1.面板数据分析方法步骤
面板数据的分析方法或许我们已经了解许多了，但是到底有没有一个根本的步骤呢？那些步骤是必须的？这些都是我们在研究的过程中需要考虑的，而且又是很实在的问题。面板单位根检验如何进展？协整检验呢？什么情况下要进展模型的修正？面板模型回归形式的选择？如何更有效的进展回归？诸如此类的问题我们应该如何去分析并一一解决？以下是我近期对面板数据研究后做出的一个简要总结，和大家分享一下，也希望大家都进来讨论讨论。
步骤一：分析数据的平稳性〔单位根检验〕
按照正规程序，面板数据模型在回归前需检验数据的平稳性。子奈曾指出，一些非平稳的经济时间序列往往表现出共同的变化趋势，而这些序列间本身不一定有直接的关联，此时，对这些数据进展回归，尽管有较高的R平方，但其结果是没有任何实际意义的。这种情况称为虚假回归或伪回归〔spurious regression〕。他认为平稳的真正含义是：一个时间序列剔除了不变的均值〔可视为截距〕和时间趋势以后，剩余的序列为零均值，同方差，即白噪声。因此单位根检验时有三种检验模式：既有趋势又有截距、只有截距、以上都无。
因此为了防止伪回归，确保估计结果的有效性，我们必须对各面板序列的平稳性进展检验。而检验数据平稳性最常用的方法就是单位根检验。首先，我们可以先对面板序列绘制时序图，以粗略观测时序图中由各个观测值描出代表变量的折线是否含有趋势项和〔或〕截距项，从而为进一步的单位根检验的检验模式做准备。
单位根检验方法的文献综述：在非平稳的面板数据渐进过程中,Levin andLin(1993)很早就发现这些估计量的极限分布是高斯分布,这些结果也被应用在有异方差的面板数据中,并建立了对面板单位根进展检验的早期版本。后来经过Levin et al.(2002)的改良,提出了检验面板单位根的LLC法。Levin et al.(2002)指出,该方法允许不同截距和时间趋势,异方差和高阶序列相关,适合于中等维度(时间序列介于25～250之间,截面数介于10～250之间)的面板单位根检验。Im et al.(1997)还提出了检验面板单位根的IPS法,但Breitung(2000)发现IPS法对限定性趋势的设定极为敏感,并提出了面板单位根检验的Breitung法。Maddala and Wu(1999)又提出了ADF-Fisher和PP-Fisher面板单位根检验方法。
由上述综述可知，可以使用LLC、IPS、Breintung、ADF-Fisher和PP-Fisher5种方法进展面板单位根检验。
其中LLC-T、BR-T、IPS-W、ADF-FCS、PP-FCS、H-Z分别指
Levin,Lin&Chu t*统计量、Breitung t统计量、lm Pesaran&Shin W统计量、ADF-Fisher Chi-square统计量、PP-Fisher Chi-square统计量、Hadri Z 统计量，并且Levin,Lin&Chu t*统计量、Breitung t统计量的原假设为存在普通的单位根过程，lm Pesaran&Shin W统计量、ADF-Fisher Chi-square 统计量、PP-Fisher Chi-square统计量的原假设为存在有效的单位根过程，Hadri Z统计量的检验原假设为不存在普通的单位根过程。
有时，为了方便，只采用两种面板数据单位根检验方法，即一样根单位根检验LLC〔Levin-Lin-Chu〕检验和不同根单位根检验Fisher-ADF检验〔注：对普通序列〔非面板序列〕的单位根检验方法则常用ADF检验〕，如果在两种检验中均拒绝存在单位根的原假设则我们说此序列是平稳的，反之则不平稳。
如果我们以T〔trend〕代表序列含趋势项，以I〔intercept〕代表序列含截距项，T&I代表两项都含，N〔none〕代表两项都不含，则我们可以基于前面时序图得出的结论，在单位根检验中选择相应检验模式。
但基于时序图得出的结论毕竟是粗略的，严格来说，那些检验构造均需一一检验。具体操作可以参照子奈的说法：ADF检验是通过三个模型来完成，首先从含有截距和趋势项的模型开场，再检验只含截距项的模型，最后检验二者都不含的模型。并且认为，只有三个模型的检验结果都不能拒绝原假设时，我们才认为时间序列是非平稳的，而只要其中有一个模型的检验结果拒绝了零假设，就可认为时间序列是平稳的。
此外，单位根检验一般是先从水平〔level〕序列开场检验起，如果存在单位根，则对该序列进展一阶差分后继续检验，假设仍存在单位根，则进展二阶甚至高阶差分后检验，直至序列平稳为止。我们记I(0)为零阶单整，I(1)为一阶单整，依次类推，I(N)为N阶单整。
步骤二：协整检验或模型修正
情况一：如果基于单位根检验的结果发现变量之间是同阶单整的，则我们可以进展协整检验。协整检验是考察变量间长期均衡关系的方法。所谓的协整是指假设两个或多个非平稳的变量序列，其*个线性组合后的序列呈平稳性。此时我们称这些变量序列间有协整关系存在。因此协整的要求或前提是同阶单整。
但也有如下的宽限说法：如果变量个数多于两个，即解释变量个数多于一个，被解释变量的单整阶数不能高于任何一个解释变量的单整阶数。另当解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数时，则必须至少有两个解释变量的单整阶数高于被解释变量的单整阶数。如果只含有两个解释变量，则两个变量的单整阶数应该一样。
也就是说，单整阶数不同的两个或以上的非平稳序列如果一起进展协整检
验，必然有*些低阶单整的，即波动相对高阶序列的波动甚微弱〔有可能波动幅度也不同〕的序列，对协整结果的影响不大，因此包不包含的重要性不大。而相对处于最高阶序列，由于其波动较大，对回归残差的平稳性带来极大的影响，所以如果协整是包含有*些高阶单整序列的话〔但如果所有变量都是阶数一样的高阶，此时也被称作同阶单整，这样的话另当别论〕，一定不能将其纳入协整检验。
协整检验方法的文献综述：(1)Kao(1999)、Kao and Chiang(2000)利用推广的DF和ADF检验提出了检验面板协整的方法,这种方法零假设是没有协整关系,并且利用静态面板回归的残差来构建统计量。(2)Pedron(1999)在零假设是在动态多元面板回归中没有协整关系的条件下给出了七种基于残差的面板协整检验方法。和Kao的方法不同的是,Pedroni的检验方法允许异质面板的存在。
(3)Larsson et al(2001)开展了基于Johansen(1995)向量自回归的似然检验的面板协整检验方法，这种检验的方法是检验变量存在共同的协整的秩。
我们主要采用的是Pedroni、Kao、Johansen的方法。
通过了协整检验，说明变量之间存在着长期稳定的均衡关系，其方程回归残差是平稳的。因此可以在此根底上直接对原方程进展回归，此时的回归结果是较准确的。
这时，我们或许还想进一步对面板数据做格兰杰因果检验〔因果检验的前提是变量协整〕。但如果变量之间不是协整〔即非同阶单整〕的话，是不能进展格兰杰因果检验的，不过此时可以先对数据进展处理。引用晓峒的原话，"如果y 和*不同阶，不能做格兰杰因果检验，但可通过差分序列或其他处理得到同阶单整序列，并且要看它们此时有无经济意义。〞
下面简要介绍一下因果检验的含义：这里的因果关系是从统计角度而言的，即是通过概率或者分布函数的角度表达出来的：在所有其它事件的发生情况固定不变的条件下，如果一个事件*的发生与不发生对于另一个事件Y的发生的概率〔如果通过事件定义了随机变量则也可以说分布函数〕有影响，并且这两个事件在时间上又有先后顺序〔A前B后〕，则我们便可以说*是Y的原因。考虑最简单的形式，Granger检验是运用F-统计量来检验*的滞后值是否显著影响Y〔在统计的意义下，且已经综合考虑了Y的滞后值；如果影响不显著，则称*不是Y的"Granger原因〞〔Granger cause〕；如果影响显著，则称*是Y的"Granger原因〞。同样，这也可以用于检验Y是*的"原因〞，检验Y的滞后值是否影响*〔已经考虑了*的滞后对*自身的影响〕。
Eviews好似没有在POOL窗口中提供Granger causality test，而只有unit root test和cointegration test。说明Eviews是无法对面板数据序列做格兰杰检验的，格兰杰检验只能针对序列组做。也就是说格兰杰因果检验在
