面板數據
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面板數據范文第1篇
從1997年開始，我國逐步在全國范圍內建立統帳結合的養老保險制度，根據參加工作時間劃分，將該體系下覆蓋的職工分為老人、中人和新人。在轉制過程中，老人和中人均沒有個人積累賬戶，缺乏基金積累，形成“隱性債務”。因此在1997年之后參加工作的新人所繳納的資金雖進入個人賬戶，但是個人賬戶資金用來彌補社會統籌的資金支出，加之統籌賬戶和個人賬戶之間的管理不透明致使許多個人賬戶空帳運轉。除此之外，制度不規范和配套法律的缺失也給社會養老保險的發展造成了一定阻礙。例如，伴隨職工工作調動等情況帶來的基本養老保險轉移接續問題給許多職工造成了實際的困擾。普通參保對象對于存在該制度所表現的信心缺失才是最嚴重的后果。目前我國基本養老金實行統帳結合的部分積累模式，并逐漸建立多層次養老保險體系，考慮制度發展和統計數據的可得性，因此本文的研究對象為城鎮職工基本養老保險基金（以下均以“社會養老保險金基金”或“養老保險基金”代替）。綜合目前研究觀點，結合統計口徑，可將當年的社會養老保險基金的收支模型簡單認為：養老保險基金收入=養老保險征繳收入+財政補貼+養老保險基金投資收益=繳費率×參加養老保險職工人數×平均工資+財政補貼+養老保險基金投資收益養老保險基金支出=平均養老金水平×退休職工人數+喪葬費用+其他支出=在職職工平均工資×替代率×退休職工人數+喪葬費用+其他支出養老保險基金平衡=養老保險基金收入-養老保險金基金支出因此，影響養老保險基金收入平衡的主要因素有：繳費率、養老保險參加人數、替代率、職工平均工資、財政補貼和養老保險基金的投資收益等。
二、研究設計
（一）樣本選擇
考慮到社會養老保險制度的改革所導致的統計數據的可得性和統計口徑差異，本文選取我國31省、直轄市和自治區2002-2012年的數據為樣本。文中數據來源于國家統計局網站所公布的歷年統計年鑒，以及基于此的相關計算。所涉及數據均為未考慮通貨膨脹率的名義值。
（二）變量定義
1.被解釋變量。
本文所考察的是影響養老保險基金平衡的各個因素，因此被解釋變量選擇可代表養老保險基金平衡的變量。用來表示養老保險基金平衡的變量主要有絕對值和相對值兩類，本文選取相對值數據,即養老保險基金的結余率作為被解釋變量。社會保險基金結余率是衡量和考察社會保險運營狀況的綜合指標之一，養老保險基金結余率是養老保險第n年末的當期結余與第n年年度內基金收入的比值。通過計算可發現，我國各省市每年的養老保險基金結余率之間有較大差異，但是總體呈現上升趨勢。限于篇幅，不一一列出各個省份的指標，在此通過山東省2002-2012年結余率以示說明。
2.解釋變量。
結合前文的理論分析，考慮相關統計數據的可得性，選取社會養老保險的年末參保人數、繳費率、替代率以及職工工資增長指數作為解釋變量構建影響養老保險基金平衡因素的計量模型。由于篇幅限制，本文選取遼寧省、山東省、浙江省、四川省、廣東省和新疆維吾爾自治區作為代表說明各解釋變量的變化情況。參保人數。養老保險的參保人數代表了養老保險的廣度，是衡量養老保險發展的一個重要指標。由于研究對象所限，本文所涉及的參保人數僅指基本城鎮基本職工養老保險覆蓋范圍內的職工。這六個地區的參保人數雖然都呈現出了上升趨勢，但上升幅度和參保人數有較大不同，這與每個地區的人口密度和勞動人口流入流出比率有較大關系。新疆人口密度較低，勞動人口流入流出情況較少，因此新疆的養老保險參保人數與其他幾個省份相比，處于較低水平。廣東省作為人口大省，同時又是勞動人口流入大省，因此參保人數呈現出了較大的增長幅度，參保人數也處于較高水平。參保人數越多，意味著現階段養老保險的基金收入越多，但在未來，養老保險所要負擔的退休人數就越多，對養老保險基金的支出也是一個挑戰。繳費率。繳費率是某年度養老保險基金的繳費收入占該年度職工工資總額的比例。目前我國養老保險基金收入中除職工繳納外，還包括各級財政補貼和養老保險基金的投資收益，繳費率實際為扣除這兩部分基金收入來源后的部分占職工工資總額的比例，但是各年度的統計年鑒、勞動統計公報中都未將這兩部分按地區單獨列出，因此本文仍以統計年鑒中所披露的各地區當年養老保險基金收入為基礎計算繳費率，實際繳費率應低于本文所采用的計算數據。這六個地區的繳費率并沒有呈現統一的變化規律，浙江省的繳費率呈現下降趨勢，其余地區有升有降，總體呈現上升趨勢，遼寧省維持在一個相對較高水平。按照2005年國家頒布的《關于完善企業職工基本養老保險制度的決定》，繳費率最高限度為28%，通過數據分析，可以發現目前一些省份在實際操作中，已經超過了這個限度，但隨著各種制度的完善，未來社會養老保險的繳費率將逐漸呈逐漸下降趨勢。替代率。本文所采用的是平均替代率的概念，即某一年度社會退休職工的平均養老金水平與該年度在職職工平均工資水平之比。平均替代率是把所有退休職工和所有在職職工分別作為一個整體進行比較，是在研究與養老保險基金相關問題時經常采用的一個概念。替代率不僅影響繳費率，也是影響養老保險基金支出的重要因素。職工工資增長率。職工工資增長率代表了職工工資平均增長水平，與社會經濟水平有著密切關系。隨著社會經濟的不斷發展，我國各地區每年環比職工工資增長指數基本處于10%以上的水平，穩定增長。職工平均工資水平是影響養老保險基金收入的重要因素之一，在我國現行的養老保險制度中，養老金的計發與社會平均工資掛鉤，職工平均工資水平與替代率結合，是影響養老保險基金支出的重要因素。
三、模型解釋
（一）預期模型
面板數據是同時在時間序列和橫截面上取得的數據。為實現面板數據模型的估計，可以建立從個體角度考慮的含有N個個體成員的模型和從時間點截面上考慮的含有T個時間截面面板數據模型。含有N個個體成員的模型更常用，且符合本文的建模宗旨。
2.預期模型。
首先在模型形式的選擇上，根據前文理論分析，傾向于固定效應模型或者隨機效應模型，不同省市之間的養老保險基金結余率存在差異性，但是個體之間是否存在結構性差異則需要通過檢驗得出結論。其次，從各個解釋變量對被解釋變量的影響方向來看，由各解釋變量的選取理論分析來看，可以初步認為，參保人數越多，繳費率越高，替代率越低，工資增長率越高，養老保險基金當年結余就越多，因此參保人數、繳費率對養老保險基金平衡具有正向影響作用，而替代率則具有反向作用，但實際模型的結論是否與預期模型一致，需要通過實證分析和檢驗來說明。
（二）數據檢驗
1.單位根檢驗。
為保證估計結果的有效性和真實回歸，首先對面板數據的各序列進行單位根檢驗，確保數據的平穩性。對于面板數據的各序列水平平穩性檢驗結果如表4所示。LLC、IPS、ADF和PP是面板數據單位根檢驗的傳統方法，其原假設均為存在單位根。如果各種檢驗的概率均小于置信度（本文取5%），則拒絕存在單位根的原假設，序列平穩。由上表結果可知，結余率、替代率和工資增長指數為水平平穩，即為零階單整。對參保人數和繳費率檢驗其一階差分，其一階差分平穩，即一階單整。由于此面板數據的變量之間是非同階單整，對參保人數和繳費率取自然對數進行處理，對變化后的序列進行單位根檢驗，發現處理后的序列均為零階單整。
2.協整檢驗。
由單位根檢驗結果可知，我國各省市的養老保險基金結余率、參保人數的變化率、繳費率的變化率、替代率以及工資增長指數之間為零階單整。當數據序列為同階單整時，應對該面板數據進行協整性檢驗，以保證各變量之間存在長期的因果關系。對處理后的數據序列進行協整檢驗。各檢驗方法的原假設均為變量之間不存在協整關系，由于P值均小于5%的顯著性水平，拒絕原假設，由此可判斷，該面板數據經處理后的變量之間存在協整關系，即存在長期的因果關系。
（三）計量模型及實證結論
1.面板數據模型選擇。
在本文的面板數據模型構建中，主要考察影響我國社會養老保險基金平衡的因素。利用Hausman檢驗可以確定面板數據模型的的類型。首先建立隨機效應回歸模型，然后進行檢驗。所構造模型的Hausman檢驗的統計量值為53.564926，P值為0.0000，原假設為建立隨機效應模型，P值小于5%的顯著性水平，拒絕原假設，應選擇固定效應模型。按照經驗，用樣本數據推斷總體效應采用隨機效應回歸模型，直接對樣本數據進行分析則采用固定效應回歸模型。本文Hausman檢驗的結果也符合一般經驗。
2.實證結果解釋。
根據Hausman檢驗的結果，選擇個體固定效應模型。由擬合結果可知，該模型所涉及的參保人數變化率、繳費率的變化率、替代率三個變量在5%的顯著性水平上通過了檢驗，工資增長率在10%的顯著性水平上通過了檢驗。R2和調整后的R2值均大于0.95，表明該回歸方程的擬合程度較好。從系數的絕對值來看，繳費率的變化率對養老保險基金結余率的影響最大，目前我國養老保險基金收入大部分來源于參保職工的繳費，這一實證檢驗符合現實情況。從影響方向來看，參保人數、繳費率的變化率和工資增長率對基金結余率呈正向影響，當參保人數、繳費率數值增加時，基金結余率也隨之增加，工資增長率一定程度上反映了社會通貨膨脹率，通貨膨脹率增加，也會引起基金結余率的名義值增加；而替代率則對基金結余率起相反作用，即替代率越高，基金支出越多，基金結余率越低。各個地區的截面系數符號不同，數值也相差較大。由于被解釋變量為基金結余率，系數C代表自發傾向，可以簡單理解為在沒有繳費率、替代率等模型中所包含的因素影響下的基金結余率。其中上海、浙江、江蘇等經濟較為發達省市的基金結余率較高，這與其地方財政補貼及投資收益有一定關系。
四、研究結論及政策建議
雖然全國各省市的社會養老保險發展水平參差不齊，但是從本文的實證分析來看，替代率、繳費率等影響因素對各地區養老保險基金平衡的影響力度相同，并且國家也提出要實現基本養老保險國家統籌的目標，因此本文只提出涉及國家層面的政策建議。
（一）降低繳費率，拓寬基金收入來源渠道
在本文構建的計量模型中，繳費率的變化對養老保險基金的結余率影響最大，且為正向影響，但這并不意味著要通過提高繳費率來增加養老保險基金的平衡能力。繳費率是養老保險的一個重要衡量指標，目前我國各省市之間繳費率差異較大，經濟發達的省份繳費率較低。
（二）實現養老保險基金的增值保值，完善企業年金制度
在利用養老保險基金進行投資時，要明確投資范圍，養老保險個人賬戶的基金投資于銀行存款和國債，社會統籌賬戶基金以及企業年金還可以投資收益性和流動性更強的有價證券。同時制定合理的投資計劃和投資組合范圍，健全托管人制度，保障巨額基金的安全性和投資收益。宏觀政策保障是企業年金發展的先決條件，國家已經出臺了關于發展企業年金的一系列規定，包括企業年金的建立條件、提取比例和運行管理模式等問題，但是相關的規定仍需要進一步細化，增強可操作性。對于企業而言，應該完善企業年金計劃。同時企業年金的建立和管理過程中還會涉及金融中介服務機構和政府監督機構，關于合格金融中介機構的認證需要進一步規范，防止行業內魚龍混雜，政府相關部門也需加強對企業年金各個環節的監管。
（三）擴大基本養老保險的覆蓋面，健全相關制度法規
面板數據范文第2篇
關鍵詞：金融集聚；信息不對稱；規模經濟；政府政策
中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1003-7217（2012）04-0002-07
一、文獻述評
金融是指資金的借貸或融通活動，金融的產生能夠優化資源配置、強化風險規避以及完善商品市場的價格機制。因此金融的功能屬性使得金融機構大量積聚在某個地理空間范圍內。同時信息基礎設施完善、人力資本積累提高以及政府政策的傾斜等使金融機構積聚現象得到強化，企業在金融集聚地區內的外部經濟性和規模報酬得到明顯的改善，反過來將進一步促進金融集聚。
盡管目前理論界對金融集聚的定義沒有形成統一的認識，但大多數文獻可分為兩個類別，一是從金融功能演化與發展角度定性論述金融集聚；二是從定量角度對金融集聚進行的評價，分析影響因素和效應。金融功能視角下研究金融集聚，基本上從定性的角度進行考察。國內學者劉軍、楊再斌[1]從動態過程和狀態結果來考察金融集聚，動態過程是指通過金融資源與地域條件協調、配置、組合的時空動態變化，促進金融產業成長、發展，進而在一定地域空間生成金融地域密集系統的變化過程，狀態結果則指經過上述過程，達到一定規模和密集程度的金融產品、工具、機構、制度、法規和政策文化在一定地域空間有機結合的狀態。O’Brien[2]認為金融中心是一個集聚大量金融活動的區域，通常是一個城市，或者是城市的一個地區，Simon X.B等[3]認為傳統的金融中心就是提供金融服務的金融機構集聚的地方。國內外學者對金融集聚定義角度不同，反映了金融集聚在不同國家或地區以及不同的政治體制形成的動因也會不同。Porteous[4]認為金融服務的集聚過程可以通過評價信息腹地和信息不對稱的重要性來理解。信息的取得需支付成本，獲取成本激勵金融中介出現，而金融集聚能夠使得金融中介獲取信息成本的降低，且便利了金融中介對各類投資機會信息的收集，進一步改善資源配置[5]。Park[6]認為規模經濟 是國際金融中心形成的動因之一，Panditetal[7]認為金融中心的形成是金融機構高度集聚于某一空間的產物。國外學者是從金融中心的功能角度來闡述，強調金融中心對該區域內企業所產生的規模報酬遞增效應和外部經濟性，因而其因素主要包括信息不對稱和規模經濟。冉光和[8]認為市場經濟發達發達國家，市場價格機制比較完善，金融產業資本集聚形成模式是由需求反映型機制為主導的，不同于發展中國家供給引導型機制，發展中國家政府在快速提升區域金融競爭力和金融集聚程度時，對該地區內某些區域提供具有競爭力的政策和制度環境，加速了該地區金融集聚的形成。潘英麗[9]在分析政府公共政策影響范圍所涉及的因素時，認為金融機構所在地的經營成本、人力資源供給、電信設施的質量與安全可靠性、監管環境與稅收制度也是影響金融機構區位選擇或遷移決策的因素。因此在對國內地區金融集聚影響因素進行分析時，須考察政府政策的影響因素。
對金融集聚的評價、分析影響因素和效應的研究，以實證分析文獻為主。國內學者進行金融集聚影響因素的實證分析大多是建立區域金融集聚程度評價的分析基礎上，通過因子分析得出綜合指數評價地區金融集聚程度。也有學者在考慮數據異質性的基礎上，運用空間計量模型來考察金融集聚程度。吳聰、王聰[10]在經濟、金融和城市發展三個類別的基礎上構建金融中心競爭力評估指標體系，然后運用因子分析方法提取了五個公共因子，根據綜合得分給我國是11個金融中心城市排序。任英華、徐玲等[11]從區域創新的角度，運用空間計量模型來考察區域創新、經濟基礎、對外開放、人力資本對金融集聚的影響，分析結果表明區域創新和經濟基礎對金融產業集聚產生了正向影響作用，而對外開放和人力資本對金融集聚的影響是隨著時間而改變，金融集聚初期對外開放有顯著影響，而隨著時間的變化，影響力逐漸減弱，人力資本則是一個積累的過程，初期影響不顯著。
從上述研究可以看出，國外對金融集聚的研究大多為定性研究，而定量研究相對較少；已有的定量研究中，相關研究對金融集聚程度的評價從金融的直接表現出發為主，并未對金融集聚動因的核心因素進行考察，所以以實證為主的金融集聚影響因素研究中對信息、規模經濟考慮較少，且未考慮空間的差異性；從金融中心形成的微觀機制來看，政府政策對金融機構的空間集聚影響并沒有考慮到實證模型中。基于此，本文以從信息、規模經濟和政策三個變量對我國金融集聚的影響出發構建面板數據模型，從而揭示我國省域金融集聚的分布狀態以及形成微的觀原因。
二、基于驅動機制的金融集聚影響因素理論假設
在已有的研究中，金融集聚形成的驅動機制一方面是產業集聚演化過程中伴隨產生的，另一方面是金融的自身特點，如高流動性，具有系統耗散結構等特點。而從驅動機制角度去分析影響因素，信息流動、規模經濟和政府政策是影響金融集聚形成的根本因素，為實證的需要，與驅動機制影響因素對應涉及到三個基本假設。
面板數據范文第3篇
（1.吉首大學 數學與統計學院；2.吉首大學 商學院，湖南 吉首 416000）
摘 要：本文首先介紹了面板數據概念及三種常見的單位根檢驗方法.然后結合面板數據單位根檢驗方法，針對湖南省14個市州樣本從2003年到2013年人均國內生產總值、人均城鎮居民收入和城市化率的面板數據，檢驗了經濟增長中的收斂性假說，得出一些結論.
關鍵詞 ：面板數據；單位根檢驗；收斂性
中圖分類號：F224文獻標識碼：A文章編號：1673-260X（2015）02-0192-03
我國從上世紀70年代末開始進行由計劃經濟向市場經濟轉型的改革.我國的經濟改革，從改進激勵機制和提高微觀經營效率入手，著眼于資源的重新配置，基本上形成了一種具有“帕累托改進”性質的漸進式改革道路.20世紀90年代中期以來，隨著對區域經濟增長的時間及空間特征研究的日益深入，有關地級行政單元的區域經濟分析越來越多.如何評價一個省級行政單元的地級區域發展情況，也引發人們的關注.促進區域協調發展，要加快轉變經濟發展方式，注重民生問題為政策導向，堅持以實現全面小康為目標，顯然對每個省的地級區域發展做計量評價很有必要.
1 研究方法與數據來源
1.1 研究方法
面板數據集（panel data set），是在不同時期跟蹤由給定個體組成的樣本而獲取的數據集，它包含樣本中每個個體的多個觀測值.無論在發達國家還是發展中國家，面板數據都已經很常見.譬如，美國有兩個最著名的面板數據集：NLS數據集和密歇根大學的PSID數據集.在經濟學研究中，與傳統的橫截面數據集和時間序列數據集相比，面板數據集具有多方面的優勢[參見Hsiao(1985a，1995，2000)][1~2].
面板模型進行回歸分析之前要進行單位根檢驗，這是避免出現偽回歸的前提條件.面板單位根檢驗方法有別于時間序列數據單位根檢驗，主要為：LLC檢驗和Hadri檢驗是相同根的檢驗方法；IPS檢驗和Fisher-ADF檢驗是不同根的檢驗方法[3].
其中LLC檢驗（Levin，Lin（1993））零假設是所有的時間序列均是I（1）過程，備擇假設都是平穩序列.IPS檢驗（Im，Pesearn，Shin（1997））拓寬了LLC的分析框架，其備擇假設為有一部分為平穩序列，其余部分為非平穩序列.Hadri檢驗（Hadri（2000））零假設是服從平穩過程（包含時間趨勢），備擇假設是非平穩過程，存在單位根[4].
1.2 數據來源
本文的數據主要來自于湖南經濟社會發展60年及湖南省2004-2014年統計年鑒、統計公報，基期為2003年，數據人均國內生產總值、城鎮居民可支配收入都是按人口平均值的實際值（按各研究對象的CPI指數進行折算）.14個市州包括了：長沙，株洲，湘潭，衡陽，邵陽，岳陽，常德，張家界，益陽，郴州，永州，懷化，婁底，湘西州.還有一個湖南省級層面的數據，15個樣本量.
2 實證分析結果
本文在這里主要是用三種常見的檢驗方法對樣本面板數據進行單根檢驗，實證是否存在絕對收斂現象，至于條件收斂性不作為本文的考慮重點（條件收斂就是對加入各種重要影響因素之后的收斂）.軟件操作由EViews7完成[3，5].
2.1 人均國內生產總值實證
湖南及各市州2003年-2013年的人均國內生產總值的變化見圖1.
從圖1中看，自2003以來，湖南及各市州的人均國內生產總值都在增長，長沙的數據遙遙領先，但是是否會出現新古典增長理論中的趨同現象，這有待檢驗.下面我們就應用本文提到的方法進行檢驗，對應的p值如表.這里對有關符號進行說明：Levin1表示對有個體效應趨勢模型進行檢驗，原假設是不帶時間趨勢的單整過程，備擇假設表示平穩序列（允許時間趨勢的存在），Levin2表示對既有個體效應又有時間趨勢的模型進行檢驗，原假設是不帶時間趨勢的單整過程，備擇假設是趨勢平穩序列，Levin3表示沒有個體效應和沒有時間趨勢模型的檢驗，原假設表明是單整過程，備擇假設是平穩序列；
Ips1表示對經過均值過濾的有個體效應模型檢驗，Ips2表示均值過濾的既有個體效應又有時間趨勢項模型的檢驗，Ips檢驗的原假設同Levin檢驗；
對于Levin、Ips兩種檢驗的原假設即存在非平穩序列，也就是說不存在絕對收斂.結果見表1，表2.(CGDP是一種面板數據的表示方法)
Hadry1表示橫截面個體之間沒有異方差，Hadry2表示橫截面之間有異方差.對于Hadry檢驗，原假設是時間序列都是平穩過程（包含時間趨勢），備擇假設是非平穩過程，存在單位根.結果見表3.
以上三種檢驗的結果，前兩種有Levin2拒絕原假設，即控制了時間和個體效應之后存在收斂性現象.這種時間效應表示了經濟周期和結構性外部沖擊對湖南及各市州的顯著影響，個體效應度量了各地區的異質性，例如不同的地理位置、不同的資源稟賦、不同的制度特征等，人均GDP受到個體效應的異質性有顯著表現.其他結果都是接受原假設，表明至少一部分序列是非平穩過程，存在單位根.Hadry檢驗是拒絕原假設，根據原假設同樣表明至少一部分序列式非平穩過程.因此，Levin1、Levin3、Ips、Hadry檢驗得出結論：從2003年到2013年湖南及各市州從人均GDP看不存在整體上的絕對收斂.
Levin2檢驗得出結論：從2003年到2013年湖南及各市州從人均GDP看存在整體上的絕對收斂，來源于時間趨勢和個體效應的影響.
2.2 城鎮居民人均可支配收入實證
從圖2可以看出各樣本的收入數據是線性增長，經濟實力強的地市，顯然收入的絕對量要大很多.一直處于領先地位的長沙與處于末位的張家界差距越來越大.可以推斷湖南省各市州的城鎮居民人均可支配收入分配不均，有很大的空間差異性.
以上三種檢驗的結果，前兩種檢驗結果都是接受原假設，表明至少一部分序列是非平穩過程，存在單位根.Levin2以0.10440接受原假設，即控制了時間和個體效應之后也不存在收斂性現象.這種時間效應表示了經濟周期和結構性外部沖擊對城鎮居民可支配收入沒有造成顯著的影響，個體效應度量了各地區的異質性，湖南及各市州的城鎮居民可支配收入個體異質也不顯著.Hadry檢驗是拒絕原假設，根據原假設同樣表明至少一部分序列式非平穩過程.因此，得出結論：從2003年到2013年湖南及各市州從城鎮居民人均可支配收入看不存在整體上的絕對收斂.
2.3 城鎮化率實證
由圖3可以看出各樣本數據在起點數據不同的情況下，平穩增長，且增長率的大小差異不大，但處在領先的長沙是末位邵陽的兩倍.湖南各市州城鎮化率還有較大的差異.
以上三種檢驗的結果，Levin1、Levin2檢驗結果0.00230、0.00270都是拒絕原假設，表明序列是平穩過程，不存在單位根，是一種個體效應趨勢模型、個體效應趨勢及時間趨勢模型的平穩.即控制了個體效應、時間趨勢和個體效應之后存在收斂性現象.這種時間效應表示了經濟周期和結構性外部沖擊對湖南及各市州的城鎮化率顯著影響，個體效應度量了各地區的異質性，城鎮化率受到個體效應的異質性有顯著表現.Levin3、Ips1、Ips2檢驗結果接受原假設，表明至少一部分序列是非平穩過程，存在單位根.
Hadry檢驗是拒絕原假設，根據原假設同樣表明至少一部分序列式非平穩過程.因此，通過Levin1、Levin2檢驗得出結論：從2003年到2013年湖南及各市州從城鎮化率看存在整體上的絕對收斂，通過Levin3、Ips、Hadry檢驗得出結論：從2003年到2013年湖南及各市州從城鎮化率看不存在整體上的絕對收斂.
根據Levin(LL)檢驗的原理，一般適用于比較大的截面，比較少的時間單位的面板數據.（具體證明見Levin，Lin（1993））.Ips檢驗拓寬了Levin檢驗分析的框架，可以處理包含異方差的情形.Hadry（LM）檢驗是一種基于回歸殘差的檢驗方法，功效較大，適用于比較大的時間單位和適中的橫截面單位（參考Hadry（2000））.就此根據Levin(LL)檢驗的結果對本結論.
3 結論
通過采用不同的面板數據單位根檢驗方法，對2003-2013年湖南及各市州數據進行實證分析，得知從2003-2013年人均GDP的數據變化通過面板數據分析整體上在湖南沒有絕對收斂現象，新古典增長理論這一假說不適合湖南經濟發展的描述.從2003-2013年城鎮居民人均可支配收入和城鎮化率的數據變化通過面板數據分析整體上在湖南有絕對收斂現象，且經濟周期和結構性外部沖擊對城鎮居民人均可支配收入的變化沒有顯著性影響.各研究對象之間的差異有擴大化的趨勢.
當然我們可以對條件收斂和俱樂部收斂現象進行進一步的驗證，加入各種重要的影響因素，例如儲蓄率、技術進步率等等，這會涉及到面板數據的協整檢驗和估計.
參考文獻：
〔1〕蕭政.面板數據分析[M].北京:中國人民大學出版社，2012.
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面板數據范文第4篇
關鍵詞：云南 FDI 產業結構 面板數據
改革開放以來，我國的經濟持續穩定增長，投資環境日趨完善，對外商直接投資采取了一系列的稅收等方面的優惠政策，外商直接投資的規模不斷增大。一般學者認為，對發展中國家而言，外商直接投資在一國的經濟發展中會產生溢出效應，促進我國產業升級和經濟發展。從發達國家的經濟發展軌跡中可以看到，產業結構中從第一產業向第二、三產業占優勢比重的過程，產業的轉型和升級，是一個符合經濟發展歷史和邏輯的過程。
十會議中，旗幟鮮明地提出了要加快完善社會主義市場經濟體制和加快轉變經濟發展方式，在轉變經濟發展方式領域的主攻方向就是推進經濟結構戰略性調整。云南地處我國欠發達地區，自1998年以來，云南吸引的外商直接投資呈上升趨勢。本文首先分析了云南的產業構成和FDI的產業結構特征，并以云南的三產業為研究對象，選取各產業實際利用外資額和各產業增加值為變量，建立面板數據模型，分析實際利用外資額對產業增加值的貢獻，進而分析外商直接投資對云南產業結構的影響。為云南進一步引進外商直接投資，優化產業結構提供理論依據。
云南GDP的產業構成和產業發展的特征
（一）云南GDP的產業構成（1998-2010）
由表1的統計，可以看出1998-2010年間，云南第一產業在GDP中所占的比重呈下降趨勢，從1998年的22.03%，下降到2010年的15.34%。第二產業在GDP中所占的比重1998年為44.68%，之后緩慢下降，2002年比例為40.42%，之后又緩慢上升，2010年達到44.62%，第二產業在GDP中，一直處于主導地位。第三產業占GDP的比重，從1998年的33.29%，一直處于上升趨勢，到2010年，已經達40.04%，與第二產業的差距相差4.58個百分點，差距最大的是1998年，差距為11.39個百分點，最小的是2002年，差距僅為0.88個百分點。
產業結構調整的規律一般為：第一產業的比重持續下降后趨于穩定，第二產業是大幅上升后趨于穩定，然后略有下降，第三產業的比重會持續上升。全國發達地區的第三產業，已經在GDP產業構成中占據主導地位，和這些地區相比，云南的第三產業在GDP中所占的比重嚴重偏低，加大云南第三產業在GDP中所占的比重，是云南產業結構調整的發展方向。
（二）云南各產業發展的特征
云南的產業結構具有明顯的“資源導向”特點。產業的發展主要建立在自然資源開發的比較優勢上，導致產業層次低、產品附加值低、產業競爭力不強，企業對科技的有效需求不足。R&D經費投入低，科技向現實生產力轉化的能力薄弱。高新技術產業化程度低，技術創新沒有成為產業利潤的主要來源。吸引投資的產業配套能力弱，在一定程度上制約了特色產業的集聚和特色產業鏈的迅速形成。缺乏具有影響力的龍頭企業和名牌產品，產業分工地位較低，整體上仍處于產業價值鏈的中低端。具體表現為：
1.農業發展的特征。現代農業是資本、技術密集型產業。在發展特色農業過程中，云南還沒有擺脫傳統農業思維定式的束縛，大部分特色產業沒有形成核心競爭力。涉農企業的產業化程度低，生產經營組織形式不健全。大部分特色產品都以原料產品形式進入市場，雖有一定的市場競爭力，但產業鏈條短，附加值效益低，規模化、市場化開發程度不高。農業經營組織規模小，風險承受能力低，對科技化投入的積極性和能力都很弱。這種生產形式對新技術的推廣應用、提高產品質量和市場競爭力十分不利。特色農產品的科技含量不高，市場競爭力弱。新產品、新品種科研開發不力和科技推廣不到位，帶來產品質量難以提高。特色農產品市場營銷網絡不健全，產品流通困難。既缺乏有效的促銷手段，也缺乏功能齊全的專業市場。
2.工業發展的特征。以采掘和原材料重化工業為主導的云南省工業發展對資源和能源的依賴程度較高，輕重比例不協調，面臨的資源環境壓力日益突出。工業結構層次偏低，資源優勢得不到高效與合理的利用，生物、水能、礦產資源優勢尚未充分轉化為經濟優勢。工業經濟整體效益偏低，工業化整體水平難以得到快速提高，必須加快工業結構調整和轉變工業發展方式。
3.服務業發展的特征。現代服務業的發展相對緩慢，主要表現在兩個方面，第一，用現代化的新技術、新業態和新服務方式對傳統服務業的改造并不明顯，云南的傳統服務業仍然停留在傳統方式上。因采用新技術獲得競爭優勢而導致的服務業的集中現象并沒有出現。傳統服務業的市場競爭仍停留在小、散和競爭不充分的狀態。第二，生產業的發展不充分。20世紀90年代以來，云南省從事科學研究與綜合技術服務業的人員數量減少，從事社會服務業的人員數量則維持在一個比較低的水平上。現代服務業發展的滯后在很大程度上影響了云南的產業向集約化、信息化和市場化的發展。
云南FDI的產業結構特征
歷年各產業利用FDI比例（1998-2010）。由表2的統計可以看出，1998-2010年間，云南第一產業利用FDI的比重偏小，只有2004年，超過了10%，其余年份都低于10%，其中，2010年，第一產業利用FDI的比重，只有1.25%。在利用FDI方面，第二產業和第三產業占絕對主導地位。其中，只有1999年、2000年、2002年和2008年，第三產業利用FDI超過了第二產業，其他年份，第二產業利用FDI都超過第三產業。1998-2010年，三次產業平均利用FDI的比例分別為：5.42%、52.19%和42.39%。云南在利用FDI方面，總體處于“二三一”的狀態。
2008-2010年第二產業利用FDI的內部比例分析。從表3可以看出，在第二產業內部，2008-2010年間，制造業實際利用FDI的比重呈下降趨勢，平均比重為49.3%，接近一半。建筑業實際利用FDI的比重，增長迅速，從2008年的2.33%，增長到2010年的37.26%。
2008-2010年第三產業利用FDI的內部比例分析。
從表4的統計中，可以看出，云南第三產業利用FDI，部門分布的極不平衡。從3年的平均值來看，云南的第三產業利用FDI主要集中在社會服務業、房地產業、批發和零售貿易餐飲業。交通運輸、倉儲及郵電通信業占2%，科學研究和綜合技術服務業占3.27%，比例非常低。其他部門，如地質勘查、水利管理業，衛生體育和社會福利業，教育、文化藝術和廣播電影電視業，利用FDI的數量都為0。這種情況非常不利于云南產業結構的調整和優化。
理論模型與方法的選擇
面板數據是調查經歷一段時間的同樣的橫截面數據，具有空間和時間的兩種特性。它還有其他一些名稱，諸如混合數據，縱列數據，平行數據等，這些名字都包含了橫截面單元在一段時期的活動。面板數據的優點在于：提供了更有價值的數據，變量之間增加了多變性并減少了共線性，而且提高了自由度和有效性。能夠更好地檢測和度量單純使用橫截面數據或時間序列數據無法觀測到的影響。能夠對更復雜的行為模型進行研究。
（一）面板數據回歸模型的類型
對于面板數據模型，其中，i表示第i個橫截面單元，用t表示時間標識符。可能的情形主要有下列幾種：
一是變系數模型。這種情形除了存在個體影響以外，在橫截面上還存在著變化的經濟結構，因此結構參數在不同的橫截面單位是不相同的。
二是變截距模型。這種情形在橫截面上個體影響是不同的，個體影響表現為在模型中被忽略的反映個體差異的影響，又分為固定效應及隨機效應兩種。
三是不變參數模型。所有系數都不隨時間和個體而變化。在橫截面上沒有個體影響、沒有結構變化，也就是，。則普通最小二乘估計給出了和的一致有效估計。相當于把多個時期的截面數據放在一起作為樣本數據。
（二）確定選擇類型
1.確定影響形式。根據對個體影響處理形式的不同，模型有固定影響模型和隨機影響模型兩種，因此利用面板數據模型所面臨的主要問題便是如何在固定影響模型和隨機影響模型中進行選擇。在確定固定影響還是隨機影響時，一般的做法是：首先建立隨機影響的模型，然后做Hausman檢驗該模型是否是隨機效應模型。
2.確定模型形式的F檢驗。得到面板數據之后，用F檢驗確定屬于哪一種類型。F檢驗的兩個原假設為：
H1：回歸斜率系數相同而截距項不相同
H2：回歸斜率系數和截距項都相同
構建F統計量：
其中，S1為變參數模型的殘差平方和，S2為變截距模型的殘差平方和，S3為不變參數模型的殘差平方和，N是總個體數，T為總時期數，k為解釋變量的個數。
獲得S1，S2，S3后手工計算F2，F1，并查找臨界值做出判定。判定規則為：
若不能拒絕假設H2，則為不變參數模型，檢驗結束。
拒絕假設H2，則檢驗假設H1。如接受H1，則模型為變截距模型。
若拒絕H1，則模型為變參數模型。
云南省FDI的產業結構效應的實證分析
（一）變量的選擇與數據預處理
本文采用1998-2010年的年度數據，以各產業的增加值GDPi為被解釋變量，以各產業外商直接投資中實際利用外資額FDIi作為解釋變量。根據當年的平均匯率，對數據做了統一單位處理。同時，為了減少各時間序列的劇烈波動，消除數據可能存在的異方差，分別對各組指標數據取自然對數處理。計算過程采用軟件Eviews 6.0進行處理。
（二） 模型的確定
1.確定影響形式。根據Hausman檢驗結果顯示：應該拒絕原假設。不能將模型設定為隨機模型（見表5）。
2.確定模型形式的F檢驗。
首先，分別計算3種情形的模型形式：變參數模型、變截距模型及不變參數模型，并在每個模型的回歸統計量中可以得到相應的殘差平方和S1=2.721185、S2=2.837140和S3=3.366232。
其次，分別計算F統計量，其中N=3、k=1、T=13，得到的兩個F統計量分別為：
F1=（（S2-S1）/2）/（S1 /33）=0.70
F2=（（S3-S1）/4）/（S1 /33）=1.96
在給定5%的顯著性水平下，得到相應的臨界值為：
F2（4， 33） =2.66 F1（2， 33） =3.29
由于F2
結論
T檢驗的P值為0，F值為132.5169，F檢驗的P值為0，調整后的R-squared為0.775833。可以看出，檢驗結果均顯著，說明模型形式正確。從整體上講，云南外商直接投資與各產業產值增加的panel-data模型檢驗總體效果良好。結果表明，云南各產業引入FDI每增加1個百分點，各產業產值增加0.39個百分點，各個產業產值增加受引入FDI的影響沒有明顯差距。云南雖然有自己的資源優勢和國家的政策支持，但是受云南總體經濟基礎較差，投資環境不盡如人意、基礎設施建設滯后、科技投入不足、人力資源素質較低、地理位置偏遠等多種因素的影響，加之云南本身的產業結構存在資源性和原料型的特征，而外商直接投資在我國主要集中在勞動密集型和技術密集型產業上。這些都導致云南吸收FDI的總量小，結構不合理，FDI對云南的產業結構調整尚未成為積極因素，這也是導致云南與中國其他發達地區經濟差異逐漸拉大的重要原因。雖然一般的研究認為外商直接投資對一個地區的產業結構升級有導向的作用，引領欠發達地區的產業結構發生變革。但是，外商直接投資無法從根本上改變落后地區的產業結構，只有當外商直接投資持續、深入地介入各個產業，才能成為改變該地區產業結構的一個因素。 所以，云南應該全面入手，大幅度改善經濟發展（投資）環境，大力改善基礎設施條件和提高科技創新能力，才能提高FDI數量，優化FDI結構，最終促進云南經濟發展和產業結構的調整。
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作者簡介：
面板數據范文第5篇
關鍵詞：縣域；經濟差異；空間統計；時空聚集；測度
一、引言
改革開放前，中國實行高度集權的計劃經濟和區域經濟均衡發展戰略，區域間差距呈縮小趨勢。改革開放后，中國實行區域經濟非均衡發展和非均衡協調發展戰略，這使得各省的縣域經濟差異越拉越大。
從目前的研究成果來看，區域經濟差異分析的理論概述已經非常全面，但大多沿用定性分析方法，而定量分析中也多是從時間維度或傳統計量分析出發，從空間角度針對浙江省經濟差異的分析成果目前還較為少見。本文利用變差系數、泰勒指數及經濟平均增長指數對浙江省區域差異進行定量測度。但是，由于空間數據存在一定的自相關性，而經典統計學方法缺乏空間視角，難以真正反映區域空間差異的變化與機制，因此本文利用探索性空間統計方法，從全局和局部兩個角度對區域經濟的空間自相關進行測定。
二、研究方法與模型
（一）變異系數
變異系數是用來反映隨機系列各變量對其均值的相對離散程度的指標，可以用來衡量區域發展差異或不平衡程度。計算公式如下：
CV=■×100%；S=■①
式中，CV為變異系數，xi為第i區域人均GDP，x為平均人均GDP，n為區域個數。CV值越大，表示區域經濟差異越大。
（二）泰勒指數
泰勒指數是衡量個人之間或者地區間收入差距（不平等度）的指標，計算公式如下
T=■■rilogri②
其中ri是個人收入（yi）與平均收入（μγ）的比值，ri=yi/μγ，μγ=■yi/n。如果把人口分為m組，g1，g2，...，gm每組有nj個個體，j=1，2，...，m，計算公式如下
T=，■piRjlogRj+■pjRjTj，Tj=■■rilogri③
式中，T為子群體間差距指數，該數值越小說明子群體間不均衡程度越小。人口比例有公式pj=nj/n計算，Rj為第j組平均GDP占整個區域平均GDP的比例，Tj為第j個子群體的收入不平等程度。
（三）空間自相關
目前空間自相關的測度方法有許多種，對于定量數據，Moran’s I指數法是最為基本和重要的方法。本文利用全局和局部Moran’s I指數來檢驗區域經濟是否存在空間集聚。同時，對Moran’s I結果進行Z檢驗，公式為：
Z（d）=■④
通過檢驗后，當Moran’s I為正值且較大時，表示區域經濟發展水平在空間上具有集聚性；反之，則表明區域與其周邊地區的經濟發展水平具有空間差異性，呈局部間聚集。Moran 散點圖由4個象限組成。落入第一象限H-H（高-高）或第三象限L-L（低-低）的觀察值分別表示某區域與其相鄰區域的屬性有較高（低）程度的集聚效應，因而相鄰區域的屬性逐步趨向一致。位于第二象限L-H（低-高）和第四象限H-L（高-低）的觀察值分別表明某區域與相鄰區域的屬性存在較大差異。為了更好地反應各縣域與其周圍鄰近縣域之間經濟差異的分布關系，本文利用局部空間關聯指數LISA中的局部Moran’sI指數，結合Moran散點圖和LISA集聚圖來研究局部空間分布規律。
三、實證研究
（一）數據來源
本文空間面板數據中69個縣域數據來源于2004～2012年《浙江省統計年鑒》，空間數據來自于國家基礎地理信息系統1998版的浙江省縣級政區數據庫。由于2001年撤銷蕭山市、余杭市，設立杭州市蕭山區、余杭區，2000年撤銷金華縣，設立金華市金東區，2002年撤銷鄞縣，設立寧波市鄞州區，2001年撤銷衢縣，設立衢州市衢江區，因此本文采用GIS軟件進行相應地區合并等處理。
（二）實證結果與分析
1.變異系數
利用公式①計算得浙江省69個縣域2003～2011年的變異系數，從表1分析可知浙江省區域經濟差異在這9年中逐漸增大。2006～2007年變化速度突然加快，2008年后增長速度有稍有下降。
2.泰勒指數
利用公式②和③計算得2003～2011年浙江省總體泰勒指數（見表2），可以看出浙江省泰勒指數的變化是一個波動較大但總體上升的過程，總指數由2003年的13.87%上升到2011年的15.82%，增加幅度為19.5%。但隨著浙江省經濟二、三產業轉型升級步伐加快和新城市化深入推進，總體指數的變化呈現下降的趨勢。
為了進一步考慮浙江省69個縣域間收入的不公平度，本文把浙江省整體分為城鎮與農村兩個子群體，分別考慮農村間差距、城鎮間差距及城鄉間差距。由表2可以看出，農村間差距與城鎮間差距都很小。城鄉間差距由2003年的5.4%上升到2011年的6.36%，增加幅度為0.96%，說明城鄉間收入差距變大。
3.全局自相關
利用公式（4）測算出浙江省69個縣域經濟的空間自相關性Moran’s I指數及其檢驗值，見表3。Moran’s I均大于0，且其正態統計量值均遠遠大于正態分布在0.05水平下的臨界值1.96，這表明浙江省69個縣市之間以人均GDP衡量的經濟增長在空間分布上具有明顯的正相關關系。2003～2009年各個縣域的正相關關系越來越強，說明浙江省各縣域經濟發展具有趨同性。
4.局部自相關
為了進一步說明在空間集聚格局中縣域單元對于全局空間自相關的貢獻程度，以及經濟格局的演化狀況，本文利用Geoda軟件繪制浙江省2003～2011年縣域人均GDP的空間局部LISA集聚圖（文中只展示部分），見圖1。
從圖1可以看出，浙江省經濟發展程度的空間分布表現出明顯的地帶性，高值區域和低值區域的集聚特征十分顯著。“高-高”集聚發展型主要分布于東部及東北部地區，“低-低”集中貧困型主要分布于在西南地區。根據2003～2011年縣域經濟局部LISA集聚圖，將浙江省縣域經濟集聚性程度分為3個類型區，見表4。
四、結論與建議
通過浙江省2003～2011年區域經濟差異的分析，筆者認為：1.基于變異系數測度，浙江省區域經濟差異逐年增大；2.基于泰勒指數測度，農村間與城鎮間的收入差距較小，但城鄉間的泰勒指數由2003年的5.4%上升到2011年的6.36%，說明城鄉間收入差距變大，即城鄉間的不公平度增大；3.基于空間全局效應測度，得出全局Moran指數由2003年的41.64%上升到2009年的46.99%，再下降到2011年的42.47%，表明浙江省縣域經濟具有顯著的空間自相關，且呈現先擴大后縮小的趨勢，縣域之間的相互作用日益增強；4.基于空間局部效應測度，浙江省所有縣域都表現為正的空間關聯，縣域之間經濟作用顯著。“高-高”類型的縣域數量較少，主要集中浙江東部，但這些縣域的經濟輻射力較強。“低-低”類型的縣域數量較多主要集中浙南、浙西地區，這些地區與周邊地區經濟差異小，形成了浙江省經濟落后的集聚區域。“低-高”與“高-低”類型縣域數目較少且其顯著性不明顯。
基于本文分析過程和相關結論，針對浙江區域經濟可持續發展提出如下建議：1.應進一步加強農村生活保障、醫療等基礎建設，增加對“三農”和“民生”等的投入，鼓勵農民積極的生產，同時合理征用農民土地并有效利用土地，進一步縮小城鄉間收入；2.對于浙江中部地區，應堅定不移地對國有企業實行改制，放手發展民營經濟，由市場來決定產業和結構，而政府應注意加強規劃工業園區與開發區，適時引導產業集聚等；3.對于浙江西南部地區，應當加大引進企業進駐以及投資的力度，在農業生產的同時為農民提供更多工作的機會，同時大力促進教育事業的發展，培養人才來共同推進經濟發展；4.對于浙江東部地區，應堅持走現在的發展路線，然后在原有的基礎上繼續創新性發展，同時可以加大對落后區域的財政投資。
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