陳海燕

（重慶工商大學(xué) 長江上游經(jīng)濟研究中心，重慶 400067）

0 引言

2005年以來，以面板單位根檢驗和面板協(xié)整檢驗為主體的非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)建模已成為計量經(jīng)濟學(xué)實證研究的主要分析方法之一。以“面板單位根檢驗——面板協(xié)整檢驗——面板協(xié)整模型估計——面板誤差修正模型”為基本研究范式，在經(jīng)濟、社會、金融、貿(mào)易、教育、能源等各方面均得到了廣泛地應(yīng)用和深入分析。早期的非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)建模假定模型滿足同方差、無序列相關(guān)、無結(jié)構(gòu)變化、無截面相關(guān)等假設(shè)條件，第一代的面板單位根檢驗和協(xié)整檢驗均假設(shè)截面獨立和無結(jié)構(gòu)突變[1]。但是，經(jīng)典假設(shè)往往是最理想的狀態(tài)，并不能完全滿足現(xiàn)實問題分析需要。由于面板數(shù)據(jù)具有時間和截面的雙重特征，一般表示為(i,t)雙下標(biāo)形式，不同的變量可以記為 yit、xit、zit等。所以，面板數(shù)據(jù)具備時間序列數(shù)據(jù)可能存在的序列自相關(guān)和結(jié)構(gòu)變化特征，也會有橫截面數(shù)據(jù)可能存在的異方差性。同時，面板數(shù)據(jù)的截面?zhèn)€體之間還可能存在截面相關(guān)，以及與截面相關(guān)具有交互作用的結(jié)構(gòu)變化。違背經(jīng)典假設(shè)的序列自相關(guān)和異方差性的檢驗與修正方法在時間序列數(shù)據(jù)和橫截面數(shù)據(jù)研究中已比較成熟，在面板數(shù)據(jù)分析時可以直接借用[2]。但是面板數(shù)據(jù)的截面相關(guān)及其與結(jié)構(gòu)變化的交互影響尚待進一步研究。由于共同因子結(jié)構(gòu)是面板數(shù)據(jù)截面相關(guān)最常用也是最易處理的表現(xiàn)形式，所以本文中截面相關(guān)主要以共同因子結(jié)構(gòu)來體現(xiàn)。

理論方法研究中，諸多文獻是將截面相關(guān)和結(jié)構(gòu)變化的處理與單位根檢驗或協(xié)整檢驗一同進行的，即是在構(gòu)建非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型檢驗統(tǒng)計量的同時，通過某種方式消除了共同因子或結(jié)構(gòu)變化的影響，并通過大量模擬論證了檢驗方法的穩(wěn)健性[3,4]。但是，實證研究中面對的是實際客觀數(shù)據(jù)，最優(yōu)的模型形式需要經(jīng)過多重檢驗才能獲得，直接套用已有模型將導(dǎo)致估計結(jié)論無效，這也是諸多文獻中提及的計量經(jīng)濟模型無為表現(xiàn)的原由之一：理論構(gòu)建與實證應(yīng)用邏輯上的差異導(dǎo)致經(jīng)濟問題分析產(chǎn)生了偽結(jié)論。那么面板數(shù)據(jù)是否存在截面相關(guān)或結(jié)構(gòu)突變，以及是以怎樣的形式存在都將影響最優(yōu)模型的選擇過程，影響最終的分析結(jié)論。因此，在實際問題研究中應(yīng)當(dāng)首先通過恰當(dāng)?shù)姆椒ㄈゴ_定面板數(shù)據(jù)的基本結(jié)構(gòu)，以構(gòu)建最適宜的模型形式。王珂英和張鴻武(2016)[5]、王維國等(2013)[6]在構(gòu)建非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型之前首先就考慮了共同因子和結(jié)構(gòu)變化，并采用了適宜的方法予以論證，但是在處理結(jié)構(gòu)變化和共同因子時往往是將此兩種情形分別進行檢驗和處理，均未考慮二者之間的交互影響效應(yīng)。

當(dāng)面板數(shù)據(jù)存在共同因子時，每個截面?zhèn)€體的結(jié)構(gòu)變化可能會因為其他截面的變化而發(fā)生改變。那么，共同因子的存在是否會改變橫截面?zhèn)€體的結(jié)構(gòu)變化？基于這樣的考慮，本文在對已有的面板數(shù)據(jù)截面相關(guān)和結(jié)構(gòu)變化檢驗方法進行分析的基礎(chǔ)上，給出非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型中截面相關(guān)與結(jié)構(gòu)變化交互影響的實證分析結(jié)果，為采用基本研究范式進行實證提供前期參考，為非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型的深入發(fā)展呈現(xiàn)新的思路。

1 共同因子結(jié)構(gòu)檢驗

對于存在截面相關(guān)的非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型，忽視截面相關(guān)將導(dǎo)致估計結(jié)果不一致或檢驗結(jié)果無效。當(dāng)橫截面?zhèn)€體數(shù)量N較少、時間序列維度T比較長時，可以構(gòu)建似不相關(guān)回歸(Seemingly unrelated regression,SUR)模型，并采用廣義最小二乘估計法進行參數(shù)估計。但是當(dāng)時間維度不夠長，或者當(dāng)N＞T時，SUR模型就不可行了，對于N＞T的情形目前主要有空間相關(guān)和殘差共同因子結(jié)構(gòu)兩種處理方式[7]。本文主要考慮因子結(jié)構(gòu)的情形。

1.1 存在性檢驗

為了檢驗截面?zhèn)€體之間是否存在相關(guān)性，早期較為常見的方法是Breush和Pagan(1980)提出的基于LM的截面相關(guān)存在性檢驗，檢驗的原假設(shè)為對于所有的t，當(dāng)i≠j時，有cov(uit'ujt)=0。統(tǒng)計量為：

其 中為原模型OLS回歸的殘差。但是，統(tǒng)計量CDlm在N＞T的情況下表現(xiàn)欠佳，所以，Pesaran(2004)[8]提出了另一個修正的檢驗統(tǒng)計量：

并論證了該統(tǒng)計量在結(jié)構(gòu)變化和異質(zhì)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中檢驗的穩(wěn)健性。韓本三等(2011)[9]、Pesaran等(2008)[10]均對CD統(tǒng)計量進行了再修正研究，分別提出了NLM和MCD檢驗統(tǒng)計量。

1.2 強弱相關(guān)

截面?zhèn)€體之間的相關(guān)是以怎樣的形式或者程度存在的，還需要進一步研究。截面相關(guān)面板數(shù)據(jù)的因子結(jié)構(gòu)可以分為截面弱相關(guān)(cross-sectionally weakly dependent,CWD)和截面強相關(guān)(cross-sectionally strongly dependent,CSD)。對于給定的時間點t∈Γ，滿足條件=0,則稱序列{zit}為截面弱相關(guān)；若滿足條件≥K＞0,則稱序列{zit}為截面強相關(guān)。其中，Γt-1為信息集為加權(quán)平均值且wt和zt滿足兩個假設(shè)條件，具體信息可以參見文獻[7]。在實際應(yīng)用過程中，需要考慮不同的信息集，對于動態(tài)數(shù)據(jù)模型，信息集應(yīng)該包含所有的滯后變量，比如在平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型中，信息集可以是截面?zhèn)€體的無條件協(xié)方差均值。

對于共同因子模型：

其中，共同因子 fjt為零均值方差為1的協(xié)方差平穩(wěn)過程。條件方差為在多因子模型中，如果則因子 fjt為強因子；若K＜∞，則因子 fjt為弱因子。Chudik等(2011)[7]中還對半強或半弱的因子進行了定義。

1.3 因子處理

在處理截面相關(guān)時，Coakley等(2002，CFS)提出了用OLS殘差的主成分來進行擴展回歸，得到主成分估計量以處理截面相關(guān)。但是因為OLS估計時模型是存在截面相關(guān)的，且不可觀測的因子與因變量之間可能還存在相關(guān)性，導(dǎo)致該估計量不滿足一致性，所以建議用代理變量來進行截面相關(guān)的處理。Pesaran(2006)[11]考慮了兩種不同但存在內(nèi)在聯(lián)系的方法來處理CFS統(tǒng)計量的不一致性，給出了具有一致性的CCE估計量(Common correlated effects estimators)，分別構(gòu)建了基于組平均的CCEMG統(tǒng)計量和基于混合估計的CCEP統(tǒng)計量，用于處理面板回歸模型中的多因子誤差結(jié)構(gòu)。Kapetaniosdeng等(2011)[12]將CCE方法擴展到非平穩(wěn)共同因子結(jié)構(gòu)。

Bai和Ng(2004)[13]將截面相關(guān)處理為共同因子結(jié)構(gòu)，采用主成份方法進行退因子處理。因子模型為：

其中，eit為I(0)的誤差序列，k為截面間共同因子的個數(shù)為因子載荷向量，F(xiàn)t=(F1t'F2t'…'Fkt)′為共同因子。Bai和Ng(2002)[14]給出了確定k的取值k?的檢驗標(biāo)準(zhǔn)，分別為PC和IC統(tǒng)計量：

PC(k)=V(k)+kg(N'T)'IC(k)=lnV(k)+kg(N'T)

共同因子和因子載荷可以通過最小化式（4）進行估計：

2 結(jié)構(gòu)變化檢驗

面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)變化點的檢測，最早在Joseph和Wolfson(1992,1993)中有研究，他們建立了每個橫截面序列都有突變點的隨機突變模型(Random Breaks Model)，并假設(shè)所有突變點都是獨立同分布的。面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)變化的檢驗研究根據(jù)序列突變前后分布是否變化、突變序列的時間T是否固定（突變點是否會隨總體時間長度而變化）、突變類型是均值突變還是方差突變、突變點是否內(nèi)生等不同問題展開，這些問題與傳統(tǒng)的時間序列結(jié)構(gòu)變化研究比較類似。而面板數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)變化比較獨特的應(yīng)用在于多個橫截面?zhèn)€體的突變點是同質(zhì)結(jié)構(gòu)變化(homogeneous breaks)還是異質(zhì)結(jié)構(gòu)變化(heterogeneous breaks)。Bai和Carrion-i-Silvestre(2009)[15]中對面板異質(zhì)結(jié)構(gòu)變化進行了較廣的定義，當(dāng)不同截面?zhèn)€體具有不同的突變時間點，或者具有不同的突變程度，或者有不同數(shù)量的突變點，或者均值和方差突變發(fā)生在不同的時間點，都可以稱為異質(zhì)結(jié)構(gòu)變化。本文以面板數(shù)據(jù)橫截面?zhèn)€體結(jié)構(gòu)變化時間點是否同期作為結(jié)構(gòu)變化分類的唯一標(biāo)準(zhǔn)，其他情況在后續(xù)研究中再加以討論。

2.1 同質(zhì)結(jié)構(gòu)變化

這里將面板數(shù)據(jù)同質(zhì)結(jié)構(gòu)變化理解為同期結(jié)構(gòu)變化，即每個橫截面?zhèn)€體的突變點時間是一致的。Bai(2010)[16]建立了面板數(shù)據(jù)共同突變點的估計方法，分別運用OLS和QML方法構(gòu)建了均值和方差變化點的檢驗統(tǒng)計量，同時考慮了時間長度固定與變化兩種情況，構(gòu)建了面板數(shù)據(jù)模型共同突變點的一致估計量，并提出了用于研究其極限分布的新框架。鑒于Bai(2010)中檢驗方法簡單且實用，下面著重介紹該方法。

均值變化模型為：

其中，i=1'2'...'N，μi1≠μi2，k0為未知結(jié)構(gòu)變化點，eit為平穩(wěn)過程，且E(eit)=0。為了估計均值結(jié)構(gòu)變化點，構(gòu)造了如下統(tǒng)計量：

其中為基于OLS方法的目標(biāo)函數(shù)。一致性條件為

方差變化模型為：

其中，i=1'2'...'N ，μi1≠μi2，σi1≠σi2，k0為未知結(jié)構(gòu)變化點，ηit為線性過程，且滿足 E(ηit)=0 ，var(ηit)=1。為了估計方差結(jié)構(gòu)變化點，構(gòu)造了如下統(tǒng)計量：

其中為基于偽極大似然(quasi-maximum likelihood)方法的目標(biāo)函數(shù)一致性條件為

2.2 異質(zhì)結(jié)構(gòu)變化

Joseph和Wolfson(1993)中較早地考慮了面板數(shù)據(jù)模型的異期隨機突變點。面板數(shù)據(jù)異期結(jié)構(gòu)變化點主要是將時間序列結(jié)構(gòu)變化點的檢驗方法直接擴展到面板數(shù)據(jù)模型中，一般是直接采用時間序列結(jié)構(gòu)變化點的估計方法去估計面板數(shù)據(jù)中各橫截面?zhèn)€體的突變點。Costantini&Gutierrez(2007)[17]基于遞歸ADF檢驗統(tǒng)計量的聯(lián)合概率構(gòu)造異質(zhì)非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)構(gòu)變化檢驗統(tǒng)計量；運用時間序列模型中參數(shù)估計的t統(tǒng)計量最大值構(gòu)造結(jié)構(gòu)變化點的檢驗統(tǒng)計量，并直接運用到面板數(shù)據(jù)模型中[18]；而文獻[6,15]均采用了Bai和Perron(2003)[19]中提出的SSR統(tǒng)計量用于結(jié)構(gòu)變化點的檢驗。

面板數(shù)據(jù)模型中檢驗異質(zhì)結(jié)構(gòu)變化點的SSR統(tǒng)計量構(gòu)造如下：

其中為 基 于OLS方法的殘差平方和，為第i個橫截面?zhèn)€體的結(jié)構(gòu)變化點。

3 交互效應(yīng)分析

在非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型構(gòu)建過程中，已有諸多研究針對同時存在結(jié)構(gòu)變化和截面相關(guān)情形的非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型進行了研究[3,4,6,15]。在處理結(jié)構(gòu)變化和截面相關(guān)時往往是將此兩種情形分別進行檢驗和處理，均未考慮二者之間的交互影響效應(yīng)。當(dāng)假設(shè)面板數(shù)據(jù)截面獨立時，單個個體結(jié)構(gòu)變化不受其他截面變化的影響，此時與傳統(tǒng)的單一時間序列結(jié)構(gòu)變化類似，但是當(dāng)面板數(shù)據(jù)存在截面相關(guān)時，每個截面?zhèn)€體的結(jié)構(gòu)變化可能會因為其他截面的變化而發(fā)生改變。那么，截面相關(guān)的存在是否會改變橫截面?zhèn)€體的結(jié)構(gòu)變化？是否會引起結(jié)構(gòu)變化點的發(fā)生時間？結(jié)構(gòu)變化的存在是否會影響截面相關(guān)的因子結(jié)構(gòu)？下面通過實證研究分析結(jié)構(gòu)變化和截面相關(guān)之間的交互效應(yīng)。

3.1 數(shù)據(jù)說明

外商直接投資與經(jīng)濟增長之間的影響關(guān)系歷來受到研究者們的關(guān)注，面板數(shù)據(jù)模型是常用的分析工具之一。鑒于經(jīng)濟增長與外商直接投資關(guān)系研究的廣泛性和實用性，本文采用中國30個省份(西藏除外)1995—2015年的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP為被解釋變量，外商直接投資FDI為解釋變量，分析其基本結(jié)構(gòu)和交互影響關(guān)系?？紤]到物價和計量單位的影響，在計算時采用變量的對數(shù)形式。

首先采用Pesaran(2004)[8]提出的截面相關(guān)CD檢驗統(tǒng)計量進行相關(guān)結(jié)構(gòu)判斷?？紤]的模型形式為：

原假設(shè)為不存在截面相關(guān)，檢驗統(tǒng)計量CD=81.9235，概率 p-value=0.00，檢驗結(jié)果說明模型存在截面相關(guān)。

再采用Pesaran(2007)[20]中提出的適宜截面相關(guān)的面板單位根檢驗方法，原假設(shè)為存在單位根，檢驗形式為帶趨勢項和常數(shù)項，檢驗結(jié)果為CIPSlog(GDP)=-0.49，CIPSlog(FDI)=-1.43，當(dāng)顯著性水平選定為0.05時log(GDP)和log(FDI)均存在單位根，屬于非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)。

3.2 模型設(shè)定與假設(shè)

借鑒文獻[3,4,6]中非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型形式，設(shè)：

其中，xit和 yit分別為解釋變量和被解釋變量，μi為個體常數(shù)項，F(xiàn)t為共同因子，λi為因子權(quán)重值。表示均值結(jié)構(gòu)變化表示方差結(jié)構(gòu)變化，Dit=θiDUk+σiDTk表示結(jié)構(gòu)變化函數(shù)。

00

為了分析共同因子與結(jié)構(gòu)變化之間的交互效應(yīng)影響，假設(shè)原假設(shè)為 H0:θi=0'σi=0 。備擇假設(shè)為 H1:θi≠0或σi≠0。模型調(diào)整為:

若原假設(shè)不成立，說明回歸殘差zit存在均值或方差結(jié)構(gòu)變化，反之，若不存在均值或方差結(jié)構(gòu)變化，說明原假設(shè)成立。

在原假設(shè)成立的情況下，首先采用Bai和Ng(2004)[13]中的方法計算共同因子，并對去掉因子影響的殘差vit進行截面相關(guān)檢驗，檢驗統(tǒng)計量CD=-1.8964，概率 p-value=0.971，表明已不存在截面相關(guān)，這說明模型中Ft項是存在的。

3.3 結(jié)構(gòu)變化檢驗

采用Bai和Perron(2003)[19]和Bai(2010)[16]中提出的方法檢驗結(jié)構(gòu)變化，并對去共同因子的序列和帶共同因子的序列分別進行檢驗以說明共同因子對結(jié)構(gòu)變化的影響，其中T=21 ，N=30 ，k0=floor[τ×T] ，τ∈[0.1'0.15,…,0.85,0.9]，有17個結(jié)構(gòu)變點。圖1為原始數(shù)據(jù)log(GDP)和log(FDI)的分析圖，SSR取值滿足一致性條件且有最小值，說明二者均存在均值和方差結(jié)構(gòu)變化。圖中縱坐標(biāo)為統(tǒng)計量SSR的值，橫坐標(biāo)為結(jié)構(gòu)變化點的序號。 floor[·]為R程序里的一個取值函數(shù)。

圖1 log(GDP)與log(FDI)數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)變化檢驗圖

在原假設(shè)成立的情況下，圖2為按照調(diào)整模型(11)計算而得的殘差序列結(jié)構(gòu)變化檢驗圖，結(jié)果顯示殘差zit存在均值和方差結(jié)構(gòu)變化點，即其數(shù)據(jù)生成方式為zit=Dit+但是圖2右邊去掉共同因子以后殘差序列結(jié)構(gòu)變化檢驗圖

顯示，均值結(jié)構(gòu)變化的SSR取值范圍為4.93×10-29～5.49×10-29，方差結(jié)構(gòu)變化的SSR取值范圍為-43350～-43182，不滿足結(jié)構(gòu)變化一致性條件，不存在均值和方差結(jié)構(gòu)變化，說明有均值和方差結(jié)構(gòu)變化，其去掉共同因子后沒有結(jié)構(gòu)變化，前后檢驗結(jié)果發(fā)生了矛盾，這說明模型結(jié)構(gòu)的設(shè)定出現(xiàn)了問題，模型形式與數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)不符合，有可能是共同因子的存在改變了截面?zhèn)€體的結(jié)構(gòu)變化狀態(tài)，這正是本文質(zhì)疑且尚待檢驗的問題。

圖2 殘差序列結(jié)構(gòu)變化檢驗圖

3.4 交互效應(yīng)

進一步地，借鑒式(9)的檢驗公式對共同因子結(jié)構(gòu)進行結(jié)構(gòu)變化檢驗，結(jié)果見下頁圖3。因子權(quán)重λi是橫截面數(shù)據(jù)，樣本量為N=30，其數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)變化體現(xiàn)為地域異質(zhì)性，這里不作考慮。盡管如此，圖3中仍然給出了因子權(quán)重序列的SSR值，圖形顯示存在多個極小值，這說明所選30個省市權(quán)重值差異較大，存在多種類型。對于共同因子序列Ft，當(dāng)k0=18，即2012年時均值結(jié)構(gòu)檢驗的SSR值達到最小，說明共同因子Ft存在均值結(jié)構(gòu)變化，同時，在k0=8，即2002年時均值結(jié)構(gòu)檢驗的SSR值有極小值，這與方差結(jié)構(gòu)檢驗一致。由此，可以認為共同因子序列Ft存在均值和方差結(jié)構(gòu)變化。這說明模型(10)中的結(jié)構(gòu)變化并不是獨立存在的結(jié)構(gòu)變化，而是由共同因子結(jié)構(gòu)變化體現(xiàn)出來。這表明截面相關(guān)與結(jié)構(gòu)變化之間的交互效應(yīng)確實存在，而且正影響著非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)傳統(tǒng)建?；痉妒降氖褂?。

圖3 因子結(jié)構(gòu)變化檢驗圖

3.5 實證分析

表1給出了結(jié)構(gòu)變化具體時點。經(jīng)過實證分析得出了有別于常規(guī)應(yīng)用模型設(shè)定的結(jié)論:首先，中國區(qū)域GDP增長率在2004—2005年發(fā)生了較為明顯的結(jié)構(gòu)變化，這源于1995—2005年、2006—2015年兩個時間段內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟增長模式、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)均發(fā)生了較大的改變。區(qū)域FDI增長率在2005年發(fā)生了較為突出的結(jié)構(gòu)變化，這與2005年中國匯率制度改革、外貿(mào)政策調(diào)整是分不開的。模型回歸殘差分別在2008年和2004年表現(xiàn)出均值和方差結(jié)構(gòu)變化，說明對GDP增長率產(chǎn)生影響的其他因素在這期間也有不同程度的結(jié)構(gòu)改變。

表1 結(jié)構(gòu)變化時點說明

其次，影響GDP和FDI結(jié)構(gòu)變化的主要來源是2002年的共同因子，與其他誤差項關(guān)系不顯著。2002年是我國加入WTO的第一年，各省市面臨的對外貿(mào)易國際環(huán)境發(fā)生了巨大改變，全國采取了一系列有效舉措促進國際貿(mào)易全面發(fā)展，以拉動國民經(jīng)濟快速增長。這些來自全國的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和戰(zhàn)略部署形成了影響30個省市的共同因子，而權(quán)重系數(shù)的區(qū)間異質(zhì)則表明不同省市之間的實施力度是有差異的。

最后，對中國30個省份1995—2015年的國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP和外商直接投資FDI建立如前設(shè)計的模型是不恰當(dāng)?shù)摹Ｔ谘芯繃鴥?nèi)生產(chǎn)總值與外商直接投資的協(xié)同關(guān)系時，若以回歸殘差的結(jié)構(gòu)變化作為協(xié)同關(guān)系的結(jié)構(gòu)變化是有誤的，因為二者協(xié)同關(guān)系的結(jié)構(gòu)變化主要來源于共同驅(qū)動因素，而不是其他誤差因素。因此，更適宜的模型形式應(yīng)當(dāng)為：

4 結(jié)論

截面相關(guān)的非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)建模一般優(yōu)先考慮建立帶共同因子的面板協(xié)整模型，模型形式的設(shè)定關(guān)系著檢驗結(jié)果的準(zhǔn)確性，因此數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)內(nèi)在邏輯至關(guān)重要。本文發(fā)現(xiàn)已有文獻中對截面相關(guān)和結(jié)構(gòu)變化采取分別處理的方式進行建模研究，忽視了二者之間的交互效應(yīng)，進而對非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)建?；痉妒降氖褂眠^程提出質(zhì)疑，認為面板數(shù)據(jù)基本結(jié)構(gòu)分析是所有模型構(gòu)建和參數(shù)估計的根本，不適宜的模型搭建將給出不恰當(dāng)?shù)姆治鼋Y(jié)論。

本文采用實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行分析，得出非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型中共同因子和結(jié)構(gòu)變化的交互效應(yīng)確實存在的結(jié)論，這說明對基本范式的部分質(zhì)疑成立。結(jié)果顯示在非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型中要區(qū)分結(jié)構(gòu)變化的來源因素，特別是由共同因子結(jié)構(gòu)帶來的結(jié)構(gòu)變化，否則將導(dǎo)致模型中傳統(tǒng)結(jié)構(gòu)變化處理方法失效。所以，在實證模型構(gòu)筑之前應(yīng)當(dāng)進行數(shù)據(jù)基本結(jié)構(gòu)檢驗，以最適宜的模型形式貼近數(shù)據(jù)真實生成過程。

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