【正文】 單位根檢驗的barGLS檢驗。通過蒙特卡洛飾演研究了該檢驗的小樣本性質(zhì)，發(fā)現(xiàn)barGLS檢驗的檢驗功效高于IPS的面板單位根檢驗bar的功效，并且適當(dāng)?shù)剡x擇ADF式中的一階差分滯后項的滯后期可以使得實際檢驗水平低于名義檢驗水平。另外，面板單位根檢驗Quah檢驗、LL檢驗、IPS檢驗、檢驗、檢驗、檢驗和各種組合p值檢驗備受經(jīng)濟(jì)學(xué)應(yīng)用研究的普遍關(guān)注，有許多文獻(xiàn)利用這些面板單位根檢驗來檢驗經(jīng)濟(jì)變量的平穩(wěn)性。例如，利用LL檢驗，吳和張（Wu and Zhang，1996）得到利率是非平穩(wěn)的、Culver和Papel1（1997）發(fā)現(xiàn)通貨膨脹率是非平穩(wěn)的、Oh等（Oh，1996；Wu，1996；Lothian，1997）驗證實際匯率是非平穩(wěn)的、Adrian和Strauss（1997）證實工資率也是非平穩(wěn)的、Evans和Karras（1996）檢驗了美國各州經(jīng)濟(jì)增長存在條件β收斂的現(xiàn)象。另外，Coakley和Fuertes（1997，2000）、Canzoneri（Canzoneri et al,1996）、吳（Wu，1996）和Vanessa等（Vanessa et al.,2004）分別利用IPS檢驗、檢驗、檢驗和Fisher組合p值檢驗檢驗了購買力平價理論。2. 縱剖面時間序列同期相關(guān)的面板單位根檢驗盡管在假設(shè)面板數(shù)據(jù)的縱剖面時間序列是相互獨立的隨機(jī)過程的條件下，應(yīng)用中心極限定理可以得到有漸近正態(tài)分布的單位根檢驗統(tǒng)計量。但是，這個假設(shè)與實際的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象存在較大的差距。例如，通過國際貿(mào)易、資本流動和技術(shù)溢出或滲透等多方面的相互影響，使得一國的經(jīng)濟(jì)增長速度與其他國家經(jīng)濟(jì)增長速度相互關(guān)聯(lián)；由于不同國家的實際匯率受相同名義貨幣（numeraire currency）變化（如美國的價格指數(shù)或德國價格指數(shù)）的共同影響，各國實際匯率序列之間存在著高度相關(guān)性；全球化的外生共同沖擊（exogenous mon shocks）（如全球氣候變暖、世界大戰(zhàn)、海灣石油危機(jī)等經(jīng)濟(jì)沖擊），使得各國的相同宏觀經(jīng)濟(jì)變量（如，勞動力供給量、能源需求量等）之間也呈現(xiàn)出相關(guān)性；另外，由于計量經(jīng)濟(jì)模型中重要解釋變量的缺失，也導(dǎo)致了面板縱剖面時間序列計量模型誤差項之間的非獨立性。Maddala和吳（Maddala and Wu ,1997）通過蒙特卡洛模擬試驗發(fā)現(xiàn)，當(dāng)面板單位根檢驗式（）的隨機(jī)誤差項存在同期相關(guān)性（contemporaneous correlation）時，LL檢驗、IPS檢驗和Fisher組合p值檢驗的面板單位根檢驗統(tǒng)計量的分布（或漸近分布）結(jié)論不再成立。例如，IPS檢驗的tbar統(tǒng)計量的漸近分布雖然仍是正態(tài)分布，但是，tbar統(tǒng)計量的漸近分布的方差發(fā)生變化；Fisher檢驗的組合p值也不再服從分布。于是，當(dāng)面板數(shù)據(jù)的縱剖面時間序列之間存在相關(guān)性時，LL檢驗、IPS檢驗和Fisher組合p值檢驗并不能正確地推斷面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。另外，O39。 Connell（1998）通過蒙特卡洛模擬試驗也發(fā)現(xiàn)，當(dāng)面板單位根檢驗式的隨機(jī)誤差項滿足下列條件時，其中，ω1，即隨機(jī)誤差項存在同期相關(guān)性（contemporaneous correlation）的情況下，若仍然使用LL檢驗來檢驗面板單位根的話，即使，在1%、5%和10%的顯著性水平下，LL檢驗犯第Ⅰ類錯誤的概率也分別高達(dá)55%、58%和60%見O39。 Connell（1998）的表1。 ；并且，當(dāng)T不變時，增加N會使LL檢驗的實際檢驗水平失真（size distortions）增加；當(dāng)N不變時，增加T也不會改善LL檢驗的實際檢驗水平失真；重要的是隨著面板縱剖面時間序列相關(guān)系數(shù)ω的增加，LL檢驗的實際檢驗水平失真加劇。另外，這時LL檢驗的功效也非常低，例如，當(dāng)，ω=，β=，在5%的顯著性水平下，LL檢驗的功效僅僅只有9%.因此，研究縱剖面時間序列相關(guān)的面板單位根檢驗成為面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性研究的核心之一，自上世紀(jì)九十年代以來，許多學(xué)者做出了重要的貢獻(xiàn)。實際上，為了提高單變量單位根檢驗的功效，早在1990年，Abuaf和Jorion（Abuaf and Jorion，1990）利用似不相關(guān)回歸法（SUR）就提出了一種縱剖面時間序列相關(guān)的面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，即，利用面板單位根檢驗式的SUR估計檢驗面板單位根，其中，對于任意時間t, 橫截面序列具有同期相關(guān)性。通過蒙特卡洛模擬得到了拒絕零假設(shè)和β=1的臨界值表；并說明與單變量單位根檢驗比較，該檢驗的檢驗功效具有顯著提高。例如，當(dāng)T=180、N=10，在5%的顯著性水平下，SUR方法估計的DF統(tǒng)計量和統(tǒng)計量拒絕零假設(shè)β=%%。另外，根據(jù)19731987年西方10國集團(tuán)兌美元的實際匯率數(shù)據(jù)，利用該檢驗得到了支持PPP理論的結(jié)果，即，拒絕了實際匯率對數(shù)序列是單位根過程的假設(shè)。后來，Jorion和Sweeney（Jorion and Sweeney，1996）將該檢驗推廣到具有線性趨勢項的似不相關(guān)回歸方程組系統(tǒng)（SUR system of equations ）:的情況。并且，根據(jù)19731993年歐洲7國集團(tuán)兌德國馬克的實際匯率數(shù)據(jù)，檢驗得到這些國家實際匯率的對數(shù)序列是具有漂移項的平穩(wěn)過程，但是，不能推斷這些過程包含時間趨勢項。Fl244。res等（Fl244。res,R., Jorion, P.,PierreYves P., Ariane S.，1999）認(rèn)為，Jorion和Sweeney（Jorion and Sweeney，1996）設(shè)定的SUR模型不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和實際，限制面板橫截面時間序列的自回歸系數(shù)一致的約束條件是不恰當(dāng)?shù)?，即，同質(zhì)面板。例如，在研究PPP理論時，各國實際匯率的對數(shù)顯然不可能以相同的速度收斂于其長期期望值。實際上，實際匯率對數(shù)的收斂速度取決于該國的貿(mào)易成本、信息成本、通貨膨脹或通貨緊縮等許多因素。為此，他們利用似不相關(guān)回歸方程組系統(tǒng)：GLS估計的DF統(tǒng)計量和統(tǒng)計量檢驗異質(zhì)面板（heterogeneous panel）的單位根假設(shè)通過對比利時、法國、德國、意大利、瑞士、荷蘭、日本、瑞典、英國和加拿大10個國家1993年1月至1994年10月實際匯率（取自然對數(shù)后的數(shù)據(jù)）的經(jīng)驗分析，發(fā)現(xiàn)當(dāng)容許面板縱剖面時間序列的自回歸系數(shù)跨國變化時，SURDF統(tǒng)計量拒絕了面板單位根假設(shè)的零假設(shè)。并且，檢驗的顯著性程度與面板縱剖面時間序列間相關(guān)系數(shù)（相對于美元）的大小有關(guān)，相關(guān)系數(shù)高的面板縱剖面時間序列拒絕了零假設(shè)，例如，比利時、法國、德國、意大利、相關(guān)系數(shù)低的面板縱剖面時間序列則不能拒絕零假設(shè)，如，日本、瑞典、。為了消除各誤差項序列的序列相關(guān)性，Adrian和Strauss（Adrian and Strauss，1999）將AbuafJorion檢驗推廣到具有滯后差分項的似不相關(guān)回歸方程組系統(tǒng)的情形，其中，模型誤差項具有同期相關(guān)性。并且，根據(jù)19001987年15個OECD國家修正的麥迪森(2001)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)該檢驗不能拒絕實際人均GDP序列是面板單位根過程的零假設(shè)。Taylor和Sarno（Taylor and Sarno，1998）利用輔助的似不相關(guān)回歸方程組系統(tǒng)構(gòu)造了檢驗面板單位根IPS假設(shè)的Wald型統(tǒng)計量MADF。并利用該統(tǒng)計量MADF研究了G5國家 G5國家包括法國、德國、日本、英國和美國。在布雷頓森林后期實際匯率的平穩(wěn)性，經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，用消費價格指數(shù)CPI構(gòu)造的實際匯率是穩(wěn)定的，即實際數(shù)據(jù)支持了購買力平價理論。沿襲Jorion和Sweeney等學(xué)者的研究路徑，Groen（2000）視動態(tài)面板模型為特殊的VAR模型，利用似然比檢驗統(tǒng)計量和研究了面板單位根檢驗。并且，Groen（2000）基于G10國家 G10國家包括加拿大、法國、德國、意大利、日本、荷蘭、瑞典、瑞士、英國和美國。分別關(guān)于美元、德國馬克、英鎊和日元的實際匯率數(shù)據(jù)（）檢驗了購買力平價理論（PPP），經(jīng)驗研究結(jié)果表明，無論名義貨幣如何選擇，單變量時間序列單位根檢驗ADF檢驗并不能較理想地拒絕實際匯率是非平穩(wěn)的零假設(shè)；但是，無論選擇何種貨幣（美元、德國馬克、英鎊和日元之一）作為名義貨幣，利用面板單位根的似然比檢驗統(tǒng)計量和均能拒絕實際匯率是非平穩(wěn)的零假設(shè)，從而支持了購買力平價理論。白仲林（2005）認(rèn)為，由于共同的外生經(jīng)濟(jì)沖擊（如石油價格的持續(xù)上漲）或各自的地緣經(jīng)濟(jì)因素（如經(jīng)濟(jì)資源稟賦）影響，絕大多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量的跨國（或不同區(qū)域）面板數(shù)據(jù)存在著確定性趨勢，面板數(shù)據(jù)縱剖面時間序列的退勢處理將會區(qū)別面板退勢平穩(wěn)過程和面板單位根過程。從而，將GLS退勢與面板單位根檢驗SURADF檢驗的結(jié)合得到了縱剖面時間序列相關(guān)的面板單位根檢驗SURADFGLS檢驗。通過蒙特卡洛試驗研究發(fā)現(xiàn)，SURADFGLS檢驗具有良好的小樣本性質(zhì)。并且，應(yīng)用該檢驗的實證研究，發(fā)現(xiàn)中國自1978年至2004年各省市的實際人均GDP的增長率呈條件β收斂。3. 因素分解模型的面板單位根檢驗及其應(yīng)用通過分解面板自回歸模型的誤差項進(jìn)行單位根檢驗可以追溯到Im、Pesaran和Shin（1997）的早期研究，在該文中，他們明確指出傳統(tǒng)的IPS檢驗不再適合縱剖面時間序列非獨立的異質(zhì)面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，為了檢驗這類面板數(shù)據(jù)的單位根，針對誤差分解模型 進(jìn)行討論，其中，是時間效應(yīng)。首先，進(jìn)行橫截面中心化處理（demeaning procedure）消除縱剖面時間序列的誤差項之間的相關(guān)性，得到縱剖面獨立的面板數(shù)據(jù)模型然后，對消除縱剖面時間序列的誤差項相關(guān)性的面板使用IPS檢驗即可。然而，一般的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象并不具有誤差分解模型的形式，特別是各時