动态面板GMM回归结果解读一、方法概述动态面板数据模型是在静态面板模型的基础上引入被解释变量的滞后项作为解释变量从而刻画被解释变量的动态调整过程。在传统的固定效应或随机效应面板模型中假设解释变量与被解释变量之间不存在动态反馈机制但在实际经济和社会现象中被解释变量往往受到其自身历史值的影响即存在状态依赖性。例如企业当前的绩效往往与其前期的绩效水平密切相关经济增长具有惯性特征等。此时若仍使用传统面板模型进行估计将因遗漏滞后被解释变量而导致模型设定偏误。动态面板模型的估计方法主要包括差分GMMDifference GMM和系统GMMSystem GMM两种。差分GMM由Arellano和Bond1991提出通过对模型进行一阶差分消除个体固定效应然后使用被解释变量和解释变量的滞后水平值作为差分方程的工具变量采用广义矩估计GMM方法进行参数估计。系统GMM由Arellano和Bover1995以及Blundell和Bond1998进一步发展将水平方程与差分方程联立构成方程组进行估计在提高估计效率的同时能够估计不随时间变化的变量的系数。本研究使用SPSSAU软件采用系统GMMTwoStep方法对动态面板模型进行估计并使用Robust标准误以提高推断的可靠性。在SPSSAU【计量经济研究】模块选择【GMM估计】将变量拖拽至右侧对应分析框操作如下图二、模型基本信息本研究所构建的动态面板模型基本信息如表1所示。从表1可以看出本研究采用系统GMM方法差分类型为两步系统GMMTwoStep相较于一步GMM两步GMM在有限样本下具有更好的小样本性质能够提供更有效的估计。模型共包含595个组别个体每组平均样本量为5个时间期时间项数为7。模型共使用49个工具变量其中被解释变量Y使用其2期及更早期的滞后值作为GMM式工具变量各解释变量X1至X6使用其1期及更早期的滞后值作为GMM式工具变量同时对工具变量进行了压缩处理collapse以避免工具变量过多导致的过度拟合问题。模型的信息准则值为AIC27.057、BIC-224.859、HQIC-72.327可作为模型比较的参考依据。三、动态面板模型估计结果动态面板系统GMM模型的回归估计结果如表2所示。从表2的估计结果可以看出各变量的回归系数及其显著性情况如下1被解释变量滞后项L1.Y回归系数为0.720在1%的水平上高度显著z9.243p0.00095%置信区间为[0.567, 0.873]。这一结果表明被解释变量Y存在显著的正向动态效应即前一期的Y值每增加1个单位当期的Y值平均增加0.720个单位。该系数高达0.720说明Y具有较强的惯性特征和持续性前期水平对当期水平具有很强的解释力。这一结果也验证了使用动态面板模型的必要性——如果忽略这一滞后效应模型将存在严重的设定偏误。2X1回归系数为0.022在1%的水平上显著z3.071p0.00295%置信区间为[0.008, 0.035]。这表明在控制其他变量和动态效应后X1每增加1个单位Y平均增加0.022个单位X1对Y具有显著的正向影响。3X2回归系数为0.003在5%的水平上显著z2.454p0.01495%置信区间为[0.001, 0.005]。X2对Y具有显著的正向影响但影响幅度相对较小X2每增加1个单位Y仅增加0.003个单位。4X3回归系数为-0.098在5%的水平上显著z-2.269p0.02395%置信区间为[-0.182, -0.013]。X3对Y具有显著的负向影响即X3每增加1个单位Y平均减少0.098个单位。该变量在所有显著变量中影响幅度最大。5X4回归系数为0.021z0.491p0.6240.05未达到统计显著性水平。这表明在控制其他变量后X4对Y的影响不具有统计显著性不能拒绝X4对Y无影响的零假设。6X5回归系数为-0.356z-1.772p0.0760.05在5%的水平上不显著但在10%的水平上具有边际显著性。X5对Y呈现负向影响趋势但证据尚不充分可能需要更大样本量来确认其效应。7X6回归系数为-0.075z-0.780p0.4350.05未达到统计显著性水平。X6对Y的影响不显著。8常数项回归系数为1.574在1%的水平上显著z3.500p0.00095%置信区间为[0.693, 2.455]。四、Hansen过度识别检验在GMM估计中工具变量的有效性是保证估计结果一致性的关键前提。Hansen过度识别检验用于检验所有工具变量是否满足正交性条件即工具变量是否与误差项不相关。该检验的原假设为[工具变量与误差项不相关]若p值大于0.05则接受原假设认为工具变量有效若p值小于0.05则拒绝原假设意味着工具变量与误差项存在相关性模型设定可能存在问题。从表4可知Hansen过度识别检验的Wald χ2值为111.057自由度为41对应的p值为0.000小于0.05的显著性水平因此拒绝原假设。这意味着工具变量与误差项之间存在显著相关性部分工具变量可能不满足外生性条件。该结果提示当前模型的工具变量选择可能需要进一步优化例如调整工具变量的滞后阶数、减少工具变量数量或重新审视模型设定。需要注意的是Hansen检验在工具变量数量较多时可能出现过度拒绝的情况本研究使用了49个工具变量这在一定程度上可能影响检验的可靠性。五、Arellano-Bond自相关检验Arellano-Bond AR检验用于检验差分后模型的残差是否存在序列自相关。对于动态面板GMM模型差分后的残差允许存在一阶自相关AR(1)但不应存在二阶自相关AR(2)。如果差分后残差存在二阶自相关则说明原始水平方程的误差项存在序列相关这将导致GMM估计量不一致。AR检验的原假设为[模型不存在自相关]。从表5可知AR(1)检验的z值为-4.666p值为0.0000.05拒绝一阶无自相关的原假设表明差分后残差存在一阶自相关。这一结果是预期之内的因为动态面板模型中由于包含了被解释变量的滞后项差分后残差必然存在一阶自相关这并不影响GMM估计的一致性。AR(2)检验的z值为2.199p值为0.0280.05拒绝二阶无自相关的原假设表明差分后残差存在二阶自相关。这一结果意味着原始水平方程的误差项存在序列自相关可能导致GMM估计量不一致模型构建存在一定问题。结合Hansen检验的结果p0.000两项诊断检验均提示当前模型设定有待改进。可能的改进方向包括调整工具变量的滞后阶数范围、减少工具变量个数以避免过度识别问题、考虑使用差分GMM替代系统GMM、或引入更多的控制变量以改善模型设定。六、结论本研究采用两步系统GMM方法对动态面板模型进行估计主要结论如下第一被解释变量的滞后一期项L1.Y的回归系数为0.720且在1%水平上高度显著表明Y具有强烈的动态持续效应前期水平对当期水平具有重要的解释作用验证了使用动态面板模型的必要性。第二在解释变量中X1β0.022, p0.01、X2β0.003, p0.05对Y具有显著的正向影响X3β-0.098, p0.05对Y具有显著的负向影响而X4、X5、X6的影响未达到5%的显著性水平。第三模型诊断检验方面Hansen过度识别检验p0.000和AR(2)检验p0.028的结果均提示模型设定存在改进空间工具变量的有效性和残差的序列独立性有待进一步优化。后续研究可通过调整工具变量滞后阶数、精简工具变量数量等方式改进模型质量。