国际贸易专业化系数（TSC）是用来衡量一国国际贸易是否具有国家竞争优势的重要指标，系数越大越有优势。二十世纪中叶以来，发达国家和地区的贸易专业化系数一直保持上升趋势，服务贸易扩展的势头也越发强劲。而中国今年国际贸易专业化系数呈下降态势。

从以上分析来看，随着国际贸易竞争的加剧，在我国，沿用传统比较优势思路运行的服务贸易与发达国家的差距将会日趋增大，这有力地证明了比较优势并不等同于竞争优势，尤其在服务贸易中，拥有比较优势并不一定就能获得比较利益。

（四）服务贸易竞争力的衡量指标

关于国际竞争力的评价指标，理论上有两种观点，一种是认为只有人均GDP才能真实地反映本国居民的生活水平，可以作为衡量国际竞争力的指标；另一种则认为出口业绩本身也能说明一国（产业）的国际竞争力，并且有经验研究表明，GDP或人均GDP与出口份额增长率之间存在着很强的正相关关系，这一研究结果说明，用出口数据对国家（产业）国际竞争力进行分析与用人均GDP进行分析所得的结果是比较一致的。

从产业的角度看，产品的出口额是国外收入、出口产品与其竞争性产品的相对价格以及替代品的相对价格的函数。我们假设出口服务产品的替代品的相对价格和国外收入保持不变，那么根据需求规律，出口额则是出口产品与其竞争性产品的相对价格的单调递减函数。根据市场竞争理论，本国服务出口产品的价格是由成本（C）和利润加成比率（U）决定的，产品的成本（C）主要由劳动投入成本（w）和资本投入成本（r）构成，利润加成比率（U）主要由市场需求弹性（e）、企业的声誉等无形资产的贴现值（t）和市场竞争结构（n）决定,因此，国内价格的函数表达式为：P=C（w,r）*{1+U（e,t，n）}

因此，一国的服务出口额能够综合地反映本国服务产业的竞争力，包括劳动成本竞争力、资本成本竞争力以及本国的市场集中程度、企业成熟程度和国内需求状况等，这也是国内外学者普遍采用出口数据分析产业包括服务业国际竞争力的主要原因，本文用我国服务贸易出口额表示服务贸易国际竞争力。

二、模型的建立

表1 服务贸易竞争力模型的时间序列表

年份

EX

LAB

CIT

FDI

EMP

1982

25.87

450

20.8

5.9

6090

1983

25.75

505

21.62

9.16

6606

1984

28.97

611

23.01

14.19

7739

1985

31.45

682

23.71

19.56

8359

1986

40.26

742

24.52

22.44

8811

1987

44.37

815

25.32

23.14

9395

1988

48.58

888

25.81

31.94

9933

1989

46.03

832

26.21

33.93

10129

1990

58.54

1133

26.41

34.87

11979

1991

69.78

1237

26.94

43.66

12378

1992

92.49

1378

27.46

110.1

13098

1993

108.98

1565

27.99

275.2

14163

1994

163.66

1797

28.51

337.6

15515

1995

191.3

2044

29.04

375.2

16880

1996

206

2266

30.42

417.3

17927

1997

245.83

2427

31.91

452.6

18432

1998

240.6

2584

33.35

454.6

18860

1999

237.8

2733

34.78

403.2

19205

2000

304.3

2926

36.22

407.2

19823

2001

333.35

3093

37.66

468.8

20228

2002

397.45

3336

39.09

527.4

21090

2003

446.36

3627

40.53

535

21809

注：服务贸易出口额(EX)和外商直接投资（FDI）的单位是：亿美元；第三产业就业人数（EMP）及中专以上学历的第三产业就业人数（LAB）的单位是：万人；城镇总人口的比重（CIT）的单位是：%

资料来源：服务贸易出口额(EX)和外商直接投资（FDI）的数据来源于历年《中国对外经济贸易年鉴》；第三产业就业人数（EMP）及城镇总人口的比重（CIT）的数据来源于历年《中国统计年鉴》；中专以上学历的第三产业就业人数（LAB）的数据来源于历年《人口普查统计年鉴》

（一）模型初步提出

为了具体分析各要素对提高我国服务业和服务贸易的国际竞争力的影响大小，我们选取拥有高中和中专以上学历的第三产业就业人数代表人力资本变量（lab）；外商直接投资（FDI）以实际流入的外资额为准；城镇人口占总人口的比重代表城市化水平（cit）;第三产业就业人数等若干指标进行回归分析。

采用的对数模型如下：

log(EX)= β1+β2log(lab)+β3log(cit)+β4log(fdi)+ β5log(emp)+ui

其中，EX代表服务贸易出口额，fdi代表外商直接投资，lab代表人力资本，cit代表城市化水平，emp代表第三产业就业人数，ui代表随机扰动项.

我们通过对该模型的回归分析，得出各个变量与我国服务贸易出口的变动关系。

（二）模型的拟合检验用Eviews计量经济学分析软件

我们可以得到如下回归分析结果：

Dependent Variable: LOG(EX)

Method: Least Squares

Date: 06/16/05 Time: 14:15

Sample: 1982 2003

Included observations: 22

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

8.852751

3.728123

2.374586

0.0296

LOG(LAB)

2.643541

0.526470

5.021259

0.0001

LOG(CIT)

-0.033420

0.596406

-0.056035

0.9560

LOG(FDI)

0.157704

0.075084

2.100373

0.0509

LOG(EMP)

-2.534114

0.646531

-3.919554

0.0011

R-squared

0.992946

Mean dependent var

4.627366

Adjusted R-squared

0.991286

S.D. dependent var

0.973901

S.E. of regression

0.090914

Akaike info criterion

-1.761097

Sum squared resid

0.140510

Schwarz criterion

-1.513133

Log likelihood

24.37207

F-statistic

598.2138

Durbin-Watson stat

1.684889

Prob(F-statistic)

0.000000

1、多重共线性检验

LOG(LAB)

LOG(CIT)

LOG(FDI)

LOG(EMP)

LOG(LAB)

1.000000

0.968163

0.373832

0.696026

LOG(CIT)

0.968163

1.000000

0.404923

0.652995

LOG(FDI)

0.373832

0.404923

1.000000

0.778158

LOG(EMP)

0.696026

0.652995

0.778158

1.000000

（1）根据多重共线性检验，解释变量之间存在着线性相关。LOG(CIT)即城市化水平变量的参数t并不显著，LOG(EMP)即第三产业就业人数变量系数的符号与经济意义相悖，应予以剔除。表明模型中确实存在多重共线性。

（2）修正：

剔除LOG(CIT)即城市化水平后的模型为：

Dependent Variable: LOG(EX)

Method: Least Squares

Date: 06/10/05 Time: 12:48

Sample: 1982 2003

Included observations: 22

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

8.773801

3.354697

2.615378

0.0175

LOG(LAB)

2.620883

0.327679

7.998317

0.0000

LOG(FDI)

0.160165

0.059195

2.705706

0.0145

LOG(EMP)

-2.521466

0.588837

-4.282113

0.0004

R-squared

0.992944

Mean dependent var

4.627366

Adjusted R-squared

0.991768

S.D. dependent var

0.973901

S.E. of regression

0.088360

Akaike info criterion

-1.851822

Sum squared resid

0.140536

Schwarz criterion

-1.653450

Log likelihood

24.37004

F-statistic

844.3801

Durbin-Watson stat

1.676611

Prob(F-statistic)

0.000000

剔除LOG(EMP)即第三产业就业人数后的模型为：

Dependent Variable: LOG(EX)

Method: Least Squares

Date: 06/10/05 Time: 13:37

Sample: 1982 2003

Included observations: 22

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-5.283209

0.955804

-5.527504

0.0000

LOG(LAB)

3.329882

0.177527

8.491163

0.0000

LOG(FDI)

1.057523

0.074850

3.768506

0.4516

R-squared

0.995757

Mean dependent var

4.627366

Adjusted R-squared

0.994257

S.D. dependent var

0.973901

S.E. of regression

0.122195

Akaike info criterion

-1.240280

Sum squared resid

0.283699

Schwarz criterion

-1.091502

Log likelihood

16.64308

F-statistic

857.4834

Durbin-Watson stat

0.812832

Prob(F-statistic)

0.000000

回归方程为：

log(EX)= -5.2832+3.3299log(lab)+ 1.0575log(fdi) +ui

(-5.5275) (8.4912) (3.7685)

R2=0.9958 Adjusted R-squared =0.9943 F=857.4834

2、相关性检验

从估计的结果可以看出，模型拟合较好，可决系数R²=0.9958，表明模型在整体上拟合比较好。

３、显著性检验：

（１）对于ß2，t统计量为8.9412。给定α=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=19下，得临界值t0.025(19)=2.093因为t＞t0.025(19)，所以拒绝原假设H0: ß2=0，表明人力资本变量（lab）对服务贸易出口额有显著性影响；

（２）对于ß4，t统计量为3.7685。给定α=0.05，查t分布表，在自由度为n-3=19下，得临界值t0.025(19)= 2.093因为t＞t0.025(19)，所以拒绝原假设H0: ß4=0，表明 外商直接投资（FDI）对服务贸易出口额有显著性影响。

（３）对于F=857.4834＞F(2,19)=3.5219(显著性水平为0.05)，表明模型从整体上看服务贸易出口额与各解释变量之间线性关系显著。

４、异方差检验

利用ARCH检验，得如下结果：

ARCH Test:

F-statistic

0.277101

Probability

0.841029

Obs*R-squared

0.997690

Probability

0.801811

Test Equation:

Dependent Variable: RESID^2

Method: Least Squares

Date: 06/10/05 Time: 13:53

Sample(adjusted): 1985 2003

Included observations: 19 after adjusting endpoints

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

0.007255

0.004081

1.777908

0.0957

RESID^2(-1)

0.206805

0.257124

0.804300

0.4338

RESID^2(-2)

-0.101493

0.258822

-0.392135

0.7005

RESID^2(-3)

0.065583

0.123008

0.533161

0.6017

R-squared

0.052510

Mean dependent var

0.008984

Adjusted R-squared

-0.136988

S.D. dependent var

0.010625

S.E. of regression

0.011329

Akaike info criterion

-5.938237

Sum squared resid

0.001925

Schwarz criterion

-5.739407

Log likelihood

60.41325

F-statistic

0.277101

Durbin-Watson stat

1.876180

Prob(F-statistic)

0.841029

由上表，Obs*R-squared=0.9977 而查表，给定α=0.95 自由度P=3，得临界值0.3518；给定α=0.05自由度P=3,得临界值7.8147；所以0.3518＜0.9977＜7.8147，所以接受原假设，模型随机误差项不存在异方差。

５、序列相关检验

（１）DW=0.8128,给定显著性水平α=0.05,查Durbin—Watson 表，n=22,k=2,得下限临界值dl=0.914 du=1.284 因为 DW统计量为0.8128＜ dl=0.914。根据判断区域知，这时随机误差项存在正的自相关。

（２）修正：

用Cochrane—Orcutt迭代法对模型进行修正，得到如下结果：

Dependent Variable: LOG(EX)

Method: Least Squares

Date: 06/10/05 Time: 14:23

Sample(adjusted): 1983 2003

Included observations: 21 after adjusting endpoints

Convergence achieved after 5 iterations

Variable

Coefficient

Std. Error

t-Statistic

Prob.

C

-5.359517

0.830958

-6.449809

0.0000

LOG(LAB)

1.302371

0.151294

8.608185

0.0000

LOG(FDI)

0.110210

0.066344

1.661182

0.1150

AR(1)

0.428323

0.160488

2.668871

0.0162

R-squared

0.993659

Mean dependent var

4.692808

Adjusted R-squared

0.992540

S.D. dependent var

0.947089

S.E. of regression

0.081803

Akaike info criterion

-1.999358

Sum squared resid

0.113760

Schwarz criterion

-1.800402

Log likelihood

24.99326

F-statistic

887.9484

Durbin-Watson stat

2.249596

Prob(F-statistic)

0.000000

Inverted AR Roots

.43

经过修正，du=1.407＜DW=2.2496＜4-du=2.593，所以拒绝原假设，认为该模型与上述DW=0.8128,相比有了明显好转。

６、因果关系检验

Pairwise Granger Causality Tests

Date: 06/16/05 Time: 14:18

Sample: 1982 2003

Lags: 2

Null Hypothesis:

Obs

F-Statistic

Probability

LAB does not Granger Cause EX

20

6.90392

0.02594

EX does not Granger Cause LAB

0.44187

0.95093

由该检验结果表明，在α=0.05的水平下，F(2,19)=3.5219，而F１=6.9039＞ F(2,19)=3.5219，所以拒绝原假设，认为人力资本（LAB）变量对服务贸易出口额（EX）有显著性影响；F２=0.4419＜ F(2,19)=3.5219,所以接受原假设，认为服务贸易出口额（EX）不会影响人力资本（LAB）变量。

三、各因素对我国服务贸易竞争力影响分析

由以上回归数据以及相关检验，我们得出了各个变量与我国服务贸易出口的变动关系。结论是：现阶段，人力资本因素对服务贸易出口的影响要大于外商直接投资因素，外商直接投资因素对服务贸易出口的影响要大于城市化水平。 这些因素均通过改善资源禀赋质量而对提高我国服务贸易国际竞争力具有重要的影响。

1、国际服务贸易格局与各国的比较优势密切相关

基本上各国基于要素禀赋的比较优势来决定其服务贸易的流向和竞争能力，只是现在服务业尤其是生产者服务业的专业知识、技术和资本的密集型特点更加显著，因此对生产要素的理解和认识也要更加开阔，人力资本和附带专业技术管理的高级资本的影响也更大。

2、外商直接投资的不断增加也可以改善我国资本质量不高和知识、管理要素匮乏的现状，有利于外资企业提高我国服务产品供给水平和出口能力以及增加就业等方面的贡献，更长远和更根本的方面还在于外资企业通过示范、人员培训和产业前后向关联等途径实现的“技术外溢”效应，从而可以带动提高我国服务企业的技术水平和管理手段，从根本上提高我国服务业和服务贸易的国际竞争力。

3、城市化也会为现代服务业和服务贸易的发展提供需求空间和基础环境，从而有效地改善我国原有资源禀赋的质量和规模。对于服务业尤其对现代资本、专业技术密集型的生产者服务业而言，城市化的规模积聚效应对服务业的发展壮大更是至关重要。

四、政策建议

以下就如何推动促进人力资本的积累、外商直接投资的有效吸收和利用提出相应的政策建议，以进一步提高我国服务业以及国际贸易的国际竞争力。

１、加强制度供给，促进人力资本积累

（１）逐步建立多元化的人力资本投资机制

由于人力资本具有很强的正外部性，因此在理论上，政府对人力资本投资是必须的，也是必要的，这有利于提高国民的整体素质和经济发展的潜力。但这并不意味着政府需要包办所有的人力资本投资。在外部性并不明显或者通过制度设计可以使得外部收益内部化的情况下，人力资本投资必须实现一定程度的社会化、多元化，这是因为人力资本投资和实物资本投资有着明显的差异，即人力资本的投资对象的主观意识对于投资效益的高低具有不同文化基础和意志品质的对象时，得到的效果可能相差很大。另外在市场经济条件下，非义务教育的成本与收益密切相关，外部性比较小。因此，有必要通过引入个人和企业等社会投资方式，调动各方面尤其是人力资本投资对象的积极性，以有效地提高投资效益。　

（２）建立人才自由流动的人力资本市场

长期以来，我国的收入分配政策造成了人力资本的价格与人力资本的真实价值以及人力资本的投资收益与投资成本的双重背离，这不仅有利于人力资本投资，客观上也造成了大量人力资本的外流。据有关数据表明，我国学成归国的留学人员占从出国留学人员的比例一直很低，且在近几年呈现逐年降低的趋势，由于留学人员对于国外服务行业尤其是资本和技术密集型的生产者服务业的理解比较深入，因此，出国留学人员对于我国服务业的加快发展至关重要。价格扭曲所导致的不利后果迫切需要我们打破城乡、地区、行业等方面的限制，建立全国统一的人力资本市场。发展人力资本市场的关键是建立人力资本供给与需求关系的市场调节机制、合理的人力资本价格、通畅的人力资本流通渠道、促进人力资本效能充分发挥的经济和社会条件以及加强人力资本市场与人力资本投资市场的内在联系。

２、提高外资利用率，优化资源禀赋质量

由于外资尤其是来自发达国家的跨国公司往往拥有比国内同类企业更加先进的技术和管理运营方法，其对我国服务业内各行业领域的投资必将改善该行业的产业供给水平和能力。但同时也应看到外资的行业分布是不均衡的，这是受我国外资进入政策限制的结果。对金融保险、文化体育和卫生等敏感和涉及公民社会福利的领域，我国是一直限制外商进行投资的。如今我国已经成功地加入WTO，现存的大部分限制措施正逐步取消，这种不平衡、不协调的状况也会随之改变。

有效利用外资首先要打破垄断，创造良性的市场竞争环境，只有使外资在我国服务业的市场竞争中切实感受到巨大的市场潜力，他们才会投入最先进的技术、采取各种手段来保持市场竞争地位，而这一过程恰好可以促进技术溢出的最大化。其次，加强国内企业学习和吸收的能力，对于单个企业来说，可以加强与大学研究机构的合作、培养人才，通过技术交易，引进所需的技术知识，国内企业之间可以建立技术联盟，进行技术成果互换等；对政府而言，应为上述措施提供政策和金融支持，并且加大基础教育投入，跨过技术外溢所要求的人力资本的最低门槛。

参考文献:

[1]刘学敏.中国二元经济结构转化的特征极其趋势[M].社会科学文献出版社,2002

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计量经济学上机作业学院：财政税务学院班级：财政学一班学号：***姓名：***影响我国城镇居民消费支出的相关因素分析一、引言随着我国经济的快速增长，人们的收入状况有了很大改善，消费支出也随之上升。但由于近两年来的…

计量经济学课程论文能源消费与工业经济增长之间的关系研究摘要能源是国家经济的命脉也是一国经济发展的重要物质基础我国作为世界上经济增长最快的国家对于能源的消费也是非比寻常的在我国的经济增长中对于能源的消耗占主要地位...

一文献综述一经济增长理论经济增长是指一个国家生产商品和劳务能力的扩大在实际核算中常以一国生产的商品和劳务总量的增加来表示即以国民生产总值和国内生产总值的GDP的增长来计算经济增长是经济学研究的永恒主题古典经济增...

《我国财政收入影响因素分析》班级：09财政1班姓名：学号：指导教师：完成时间：20年12月4日摘要：对我国财政收入影响因素进行了定量分析，建立了数学模型，并提出了提高我国财政收入质量的政策建议。关键词：财政收入…

计量经济学论文范文摘要计量经济学在经济学科中占据重要的地位计量经济学方法为现代西方经济学的科学化作出了突出贡献随着自然科学的发展和人们对经济系统复杂性认识的深入现代计量经济学内容和方法也在不断地发展我们介绍计量...

研究生课程论文题目：旅游消费的影响因素分析学院统计学院＿专业统计学班级统计0701课程名称计量经济学（课程设计）学号学生姓名指导教师***成绩二○**年七月我国旅游消费影响因素的计量经济分析摘要：本文利用计量经…

经济学方法论课程论文评阅表教师签名1目录1摘要12关键词13文献综述1一经济增长理论1二影响因素的分析14数据收集与模型的建立2一数据收集2二模型设计25模型估计和检验2一模型初始估计3二多重共线性检验4三异方...

浙江财经大学东方学院学年论文论文题目中国经济增长影响因素实证分析学生姓名分院班级金永乐指导教师张锐信息分院专业名称统计学12统计1班学号1220xx014120xx年5月20日1中国经济增长影响因素实证分析摘要...

计量经济学课程论文产业结构对我国经济增长影响的实证分析学号：**学院：商学院班级：财务管理0802班姓名：**摘要：经济发展是以经济增长为前提的，而经济增长与产业结构变动又有着密不可分的关系。本文采用1981年…

计量经济学期末课程论文实验名称姓名学号班级指导教师时间二一一年十二月要求按照以下顺序进行一经济理论背景二指标选取和数据搜集要求附数据表三实验过程1先作包括全体解释变量的回归模型对回归结果进行分析并检验可能存在的...

钟经樊计量经济学论文的写作方法基于实证研究的视角20xx0905225844标签计量经济学论文写作钟经樊钟经樊计量经济学论文的写作方法基于实证研究的视角计量经济学论文的写作方法基于实证研究的视角钟经樊台湾中央研...

计量经济学论文的写作方法作者王俊星计量经济学论文的写作方法基于实证研究的视角钟经樊台湾中央研究院经济研究所学习计量经济学的最后目的是为进行实证研究但对初学计量经济学的人而言要写一篇有实证研究的报告或论文时常有不...

计量经济学论文（31篇）