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面板數(shù)據(jù)范文第1篇

從1997年開始，我國逐步在全國范圍內(nèi)建立統(tǒng)帳結(jié)合的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度，根據(jù)參加工作時(shí)間劃分，將該體系下覆蓋的職工分為老人、中人和新人。在轉(zhuǎn)制過程中，老人和中人均沒有個(gè)人積累賬戶，缺乏基金積累，形成“隱性債務(wù)”。因此在1997年之后參加工作的新人所繳納的資金雖進(jìn)入個(gè)人賬戶，但是個(gè)人賬戶資金用來彌補(bǔ)社會(huì)統(tǒng)籌的資金支出，加之統(tǒng)籌賬戶和個(gè)人賬戶之間的管理不透明致使許多個(gè)人賬戶空帳運(yùn)轉(zhuǎn)。除此之外，制度不規(guī)范和配套法律的缺失也給社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的發(fā)展造成了一定阻礙。例如，伴隨職工工作調(diào)動(dòng)等情況帶來的基本養(yǎng)老保險(xiǎn)轉(zhuǎn)移接續(xù)問題給許多職工造成了實(shí)際的困擾。普通參保對(duì)象對(duì)于存在該制度所表現(xiàn)的信心缺失才是最嚴(yán)重的后果。目前我國基本養(yǎng)老金實(shí)行統(tǒng)帳結(jié)合的部分積累模式，并逐漸建立多層次養(yǎng)老保險(xiǎn)體系，考慮制度發(fā)展和統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性，因此本文的研究對(duì)象為城鎮(zhèn)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)基金（以下均以“社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)金基金”或“養(yǎng)老保險(xiǎn)基金”代替）。綜合目前研究觀點(diǎn)，結(jié)合統(tǒng)計(jì)口徑，可將當(dāng)年的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的收支模型簡單認(rèn)為：養(yǎng)老保險(xiǎn)基金收入=養(yǎng)老保險(xiǎn)征繳收入+財(cái)政補(bǔ)貼+養(yǎng)老保險(xiǎn)基金投資收益=繳費(fèi)率×參加養(yǎng)老保險(xiǎn)職工人數(shù)×平均工資+財(cái)政補(bǔ)貼+養(yǎng)老保險(xiǎn)基金投資收益養(yǎng)老保險(xiǎn)基金支出=平均養(yǎng)老金水平×退休職工人數(shù)+喪葬費(fèi)用+其他支出=在職職工平均工資×替代率×退休職工人數(shù)+喪葬費(fèi)用+其他支出養(yǎng)老保險(xiǎn)基金平衡=養(yǎng)老保險(xiǎn)基金收入-養(yǎng)老保險(xiǎn)金基金支出因此，影響?zhàn)B老保險(xiǎn)基金收入平衡的主要因素有：繳費(fèi)率、養(yǎng)老保險(xiǎn)參加人數(shù)、替代率、職工平均工資、財(cái)政補(bǔ)貼和養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的投資收益等。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇

考慮到社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的改革所導(dǎo)致的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性和統(tǒng)計(jì)口徑差異，本文選取我國31省、直轄市和自治區(qū)2002-2012年的數(shù)據(jù)為樣本。文中數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站所公布的歷年統(tǒng)計(jì)年鑒，以及基于此的相關(guān)計(jì)算。所涉及數(shù)據(jù)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?zhàn)B老保險(xiǎn)基金平衡的各個(gè)因素，因此被解釋變量選擇可代表養(yǎng)老保險(xiǎn)基金平衡的變量。用來表示養(yǎng)老保險(xiǎn)基金平衡的變量主要有絕對(duì)值和相對(duì)值兩類，本文選取相對(duì)值數(shù)據(jù),即養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的結(jié)余率作為被解釋變量。社會(huì)保險(xiǎn)基金結(jié)余率是衡量和考察社會(huì)保險(xiǎn)運(yùn)營狀況的綜合指標(biāo)之一，養(yǎng)老保險(xiǎn)基金結(jié)余率是養(yǎng)老保險(xiǎn)第n年末的當(dāng)期結(jié)余與第n年年度內(nèi)基金收入的比值。通過計(jì)算可發(fā)現(xiàn)，我國各省市每年的養(yǎng)老保險(xiǎn)基金結(jié)余率之間有較大差異，但是總體呈現(xiàn)上升趨勢。限于篇幅，不一一列出各個(gè)省份的指標(biāo)，在此通過山東省2002-2012年結(jié)余率以示說明。

2.解釋變量。

結(jié)合前文的理論分析，考慮相關(guān)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可得性，選取社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的年末參保人數(shù)、繳費(fèi)率、替代率以及職工工資增長指數(shù)作為解釋變量構(gòu)建影響?zhàn)B老保險(xiǎn)基金平衡因素的計(jì)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(qū)作為代表說明各解釋變量的變化情況。參保人數(shù)。養(yǎng)老保險(xiǎn)的參保人數(shù)代表了養(yǎng)老保險(xiǎn)的廣度，是衡量養(yǎng)老保險(xiǎn)發(fā)展的一個(gè)重要指標(biāo)。由于研究對(duì)象所限，本文所涉及的參保人數(shù)僅指基本城鎮(zhèn)基本職工養(yǎng)老保險(xiǎn)覆蓋范圍內(nèi)的職工。這六個(gè)地區(qū)的參保人數(shù)雖然都呈現(xiàn)出了上升趨勢，但上升幅度和參保人數(shù)有較大不同，這與每個(gè)地區(qū)的人口密度和勞動(dòng)人口流入流出比率有較大關(guān)系。新疆人口密度較低，勞動(dòng)人口流入流出情況較少，因此新疆的養(yǎng)老保險(xiǎn)參保人數(shù)與其他幾個(gè)省份相比，處于較低水平。廣東省作為人口大省，同時(shí)又是勞動(dòng)人口流入大省，因此參保人數(shù)呈現(xiàn)出了較大的增長幅度，參保人數(shù)也處于較高水平。參保人數(shù)越多，意味著現(xiàn)階段養(yǎng)老保險(xiǎn)的基金收入越多，但在未來，養(yǎng)老保險(xiǎn)所要負(fù)擔(dān)的退休人數(shù)就越多，對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的支出也是一個(gè)挑戰(zhàn)。繳費(fèi)率。繳費(fèi)率是某年度養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的繳費(fèi)收入占該年度職工工資總額的比例。目前我國養(yǎng)老保險(xiǎn)基金收入中除職工繳納外，還包括各級(jí)財(cái)政補(bǔ)貼和養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的投資收益，繳費(fèi)率實(shí)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(tǒng)計(jì)年鑒、勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)公報(bào)中都未將這兩部分按地區(qū)單獨(dú)列出，因此本文仍以統(tǒng)計(jì)年鑒中所披露的各地區(qū)當(dāng)年養(yǎng)老保險(xiǎn)基金收入為基礎(chǔ)計(jì)算繳費(fèi)率，實(shí)際繳費(fèi)率應(yīng)低于本文所采用的計(jì)算數(shù)據(jù)。這六個(gè)地區(qū)的繳費(fèi)率并沒有呈現(xiàn)統(tǒng)一的變化規(guī)律，浙江省的繳費(fèi)率呈現(xiàn)下降趨勢，其余地區(qū)有升有降，總體呈現(xiàn)上升趨勢，遼寧省維持在一個(gè)相對(duì)較高水平。按照2005年國家頒布的《關(guān)于完善企業(yè)職工基本養(yǎng)老保險(xiǎn)制度的決定》，繳費(fèi)率最高限度為28%，通過數(shù)據(jù)分析，可以發(fā)現(xiàn)目前一些省份在實(shí)際操作中，已經(jīng)超過了這個(gè)限度，但隨著各種制度的完善，未來社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)的繳費(fèi)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(huì)退休職工的平均養(yǎng)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(gè)整體進(jìn)行比較，是在研究與養(yǎng)老保險(xiǎn)基金相關(guān)問題時(shí)經(jīng)常采用的一個(gè)概念。替代率不僅影響繳費(fèi)率，也是影響?zhàn)B老保險(xiǎn)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(huì)經(jīng)濟(jì)水平有著密切關(guān)系。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，我國各地區(qū)每年環(huán)比職工工資增長指數(shù)基本處于10%以上的水平，穩(wěn)定增長。職工平均工資水平是影響?zhàn)B老保險(xiǎn)基金收入的重要因素之一，在我國現(xiàn)行的養(yǎng)老保險(xiǎn)制度中，養(yǎng)老金的計(jì)發(fā)與社會(huì)平均工資掛鉤，職工平均工資水平與替代率結(jié)合，是影響?zhàn)B老保險(xiǎn)基金支出的重要因素。

三、模型解釋

（一）預(yù)期模型

1.面板數(shù)據(jù)模型分類。

面板數(shù)據(jù)是同時(shí)在時(shí)間序列和橫截面上取得的數(shù)據(jù)。為實(shí)現(xiàn)面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)，可以建立從個(gè)體角度考慮的含有N個(gè)個(gè)體成員的模型和從時(shí)間點(diǎn)截面上考慮的含有T個(gè)時(shí)間截面面板數(shù)據(jù)模型。含有N個(gè)個(gè)體成員的模型更常用，且符合本文的建模宗旨。

2.預(yù)期模型。

首先在模型形式的選擇上，根據(jù)前文理論分析，傾向于固定效應(yīng)模型或者隨機(jī)效應(yīng)模型，不同省市之間的養(yǎng)老保險(xiǎn)基金結(jié)余率存在差異性，但是個(gè)體之間是否存在結(jié)構(gòu)性差異則需要通過檢驗(yàn)得出結(jié)論。其次，從各個(gè)解釋變量對(duì)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(rèn)為，參保人數(shù)越多，繳費(fèi)率越高，替代率越低，工資增長率越高，養(yǎng)老保險(xiǎn)基金當(dāng)年結(jié)余就越多，因此參保人數(shù)、繳費(fèi)率對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)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(shí)際模型的結(jié)論是否與預(yù)期模型一致，需要通過實(shí)證分析和檢驗(yàn)來說明。

（二）數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)。

為保證估計(jì)結(jié)果的有效性和真實(shí)回歸，首先對(duì)面板數(shù)據(jù)的各序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。對(duì)于面板數(shù)據(jù)的各序列水平平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。LLC、IPS、ADF和PP是面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)的傳統(tǒng)方法，其原假設(shè)均為存在單位根。如果各種檢驗(yàn)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(shè)，序列平穩(wěn)。由上表結(jié)果可知，結(jié)余率、替代率和工資增長指數(shù)為水平平穩(wěn)，即為零階單整。對(duì)參保人數(shù)和繳費(fèi)率檢驗(yàn)其一階差分，其一階差分平穩(wěn)，即一階單整。由于此面板數(shù)據(jù)的變量之間是非同階單整，對(duì)參保人數(shù)和繳費(fèi)率取自然對(duì)數(shù)進(jìn)行處理，對(duì)變化后的序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)處理后的序列均為零階單整。

2.協(xié)整檢驗(yàn)。

由單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，我國各省市的養(yǎng)老保險(xiǎn)基金結(jié)余率、參保人數(shù)的變化率、繳費(fèi)率的變化率、替代率以及工資增長指數(shù)之間為零階單整。當(dāng)數(shù)據(jù)序列為同階單整時(shí)，應(yīng)對(duì)該面板數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整性檢驗(yàn)，以保證各變量之間存在長期的因果關(guān)系。對(duì)處理后的數(shù)據(jù)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。各檢驗(yàn)方法的原假設(shè)均為變量之間不存在協(xié)整關(guān)系，由于P值均小于5%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，由此可判斷，該面板數(shù)據(jù)經(jīng)處理后的變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期的因果關(guān)系。

（三）計(jì)量模型及實(shí)證結(jié)論

1.面板數(shù)據(jù)模型選擇。

在本文的面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建中，主要考察影響我國社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金平衡的因素。利用Hausman檢驗(yàn)可以確定面板數(shù)據(jù)模型的的類型。首先建立隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，然后進(jìn)行檢驗(yàn)。所構(gòu)造模型的Hausman檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值為53.564926，P值為0.0000，原假設(shè)為建立隨機(jī)效應(yīng)模型，P值小于5%的顯著性水平，拒絕原假設(shè)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。按照經(jīng)驗(yàn)，用樣本數(shù)據(jù)推斷總體效應(yīng)采用隨機(jī)效應(yīng)回歸模型，直接對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析則采用固定效應(yīng)回歸模型。本文Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果也符合一般經(jīng)驗(yàn)。

2.實(shí)證結(jié)果解釋。

根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果，選擇個(gè)體固定效應(yīng)模型。由擬合結(jié)果可知，該模型所涉及的參保人數(shù)變化率、繳費(fèi)率的變化率、替代率三個(gè)變量在5%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)，工資增長率在10%的顯著性水平上通過了檢驗(yàn)。R2和調(diào)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(shù)的絕對(duì)值來看，繳費(fèi)率的變化率對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金結(jié)余率的影響最大，目前我國養(yǎng)老保險(xiǎn)基金收入大部分來源于參保職工的繳費(fèi)，這一實(shí)證檢驗(yàn)符合現(xiàn)實(shí)情況。從影響方向來看，參保人數(shù)、繳費(fèi)率的變化率和工資增長率對(duì)基金結(jié)余率呈正向影響，當(dāng)參保人數(shù)、繳費(fèi)率數(shù)值增加時(shí)，基金結(jié)余率也隨之增加，工資增長率一定程度上反映了社會(huì)通貨膨脹率，通貨膨脹率增加，也會(huì)引起基金結(jié)余率的名義值增加；而替代率則對(duì)基金結(jié)余率起相反作用，即替代率越高，基金支出越多，基金結(jié)余率越低。各個(gè)地區(qū)的截面系數(shù)符號(hào)不同，數(shù)值也相差較大。由于被解釋變量為基金結(jié)余率，系數(shù)C代表自發(fā)傾向，可以簡單理解為在沒有繳費(fèi)率、替代率等模型中所包含的因素影響下的基金結(jié)余率。其中上海、浙江、江蘇等經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)省市的基金結(jié)余率較高，這與其地方財(cái)政補(bǔ)貼及投資收益有一定關(guān)系。

四、研究結(jié)論及政策建議

雖然全國各省市的社會(huì)養(yǎng)老保險(xiǎn)發(fā)展水平參差不齊，但是從本文的實(shí)證分析來看，替代率、繳費(fèi)率等影響因素對(duì)各地區(qū)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金平衡的影響力度相同，并且國家也提出要實(shí)現(xiàn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)國家統(tǒng)籌的目標(biāo)，因此本文只提出涉及國家層面的政策建議。

（一）降低繳費(fèi)率，拓寬基金收入來源渠道

在本文構(gòu)建的計(jì)量模型中，繳費(fèi)率的變化對(duì)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的結(jié)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(fèi)率來增加養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的平衡能力。繳費(fèi)率是養(yǎng)老保險(xiǎn)的一個(gè)重要衡量指標(biāo)，目前我國各省市之間繳費(fèi)率差異較大，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份繳費(fèi)率較低。

（二）實(shí)現(xiàn)養(yǎng)老保險(xiǎn)基金的增值保值，完善企業(yè)年金制度

在利用養(yǎng)老保險(xiǎn)基金進(jìn)行投資時(shí)，要明確投資范圍，養(yǎng)老保險(xiǎn)個(gè)人賬戶的基金投資于銀行存款和國債，社會(huì)統(tǒng)籌賬戶基金以及企業(yè)年金還可以投資收益性和流動(dòng)性更強(qiáng)的有價(jià)證券。同時(shí)制定合理的投資計(jì)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(yè)年金發(fā)展的先決條件，國家已經(jīng)出臺(tái)了關(guān)于發(fā)展企業(yè)年金的一系列規(guī)定，包括企業(yè)年金的建立條件、提取比例和運(yùn)行管理模式等問題，但是相關(guān)的規(guī)定仍需要進(jìn)一步細(xì)化，增強(qiáng)可操作性。對(duì)于企業(yè)而言，應(yīng)該完善企業(yè)年金計(jì)劃。同時(shí)企業(yè)年金的建立和管理過程中還會(huì)涉及金融中介服務(wù)機(jī)構(gòu)和政府監(jiān)督機(jī)構(gòu)，關(guān)于合格金融中介機(jī)構(gòu)的認(rèn)證需要進(jìn)一步規(guī)范，防止行業(yè)內(nèi)魚龍混雜，政府相關(guān)部門也需加強(qiáng)對(duì)企業(yè)年金各個(gè)環(huán)節(jié)的監(jiān)管。

（三）擴(kuò)大基本養(yǎng)老保險(xiǎn)的覆蓋面，健全相關(guān)制度法規(guī)

面板數(shù)據(jù)范文第2篇

關(guān)鍵詞：金融集聚；信息不對(duì)稱；規(guī)模經(jīng)濟(jì)；政府政策

中圖分類號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-7217（2012）04-0002-07

一、文獻(xiàn)述評(píng)

金融是指資金的借貸或融通活動(dòng)，金融的產(chǎn)生能夠優(yōu)化資源配置、強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避以及完善商品市場的價(jià)格機(jī)制。因此金融的功能屬性使得金融機(jī)構(gòu)大量積聚在某個(gè)地理空間范圍內(nèi)。同時(shí)信息基礎(chǔ)設(shè)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(jī)構(gòu)積聚現(xiàn)象得到強(qiáng)化，企業(yè)在金融集聚地區(qū)內(nèi)的外部經(jīng)濟(jì)性和規(guī)模報(bào)酬得到明顯的改善，反過來將進(jìn)一步促進(jìn)金融集聚。

盡管目前理論界對(duì)金融集聚的定義沒有形成統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)，但大多數(shù)文獻(xiàn)可分為兩個(gè)類別，一是從金融功能演化與發(fā)展角度定性論述金融集聚；二是從定量角度對(duì)金融集聚進(jìn)行的評(píng)價(jià)，分析影響因素和效應(yīng)。金融功能視角下研究金融集聚，基本上從定性的角度進(jìn)行考察。國內(nèi)學(xué)者劉軍、楊再斌[1]從動(dòng)態(tài)過程和狀態(tài)結(jié)果來考察金融集聚，動(dòng)態(tài)過程是指通過金融資源與地域條件協(xié)調(diào)、配置、組合的時(shí)空動(dòng)態(tài)變化，促進(jìn)金融產(chǎn)業(yè)成長、發(fā)展，進(jìn)而在一定地域空間生成金融地域密集系統(tǒng)的變化過程，狀態(tài)結(jié)果則指經(jīng)過上述過程，達(dá)到一定規(guī)模和密集程度的金融產(chǎn)品、工具、機(jī)構(gòu)、制度、法規(guī)和政策文化在一定地域空間有機(jī)結(jié)合的狀態(tài)。O’Brien[2]認(rèn)為金融中心是一個(gè)集聚大量金融活動(dòng)的區(qū)域，通常是一個(gè)城市，或者是城市的一個(gè)地區(qū)，Simon X.B等[3]認(rèn)為傳統(tǒng)的金融中心就是提供金融服務(wù)的金融機(jī)構(gòu)集聚的地方。國內(nèi)外學(xué)者對(duì)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(qū)以及不同的政治體制形成的動(dòng)因也會(huì)不同。Porteous[4]認(rèn)為金融服務(wù)的集聚過程可以通過評(píng)價(jià)信息腹地和信息不對(duì)稱的重要性來理解。信息的取得需支付成本，獲取成本激勵(lì)金融中介出現(xiàn)，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(duì)各類投資機(jī)會(huì)信息的收集，進(jìn)一步改善資源配置[5]。Park[6]認(rèn)為規(guī)模經(jīng)濟(jì) 是國際金融中心形成的動(dòng)因之一，Panditetal[7]認(rèn)為金融中心的形成是金融機(jī)構(gòu)高度集聚于某一空間的產(chǎn)物。國外學(xué)者是從金融中心的功能角度來闡述，強(qiáng)調(diào)金融中心對(duì)該區(qū)域內(nèi)企業(yè)所產(chǎn)生的規(guī)模報(bào)酬遞增效應(yīng)和外部經(jīng)濟(jì)性，因而其因素主要包括信息不對(duì)稱和規(guī)模經(jīng)濟(jì)。冉光和[8]認(rèn)為市場經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)發(fā)達(dá)國家，市場價(jià)格機(jī)制比較完善，金融產(chǎn)業(yè)資本集聚形成模式是由需求反映型機(jī)制為主導(dǎo)的，不同于發(fā)展中國家供給引導(dǎo)型機(jī)制，發(fā)展中國家政府在快速提升區(qū)域金融競爭力和金融集聚程度時(shí)，對(duì)該地區(qū)內(nèi)某些區(qū)域提供具有競爭力的政策和制度環(huán)境，加速了該地區(qū)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(shí)，認(rèn)為金融機(jī)構(gòu)所在地的經(jīng)營成本、人力資源供給、電信設(shè)施的質(zhì)量與安全可靠性、監(jiān)管環(huán)境與稅收制度也是影響金融機(jī)構(gòu)區(qū)位選擇或遷移決策的因素。因此在對(duì)國內(nèi)地區(qū)金融集聚影響因素進(jìn)行分析時(shí)，須考察政府政策的影響因素。

對(duì)金融集聚的評(píng)價(jià)、分析影響因素和效應(yīng)的研究，以實(shí)證分析文獻(xiàn)為主。國內(nèi)學(xué)者進(jìn)行金融集聚影響因素的實(shí)證分析大多是建立區(qū)域金融集聚程度評(píng)價(jià)的分析基礎(chǔ)上，通過因子分析得出綜合指數(shù)評(píng)價(jià)地區(qū)金融集聚程度。也有學(xué)者在考慮數(shù)據(jù)異質(zhì)性的基礎(chǔ)上，運(yùn)用空間計(jì)量模型來考察金融集聚程度。吳聰、王聰[10]在經(jīng)濟(jì)、金融和城市發(fā)展三個(gè)類別的基礎(chǔ)上構(gòu)建金融中心競爭力評(píng)估指標(biāo)體系，然后運(yùn)用因子分析方法提取了五個(gè)公共因子，根據(jù)綜合得分給我國是11個(gè)金融中心城市排序。任英華、徐玲等[11]從區(qū)域創(chuàng)新的角度，運(yùn)用空間計(jì)量模型來考察區(qū)域創(chuàng)新、經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)、對(duì)外開放、人力資本對(duì)金融集聚的影響，分析結(jié)果表明區(qū)域創(chuàng)新和經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)對(duì)金融產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生了正向影響作用，而對(duì)外開放和人力資本對(duì)金融集聚的影響是隨著時(shí)間而改變，金融集聚初期對(duì)外開放有顯著影響，而隨著時(shí)間的變化，影響力逐漸減弱，人力資本則是一個(gè)積累的過程，初期影響不顯著。

從上述研究可以看出，國外對(duì)金融集聚的研究大多為定性研究，而定量研究相對(duì)較少；已有的定量研究中，相關(guān)研究對(duì)金融集聚程度的評(píng)價(jià)從金融的直接表現(xiàn)出發(fā)為主，并未對(duì)金融集聚動(dòng)因的核心因素進(jìn)行考察，所以以實(shí)證為主的金融集聚影響因素研究中對(duì)信息、規(guī)模經(jīng)濟(jì)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(jī)制來看，政府政策對(duì)金融機(jī)構(gòu)的空間集聚影響并沒有考慮到實(shí)證模型中?；诖耍疚囊詮男畔ⅰ⒁?guī)模經(jīng)濟(jì)和政策三個(gè)變量對(duì)我國金融集聚的影響出發(fā)構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型，從而揭示我國省域金融集聚的分布狀態(tài)以及形成微的觀原因。

二、基于驅(qū)動(dòng)機(jī)制的金融集聚影響因素理論假設(shè)

在已有的研究中，金融集聚形成的驅(qū)動(dòng)機(jī)制一方面是產(chǎn)業(yè)集聚演化過程中伴隨產(chǎn)生的，另一方面是金融的自身特點(diǎn)，如高流動(dòng)性，具有系統(tǒng)耗散結(jié)構(gòu)等特點(diǎn)。而從驅(qū)動(dòng)機(jī)制角度去分析影響因素，信息流動(dòng)、規(guī)模經(jīng)濟(jì)和政府政策是影響金融集聚形成的根本因素，為實(shí)證的需要，與驅(qū)動(dòng)機(jī)制影響因素對(duì)應(yīng)涉及到三個(gè)基本假設(shè)。

面板數(shù)據(jù)范文第3篇

（1.吉首大學(xué) 數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院；2.吉首大學(xué) 商學(xué)院，湖南 吉首 416000）

摘 要：本文首先介紹了面板數(shù)據(jù)概念及三種常見的單位根檢驗(yàn)方法.然后結(jié)合面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法，針對(duì)湖南省14個(gè)市州樣本從2003年到2013年人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、人均城鎮(zhèn)居民收入和城市化率的面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)增長中的收斂性假說，得出一些結(jié)論.

關(guān)鍵詞 ：面板數(shù)據(jù)；單位根檢驗(yàn)；收斂性

中圖分類號(hào)：F224文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1673-260X（2015）02-0192-03

我國從上世紀(jì)70年代末開始進(jìn)行由計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的改革.我國的經(jīng)濟(jì)改革，從改進(jìn)激勵(lì)機(jī)制和提高微觀經(jīng)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(jìn)”性質(zhì)的漸進(jìn)式改革道路.20世紀(jì)90年代中期以來，隨著對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的時(shí)間及空間特征研究的日益深入，有關(guān)地級(jí)行政單元的區(qū)域經(jīng)濟(jì)分析越來越多.如何評(píng)價(jià)一個(gè)省級(jí)行政單元的地級(jí)區(qū)域發(fā)展情況，也引發(fā)人們的關(guān)注.促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，要加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，注重民生問題為政策導(dǎo)向，堅(jiān)持以實(shí)現(xiàn)全面小康為目標(biāo)，顯然對(duì)每個(gè)省的地級(jí)區(qū)域發(fā)展做計(jì)量評(píng)價(jià)很有必要.

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1.1 研究方法

面板數(shù)據(jù)集（panel data set），是在不同時(shí)期跟蹤由給定個(gè)體組成的樣本而獲取的數(shù)據(jù)集，它包含樣本中每個(gè)個(gè)體的多個(gè)觀測值.無論在發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，面板數(shù)據(jù)都已經(jīng)很常見.譬如，美國有兩個(gè)最著名的面板數(shù)據(jù)集：NLS數(shù)據(jù)集和密歇根大學(xué)的PSID數(shù)據(jù)集.在經(jīng)濟(jì)學(xué)研究中，與傳統(tǒng)的橫截面數(shù)據(jù)集和時(shí)間序列數(shù)據(jù)集相比，面板數(shù)據(jù)集具有多方面的優(yōu)勢[參見Hsiao(1985a，1995，2000)][1~2].

面板模型進(jìn)行回歸分析之前要進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，這是避免出現(xiàn)偽回歸的前提條件.面板單位根檢驗(yàn)方法有別于時(shí)間序列數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)，主要為：LLC檢驗(yàn)和Hadri檢驗(yàn)是相同根的檢驗(yàn)方法；IPS檢驗(yàn)和Fisher-ADF檢驗(yàn)是不同根的檢驗(yàn)方法[3].

其中LLC檢驗(yàn)（Levin，Lin（1993））零假設(shè)是所有的時(shí)間序列均是I（1）過程，備擇假設(shè)都是平穩(wěn)序列.IPS檢驗(yàn)（Im，Pesearn，Shin（1997））拓寬了LLC的分析框架，其備擇假設(shè)為有一部分為平穩(wěn)序列，其余部分為非平穩(wěn)序列.Hadri檢驗(yàn)（Hadri（2000））零假設(shè)是服從平穩(wěn)過程（包含時(shí)間趨勢），備擇假設(shè)是非平穩(wěn)過程，存在單位根[4].

1.2 數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)主要來自于湖南經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展60年及湖南省2004-2014年統(tǒng)計(jì)年鑒、統(tǒng)計(jì)公報(bào)，基期為2003年，數(shù)據(jù)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值、城鎮(zhèn)居民可支配收入都是按人口平均值的實(shí)際值（按各研究對(duì)象的CPI指數(shù)進(jìn)行折算）.14個(gè)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(gè)湖南省級(jí)層面的數(shù)據(jù)，15個(gè)樣本量.

2 實(shí)證分析結(jié)果

本文在這里主要是用三種常見的檢驗(yàn)方法對(duì)樣本面板數(shù)據(jù)進(jìn)行單根檢驗(yàn)，實(shí)證是否存在絕對(duì)收斂現(xiàn)象，至于條件收斂性不作為本文的考慮重點(diǎn)（條件收斂就是對(duì)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(nèi)生產(chǎn)總值實(shí)證

湖南及各市州2003年-2013年的人均國內(nèi)生產(chǎn)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(nèi)生產(chǎn)總值都在增長，長沙的數(shù)據(jù)遙遙領(lǐng)先，但是是否會(huì)出現(xiàn)新古典增長理論中的趨同現(xiàn)象，這有待檢驗(yàn).下面我們就應(yīng)用本文提到的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，對(duì)應(yīng)的p值如表.這里對(duì)有關(guān)符號(hào)進(jìn)行說明：Levin1表示對(duì)有個(gè)體效應(yīng)趨勢模型進(jìn)行檢驗(yàn)，原假設(shè)是不帶時(shí)間趨勢的單整過程，備擇假設(shè)表示平穩(wěn)序列（允許時(shí)間趨勢的存在），Levin2表示對(duì)既有個(gè)體效應(yīng)又有時(shí)間趨勢的模型進(jìn)行檢驗(yàn)，原假設(shè)是不帶時(shí)間趨勢的單整過程，備擇假設(shè)是趨勢平穩(wěn)序列，Levin3表示沒有個(gè)體效應(yīng)和沒有時(shí)間趨勢模型的檢驗(yàn)，原假設(shè)表明是單整過程，備擇假設(shè)是平穩(wěn)序列；

Ips1表示對(duì)經(jīng)過均值過濾的有個(gè)體效應(yīng)模型檢驗(yàn)，Ips2表示均值過濾的既有個(gè)體效應(yīng)又有時(shí)間趨勢項(xiàng)模型的檢驗(yàn)，Ips檢驗(yàn)的原假設(shè)同Levin檢驗(yàn)；

對(duì)于Levin、Ips兩種檢驗(yàn)的原假設(shè)即存在非平穩(wěn)序列，也就是說不存在絕對(duì)收斂.結(jié)果見表1，表2.(CGDP是一種面板數(shù)據(jù)的表示方法)

Hadry1表示橫截面?zhèn)€體之間沒有異方差，Hadry2表示橫截面之間有異方差.對(duì)于Hadry檢驗(yàn)，原假設(shè)是時(shí)間序列都是平穩(wěn)過程（包含時(shí)間趨勢），備擇假設(shè)是非平穩(wěn)過程，存在單位根.結(jié)果見表3.

以上三種檢驗(yàn)的結(jié)果，前兩種有Levin2拒絕原假設(shè)，即控制了時(shí)間和個(gè)體效應(yīng)之后存在收斂性現(xiàn)象.這種時(shí)間效應(yīng)表示了經(jīng)濟(jì)周期和結(jié)構(gòu)性外部沖擊對(duì)湖南及各市州的顯著影響，個(gè)體效應(yīng)度量了各地區(qū)的異質(zhì)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(gè)體效應(yīng)的異質(zhì)性有顯著表現(xiàn).其他結(jié)果都是接受原假設(shè)，表明至少一部分序列是非平穩(wěn)過程，存在單位根.Hadry檢驗(yàn)是拒絕原假設(shè)，根據(jù)原假設(shè)同樣表明至少一部分序列式非平穩(wěn)過程.因此，Levin1、Levin3、Ips、Hadry檢驗(yàn)得出結(jié)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(duì)收斂.

Levin2檢驗(yàn)得出結(jié)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(duì)收斂，來源于時(shí)間趨勢和個(gè)體效應(yīng)的影響.

2.2 城鎮(zhèn)居民人均可支配收入實(shí)證

從圖2可以看出各樣本的收入數(shù)據(jù)是線性增長，經(jīng)濟(jì)實(shí)力強(qiáng)的地市，顯然收入的絕對(duì)量要大很多.一直處于領(lǐng)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(zhèn)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(yàn)的結(jié)果，前兩種檢驗(yàn)結(jié)果都是接受原假設(shè)，表明至少一部分序列是非平穩(wěn)過程，存在單位根.Levin2以0.10440接受原假設(shè)，即控制了時(shí)間和個(gè)體效應(yīng)之后也不存在收斂性現(xiàn)象.這種時(shí)間效應(yīng)表示了經(jīng)濟(jì)周期和結(jié)構(gòu)性外部沖擊對(duì)城鎮(zhèn)居民可支配收入沒有造成顯著的影響，個(gè)體效應(yīng)度量了各地區(qū)的異質(zhì)性，湖南及各市州的城鎮(zhèn)居民可支配收入個(gè)體異質(zhì)也不顯著.Hadry檢驗(yàn)是拒絕原假設(shè)，根據(jù)原假設(shè)同樣表明至少一部分序列式非平穩(wěn)過程.因此，得出結(jié)論：從2003年到2013年湖南及各市州從城鎮(zhèn)居民人均可支配收入看不存在整體上的絕對(duì)收斂.

2.3 城鎮(zhèn)化率實(shí)證

由圖3可以看出各樣本數(shù)據(jù)在起點(diǎn)數(shù)據(jù)不同的情況下，平穩(wěn)增長，且增長率的大小差異不大，但處在領(lǐng)先的長沙是末位邵陽的兩倍.湖南各市州城鎮(zhèn)化率還有較大的差異.

以上三種檢驗(yàn)的結(jié)果，Levin1、Levin2檢驗(yàn)結(jié)果0.00230、0.00270都是拒絕原假設(shè)，表明序列是平穩(wěn)過程，不存在單位根，是一種個(gè)體效應(yīng)趨勢模型、個(gè)體效應(yīng)趨勢及時(shí)間趨勢模型的平穩(wěn).即控制了個(gè)體效應(yīng)、時(shí)間趨勢和個(gè)體效應(yīng)之后存在收斂性現(xiàn)象.這種時(shí)間效應(yīng)表示了經(jīng)濟(jì)周期和結(jié)構(gòu)性外部沖擊對(duì)湖南及各市州的城鎮(zhèn)化率顯著影響，個(gè)體效應(yīng)度量了各地區(qū)的異質(zhì)性，城鎮(zhèn)化率受到個(gè)體效應(yīng)的異質(zhì)性有顯著表現(xiàn).Levin3、Ips1、Ips2檢驗(yàn)結(jié)果接受原假設(shè)，表明至少一部分序列是非平穩(wěn)過程，存在單位根.

Hadry檢驗(yàn)是拒絕原假設(shè)，根據(jù)原假設(shè)同樣表明至少一部分序列式非平穩(wěn)過程.因此，通過Levin1、Levin2檢驗(yàn)得出結(jié)論：從2003年到2013年湖南及各市州從城鎮(zhèn)化率看存在整體上的絕對(duì)收斂，通過Levin3、Ips、Hadry檢驗(yàn)得出結(jié)論：從2003年到2013年湖南及各市州從城鎮(zhèn)化率看不存在整體上的絕對(duì)收斂.

根據(jù)Levin(LL)檢驗(yàn)的原理，一般適用于比較大的截面，比較少的時(shí)間單位的面板數(shù)據(jù).（具體證明見Levin，Lin（1993））.Ips檢驗(yàn)拓寬了Levin檢驗(yàn)分析的框架，可以處理包含異方差的情形.Hadry（LM）檢驗(yàn)是一種基于回歸殘差的檢驗(yàn)方法，功效較大，適用于比較大的時(shí)間單位和適中的橫截面單位（參考Hadry（2000））.就此根據(jù)Levin(LL)檢驗(yàn)的結(jié)果對(duì)本結(jié)論.

3 結(jié)論

通過采用不同的面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)方法，對(duì)2003-2013年湖南及各市州數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，得知從2003-2013年人均GDP的數(shù)據(jù)變化通過面板數(shù)據(jù)分析整體上在湖南沒有絕對(duì)收斂現(xiàn)象，新古典增長理論這一假說不適合湖南經(jīng)濟(jì)發(fā)展的描述.從2003-2013年城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和城鎮(zhèn)化率的數(shù)據(jù)變化通過面板數(shù)據(jù)分析整體上在湖南有絕對(duì)收斂現(xiàn)象，且經(jīng)濟(jì)周期和結(jié)構(gòu)性外部沖擊對(duì)城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的變化沒有顯著性影響.各研究對(duì)象之間的差異有擴(kuò)大化的趨勢.

當(dāng)然我們可以對(duì)條件收斂和俱樂部收斂現(xiàn)象進(jìn)行進(jìn)一步的驗(yàn)證，加入各種重要的影響因素，例如儲(chǔ)蓄率、技術(shù)進(jìn)步率等等，這會(huì)涉及到面板數(shù)據(jù)的協(xié)整檢驗(yàn)和估計(jì).

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面板數(shù)據(jù)范文第4篇

關(guān)鍵詞：云南 FDI 產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu) 面板數(shù)據(jù)

改革開放以來，我國的經(jīng)濟(jì)持續(xù)穩(wěn)定增長，投資環(huán)境日趨完善，對(duì)外商直接投資采取了一系列的稅收等方面的優(yōu)惠政策，外商直接投資的規(guī)模不斷增大。一般學(xué)者認(rèn)為，對(duì)發(fā)展中國家而言，外商直接投資在一國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展中會(huì)產(chǎn)生溢出效應(yīng)，促進(jìn)我國產(chǎn)業(yè)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展。從發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展軌跡中可以看到，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中從第一產(chǎn)業(yè)向第二、三產(chǎn)業(yè)占優(yōu)勢比重的過程，產(chǎn)業(yè)的轉(zhuǎn)型和升級(jí)，是一個(gè)符合經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷史和邏輯的過程。

十會(huì)議中，旗幟鮮明地提出了要加快完善社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制和加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式領(lǐng)域的主攻方向就是推進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)戰(zhàn)略性調(diào)整。云南地處我國欠發(fā)達(dá)地區(qū)，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(chǎn)業(yè)構(gòu)成和FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征，并以云南的三產(chǎn)業(yè)為研究對(duì)象，選取各產(chǎn)業(yè)實(shí)際利用外資額和各產(chǎn)業(yè)增加值為變量，建立面板數(shù)據(jù)模型，分析實(shí)際利用外資額對(duì)產(chǎn)業(yè)增加值的貢獻(xiàn)，進(jìn)而分析外商直接投資對(duì)云南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響。為云南進(jìn)一步引進(jìn)外商直接投資，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提供理論依據(jù)。

云南GDP的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成和產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特征

（一）云南GDP的產(chǎn)業(yè)構(gòu)成（1998-2010）

由表1的統(tǒng)計(jì)，可以看出1998-2010年間，云南第一產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)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(dá)到44.62%，第二產(chǎn)業(yè)在GDP中，一直處于主導(dǎo)地位。第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重，從1998年的33.29%，一直處于上升趨勢，到2010年，已經(jīng)達(dá)40.04%，與第二產(chǎn)業(yè)的差距相差4.58個(gè)百分點(diǎn)，差距最大的是1998年，差距為11.39個(gè)百分點(diǎn)，最小的是2002年，差距僅為0.88個(gè)百分點(diǎn)。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的規(guī)律一般為：第一產(chǎn)業(yè)的比重持續(xù)下降后趨于穩(wěn)定，第二產(chǎn)業(yè)是大幅上升后趨于穩(wěn)定，然后略有下降，第三產(chǎn)業(yè)的比重會(huì)持續(xù)上升。全國發(fā)達(dá)地區(qū)的第三產(chǎn)業(yè)，已經(jīng)在GDP產(chǎn)業(yè)構(gòu)成中占據(jù)主導(dǎo)地位，和這些地區(qū)相比，云南的第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重嚴(yán)重偏低，加大云南第三產(chǎn)業(yè)在GDP中所占的比重，是云南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的發(fā)展方向。

（二）云南各產(chǎn)業(yè)發(fā)展的特征

云南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有明顯的“資源導(dǎo)向”特點(diǎn)。產(chǎn)業(yè)的發(fā)展主要建立在自然資源開發(fā)的比較優(yōu)勢上，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)層次低、產(chǎn)品附加值低、產(chǎn)業(yè)競爭力不強(qiáng)，企業(yè)對(duì)科技的有效需求不足。R&D經(jīng)費(fèi)投入低，科技向現(xiàn)實(shí)生產(chǎn)力轉(zhuǎn)化的能力薄弱。高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)化程度低，技術(shù)創(chuàng)新沒有成為產(chǎn)業(yè)利潤的主要來源。吸引投資的產(chǎn)業(yè)配套能力弱，在一定程度上制約了特色產(chǎn)業(yè)的集聚和特色產(chǎn)業(yè)鏈的迅速形成。缺乏具有影響力的龍頭企業(yè)和名牌產(chǎn)品，產(chǎn)業(yè)分工地位較低，整體上仍處于產(chǎn)業(yè)價(jià)值鏈的中低端。具體表現(xiàn)為：

1.農(nóng)業(yè)發(fā)展的特征?，F(xiàn)代農(nóng)業(yè)是資本、技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)。在發(fā)展特色農(nóng)業(yè)過程中，云南還沒有擺脫傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)思維定式的束縛，大部分特色產(chǎn)業(yè)沒有形成核心競爭力。涉農(nóng)企業(yè)的產(chǎn)業(yè)化程度低，生產(chǎn)經(jīng)營組織形式不健全。大部分特色產(chǎn)品都以原料產(chǎn)品形式進(jìn)入市場，雖有一定的市場競爭力，但產(chǎn)業(yè)鏈條短，附加值效益低，規(guī)?；?、市場化開發(fā)程度不高。農(nóng)業(yè)經(jīng)營組織規(guī)模小，風(fēng)險(xiǎn)承受能力低，對(duì)科技化投入的積極性和能力都很弱。這種生產(chǎn)形式對(duì)新技術(shù)的推廣應(yīng)用、提高產(chǎn)品質(zhì)量和市場競爭力十分不利。特色農(nóng)產(chǎn)品的科技含量不高，市場競爭力弱。新產(chǎn)品、新品種科研開發(fā)不力和科技推廣不到位，帶來產(chǎn)品質(zhì)量難以提高。特色農(nóng)產(chǎn)品市場營銷網(wǎng)絡(luò)不健全，產(chǎn)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(yè)市場。

2.工業(yè)發(fā)展的特征。以采掘和原材料重化工業(yè)為主導(dǎo)的云南省工業(yè)發(fā)展對(duì)資源和能源的依賴程度較高，輕重比例不協(xié)調(diào)，面臨的資源環(huán)境壓力日益突出。工業(yè)結(jié)構(gòu)層次偏低，資源優(yōu)勢得不到高效與合理的利用，生物、水能、礦產(chǎn)資源優(yōu)勢尚未充分轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢。工業(yè)經(jīng)濟(jì)整體效益偏低，工業(yè)化整體水平難以得到快速提高，必須加快工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)變工業(yè)發(fā)展方式。

3.服務(wù)業(yè)發(fā)展的特征?，F(xiàn)代服務(wù)業(yè)的發(fā)展相對(duì)緩慢，主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面，第一，用現(xiàn)代化的新技術(shù)、新業(yè)態(tài)和新服務(wù)方式對(duì)傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)的改造并不明顯，云南的傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)仍然停留在傳統(tǒng)方式上。因采用新技術(shù)獲得競爭優(yōu)勢而導(dǎo)致的服務(wù)業(yè)的集中現(xiàn)象并沒有出現(xiàn)。傳統(tǒng)服務(wù)業(yè)的市場競爭仍停留在小、散和競爭不充分的狀態(tài)。第二，生產(chǎn)業(yè)的發(fā)展不充分。20世紀(jì)90年代以來，云南省從事科學(xué)研究與綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)的人員數(shù)量減少，從事社會(huì)服務(wù)業(yè)的人員數(shù)量則維持在一個(gè)比較低的水平上。現(xiàn)代服務(wù)業(yè)發(fā)展的滯后在很大程度上影響了云南的產(chǎn)業(yè)向集約化、信息化和市場化的發(fā)展。

云南FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)特征

歷年各產(chǎn)業(yè)利用FDI比例（1998-2010）。由表2的統(tǒng)計(jì)可以看出，1998-2010年間，云南第一產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)利用FDI的比重，只有1.25%。在利用FDI方面，第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占絕對(duì)主導(dǎo)地位。其中，只有1999年、2000年、2002年和2008年，第三產(chǎn)業(yè)利用FDI超過了第二產(chǎn)業(yè)，其他年份，第二產(chǎn)業(yè)利用FDI都超過第三產(chǎn)業(yè)。1998-2010年，三次產(chǎn)業(yè)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(tài)。

2008-2010年第二產(chǎn)業(yè)利用FDI的內(nèi)部比例分析。從表3可以看出，在第二產(chǎn)業(yè)內(nèi)部，2008-2010年間，制造業(yè)實(shí)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(yè)實(shí)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(chǎn)業(yè)利用FDI的內(nèi)部比例分析。

從表4的統(tǒng)計(jì)中，可以看出，云南第三產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)利用FDI主要集中在社會(huì)服務(wù)業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、批發(fā)和零售貿(mào)易餐飲業(yè)。交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)及郵電通信業(yè)占2%，科學(xué)研究和綜合技術(shù)服務(wù)業(yè)占3.27%，比例非常低。其他部門，如地質(zhì)勘查、水利管理業(yè)，衛(wèi)生體育和社會(huì)福利業(yè)，教育、文化藝術(shù)和廣播電影電視業(yè)，利用FDI的數(shù)量都為0。這種情況非常不利于云南產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和優(yōu)化。

理論模型與方法的選擇

面板數(shù)據(jù)是調(diào)查經(jīng)歷一段時(shí)間的同樣的橫截面數(shù)據(jù)，具有空間和時(shí)間的兩種特性。它還有其他一些名稱，諸如混合數(shù)據(jù)，縱列數(shù)據(jù)，平行數(shù)據(jù)等，這些名字都包含了橫截面單元在一段時(shí)期的活動(dòng)。面板數(shù)據(jù)的優(yōu)點(diǎn)在于：提供了更有價(jià)值的數(shù)據(jù)，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(shù)據(jù)或時(shí)間序列數(shù)據(jù)無法觀測到的影響。能夠?qū)Ω鼜?fù)雜的行為模型進(jìn)行研究。

（一）面板數(shù)據(jù)回歸模型的類型

對(duì)于面板數(shù)據(jù)模型，其中，i表示第i個(gè)橫截面單元，用t表示時(shí)間標(biāo)識(shí)符?？赡艿那樾沃饕邢铝袔追N：

一是變系數(shù)模型。這種情形除了存在個(gè)體影響以外，在橫截面上還存在著變化的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，因此結(jié)構(gòu)參數(shù)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(gè)體影響是不同的，個(gè)體影響表現(xiàn)為在模型中被忽略的反映個(gè)體差異的影響，又分為固定效應(yīng)及隨機(jī)效應(yīng)兩種。

三是不變參數(shù)模型。所有系數(shù)都不隨時(shí)間和個(gè)體而變化。在橫截面上沒有個(gè)體影響、沒有結(jié)構(gòu)變化，也就是，。則普通最小二乘估計(jì)給出了和的一致有效估計(jì)。相當(dāng)于把多個(gè)時(shí)期的截面數(shù)據(jù)放在一起作為樣本數(shù)據(jù)。

（二）確定選擇類型

1.確定影響形式。根據(jù)對(duì)個(gè)體影響處理形式的不同，模型有固定影響模型和隨機(jī)影響模型兩種，因此利用面板數(shù)據(jù)模型所面臨的主要問題便是如何在固定影響模型和隨機(jī)影響模型中進(jìn)行選擇。在確定固定影響還是隨機(jī)影響時(shí)，一般的做法是：首先建立隨機(jī)影響的模型，然后做Hausman檢驗(yàn)該模型是否是隨機(jī)效應(yīng)模型。

2.確定模型形式的F檢驗(yàn)。得到面板數(shù)據(jù)之后，用F檢驗(yàn)確定屬于哪一種類型。F檢驗(yàn)的兩個(gè)原假設(shè)為：

H1：回歸斜率系數(shù)相同而截距項(xiàng)不相同

H2：回歸斜率系數(shù)和截距項(xiàng)都相同

構(gòu)建F統(tǒng)計(jì)量：

其中，S1為變參數(shù)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(shù)模型的殘差平方和，N是總個(gè)體數(shù)，T為總時(shí)期數(shù)，k為解釋變量的個(gè)數(shù)。

獲得S1，S2，S3后手工計(jì)算F2，F(xiàn)1，并查找臨界值做出判定。判定規(guī)則為：

若不能拒絕假設(shè)H2，則為不變參數(shù)模型，檢驗(yàn)結(jié)束。

拒絕假設(shè)H2，則檢驗(yàn)假設(shè)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(shù)模型。

云南省FDI的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)的實(shí)證分析

（一）變量的選擇與數(shù)據(jù)預(yù)處理

本文采用1998-2010年的年度數(shù)據(jù)，以各產(chǎn)業(yè)的增加值GDPi為被解釋變量，以各產(chǎn)業(yè)外商直接投資中實(shí)際利用外資額FDIi作為解釋變量。根據(jù)當(dāng)年的平均匯率，對(duì)數(shù)據(jù)做了統(tǒng)一單位處理。同時(shí)，為了減少各時(shí)間序列的劇烈波動(dòng)，消除數(shù)據(jù)可能存在的異方差，分別對(duì)各組指標(biāo)數(shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)處理。計(jì)算過程采用軟件Eviews 6.0進(jìn)行處理。

（二） 模型的確定

1.確定影響形式。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示：應(yīng)該拒絕原假設(shè)。不能將模型設(shè)定為隨機(jī)模型（見表5）。

2.確定模型形式的F檢驗(yàn)。

首先，分別計(jì)算3種情形的模型形式：變參數(shù)模型、變截距模型及不變參數(shù)模型，并在每個(gè)模型的回歸統(tǒng)計(jì)量中可以得到相應(yīng)的殘差平方和S1=2.721185、S2=2.837140和S3=3.366232。

其次，分別計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，其中N=3、k=1、T=13，得到的兩個(gè)F統(tǒng)計(jì)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(yīng)的臨界值為：

F2（4， 33） =2.66 F1（2， 33） =3.29

由于F2

結(jié)論

T檢驗(yàn)的P值為0，F(xiàn)值為132.5169，F(xiàn)檢驗(yàn)的P值為0，調(diào)整后的R-squared為0.775833?？梢钥闯?，檢驗(yàn)結(jié)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(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加的panel-data模型檢驗(yàn)總體效果良好。結(jié)果表明，云南各產(chǎn)業(yè)引入FDI每增加1個(gè)百分點(diǎn)，各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值增加0.39個(gè)百分點(diǎn)，各個(gè)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)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(yōu)勢和國家的政策支持，但是受云南總體經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較差，投資環(huán)境不盡如人意、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)滯后、科技投入不足、人力資源素質(zhì)較低、地理位置偏遠(yuǎn)等多種因素的影響，加之云南本身的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)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(dòng)密集型和技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)上。這些都導(dǎo)致云南吸收FDI的總量小，結(jié)構(gòu)不合理，F(xiàn)DI對(duì)云南的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整尚未成為積極因素，這也是導(dǎo)致云南與中國其他發(fā)達(dá)地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異逐漸拉大的重要原因。雖然一般的研究認(rèn)為外商直接投資對(duì)一個(gè)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)有導(dǎo)向的作用，引領(lǐng)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變革。但是，外商直接投資無法從根本上改變落后地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，只有當(dāng)外商直接投資持續(xù)、深入地介入各個(gè)產(chǎn)業(yè)，才能成為改變該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的一個(gè)因素。 所以，云南應(yīng)該全面入手，大幅度改善經(jīng)濟(jì)發(fā)展（投資）環(huán)境，大力改善基礎(chǔ)設(shè)施條件和提高科技創(chuàng)新能力，才能提高FDI數(shù)量，優(yōu)化FDI結(jié)構(gòu)，最終促進(jìn)云南經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。

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作者簡介：

面板數(shù)據(jù)范文第5篇

關(guān)鍵詞：縣域；經(jīng)濟(jì)差異；空間統(tǒng)計(jì)；時(shí)空聚集；測度

一、引言

改革開放前，中國實(shí)行高度集權(quán)的計(jì)劃經(jīng)濟(jì)和區(qū)域經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展戰(zhàn)略，區(qū)域間差距呈縮小趨勢。改革開放后，中國實(shí)行區(qū)域經(jīng)濟(jì)非均衡發(fā)展和非均衡協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略，這使得各省的縣域經(jīng)濟(jì)差異越拉越大。

從目前的研究成果來看，區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異分析的理論概述已經(jīng)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(shí)間維度或傳統(tǒng)計(jì)量分析出發(fā)，從空間角度針對(duì)浙江省經(jīng)濟(jì)差異的分析成果目前還較為少見。本文利用變差系數(shù)、泰勒指數(shù)及經(jīng)濟(jì)平均增長指數(shù)對(duì)浙江省區(qū)域差異進(jìn)行定量測度。但是，由于空間數(shù)據(jù)存在一定的自相關(guān)性，而經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)方法缺乏空間視角，難以真正反映區(qū)域空間差異的變化與機(jī)制，因此本文利用探索性空間統(tǒng)計(jì)方法，從全局和局部兩個(gè)角度對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的空間自相關(guān)進(jìn)行測定。

二、研究方法與模型

（一）變異系數(shù)

變異系數(shù)是用來反映隨機(jī)系列各變量對(duì)其均值的相對(duì)離散程度的指標(biāo)，可以用來衡量區(qū)域發(fā)展差異或不平衡程度。計(jì)算公式如下：

CV=■×100%；S=■①

式中，CV為變異系數(shù)，xi為第i區(qū)域人均GDP，x為平均人均GDP，n為區(qū)域個(gè)數(shù)。CV值越大，表示區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異越大。

（二）泰勒指數(shù)

泰勒指數(shù)是衡量個(gè)人之間或者地區(qū)間收入差距（不平等度）的指標(biāo)，計(jì)算公式如下

T=■■rilogri②

其中ri是個(gè)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(gè)個(gè)體，j=1，2，...，m，計(jì)算公式如下

T=，■piRjlogRj+■pjRjTj，Tj=■■rilogri③

式中，T為子群體間差距指數(shù)，該數(shù)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(jì)算，Rj為第j組平均GDP占整個(gè)區(qū)域平均GDP的比例，Tj為第j個(gè)子群體的收入不平等程度。

（三）空間自相關(guān)

目前空間自相關(guān)的測度方法有許多種，對(duì)于定量數(shù)據(jù)，Moran’s I指數(shù)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(shù)來檢驗(yàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)是否存在空間集聚。同時(shí)，對(duì)Moran’s I結(jié)果進(jìn)行Z檢驗(yàn)，公式為：

Z（d）=■④

通過檢驗(yàn)后，當(dāng)Moran’s I為正值且較大時(shí)，表示區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平在空間上具有集聚性；反之，則表明區(qū)域與其周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平具有空間差異性，呈局部間聚集。Moran 散點(diǎn)圖由4個(gè)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(qū)域與其相鄰區(qū)域的屬性有較高（低）程度的集聚效應(yīng)，因而相鄰區(qū)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(qū)域與相鄰區(qū)域的屬性存在較大差異。為了更好地反應(yīng)各縣域與其周圍鄰近縣域之間經(jīng)濟(jì)差異的分布關(guān)系，本文利用局部空間關(guān)聯(lián)指數(shù)LISA中的局部Moran’sI指數(shù)，結(jié)合Moran散點(diǎn)圖和LISA集聚圖來研究局部空間分布規(guī)律。

三、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)來源

本文空間面板數(shù)據(jù)中69個(gè)縣域數(shù)據(jù)來源于2004～2012年《浙江省統(tǒng)計(jì)年鑒》，空間數(shù)據(jù)來自于國家基礎(chǔ)地理信息系統(tǒng)1998版的浙江省縣級(jí)政區(qū)數(shù)據(jù)庫。由于2001年撤銷蕭山市、余杭市，設(shè)立杭州市蕭山區(qū)、余杭區(qū)，2000年撤銷金華縣，設(shè)立金華市金東區(qū)，2002年撤銷鄞縣，設(shè)立寧波市鄞州區(qū)，2001年撤銷衢縣，設(shè)立衢州市衢江區(qū)，因此本文采用GIS軟件進(jìn)行相應(yīng)地區(qū)合并等處理。

（二）實(shí)證結(jié)果與分析

1.變異系數(shù)

利用公式①計(jì)算得浙江省69個(gè)縣域2003～2011年的變異系數(shù)，從表1分析可知浙江省區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(shù)

利用公式②和③計(jì)算得2003～2011年浙江省總體泰勒指數(shù)（見表2），可以看出浙江省泰勒指數(shù)的變化是一個(gè)波動(dòng)較大但總體上升的過程，總指數(shù)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(jīng)濟(jì)二、三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)步伐加快和新城市化深入推進(jìn)，總體指數(shù)的變化呈現(xiàn)下降的趨勢。

為了進(jìn)一步考慮浙江省69個(gè)縣域間收入的不公平度，本文把浙江省整體分為城鎮(zhèn)與農(nóng)村兩個(gè)子群體，分別考慮農(nóng)村間差距、城鎮(zhèn)間差距及城鄉(xiāng)間差距。由表2可以看出，農(nóng)村間差距與城鎮(zhèn)間差距都很小。城鄉(xiāng)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(xiāng)間收入差距變大。

3.全局自相關(guān)

利用公式（4）測算出浙江省69個(gè)縣域經(jīng)濟(jì)的空間自相關(guān)性Moran’s I指數(shù)及其檢驗(yàn)值，見表3。Moran’s I均大于0，且其正態(tài)統(tǒng)計(jì)量值均遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于正態(tài)分布在0.05水平下的臨界值1.96，這表明浙江省69個(gè)縣市之間以人均GDP衡量的經(jīng)濟(jì)增長在空間分布上具有明顯的正相關(guān)關(guān)系。2003～2009年各個(gè)縣域的正相關(guān)關(guān)系越來越強(qiáng)，說明浙江省各縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有趨同性。

4.局部自相關(guān)

為了進(jìn)一步說明在空間集聚格局中縣域單元對(duì)于全局空間自相關(guān)的貢獻(xiàn)程度，以及經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的空間分布表現(xiàn)出明顯的地帶性，高值區(qū)域和低值區(qū)域的集聚特征十分顯著?！案?高”集聚發(fā)展型主要分布于東部及東北部地區(qū)，“低-低”集中貧困型主要分布于在西南地區(qū)。根據(jù)2003～2011年縣域經(jīng)濟(jì)局部LISA集聚圖，將浙江省縣域經(jīng)濟(jì)集聚性程度分為3個(gè)類型區(qū)，見表4。

四、結(jié)論與建議

通過浙江省2003～2011年區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的分析，筆者認(rèn)為：1.基于變異系數(shù)測度，浙江省區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異逐年增大；2.基于泰勒指數(shù)測度，農(nóng)村間與城鎮(zhèn)間的收入差距較小，但城鄉(xiāng)間的泰勒指數(shù)由2003年的5.4%上升到2011年的6.36%，說明城鄉(xiāng)間收入差距變大，即城鄉(xiāng)間的不公平度增大；3.基于空間全局效應(yīng)測度，得出全局Moran指數(shù)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(jīng)濟(jì)具有顯著的空間自相關(guān)，且呈現(xiàn)先擴(kuò)大后縮小的趨勢，縣域之間的相互作用日益增強(qiáng)；4.基于空間局部效應(yīng)測度，浙江省所有縣域都表現(xiàn)為正的空間關(guān)聯(lián)，縣域之間經(jīng)濟(jì)作用顯著?！案?高”類型的縣域數(shù)量較少，主要集中浙江東部，但這些縣域的經(jīng)濟(jì)輻射力較強(qiáng)?！暗?低”類型的縣域數(shù)量較多主要集中浙南、浙西地區(qū)，這些地區(qū)與周邊地區(qū)經(jīng)濟(jì)差異小，形成了浙江省經(jīng)濟(jì)落后的集聚區(qū)域?！暗?高”與“高-低”類型縣域數(shù)目較少且其顯著性不明顯。

基于本文分析過程和相關(guān)結(jié)論，針對(duì)浙江區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展提出如下建議：1.應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)農(nóng)村生活保障、醫(yī)療等基礎(chǔ)建設(shè)，增加對(duì)“三農(nóng)”和“民生”等的投入，鼓勵(lì)農(nóng)民積極的生產(chǎn)，同時(shí)合理征用農(nóng)民土地并有效利用土地，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)間收入；2.對(duì)于浙江中部地區(qū)，應(yīng)堅(jiān)定不移地對(duì)國有企業(yè)實(shí)行改制，放手發(fā)展民營經(jīng)濟(jì)，由市場來決定產(chǎn)業(yè)和結(jié)構(gòu)，而政府應(yīng)注意加強(qiáng)規(guī)劃工業(yè)園區(qū)與開發(fā)區(qū)，適時(shí)引導(dǎo)產(chǎn)業(yè)集聚等；3.對(duì)于浙江西南部地區(qū)，應(yīng)當(dāng)加大引進(jìn)企業(yè)進(jìn)駐以及投資的力度，在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的同時(shí)為農(nóng)民提供更多工作的機(jī)會(huì)，同時(shí)大力促進(jìn)教育事業(yè)的發(fā)展，培養(yǎng)人才來共同推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展；4.對(duì)于浙江東部地區(qū)，應(yīng)堅(jiān)持走現(xiàn)在的發(fā)展路線，然后在原有的基礎(chǔ)上繼續(xù)創(chuàng)新性發(fā)展，同時(shí)可以加大對(duì)落后區(qū)域的財(cái)政投資。

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