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〔摘要〕 近年来，我国出口贸易额增长飞速，但出口产品多为附加值低的初级产品。由于出口产品的国际贸易摩擦增多，中国开始重视技术创新在出口中的作用，以此提升出口产品的竞争力。高技术产业是一国技术创新的代表产业，而电子及通信设备产品的出口额一直占据着高技术产品出口额的半壁江山。文章选取2001年至2010年中国东中西部地区电子及通信设备产品R&D资金投入强度、R&D人员投入强度和拥有专利数作为技术创新的衡量因素，利用面板数据实证研究其对出口的影响，并对结果进行分析。
〔关键词〕 面板数据；技术创新；电子及通信设备产品
〔中图分类号〕F76 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1008-2689（2014）01-0095-07
一、引言及文献综述
在科技迅猛发展的今天，国家之间的竞争越来越多的表现为科学技术和知识水平的竞争，技术创新能力的高低决定了一个行业在全球经济化浪潮中的生存状态。我国早在20世纪90年代就提出了科教兴国的伟大战略，国家对技术创新的重视，带动了高技术产品贸易的迅速发展。2010年全年高技术产品出口额为4924亿美元，较上年增长30.64%，其中，电子及通信设备产品出口交货值为19588.53亿元，占高技术产品总出口交货值的52.93%，占据了半壁江山。
国内外学者多认为技术创新是影响出口的一个重要因素，并进行了相关研究。Robert和Myles通过选取1990到1997年间西班牙制造企业的发明和专利申请数量，运用面板数据来检验其与出口的关系，证实了出口与发明的相关性[1]。William 和Emmanuel运用跨国回归分析发现，创新活动对一国出口额有积极的正相关关系，并提出要积极推动创新拉动出口[2]。
高技术产品属于技术密集型产品，其与技术创新的关系更为紧密。关于技术创新对高技术产品出口的影响，也有许多学者展开了研究。一方面是研究单个技术创新的指标--R&D投入与高技术产品的出口关系。郭友群，郑承娟运用协整和误差修正模型，发现我国R&D投入与高新技术产品出口呈正相关，说明R&D投入对我国高新技术产品出口有促进作用[3]。涂远芬、许统生运用协整模型及方差分解的计量方法，分析R&D投入强度和技术引进强度对我国高新技术产品出口的影响作用错误！未找到引用源。[4]杨波以各国R&D投入作为技术创新的代表，运用面板数据分析中、美、德、日、英、法、加拿大六国R&D投入对出口的影响，结果表明中国的技术创新活动对出口增长的促进作用明显比发达国家小[5]。另一方面，学者们采用多个技术创新指标研究其对高技术产品出口的影响。魏龙通过研究发现，R&D 投入强度和科技活动人员因素对高技术产品出口有一定的影响，但不显著。人均拥有专利申请数对高技术产品出口的影响较为显著[6]。沈亚军、王宁以R&D强度、专利申请数和以R&D人员占行业从业人员比重为解释变量，分析技术创新对我国高新技术产品出口竞争力的影响，认为技术创新对我国高技术产业的发展及产品出口起到了明显的促进作用[7]。陈健、陈昭利用2002-2004年我国32个省份的面板数据进行分析，结果表明R&D经费支出对我国高技术产品出口有显著正影响，其他因素如专利申请量、科技活动人员数量等因素对出口的影响不显著，东部与中西部在相关影响因素的方面也显示了显著的差异性[8]。
学术界对我国电子及通信设备产品出口方面的研究较少，仅有少量研究电子及通信设备制造业国际竞争力的文献。因此，本文的研究将是一个极为有益的探索。考虑到东中西部技术创新实力的差距，本文将以东中西部的面板数据为基础，探讨技术创新对我国电子及通信设备出口的影响分析，为政策制定提供有力的支持。
二、我国电子及通信设备产品出口与
技术创新现状
（一）电子及通信设备产品出口现状
2001年至2010年，我国电子及通信设备产品出口交货值除2009年受金融危机的影响略有下滑外，其他年份一直保持着良好的增长态势，年均增长率为24.81%，高于高技术产品出口交货值年均增长率20.46%约4个百分点。2009年，受金融危机的影响，电子及通信设备产品的出口交货值首次同比出现负增长，为12333.01亿元，同期增长率为-4.9%。但是在国家对高技术产业的大力扶持下，内需拉动政策和外需市场回暖的共同作用使得2010年我国电子及通信设备制造业的出口交货值创出新高，达到15248.64亿元，占高技术产品出口交货总值的52.78%，对于推动高技术产业的整体复苏起到积极的作用。
根据图1可知，我国电子及通信设备产品的出口交货值占高技术产品总出口交货值的比例走势稳定，除2003年为48.38%，2004年为47.67 %，2005年为49.54%外，其他年份都在50%以上，肯定了电子及通信设备制造业在高技术产业中的支柱地位。因此，从某种程度上来说，电子及通信设备的发展情况带动着我国高技术产品出口的总体发展步伐。
从地区分布①来看，我国东部地区是电子及通信设备产品出口的主要区域，在出口交货值上一直占据主导地位，年均出口交货值占全部地区出口交货值的比例都在95%以上，且年均增速为26.81%。近年来，国家积极推进的西部大开发政策在我国电子及通信设备产品的出口上也取得了卓越的成效，西部地区虽然在电子及通信设备产品的出口中所占份额很小，出口发展却是最快的，年均增长率达到55.2%，相比之下，中部地区则表现平平，出口份额所占比与西部地区相差无几，但是出口交货值的年均增长率却没有西部的高，为32.03%。
（二）电子及通信设备产业的技术创新现状
1. R&D资金投入强度
2001年至2010年间，在电子及通信设备行业的R&D资金投入强度方面，西部地区的波动最大，于2004年达到了历史最高水平3.78%，高于行业总体水平2.5个百分点，随后便在震荡中下滑，2010年，这一比例只有1.29%，低于行业总体水平1.62%。中部地区只在2004年和2009年的R&D资金投入强度高于行业总体水平，其他年份均低于后者，说明在电子及通信设备产品的R&D资金投入方面，中部地区的重视远远不够，导致研发资金投入比例过低。东部地区的表现则较为稳定，与行业总体水平的发展趋势基本重合。究其原因，东部地区无论是R&D资金内部支出还是工业总产值，均占总和的九成左右，其在数量上的绝对优势决定了其几乎代表了总体水平。虽然东中西部R&D资金投入强度差距不大，甚至在某些年份，西部地区还稍占优势，但是中西部绝对数值占总量不到10%，二者对于我国电子及通信产品R&D资金投入强度的影响不大，且作用也不明显。 2. R&D人员投入强度
2001年至2010年间，我国电子及通信设备制造业的R&D人员投入数量年均超过11万人，其中82%集中在经济发达的东部地区，12%的研发人员在西部地区工作，而中部地区的研发人员仅占6%。R&D人员投入强度同R&D资金投入强度的情况相同，西部地区依然处于领跑地位，高出全部地区总体水平1-4个百分点。中部地区除2007，2008和2010年的比例略低于地区总水平外，其他年份均高于后者，2005年甚至超过了西部地区，跃居年度地区榜首。相比之下，东部地区虽然是R&D人员投入数量的绝对主力，但在人员投入强度上却连年低于地区总水平。经过统计，东部地区的科研人员数量约占科研人员总数的80%，但其科研人员数量却仅占行业从业人员总数的10%。从业人员数多，科研人员数相对不足，显示出东部地区没有完全发挥出人才在技术创新中的促进作用。
3. 拥有的发明专利数
在专利指标上，东部地区依然是强有力的技术创新领跑者，拥有发明专利数占发明专利总数的90%。2001年东部地区拥有发明专利数仅为742件，到了2010年，这一数值就达到31940件，9年间增长42倍，年均增速58.69%。中部地区则是发展最快的地区，拥有发明专利数的年均增速高达80.66%，西部地区的表现则呈现先扬后抑的趋势，尤其是近两年，无论是绝对数量，还是年均增速（38.53%），都相对较弱。
三、模型构建和结果分析
面板数据是具有三维（时期、截面、变量）信息的数据结构，也称平行数据，经常被用来处理时间序列和横截面两者相结合的数据。经典线性计量经济学模型在分析时只利用了面板数据中的某些二维数据信息，例如使用若干经济指标的时间序列建模或利用横截面数据建模。然而在实际经济分析中，这种只利用二维信息的模型很多时候不能满足人们分析问题的需要。利用面板数据模型可以构造和检验比以往单独使用横截面数据或时间序列数据更为真实的行为方程，可以进行更加深入的分析。正是基于实际经济分析的需要作为非经典计量经济学问题，面板数据模型已经成为近年来计量经济学理论方法的重要发展之一[9]。
（一） 模型设定
模型设定方面，本文借鉴柯布道格拉斯生产函数：
Y = BK？茁 L？酌 A？兹，B > 0，？茁 ？叟 0，？酌 ？叟 0
在此基础上，用R&D资金投入强度（RDF）替代K，R&D人员投入强度（RDP）替代L，专利授权数（PAT）替代A，出口交货值（EXP）替代Y，对数据进行处理，两边取对数，得：
Log（EXP） = ？琢 + ？茁 log（RDF） + ？酌 log（RDP）
+ ？兹 log（PAT）
（二）面板模型选择
面板数据模型主要有三种：
1.无个体影响的不变系数模型
yi = ？琢 + xi ？茁 + ？滋i i=1，2，...，N
这种模型假设在截面成员上既无个体影响也没有结构变化，即与均相同。
2. 变截距模型
yi = ？琢i + xi ？茁 + ？滋i i=1， 2， … ， N
这种模型假设在截面成员上存在个体影响而无结构变化，即不同而均相同。
3. 变系数模型
yi = ？琢i + xi ？茁i + ？滋i i=1， 2， … ， N
这种模型假设在截面成员上既存在个体影响也存在结构变化，即？琢与？茁均不同。
在对面板数据模型进行估计时，使用的样本数据包含了时期、截面、变量3个方向上的信息，如果模型设定形式不正确，估计结果将于所要模拟的经济现实偏离甚远。因此，建立面板数据第一步便是利用协方差分析检验模型形式设定。
基本思路是，设定两个假设：
H1 ∶？茁1 = ？茁2 = …= ？茁n
H2 ∶ ？琢■= ？琢■ = … = ？琢■ ？茁■= ？茁■ = … = ？茁■
如果接受假设H2，则认为样本数据为不变系数模型；如果拒绝假设H2，则需检验，H1如果接受H1，则为变截距模型，如果拒绝H1，则为变系数模型。
在H2下检验统计量F2服从相应自由度下的F分布，即
F■ = ■～
F [ （N-1）（k + 1），N （T - k - 1]
若F■的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H2，继续检验H1，反之即认为数据符合不变系数模型。
在H1下检验统计量F■也服从相应自由度下的F分布，即
F■ = ■～
F [ （N-1）k ，N （T - k - 1]
若F■的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H1，为变系数模型；否则为变截距模型。
（三）计量运算结果
经过计算，在95%的置信度下，
F■ = 25.62> F （8，18） = 2.51F■ = 0.85 < F （6，18） = 2.66，因此模型采用固定效应的变截距模型。
模型形式为：
EXPit = ？琢 + ？琢*i + ？茁 RDFit + ？棕RDPit + ？兹PATit +？滋it
i = 1，2，3，t = 1，2，…，10
式中，？琢为3个地区技术创新对于出口的平均影响程度，？琢*i为i地区自己的影响程度对于平均影响程度的偏离，用来反映地区间的影响差异。经过EVIEWS软件的运算，结果如表3所示。
整体的结果：
E■Pit = 2.7393 + ？琢*i + 0.8219RDFit +0.1999RDPit + 0.5462PATit 东部地区的结果：
E■P = 2.7393 + 1.8054 - 0.8219RDF +0.1999RDP + 0.5462PAT
中部地区的结果：
E■P = 2.7393 - 1.1071 - 0.8219RDF +0.1999RDP + 0.5462PAT
西部地区的结果：
E■P = 2.7393 - 0.6983 - 0.8219RDF +0.1999RDP + 0.5462PAT
从估计结果可以看出，对于东中西部地区来说，虽然它们的技术创新（R&D资金投入强度，R&D人员投入强度和专利数）对于电子及通信设备产品出口的影响系数都相同，但是2001年至2010年间，不同地区的自发影响作用存在着显著的差异，其中，东部地区的影响作用最大，西部地区居中，中部地区的技术创新对于出口的影响作用则最小。
四、结论分析
本文主要探讨我国东中西部地区电子及通信设备产品的技术创新对出口的影响。由以上分析及模型结果得出如下结论：
（一）从全国的层面来看，我国电子及通信设备产品的技术创新中只有R&D资金投入强度和出口之间是显著的负相关关系。经过分析，本文认为技术创新是一个持续性的过程，研发资金的投入从基础设施和研发设备的采购开始，到设备的调试及生产的磨合前进，再到生产出符合标准的产品并出口，是一个缓慢的过程，当期的资金不会立即对当期的出口起到显著促进作用，且当期研发资金的大量投入会挤压部分原材料成本，所以对于出口呈现出一种负相关的关系。
（二）R&D人员投入强度和专利数对于出口则具有显著的促进作用，且专利数对于电子及通信设备产品出口的影响作用更大一些。在加入时期个体恒量后，R&D人员投入强度和专利对于出口的影响系数分别为0.1999和0.5462，意味着当R&D人员投入强度和专利数每提高一个百分点，产品出口会分别提高0.1999和0.5462个百分点。进一步分析，专利是技术创新中最核心的因素，且本文选取的被解释变量之一是发明专利的拥有数量，与专利的申请量不同，发明专利的拥有数量表示该专利作为知识产权的成果，技术创新的代表，已经获得了国家的认可，并且可以立即投入生产，从而提高产品的竞争力，为企业带来效益，所以对于出口有“立竿见影”的效果，这种正效果在各个地域上都是适用的。在制造电子及通信设备产品的企业中，特别是东部地区沿海城市，有不少是世界500强在我国设立的分公司或者加工工厂，比如IBM，三星公司等，这些公司掌握着世界最先进的电子技术，其近10年来在我国得到的专利数带动了该地区出口的增加和经济的发展，也验证了本实证分析的合理性。
（三）从地域角度出发，在电子及通信设备产品技术创新对于出口的响应强弱方面，按照东、西、中部地区的顺序依次递减。依托北京、上海、广东等大型研发中心和沿海城市，东部地区技术创新对于出口的影响作用最强；西部地区得益于国家的重视和近年来西部大开发的成效，技术创新也取得了一定的进展；而中部城市外商投资和研发投入相对不足，创新消息相对闭塞，创新水平和出口的关系则相对较弱。
综上所述，在我国电子及通信设备产品的技术创新中，发明专利的拥有量最能体现技术创新的成果，对出口的促进作用最大，因此，我国应该将重点集中在专利研发上，继续发挥人员优势，最大限度的结合人才的力量，促进出口。
〔参考文献〕
[1] Salomon， R. M. and Shaver， J. M. Learning by exporting： new insights from examining firm innovation [J]. Journal of Economics & Management Strategy， 2005， 14 （2）：431-460.
[2] DiPietro， W. R. and Anoruo， E. Creativity， innovation， and export performance [J]. Journal of Policy Modeling，2006， 28（2）： 133-139.
[3] 郭友群，郑承娟.研究与开发投入与我国高新技术产品出口关系的实证分析[J].经济经纬，2007（06）： 38-40.
[4] 涂远芬，许统生.技术创新对我国出口产品竞争力影响的实证研究——基于协整分析[J].科技管理研究，2009（11）： 148-150.
[5] 杨波.科技创新对出口促进作用的国际比较研究[J].科研管理，2008（01）： 21-28.
[6] 魏龙，李丽娟.技术创新对中国高技术产品出口影响的实证分析[J].国际贸易问题，2005（12）： 32-34.
[7] 沈亚军，王宁.技术创新对高新技术产品出口竞争力的影响[J].企业经济，2006（05）： 5-8.
[8] 陈健，陈昭.技术创新对我国高技术产品出口影响的省际面板数据分析[J].科技与经济，2006（06）： 17-20.
[9] 高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].北京：清华大学出版社，2009.
（责任编辑：高俊山 谷风）
〔关键词〕 面板数据；技术创新；电子及通信设备产品
〔中图分类号〕F76 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1008-2689（2014）01-0095-07
一、引言及文献综述
在科技迅猛发展的今天，国家之间的竞争越来越多的表现为科学技术和知识水平的竞争，技术创新能力的高低决定了一个行业在全球经济化浪潮中的生存状态。我国早在20世纪90年代就提出了科教兴国的伟大战略，国家对技术创新的重视，带动了高技术产品贸易的迅速发展。2010年全年高技术产品出口额为4924亿美元，较上年增长30.64%，其中，电子及通信设备产品出口交货值为19588.53亿元，占高技术产品总出口交货值的52.93%，占据了半壁江山。
国内外学者多认为技术创新是影响出口的一个重要因素，并进行了相关研究。Robert和Myles通过选取1990到1997年间西班牙制造企业的发明和专利申请数量，运用面板数据来检验其与出口的关系，证实了出口与发明的相关性[1]。William 和Emmanuel运用跨国回归分析发现，创新活动对一国出口额有积极的正相关关系，并提出要积极推动创新拉动出口[2]。
高技术产品属于技术密集型产品，其与技术创新的关系更为紧密。关于技术创新对高技术产品出口的影响，也有许多学者展开了研究。一方面是研究单个技术创新的指标--R&D投入与高技术产品的出口关系。郭友群，郑承娟运用协整和误差修正模型，发现我国R&D投入与高新技术产品出口呈正相关，说明R&D投入对我国高新技术产品出口有促进作用[3]。涂远芬、许统生运用协整模型及方差分解的计量方法，分析R&D投入强度和技术引进强度对我国高新技术产品出口的影响作用错误！未找到引用源。[4]杨波以各国R&D投入作为技术创新的代表，运用面板数据分析中、美、德、日、英、法、加拿大六国R&D投入对出口的影响，结果表明中国的技术创新活动对出口增长的促进作用明显比发达国家小[5]。另一方面，学者们采用多个技术创新指标研究其对高技术产品出口的影响。魏龙通过研究发现，R&D 投入强度和科技活动人员因素对高技术产品出口有一定的影响，但不显著。人均拥有专利申请数对高技术产品出口的影响较为显著[6]。沈亚军、王宁以R&D强度、专利申请数和以R&D人员占行业从业人员比重为解释变量，分析技术创新对我国高新技术产品出口竞争力的影响，认为技术创新对我国高技术产业的发展及产品出口起到了明显的促进作用[7]。陈健、陈昭利用2002-2004年我国32个省份的面板数据进行分析，结果表明R&D经费支出对我国高技术产品出口有显著正影响，其他因素如专利申请量、科技活动人员数量等因素对出口的影响不显著，东部与中西部在相关影响因素的方面也显示了显著的差异性[8]。
学术界对我国电子及通信设备产品出口方面的研究较少，仅有少量研究电子及通信设备制造业国际竞争力的文献。因此，本文的研究将是一个极为有益的探索。考虑到东中西部技术创新实力的差距，本文将以东中西部的面板数据为基础，探讨技术创新对我国电子及通信设备出口的影响分析，为政策制定提供有力的支持。
二、我国电子及通信设备产品出口与
技术创新现状
（一）电子及通信设备产品出口现状
2001年至2010年，我国电子及通信设备产品出口交货值除2009年受金融危机的影响略有下滑外，其他年份一直保持着良好的增长态势，年均增长率为24.81%，高于高技术产品出口交货值年均增长率20.46%约4个百分点。2009年，受金融危机的影响，电子及通信设备产品的出口交货值首次同比出现负增长，为12333.01亿元，同期增长率为-4.9%。但是在国家对高技术产业的大力扶持下，内需拉动政策和外需市场回暖的共同作用使得2010年我国电子及通信设备制造业的出口交货值创出新高，达到15248.64亿元，占高技术产品出口交货总值的52.78%，对于推动高技术产业的整体复苏起到积极的作用。
根据图1可知，我国电子及通信设备产品的出口交货值占高技术产品总出口交货值的比例走势稳定，除2003年为48.38%，2004年为47.67 %，2005年为49.54%外，其他年份都在50%以上，肯定了电子及通信设备制造业在高技术产业中的支柱地位。因此，从某种程度上来说，电子及通信设备的发展情况带动着我国高技术产品出口的总体发展步伐。
从地区分布①来看，我国东部地区是电子及通信设备产品出口的主要区域，在出口交货值上一直占据主导地位，年均出口交货值占全部地区出口交货值的比例都在95%以上，且年均增速为26.81%。近年来，国家积极推进的西部大开发政策在我国电子及通信设备产品的出口上也取得了卓越的成效，西部地区虽然在电子及通信设备产品的出口中所占份额很小，出口发展却是最快的，年均增长率达到55.2%，相比之下，中部地区则表现平平，出口份额所占比与西部地区相差无几，但是出口交货值的年均增长率却没有西部的高，为32.03%。
（二）电子及通信设备产业的技术创新现状
1. R&D资金投入强度
2001年至2010年间，在电子及通信设备行业的R&D资金投入强度方面，西部地区的波动最大，于2004年达到了历史最高水平3.78%，高于行业总体水平2.5个百分点，随后便在震荡中下滑，2010年，这一比例只有1.29%，低于行业总体水平1.62%。中部地区只在2004年和2009年的R&D资金投入强度高于行业总体水平，其他年份均低于后者，说明在电子及通信设备产品的R&D资金投入方面，中部地区的重视远远不够，导致研发资金投入比例过低。东部地区的表现则较为稳定，与行业总体水平的发展趋势基本重合。究其原因，东部地区无论是R&D资金内部支出还是工业总产值，均占总和的九成左右，其在数量上的绝对优势决定了其几乎代表了总体水平。虽然东中西部R&D资金投入强度差距不大，甚至在某些年份，西部地区还稍占优势，但是中西部绝对数值占总量不到10%，二者对于我国电子及通信产品R&D资金投入强度的影响不大，且作用也不明显。 2. R&D人员投入强度
2001年至2010年间，我国电子及通信设备制造业的R&D人员投入数量年均超过11万人，其中82%集中在经济发达的东部地区，12%的研发人员在西部地区工作，而中部地区的研发人员仅占6%。R&D人员投入强度同R&D资金投入强度的情况相同，西部地区依然处于领跑地位，高出全部地区总体水平1-4个百分点。中部地区除2007，2008和2010年的比例略低于地区总水平外，其他年份均高于后者，2005年甚至超过了西部地区，跃居年度地区榜首。相比之下，东部地区虽然是R&D人员投入数量的绝对主力，但在人员投入强度上却连年低于地区总水平。经过统计，东部地区的科研人员数量约占科研人员总数的80%，但其科研人员数量却仅占行业从业人员总数的10%。从业人员数多，科研人员数相对不足，显示出东部地区没有完全发挥出人才在技术创新中的促进作用。
3. 拥有的发明专利数
在专利指标上，东部地区依然是强有力的技术创新领跑者，拥有发明专利数占发明专利总数的90%。2001年东部地区拥有发明专利数仅为742件，到了2010年，这一数值就达到31940件，9年间增长42倍，年均增速58.69%。中部地区则是发展最快的地区，拥有发明专利数的年均增速高达80.66%，西部地区的表现则呈现先扬后抑的趋势，尤其是近两年，无论是绝对数量，还是年均增速（38.53%），都相对较弱。
三、模型构建和结果分析
面板数据是具有三维（时期、截面、变量）信息的数据结构，也称平行数据，经常被用来处理时间序列和横截面两者相结合的数据。经典线性计量经济学模型在分析时只利用了面板数据中的某些二维数据信息，例如使用若干经济指标的时间序列建模或利用横截面数据建模。然而在实际经济分析中，这种只利用二维信息的模型很多时候不能满足人们分析问题的需要。利用面板数据模型可以构造和检验比以往单独使用横截面数据或时间序列数据更为真实的行为方程，可以进行更加深入的分析。正是基于实际经济分析的需要作为非经典计量经济学问题，面板数据模型已经成为近年来计量经济学理论方法的重要发展之一[9]。
（一） 模型设定
模型设定方面，本文借鉴柯布道格拉斯生产函数：
Y = BK？茁 L？酌 A？兹，B > 0，？茁 ？叟 0，？酌 ？叟 0
在此基础上，用R&D资金投入强度（RDF）替代K，R&D人员投入强度（RDP）替代L，专利授权数（PAT）替代A，出口交货值（EXP）替代Y，对数据进行处理，两边取对数，得：
Log（EXP） = ？琢 + ？茁 log（RDF） + ？酌 log（RDP）
+ ？兹 log（PAT）
（二）面板模型选择
面板数据模型主要有三种：
1.无个体影响的不变系数模型
yi = ？琢 + xi ？茁 + ？滋i i=1，2，...，N
这种模型假设在截面成员上既无个体影响也没有结构变化，即与均相同。
2. 变截距模型
yi = ？琢i + xi ？茁 + ？滋i i=1， 2， … ， N
这种模型假设在截面成员上存在个体影响而无结构变化，即不同而均相同。
3. 变系数模型
yi = ？琢i + xi ？茁i + ？滋i i=1， 2， … ， N
这种模型假设在截面成员上既存在个体影响也存在结构变化，即？琢与？茁均不同。
在对面板数据模型进行估计时，使用的样本数据包含了时期、截面、变量3个方向上的信息，如果模型设定形式不正确，估计结果将于所要模拟的经济现实偏离甚远。因此，建立面板数据第一步便是利用协方差分析检验模型形式设定。
基本思路是，设定两个假设：
H1 ∶？茁1 = ？茁2 = …= ？茁n
H2 ∶ ？琢■= ？琢■ = … = ？琢■ ？茁■= ？茁■ = … = ？茁■
如果接受假设H2，则认为样本数据为不变系数模型；如果拒绝假设H2，则需检验，H1如果接受H1，则为变截距模型，如果拒绝H1，则为变系数模型。
在H2下检验统计量F2服从相应自由度下的F分布，即
F■ = ■～
F [ （N-1）（k + 1），N （T - k - 1]
若F■的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H2，继续检验H1，反之即认为数据符合不变系数模型。
在H1下检验统计量F■也服从相应自由度下的F分布，即
F■ = ■～
F [ （N-1）k ，N （T - k - 1]
若F■的值不小于给定置信度下的相应临界值，则拒绝假设H1，为变系数模型；否则为变截距模型。
（三）计量运算结果
经过计算，在95%的置信度下，
F■ = 25.62> F （8，18） = 2.51F■ = 0.85 < F （6，18） = 2.66，因此模型采用固定效应的变截距模型。
模型形式为：
EXPit = ？琢 + ？琢*i + ？茁 RDFit + ？棕RDPit + ？兹PATit +？滋it
i = 1，2，3，t = 1，2，…，10
式中，？琢为3个地区技术创新对于出口的平均影响程度，？琢*i为i地区自己的影响程度对于平均影响程度的偏离，用来反映地区间的影响差异。经过EVIEWS软件的运算，结果如表3所示。
整体的结果：
E■Pit = 2.7393 + ？琢*i + 0.8219RDFit +0.1999RDPit + 0.5462PATit 东部地区的结果：
E■P = 2.7393 + 1.8054 - 0.8219RDF +0.1999RDP + 0.5462PAT
中部地区的结果：
E■P = 2.7393 - 1.1071 - 0.8219RDF +0.1999RDP + 0.5462PAT
西部地区的结果：
E■P = 2.7393 - 0.6983 - 0.8219RDF +0.1999RDP + 0.5462PAT
从估计结果可以看出，对于东中西部地区来说，虽然它们的技术创新（R&D资金投入强度，R&D人员投入强度和专利数）对于电子及通信设备产品出口的影响系数都相同，但是2001年至2010年间，不同地区的自发影响作用存在着显著的差异，其中，东部地区的影响作用最大，西部地区居中，中部地区的技术创新对于出口的影响作用则最小。
四、结论分析
本文主要探讨我国东中西部地区电子及通信设备产品的技术创新对出口的影响。由以上分析及模型结果得出如下结论：
（一）从全国的层面来看，我国电子及通信设备产品的技术创新中只有R&D资金投入强度和出口之间是显著的负相关关系。经过分析，本文认为技术创新是一个持续性的过程，研发资金的投入从基础设施和研发设备的采购开始，到设备的调试及生产的磨合前进，再到生产出符合标准的产品并出口，是一个缓慢的过程，当期的资金不会立即对当期的出口起到显著促进作用，且当期研发资金的大量投入会挤压部分原材料成本，所以对于出口呈现出一种负相关的关系。
（二）R&D人员投入强度和专利数对于出口则具有显著的促进作用，且专利数对于电子及通信设备产品出口的影响作用更大一些。在加入时期个体恒量后，R&D人员投入强度和专利对于出口的影响系数分别为0.1999和0.5462，意味着当R&D人员投入强度和专利数每提高一个百分点，产品出口会分别提高0.1999和0.5462个百分点。进一步分析，专利是技术创新中最核心的因素，且本文选取的被解释变量之一是发明专利的拥有数量，与专利的申请量不同，发明专利的拥有数量表示该专利作为知识产权的成果，技术创新的代表，已经获得了国家的认可，并且可以立即投入生产，从而提高产品的竞争力，为企业带来效益，所以对于出口有“立竿见影”的效果，这种正效果在各个地域上都是适用的。在制造电子及通信设备产品的企业中，特别是东部地区沿海城市，有不少是世界500强在我国设立的分公司或者加工工厂，比如IBM，三星公司等，这些公司掌握着世界最先进的电子技术，其近10年来在我国得到的专利数带动了该地区出口的增加和经济的发展，也验证了本实证分析的合理性。
（三）从地域角度出发，在电子及通信设备产品技术创新对于出口的响应强弱方面，按照东、西、中部地区的顺序依次递减。依托北京、上海、广东等大型研发中心和沿海城市，东部地区技术创新对于出口的影响作用最强；西部地区得益于国家的重视和近年来西部大开发的成效，技术创新也取得了一定的进展；而中部城市外商投资和研发投入相对不足，创新消息相对闭塞，创新水平和出口的关系则相对较弱。
综上所述，在我国电子及通信设备产品的技术创新中，发明专利的拥有量最能体现技术创新的成果，对出口的促进作用最大，因此，我国应该将重点集中在专利研发上，继续发挥人员优势，最大限度的结合人才的力量，促进出口。
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（责任编辑：高俊山 谷风）