面板数据
前言：想要写出一篇令人眼前一亮的文章吗？我们特意为您整理了5篇面板数据范文，相信会为您的写作带来帮助，发现更多的写作思路和灵感。
面板数据范文第1篇
从1997年开始，我国逐步在全国范围内建立统帐结合的养老保险制度，根据参加工作时间划分，将该体系下覆盖的职工分为老人、中人和新人。在转制过程中，老人和中人均没有个人积累账户，缺乏基金积累，形成“隐性债务”。因此在1997年之后参加工作的新人所缴纳的资金虽进入个人账户，但是个人账户资金用来弥补社会统筹的资金支出，加之统筹账户和个人账户之间的管理不透明致使许多个人账户空帐运转。除此之外，制度不规范和配套法律的缺失也给社会养老保险的发展造成了一定阻碍。例如，伴随职工工作调动等情况带来的基本养老保险转移接续问题给许多职工造成了实际的困扰。普通参保对象对于存在该制度所表现的信心缺失才是最严重的后果。目前我国基本养老金实行统帐结合的部分积累模式，并逐渐建立多层次养老保险体系，考虑制度发展和统计数据的可得性，因此本文的研究对象为城镇职工基本养老保险基金（以下均以“社会养老保险金基金”或“养老保险基金”代替）。综合目前研究观点，结合统计口径，可将当年的社会养老保险基金的收支模型简单认为：养老保险基金收入=养老保险征缴收入+财政补贴+养老保险基金投资收益=缴费率×参加养老保险职工人数×平均工资+财政补贴+养老保险基金投资收益养老保险基金支出=平均养老金水平×退休职工人数+丧葬费用+其他支出=在职职工平均工资×替代率×退休职工人数+丧葬费用+其他支出养老保险基金平衡=养老保险基金收入-养老保险金基金支出因此，影响养老保险基金收入平衡的主要因素有：缴费率、养老保险参加人数、替代率、职工平均工资、财政补贴和养老保险基金的投资收益等。
二、研究设计
（一）样本选择
考虑到社会养老保险制度的改革所导致的统计数据的可得性和统计口径差异，本文选取我国31省、直辖市和自治区2002-2012年的数据为样本。文中数据来源于国家统计局网站所公布的历年统计年鉴，以及基于此的相关计算。所涉及数据均为未考虑通货膨胀率的名义值。
（二）变量定义
1.被解释变量。
本文所考察的是影响养老保险基金平衡的各个因素，因此被解释变量选择可代表养老保险基金平衡的变量。用来表示养老保险基金平衡的变量主要有绝对值和相对值两类，本文选取相对值数据,即养老保险基金的结余率作为被解释变量。社会保险基金结余率是衡量和考察社会保险运营状况的综合指标之一，养老保险基金结余率是养老保险第n年末的当期结余与第n年年度内基金收入的比值。通过计算可发现，我国各省市每年的养老保险基金结余率之间有较大差异，但是总体呈现上升趋势。限于篇幅，不一一列出各个省份的指标，在此通过山东省2002-2012年结余率以示说明。
2.解释变量。
结合前文的理论分析，考虑相关统计数据的可得性，选取社会养老保险的年末参保人数、缴费率、替代率以及职工工资增长指数作为解释变量构建影响养老保险基金平衡因素的计量模型。由于篇幅限制，本文选取辽宁省、山东省、浙江省、四川省、广东省和新疆维吾尔自治区作为代表说明各解释变量的变化情况。参保人数。养老保险的参保人数代表了养老保险的广度，是衡量养老保险发展的一个重要指标。由于研究对象所限，本文所涉及的参保人数仅指基本城镇基本职工养老保险覆盖范围内的职工。这六个地区的参保人数虽然都呈现出了上升趋势，但上升幅度和参保人数有较大不同，这与每个地区的人口密度和劳动人口流入流出比率有较大关系。新疆人口密度较低，劳动人口流入流出情况较少，因此新疆的养老保险参保人数与其他几个省份相比，处于较低水平。广东省作为人口大省，同时又是劳动人口流入大省，因此参保人数呈现出了较大的增长幅度，参保人数也处于较高水平。参保人数越多，意味着现阶段养老保险的基金收入越多，但在未来，养老保险所要负担的退休人数就越多，对养老保险基金的支出也是一个挑战。缴费率。缴费率是某年度养老保险基金的缴费收入占该年度职工工资总额的比例。目前我国养老保险基金收入中除职工缴纳外，还包括各级财政补贴和养老保险基金的投资收益，缴费率实际为扣除这两部分基金收入来源后的部分占职工工资总额的比例，但是各年度的统计年鉴、劳动统计公报中都未将这两部分按地区单独列出，因此本文仍以统计年鉴中所披露的各地区当年养老保险基金收入为基础计算缴费率，实际缴费率应低于本文所采用的计算数据。这六个地区的缴费率并没有呈现统一的变化规律，浙江省的缴费率呈现下降趋势，其余地区有升有降，总体呈现上升趋势，辽宁省维持在一个相对较高水平。按照2005年国家颁布的《关于完善企业职工基本养老保险制度的决定》，缴费率最高限度为28%，通过数据分析，可以发现目前一些省份在实际操作中，已经超过了这个限度，但随着各种制度的完善，未来社会养老保险的缴费率将逐渐呈逐渐下降趋势。替代率。本文所采用的是平均替代率的概念，即某一年度社会退休职工的平均养老金水平与该年度在职职工平均工资水平之比。平均替代率是把所有退休职工和所有在职职工分别作为一个整体进行比较，是在研究与养老保险基金相关问题时经常采用的一个概念。替代率不仅影响缴费率，也是影响养老保险基金支出的重要因素。职工工资增长率。职工工资增长率代表了职工工资平均增长水平，与社会经济水平有着密切关系。随着社会经济的不断发展，我国各地区每年环比职工工资增长指数基本处于10%以上的水平，稳定增长。职工平均工资水平是影响养老保险基金收入的重要因素之一，在我国现行的养老保险制度中，养老金的计发与社会平均工资挂钩，职工平均工资水平与替代率结合，是影响养老保险基金支出的重要因素。
三、模型解释
（一）预期模型
面板数据是同时在时间序列和横截面上取得的数据。为实现面板数据模型的估计，可以建立从个体角度考虑的含有N个个体成员的模型和从时间点截面上考虑的含有T个时间截面面板数据模型。含有N个个体成员的模型更常用，且符合本文的建模宗旨。
2.预期模型。
首先在模型形式的选择上，根据前文理论分析，倾向于固定效应模型或者随机效应模型，不同省市之间的养老保险基金结余率存在差异性，但是个体之间是否存在结构性差异则需要通过检验得出结论。其次，从各个解释变量对被解释变量的影响方向来看，由各解释变量的选取理论分析来看，可以初步认为，参保人数越多，缴费率越高，替代率越低，工资增长率越高，养老保险基金当年结余就越多，因此参保人数、缴费率对养老保险基金平衡具有正向影响作用，而替代率则具有反向作用，但实际模型的结论是否与预期模型一致，需要通过实证分析和检验来说明。
（二）数据检验
1.单位根检验。
为保证估计结果的有效性和真实回归，首先对面板数据的各序列进行单位根检验，确保数据的平稳性。对于面板数据的各序列水平平稳性检验结果如表4所示。LLC、IPS、ADF和PP是面板数据单位根检验的传统方法，其原假设均为存在单位根。如果各种检验的概率均小于置信度（本文取5%），则拒绝存在单位根的原假设，序列平稳。由上表结果可知，结余率、替代率和工资增长指数为水平平稳，即为零阶单整。对参保人数和缴费率检验其一阶差分，其一阶差分平稳，即一阶单整。由于此面板数据的变量之间是非同阶单整，对参保人数和缴费率取自然对数进行处理，对变化后的序列进行单位根检验，发现处理后的序列均为零阶单整。
2.协整检验。
由单位根检验结果可知，我国各省市的养老保险基金结余率、参保人数的变化率、缴费率的变化率、替代率以及工资增长指数之间为零阶单整。当数据序列为同阶单整时，应对该面板数据进行协整性检验，以保证各变量之间存在长期的因果关系。对处理后的数据序列进行协整检验。各检验方法的原假设均为变量之间不存在协整关系，由于P值均小于5%的显著性水平，拒绝原假设，由此可判断，该面板数据经处理后的变量之间存在协整关系，即存在长期的因果关系。
（三）计量模型及实证结论
1.面板数据模型选择。
在本文的面板数据模型构建中，主要考察影响我国社会养老保险基金平衡的因素。利用Hausman检验可以确定面板数据模型的的类型。首先建立随机效应回归模型，然后进行检验。所构造模型的Hausman检验的统计量值为53.564926，P值为0.0000，原假设为建立随机效应模型，P值小于5%的显著性水平，拒绝原假设，应选择固定效应模型。按照经验，用样本数据推断总体效应采用随机效应回归模型，直接对样本数据进行分析则采用固定效应回归模型。本文Hausman检验的结果也符合一般经验。
2.实证结果解释。
根据Hausman检验的结果，选择个体固定效应模型。由拟合结果可知，该模型所涉及的参保人数变化率、缴费率的变化率、替代率三个变量在5%的显著性水平上通过了检验，工资增长率在10%的显著性水平上通过了检验。R2和调整后的R2值均大于0.95，表明该回归方程的拟合程度较好。从系数的绝对值来看，缴费率的变化率对养老保险基金结余率的影响最大，目前我国养老保险基金收入大部分来源于参保职工的缴费，这一实证检验符合现实情况。从影响方向来看，参保人数、缴费率的变化率和工资增长率对基金结余率呈正向影响，当参保人数、缴费率数值增加时，基金结余率也随之增加，工资增长率一定程度上反映了社会通货膨胀率，通货膨胀率增加，也会引起基金结余率的名义值增加；而替代率则对基金结余率起相反作用，即替代率越高，基金支出越多，基金结余率越低。各个地区的截面系数符号不同，数值也相差较大。由于被解释变量为基金结余率，系数C代表自发倾向，可以简单理解为在没有缴费率、替代率等模型中所包含的因素影响下的基金结余率。其中上海、浙江、江苏等经济较为发达省市的基金结余率较高，这与其地方财政补贴及投资收益有一定关系。
四、研究结论及政策建议
虽然全国各省市的社会养老保险发展水平参差不齐，但是从本文的实证分析来看，替代率、缴费率等影响因素对各地区养老保险基金平衡的影响力度相同，并且国家也提出要实现基本养老保险国家统筹的目标，因此本文只提出涉及国家层面的政策建议。
（一）降低缴费率，拓宽基金收入来源渠道
在本文构建的计量模型中，缴费率的变化对养老保险基金的结余率影响最大，且为正向影响，但这并不意味着要通过提高缴费率来增加养老保险基金的平衡能力。缴费率是养老保险的一个重要衡量指标，目前我国各省市之间缴费率差异较大，经济发达的省份缴费率较低。
（二）实现养老保险基金的增值保值，完善企业年金制度
在利用养老保险基金进行投资时，要明确投资范围，养老保险个人账户的基金投资于银行存款和国债，社会统筹账户基金以及企业年金还可以投资收益性和流动性更强的有价证券。同时制定合理的投资计划和投资组合范围，健全托管人制度，保障巨额基金的安全性和投资收益。宏观政策保障是企业年金发展的先决条件，国家已经出台了关于发展企业年金的一系列规定，包括企业年金的建立条件、提取比例和运行管理模式等问题，但是相关的规定仍需要进一步细化，增强可操作性。对于企业而言，应该完善企业年金计划。同时企业年金的建立和管理过程中还会涉及金融中介服务机构和政府监督机构，关于合格金融中介机构的认证需要进一步规范，防止行业内鱼龙混杂，政府相关部门也需加强对企业年金各个环节的监管。
（三）扩大基本养老保险的覆盖面，健全相关制度法规
面板数据范文第2篇
关键词：金融集聚；信息不对称；规模经济；政府政策
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1003-7217（2012）04-0002-07
一、文献述评
金融是指资金的借贷或融通活动，金融的产生能够优化资源配置、强化风险规避以及完善商品市场的价格机制。因此金融的功能属性使得金融机构大量积聚在某个地理空间范围内。同时信息基础设施完善、人力资本积累提高以及政府政策的倾斜等使金融机构积聚现象得到强化，企业在金融集聚地区内的外部经济性和规模报酬得到明显的改善，反过来将进一步促进金融集聚。
尽管目前理论界对金融集聚的定义没有形成统一的认识，但大多数文献可分为两个类别，一是从金融功能演化与发展角度定性论述金融集聚；二是从定量角度对金融集聚进行的评价，分析影响因素和效应。金融功能视角下研究金融集聚，基本上从定性的角度进行考察。国内学者刘军、杨再斌[1]从动态过程和状态结果来考察金融集聚，动态过程是指通过金融资源与地域条件协调、配置、组合的时空动态变化，促进金融产业成长、发展，进而在一定地域空间生成金融地域密集系统的变化过程，状态结果则指经过上述过程，达到一定规模和密集程度的金融产品、工具、机构、制度、法规和政策文化在一定地域空间有机结合的状态。O’Brien[2]认为金融中心是一个集聚大量金融活动的区域，通常是一个城市，或者是城市的一个地区，Simon X.B等[3]认为传统的金融中心就是提供金融服务的金融机构集聚的地方。国内外学者对金融集聚定义角度不同，反映了金融集聚在不同国家或地区以及不同的政治体制形成的动因也会不同。Porteous[4]认为金融服务的集聚过程可以通过评价信息腹地和信息不对称的重要性来理解。信息的取得需支付成本，获取成本激励金融中介出现，而金融集聚能够使得金融中介获取信息成本的降低，且便利了金融中介对各类投资机会信息的收集，进一步改善资源配置[5]。Park[6]认为规模经济 是国际金融中心形成的动因之一，Panditetal[7]认为金融中心的形成是金融机构高度集聚于某一空间的产物。国外学者是从金融中心的功能角度来阐述，强调金融中心对该区域内企业所产生的规模报酬递增效应和外部经济性，因而其因素主要包括信息不对称和规模经济。冉光和[8]认为市场经济发达发达国家，市场价格机制比较完善，金融产业资本集聚形成模式是由需求反映型机制为主导的，不同于发展中国家供给引导型机制，发展中国家政府在快速提升区域金融竞争力和金融集聚程度时，对该地区内某些区域提供具有竞争力的政策和制度环境，加速了该地区金融集聚的形成。潘英丽[9]在分析政府公共政策影响范围所涉及的因素时，认为金融机构所在地的经营成本、人力资源供给、电信设施的质量与安全可靠性、监管环境与税收制度也是影响金融机构区位选择或迁移决策的因素。因此在对国内地区金融集聚影响因素进行分析时，须考察政府政策的影响因素。
对金融集聚的评价、分析影响因素和效应的研究，以实证分析文献为主。国内学者进行金融集聚影响因素的实证分析大多是建立区域金融集聚程度评价的分析基础上，通过因子分析得出综合指数评价地区金融集聚程度。也有学者在考虑数据异质性的基础上，运用空间计量模型来考察金融集聚程度。吴聪、王聪[10]在经济、金融和城市发展三个类别的基础上构建金融中心竞争力评估指标体系，然后运用因子分析方法提取了五个公共因子，根据综合得分给我国是11个金融中心城市排序。任英华、徐玲等[11]从区域创新的角度，运用空间计量模型来考察区域创新、经济基础、对外开放、人力资本对金融集聚的影响，分析结果表明区域创新和经济基础对金融产业集聚产生了正向影响作用，而对外开放和人力资本对金融集聚的影响是随着时间而改变，金融集聚初期对外开放有显著影响，而随着时间的变化，影响力逐渐减弱，人力资本则是一个积累的过程，初期影响不显著。
从上述研究可以看出，国外对金融集聚的研究大多为定性研究，而定量研究相对较少；已有的定量研究中，相关研究对金融集聚程度的评价从金融的直接表现出发为主，并未对金融集聚动因的核心因素进行考察，所以以实证为主的金融集聚影响因素研究中对信息、规模经济考虑较少，且未考虑空间的差异性；从金融中心形成的微观机制来看，政府政策对金融机构的空间集聚影响并没有考虑到实证模型中。基于此，本文以从信息、规模经济和政策三个变量对我国金融集聚的影响出发构建面板数据模型，从而揭示我国省域金融集聚的分布状态以及形成微的观原因。
二、基于驱动机制的金融集聚影响因素理论假设
在已有的研究中，金融集聚形成的驱动机制一方面是产业集聚演化过程中伴随产生的，另一方面是金融的自身特点，如高流动性，具有系统耗散结构等特点。而从驱动机制角度去分析影响因素，信息流动、规模经济和政府政策是影响金融集聚形成的根本因素，为实证的需要，与驱动机制影响因素对应涉及到三个基本假设。
面板数据范文第3篇
（1.吉首大学 数学与统计学院；2.吉首大学 商学院，湖南 吉首 416000）
摘 要：本文首先介绍了面板数据概念及三种常见的单位根检验方法.然后结合面板数据单位根检验方法，针对湖南省14个市州样本从2003年到2013年人均国内生产总值、人均城镇居民收入和城市化率的面板数据，检验了经济增长中的收敛性假说，得出一些结论.
关键词 ：面板数据；单位根检验；收敛性
中图分类号：F224文献标识码：A文章编号：1673-260X（2015）02-0192-03
我国从上世纪70年代末开始进行由计划经济向市场经济转型的改革.我国的经济改革，从改进激励机制和提高微观经营效率入手，着眼于资源的重新配置，基本上形成了一种具有“帕累托改进”性质的渐进式改革道路.20世纪90年代中期以来，随着对区域经济增长的时间及空间特征研究的日益深入，有关地级行政单元的区域经济分析越来越多.如何评价一个省级行政单元的地级区域发展情况，也引发人们的关注.促进区域协调发展，要加快转变经济发展方式，注重民生问题为政策导向，坚持以实现全面小康为目标，显然对每个省的地级区域发展做计量评价很有必要.
1 研究方法与数据来源
1.1 研究方法
面板数据集（panel data set），是在不同时期跟踪由给定个体组成的样本而获取的数据集，它包含样本中每个个体的多个观测值.无论在发达国家还是发展中国家，面板数据都已经很常见.譬如，美国有两个最著名的面板数据集：NLS数据集和密歇根大学的PSID数据集.在经济学研究中，与传统的横截面数据集和时间序列数据集相比，面板数据集具有多方面的优势[参见Hsiao(1985a，1995，2000)][1~2].
面板模型进行回归分析之前要进行单位根检验，这是避免出现伪回归的前提条件.面板单位根检验方法有别于时间序列数据单位根检验，主要为：LLC检验和Hadri检验是相同根的检验方法；IPS检验和Fisher-ADF检验是不同根的检验方法[3].
其中LLC检验（Levin，Lin（1993））零假设是所有的时间序列均是I（1）过程，备择假设都是平稳序列.IPS检验（Im，Pesearn，Shin（1997））拓宽了LLC的分析框架，其备择假设为有一部分为平稳序列，其余部分为非平稳序列.Hadri检验（Hadri（2000））零假设是服从平稳过程（包含时间趋势），备择假设是非平稳过程，存在单位根[4].
1.2 数据来源
本文的数据主要来自于湖南经济社会发展60年及湖南省2004-2014年统计年鉴、统计公报，基期为2003年，数据人均国内生产总值、城镇居民可支配收入都是按人口平均值的实际值（按各研究对象的CPI指数进行折算）.14个市州包括了：长沙，株洲，湘潭，衡阳，邵阳，岳阳，常德，张家界，益阳，郴州，永州，怀化，娄底，湘西州.还有一个湖南省级层面的数据，15个样本量.
2 实证分析结果
本文在这里主要是用三种常见的检验方法对样本面板数据进行单根检验，实证是否存在绝对收敛现象，至于条件收敛性不作为本文的考虑重点（条件收敛就是对加入各种重要影响因素之后的收敛）.软件操作由EViews7完成[3，5].
2.1 人均国内生产总值实证
湖南及各市州2003年-2013年的人均国内生产总值的变化见图1.
从图1中看，自2003以来，湖南及各市州的人均国内生产总值都在增长，长沙的数据遥遥领先，但是是否会出现新古典增长理论中的趋同现象，这有待检验.下面我们就应用本文提到的方法进行检验，对应的p值如表.这里对有关符号进行说明：Levin1表示对有个体效应趋势模型进行检验，原假设是不带时间趋势的单整过程，备择假设表示平稳序列（允许时间趋势的存在），Levin2表示对既有个体效应又有时间趋势的模型进行检验，原假设是不带时间趋势的单整过程，备择假设是趋势平稳序列，Levin3表示没有个体效应和没有时间趋势模型的检验，原假设表明是单整过程，备择假设是平稳序列；
Ips1表示对经过均值过滤的有个体效应模型检验，Ips2表示均值过滤的既有个体效应又有时间趋势项模型的检验，Ips检验的原假设同Levin检验；
对于Levin、Ips两种检验的原假设即存在非平稳序列，也就是说不存在绝对收敛.结果见表1，表2.(CGDP是一种面板数据的表示方法)
Hadry1表示横截面个体之间没有异方差，Hadry2表示横截面之间有异方差.对于Hadry检验，原假设是时间序列都是平稳过程（包含时间趋势），备择假设是非平稳过程，存在单位根.结果见表3.
以上三种检验的结果，前两种有Levin2拒绝原假设，即控制了时间和个体效应之后存在收敛性现象.这种时间效应表示了经济周期和结构性外部冲击对湖南及各市州的显著影响，个体效应度量了各地区的异质性，例如不同的地理位置、不同的资源禀赋、不同的制度特征等，人均GDP受到个体效应的异质性有显著表现.其他结果都是接受原假设，表明至少一部分序列是非平稳过程，存在单位根.Hadry检验是拒绝原假设，根据原假设同样表明至少一部分序列式非平稳过程.因此，Levin1、Levin3、Ips、Hadry检验得出结论：从2003年到2013年湖南及各市州从人均GDP看不存在整体上的绝对收敛.
Levin2检验得出结论：从2003年到2013年湖南及各市州从人均GDP看存在整体上的绝对收敛，来源于时间趋势和个体效应的影响.
2.2 城镇居民人均可支配收入实证
从图2可以看出各样本的收入数据是线性增长，经济实力强的地市，显然收入的绝对量要大很多.一直处于领先地位的长沙与处于末位的张家界差距越来越大.可以推断湖南省各市州的城镇居民人均可支配收入分配不均，有很大的空间差异性.
以上三种检验的结果，前两种检验结果都是接受原假设，表明至少一部分序列是非平稳过程，存在单位根.Levin2以0.10440接受原假设，即控制了时间和个体效应之后也不存在收敛性现象.这种时间效应表示了经济周期和结构性外部冲击对城镇居民可支配收入没有造成显著的影响，个体效应度量了各地区的异质性，湖南及各市州的城镇居民可支配收入个体异质也不显著.Hadry检验是拒绝原假设，根据原假设同样表明至少一部分序列式非平稳过程.因此，得出结论：从2003年到2013年湖南及各市州从城镇居民人均可支配收入看不存在整体上的绝对收敛.
2.3 城镇化率实证
由图3可以看出各样本数据在起点数据不同的情况下，平稳增长，且增长率的大小差异不大，但处在领先的长沙是末位邵阳的两倍.湖南各市州城镇化率还有较大的差异.
以上三种检验的结果，Levin1、Levin2检验结果0.00230、0.00270都是拒绝原假设，表明序列是平稳过程，不存在单位根，是一种个体效应趋势模型、个体效应趋势及时间趋势模型的平稳.即控制了个体效应、时间趋势和个体效应之后存在收敛性现象.这种时间效应表示了经济周期和结构性外部冲击对湖南及各市州的城镇化率显著影响，个体效应度量了各地区的异质性，城镇化率受到个体效应的异质性有显著表现.Levin3、Ips1、Ips2检验结果接受原假设，表明至少一部分序列是非平稳过程，存在单位根.
Hadry检验是拒绝原假设，根据原假设同样表明至少一部分序列式非平稳过程.因此，通过Levin1、Levin2检验得出结论：从2003年到2013年湖南及各市州从城镇化率看存在整体上的绝对收敛，通过Levin3、Ips、Hadry检验得出结论：从2003年到2013年湖南及各市州从城镇化率看不存在整体上的绝对收敛.
根据Levin(LL)检验的原理，一般适用于比较大的截面，比较少的时间单位的面板数据.（具体证明见Levin，Lin（1993））.Ips检验拓宽了Levin检验分析的框架，可以处理包含异方差的情形.Hadry（LM）检验是一种基于回归残差的检验方法，功效较大，适用于比较大的时间单位和适中的横截面单位（参考Hadry（2000））.就此根据Levin(LL)检验的结果对本结论.
3 结论
通过采用不同的面板数据单位根检验方法，对2003-2013年湖南及各市州数据进行实证分析，得知从2003-2013年人均GDP的数据变化通过面板数据分析整体上在湖南没有绝对收敛现象，新古典增长理论这一假说不适合湖南经济发展的描述.从2003-2013年城镇居民人均可支配收入和城镇化率的数据变化通过面板数据分析整体上在湖南有绝对收敛现象，且经济周期和结构性外部冲击对城镇居民人均可支配收入的变化没有显著性影响.各研究对象之间的差异有扩大化的趋势.
当然我们可以对条件收敛和俱乐部收敛现象进行进一步的验证，加入各种重要的影响因素，例如储蓄率、技术进步率等等，这会涉及到面板数据的协整检验和估计.
参考文献：
〔1〕萧政.面板数据分析[M].北京:中国人民大学出版社，2012.
〔2〕杰弗里·M·伍德里奇.计量经济学导论[M].北京:中国人民大学出版社.
〔3〕刘巍，陈昭.计量经济学软件EWiews6.0建模方法与操作技巧[M].北京：机械工业出版社，2011.
面板数据范文第4篇
关键词：云南 FDI 产业结构 面板数据
改革开放以来，我国的经济持续稳定增长，投资环境日趋完善，对外商直接投资采取了一系列的税收等方面的优惠政策，外商直接投资的规模不断增大。一般学者认为，对发展中国家而言，外商直接投资在一国的经济发展中会产生溢出效应，促进我国产业升级和经济发展。从发达国家的经济发展轨迹中可以看到，产业结构中从第一产业向第二、三产业占优势比重的过程，产业的转型和升级，是一个符合经济发展历史和逻辑的过程。
十会议中，旗帜鲜明地提出了要加快完善社会主义市场经济体制和加快转变经济发展方式，在转变经济发展方式领域的主攻方向就是推进经济结构战略性调整。云南地处我国欠发达地区，自1998年以来，云南吸引的外商直接投资呈上升趋势。本文首先分析了云南的产业构成和FDI的产业结构特征，并以云南的三产业为研究对象，选取各产业实际利用外资额和各产业增加值为变量，建立面板数据模型，分析实际利用外资额对产业增加值的贡献，进而分析外商直接投资对云南产业结构的影响。为云南进一步引进外商直接投资，优化产业结构提供理论依据。
云南GDP的产业构成和产业发展的特征
（一）云南GDP的产业构成（1998-2010）
由表1的统计，可以看出1998-2010年间，云南第一产业在GDP中所占的比重呈下降趋势，从1998年的22.03%，下降到2010年的15.34%。第二产业在GDP中所占的比重1998年为44.68%，之后缓慢下降，2002年比例为40.42%，之后又缓慢上升，2010年达到44.62%，第二产业在GDP中，一直处于主导地位。第三产业占GDP的比重，从1998年的33.29%，一直处于上升趋势，到2010年，已经达40.04%，与第二产业的差距相差4.58个百分点，差距最大的是1998年，差距为11.39个百分点，最小的是2002年，差距仅为0.88个百分点。
产业结构调整的规律一般为：第一产业的比重持续下降后趋于稳定，第二产业是大幅上升后趋于稳定，然后略有下降，第三产业的比重会持续上升。全国发达地区的第三产业，已经在GDP产业构成中占据主导地位，和这些地区相比，云南的第三产业在GDP中所占的比重严重偏低，加大云南第三产业在GDP中所占的比重，是云南产业结构调整的发展方向。
（二）云南各产业发展的特征
云南的产业结构具有明显的“资源导向”特点。产业的发展主要建立在自然资源开发的比较优势上，导致产业层次低、产品附加值低、产业竞争力不强，企业对科技的有效需求不足。R&D经费投入低，科技向现实生产力转化的能力薄弱。高新技术产业化程度低，技术创新没有成为产业利润的主要来源。吸引投资的产业配套能力弱，在一定程度上制约了特色产业的集聚和特色产业链的迅速形成。缺乏具有影响力的龙头企业和名牌产品，产业分工地位较低，整体上仍处于产业价值链的中低端。具体表现为：
1.农业发展的特征。现代农业是资本、技术密集型产业。在发展特色农业过程中，云南还没有摆脱传统农业思维定式的束缚，大部分特色产业没有形成核心竞争力。涉农企业的产业化程度低，生产经营组织形式不健全。大部分特色产品都以原料产品形式进入市场，虽有一定的市场竞争力，但产业链条短，附加值效益低，规模化、市场化开发程度不高。农业经营组织规模小，风险承受能力低，对科技化投入的积极性和能力都很弱。这种生产形式对新技术的推广应用、提高产品质量和市场竞争力十分不利。特色农产品的科技含量不高，市场竞争力弱。新产品、新品种科研开发不力和科技推广不到位，带来产品质量难以提高。特色农产品市场营销网络不健全，产品流通困难。既缺乏有效的促销手段，也缺乏功能齐全的专业市场。
2.工业发展的特征。以采掘和原材料重化工业为主导的云南省工业发展对资源和能源的依赖程度较高，轻重比例不协调，面临的资源环境压力日益突出。工业结构层次偏低，资源优势得不到高效与合理的利用，生物、水能、矿产资源优势尚未充分转化为经济优势。工业经济整体效益偏低，工业化整体水平难以得到快速提高，必须加快工业结构调整和转变工业发展方式。
3.服务业发展的特征。现代服务业的发展相对缓慢，主要表现在两个方面，第一，用现代化的新技术、新业态和新服务方式对传统服务业的改造并不明显，云南的传统服务业仍然停留在传统方式上。因采用新技术获得竞争优势而导致的服务业的集中现象并没有出现。传统服务业的市场竞争仍停留在小、散和竞争不充分的状态。第二，生产业的发展不充分。20世纪90年代以来，云南省从事科学研究与综合技术服务业的人员数量减少，从事社会服务业的人员数量则维持在一个比较低的水平上。现代服务业发展的滞后在很大程度上影响了云南的产业向集约化、信息化和市场化的发展。
云南FDI的产业结构特征
历年各产业利用FDI比例（1998-2010）。由表2的统计可以看出，1998-2010年间，云南第一产业利用FDI的比重偏小，只有2004年，超过了10%，其余年份都低于10%，其中，2010年，第一产业利用FDI的比重，只有1.25%。在利用FDI方面，第二产业和第三产业占绝对主导地位。其中，只有1999年、2000年、2002年和2008年，第三产业利用FDI超过了第二产业，其他年份，第二产业利用FDI都超过第三产业。1998-2010年，三次产业平均利用FDI的比例分别为：5.42%、52.19%和42.39%。云南在利用FDI方面，总体处于“二三一”的状态。
2008-2010年第二产业利用FDI的内部比例分析。从表3可以看出，在第二产业内部，2008-2010年间，制造业实际利用FDI的比重呈下降趋势，平均比重为49.3%，接近一半。建筑业实际利用FDI的比重，增长迅速，从2008年的2.33%，增长到2010年的37.26%。
2008-2010年第三产业利用FDI的内部比例分析。
从表4的统计中，可以看出，云南第三产业利用FDI，部门分布的极不平衡。从3年的平均值来看，云南的第三产业利用FDI主要集中在社会服务业、房地产业、批发和零售贸易餐饮业。交通运输、仓储及邮电通信业占2%，科学研究和综合技术服务业占3.27%，比例非常低。其他部门，如地质勘查、水利管理业，卫生体育和社会福利业，教育、文化艺术和广播电影电视业，利用FDI的数量都为0。这种情况非常不利于云南产业结构的调整和优化。
理论模型与方法的选择
面板数据是调查经历一段时间的同样的横截面数据，具有空间和时间的两种特性。它还有其他一些名称，诸如混合数据，纵列数据，平行数据等，这些名字都包含了横截面单元在一段时期的活动。面板数据的优点在于：提供了更有价值的数据，变量之间增加了多变性并减少了共线性，而且提高了自由度和有效性。能够更好地检测和度量单纯使用横截面数据或时间序列数据无法观测到的影响。能够对更复杂的行为模型进行研究。
（一）面板数据回归模型的类型
对于面板数据模型，其中，i表示第i个横截面单元，用t表示时间标识符。可能的情形主要有下列几种：
一是变系数模型。这种情形除了存在个体影响以外，在横截面上还存在着变化的经济结构，因此结构参数在不同的横截面单位是不相同的。
二是变截距模型。这种情形在横截面上个体影响是不同的，个体影响表现为在模型中被忽略的反映个体差异的影响，又分为固定效应及随机效应两种。
三是不变参数模型。所有系数都不随时间和个体而变化。在横截面上没有个体影响、没有结构变化，也就是，。则普通最小二乘估计给出了和的一致有效估计。相当于把多个时期的截面数据放在一起作为样本数据。
（二）确定选择类型
1.确定影响形式。根据对个体影响处理形式的不同，模型有固定影响模型和随机影响模型两种，因此利用面板数据模型所面临的主要问题便是如何在固定影响模型和随机影响模型中进行选择。在确定固定影响还是随机影响时，一般的做法是：首先建立随机影响的模型，然后做Hausman检验该模型是否是随机效应模型。
2.确定模型形式的F检验。得到面板数据之后，用F检验确定属于哪一种类型。F检验的两个原假设为：
H1：回归斜率系数相同而截距项不相同
H2：回归斜率系数和截距项都相同
构建F统计量：
其中，S1为变参数模型的残差平方和，S2为变截距模型的残差平方和，S3为不变参数模型的残差平方和，N是总个体数，T为总时期数，k为解释变量的个数。
获得S1，S2，S3后手工计算F2，F1，并查找临界值做出判定。判定规则为：
若不能拒绝假设H2，则为不变参数模型，检验结束。
拒绝假设H2，则检验假设H1。如接受H1，则模型为变截距模型。
若拒绝H1，则模型为变参数模型。
云南省FDI的产业结构效应的实证分析
（一）变量的选择与数据预处理
本文采用1998-2010年的年度数据，以各产业的增加值GDPi为被解释变量，以各产业外商直接投资中实际利用外资额FDIi作为解释变量。根据当年的平均汇率，对数据做了统一单位处理。同时，为了减少各时间序列的剧烈波动，消除数据可能存在的异方差，分别对各组指标数据取自然对数处理。计算过程采用软件Eviews 6.0进行处理。
（二） 模型的确定
1.确定影响形式。根据Hausman检验结果显示：应该拒绝原假设。不能将模型设定为随机模型（见表5）。
2.确定模型形式的F检验。
首先，分别计算3种情形的模型形式：变参数模型、变截距模型及不变参数模型，并在每个模型的回归统计量中可以得到相应的残差平方和S1=2.721185、S2=2.837140和S3=3.366232。
其次，分别计算F统计量，其中N=3、k=1、T=13，得到的两个F统计量分别为：
F1=（（S2-S1）/2）/（S1 /33）=0.70
F2=（（S3-S1）/4）/（S1 /33）=1.96
在给定5%的显著性水平下，得到相应的临界值为：
F2（4， 33） =2.66 F1（2， 33） =3.29
由于F2
结论
T检验的P值为0，F值为132.5169，F检验的P值为0，调整后的R-squared为0.775833。可以看出，检验结果均显著，说明模型形式正确。从整体上讲，云南外商直接投资与各产业产值增加的panel-data模型检验总体效果良好。结果表明，云南各产业引入FDI每增加1个百分点，各产业产值增加0.39个百分点，各个产业产值增加受引入FDI的影响没有明显差距。云南虽然有自己的资源优势和国家的政策支持，但是受云南总体经济基础较差，投资环境不尽如人意、基础设施建设滞后、科技投入不足、人力资源素质较低、地理位置偏远等多种因素的影响，加之云南本身的产业结构存在资源性和原料型的特征，而外商直接投资在我国主要集中在劳动密集型和技术密集型产业上。这些都导致云南吸收FDI的总量小，结构不合理，FDI对云南的产业结构调整尚未成为积极因素，这也是导致云南与中国其他发达地区经济差异逐渐拉大的重要原因。虽然一般的研究认为外商直接投资对一个地区的产业结构升级有导向的作用，引领欠发达地区的产业结构发生变革。但是，外商直接投资无法从根本上改变落后地区的产业结构，只有当外商直接投资持续、深入地介入各个产业，才能成为改变该地区产业结构的一个因素。 所以，云南应该全面入手，大幅度改善经济发展（投资）环境，大力改善基础设施条件和提高科技创新能力，才能提高FDI数量，优化FDI结构，最终促进云南经济发展和产业结构的调整。
参考文献：
1.高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].清华大学出版社，2009
2.白仲林.面板数据的计量经济分析[M].南开大学出版社，2008
3.云南省统计局.云南统计年鉴2009-2011[M].中国统计出版社，2009-2011
4.吴岚.云南省外商直接投资现状分析及对策研究[J].云南科技管理，2007（6）
5.杨杰等.FDI、对外贸易与经济增长的关系—基于Granger检验及西部面板数据（1998～2）的研究[J].黑龙江对外经贸，2008（7）
6.郭克莎.外商直接投资对我国产业的影响研究[J].管理世界，2000（2）
7.黄志勇等.FDI对上海产业结构影响的实证分析—基于面板数据模型的研究[J].产业经济研究，2008 （4）
作者简介：
面板数据范文第5篇
关键词：县域；经济差异；空间统计；时空聚集；测度
一、引言
改革开放前，中国实行高度集权的计划经济和区域经济均衡发展战略，区域间差距呈缩小趋势。改革开放后，中国实行区域经济非均衡发展和非均衡协调发展战略，这使得各省的县域经济差异越拉越大。
从目前的研究成果来看，区域经济差异分析的理论概述已经非常全面，但大多沿用定性分析方法，而定量分析中也多是从时间维度或传统计量分析出发，从空间角度针对浙江省经济差异的分析成果目前还较为少见。本文利用变差系数、泰勒指数及经济平均增长指数对浙江省区域差异进行定量测度。但是，由于空间数据存在一定的自相关性，而经典统计学方法缺乏空间视角，难以真正反映区域空间差异的变化与机制，因此本文利用探索性空间统计方法，从全局和局部两个角度对区域经济的空间自相关进行测定。
二、研究方法与模型
（一）变异系数
变异系数是用来反映随机系列各变量对其均值的相对离散程度的指标，可以用来衡量区域发展差异或不平衡程度。计算公式如下：
CV=■×100%；S=■①
式中，CV为变异系数，xi为第i区域人均GDP，x为平均人均GDP，n为区域个数。CV值越大，表示区域经济差异越大。
（二）泰勒指数
泰勒指数是衡量个人之间或者地区间收入差距（不平等度）的指标，计算公式如下
T=■■rilogri②
其中ri是个人收入（yi）与平均收入（μγ）的比值，ri=yi/μγ，μγ=■yi/n。如果把人口分为m组，g1，g2，...，gm每组有nj个个体，j=1，2，...，m，计算公式如下
T=，■piRjlogRj+■pjRjTj，Tj=■■rilogri③
式中，T为子群体间差距指数，该数值越小说明子群体间不均衡程度越小。人口比例有公式pj=nj/n计算，Rj为第j组平均GDP占整个区域平均GDP的比例，Tj为第j个子群体的收入不平等程度。
（三）空间自相关
目前空间自相关的测度方法有许多种，对于定量数据，Moran’s I指数法是最为基本和重要的方法。本文利用全局和局部Moran’s I指数来检验区域经济是否存在空间集聚。同时，对Moran’s I结果进行Z检验，公式为：
Z（d）=■④
通过检验后，当Moran’s I为正值且较大时，表示区域经济发展水平在空间上具有集聚性；反之，则表明区域与其周边地区的经济发展水平具有空间差异性，呈局部间聚集。Moran 散点图由4个象限组成。落入第一象限H-H（高-高）或第三象限L-L（低-低）的观察值分别表示某区域与其相邻区域的属性有较高（低）程度的集聚效应，因而相邻区域的属性逐步趋向一致。位于第二象限L-H（低-高）和第四象限H-L（高-低）的观察值分别表明某区域与相邻区域的属性存在较大差异。为了更好地反应各县域与其周围邻近县域之间经济差异的分布关系，本文利用局部空间关联指数LISA中的局部Moran’sI指数，结合Moran散点图和LISA集聚图来研究局部空间分布规律。
三、实证研究
（一）数据来源
本文空间面板数据中69个县域数据来源于2004～2012年《浙江省统计年鉴》，空间数据来自于国家基础地理信息系统1998版的浙江省县级政区数据库。由于2001年撤销萧山市、余杭市，设立杭州市萧山区、余杭区，2000年撤销金华县，设立金华市金东区，2002年撤销鄞县，设立宁波市鄞州区，2001年撤销衢县，设立衢州市衢江区，因此本文采用GIS软件进行相应地区合并等处理。
（二）实证结果与分析
1.变异系数
利用公式①计算得浙江省69个县域2003～2011年的变异系数，从表1分析可知浙江省区域经济差异在这9年中逐渐增大。2006～2007年变化速度突然加快，2008年后增长速度有稍有下降。
2.泰勒指数
利用公式②和③计算得2003～2011年浙江省总体泰勒指数（见表2），可以看出浙江省泰勒指数的变化是一个波动较大但总体上升的过程，总指数由2003年的13.87%上升到2011年的15.82%，增加幅度为19.5%。但随着浙江省经济二、三产业转型升级步伐加快和新城市化深入推进，总体指数的变化呈现下降的趋势。
为了进一步考虑浙江省69个县域间收入的不公平度，本文把浙江省整体分为城镇与农村两个子群体，分别考虑农村间差距、城镇间差距及城乡间差距。由表2可以看出，农村间差距与城镇间差距都很小。城乡间差距由2003年的5.4%上升到2011年的6.36%，增加幅度为0.96%，说明城乡间收入差距变大。
3.全局自相关
利用公式（4）测算出浙江省69个县域经济的空间自相关性Moran’s I指数及其检验值，见表3。Moran’s I均大于0，且其正态统计量值均远远大于正态分布在0.05水平下的临界值1.96，这表明浙江省69个县市之间以人均GDP衡量的经济增长在空间分布上具有明显的正相关关系。2003～2009年各个县域的正相关关系越来越强，说明浙江省各县域经济发展具有趋同性。
4.局部自相关
为了进一步说明在空间集聚格局中县域单元对于全局空间自相关的贡献程度，以及经济格局的演化状况，本文利用Geoda软件绘制浙江省2003～2011年县域人均GDP的空间局部LISA集聚图（文中只展示部分），见图1。
从图1可以看出，浙江省经济发展程度的空间分布表现出明显的地带性，高值区域和低值区域的集聚特征十分显著。“高-高”集聚发展型主要分布于东部及东北部地区，“低-低”集中贫困型主要分布于在西南地区。根据2003～2011年县域经济局部LISA集聚图，将浙江省县域经济集聚性程度分为3个类型区，见表4。
四、结论与建议
通过浙江省2003～2011年区域经济差异的分析，笔者认为：1.基于变异系数测度，浙江省区域经济差异逐年增大；2.基于泰勒指数测度，农村间与城镇间的收入差距较小，但城乡间的泰勒指数由2003年的5.4%上升到2011年的6.36%，说明城乡间收入差距变大，即城乡间的不公平度增大；3.基于空间全局效应测度，得出全局Moran指数由2003年的41.64%上升到2009年的46.99%，再下降到2011年的42.47%，表明浙江省县域经济具有显著的空间自相关，且呈现先扩大后缩小的趋势，县域之间的相互作用日益增强；4.基于空间局部效应测度，浙江省所有县域都表现为正的空间关联，县域之间经济作用显著。“高-高”类型的县域数量较少，主要集中浙江东部，但这些县域的经济辐射力较强。“低-低”类型的县域数量较多主要集中浙南、浙西地区，这些地区与周边地区经济差异小，形成了浙江省经济落后的集聚区域。“低-高”与“高-低”类型县域数目较少且其显著性不明显。
基于本文分析过程和相关结论，针对浙江区域经济可持续发展提出如下建议：1.应进一步加强农村生活保障、医疗等基础建设，增加对“三农”和“民生”等的投入，鼓励农民积极的生产，同时合理征用农民土地并有效利用土地，进一步缩小城乡间收入；2.对于浙江中部地区，应坚定不移地对国有企业实行改制，放手发展民营经济，由市场来决定产业和结构，而政府应注意加强规划工业园区与开发区，适时引导产业集聚等；3.对于浙江西南部地区，应当加大引进企业进驻以及投资的力度，在农业生产的同时为农民提供更多工作的机会，同时大力促进教育事业的发展，培养人才来共同推进经济发展；4.对于浙江东部地区，应坚持走现在的发展路线，然后在原有的基础上继续创新性发展，同时可以加大对落后区域的财政投资。
参考文献：
[1]任建军，阳国梁.中国区域经济发展差异及其成因分析[J].经济地理，2010（05）.
[2]张青峰，吴发启，赵龙山等.基于空间分析方法的山西省县域经济空间差异分析[J].生态经济：学术版，2010（01）
[3] GETIS A，ORD JK. The analysis of spatial association by use of distance statistics[J].Geographical Analysis，1992，24（03）.
[4]陈斐，杜道生.空间统计分析与GIS在区域经济分析中的应用[J].武汉大学学报， 2002，27（04）.
[5]王水君.区域竞争与城市发展——推进新型城市化与产业转型升级互动发展[J].浙江经济，2012（03）.
[6]宋萍，洪伟，吴乘祯.基于ESDA的福建省县域经济差异[J]福建农林大学学报：自然科学，2009，38（04）.
