Allowing for dynamics in panels wit

Allowing for dynamics in panels with fixed effects also present additional difficulties;
for example the standard within-group estimator will be inconsistent unless T → ∞.
(Nickell, 1981). In linear dynamic panels the incidental parameter problem (the unobserved heterogeneity) can be resolved by first differencing the model and then estimating
the resultant first-differened specification by instrumental variables or by the method of
transformed likelihood. (Anderson and Hsiao, 1981,1982, Holtz-Eakin, Newey and Rosen,
1988, Arellano and Bond, 1991, and Hsiao, Pesaran and Tahmiscioglu, 2002). A similar
procedure can also be followed in the case of short T panel VARs. (Binder, Hsiao and
Pesaran, 2005). But other approaches are needed for non-linear panel data models. See,
for example, Honore and Kyriazidou (2000) and review of the literature on non-linear
panels in Arellano and Honoré (2001). Relaxing the assumption of slope homogeneity in
dynamic panels is also problematic, and neglecting to take account of slope heterogeneity
will lead to inconsistent estimators. In the presence of slope heterogeneity Pesaran and
Smith (1995) show that the within group estimator remains inconsistent even if both N
and T → ∞. A Bayesian approach to estimation of micro dynamic panels with random
slope cofficients is proposed in Hsiao, Pesaran and Tahmiscioglu (1999).
To deal with general dynamic specifications, possible slope heterogeneity and error
cross section dependence large T and N panels are required. In the case of such large
panels it is possible to allow for richer dynamics and parameter heterogeneity. Cross section dependence of errors can also be dealt with using residual common factor structures.
These extensions are particularly relevant to the analysis of purchasing power parity hypothesis (O’Connell, 1998, Imbs, Mumtaz, Ravn and Rey, 2005, Pedroni, 2001, Smith,
Leybourne, Kim and Newbold, 2004), output convergence (Durlauf, Johnson, and Temple, 2005, Pesaran, 2006c), the Fisher effect (Westerlund, 2005), house price convergence
(Holly, Pesaran, and Yamagata, 2006), regional migration (Fachin, 2006), and uncovered
interest parity (Moon and Perron, 2006). The econometric methods developed for large
panels has to take into account the relationship between the increasing number of time
periods and cross section units (Phillips and Moon 1999). The relative expansion rates
26of N and T could have important consequences for the asymptotic and small sample
properties of the panel estimators and tests. This is because fixed T estimation bias tend
to magnify with increases in the cross section dimension, and it is important that any
bias in the T dimension is corrected in such a way that its overall impact disappears as
both N and T → ∞, jointly.
The first generation panel unit root tests proposed, for example, by Levin, Lin and
Chu (2002) and Im, Pesaran and Shin (2003) allowed for parameter heterogeneity but
assumed errors were cross sectionally independent. More recently, panel unit root tests
that allow for error cross section dependence have been proposed by Bai and Ng (2004),
Moon and Perron (2004) and Pesaran (2006b). As compared to panel unit root tests,
the analysis of cointegration in panels is still at an early stages of its developments. So
far the focus of the panel cointegration literature has been on residual based approaches,
although there has been a number of attempts at the development of system approaches
as well. (Pedroni, 2004). But once cointegration is established the long-run parameters
can be estimated efficiently using techniques similar to the ones proposed in the case of
single time series models. These estimation techniques can also be modified to allow for
error cross section dependence. (Pesaran, 2006a). Surveys of the panel unit root and
cointegration literature are provided by Banerjee (1999), Baltagi and Kao (2000), Choi
(2006) and Breitung and Pesaran (2006).
The micro and macro panel literature is vast and growing. For the analysis of many
economic problems further progress is needed in the analysis of non-linear panels, testing
and modelling of error cross section dependence, dynamics, and neglected heterogeneity.
For general reviews of panel data econometrics see Arellano (2003), Baltagi (2005), Hsiao
(2003) and Wooldridge (2002).

ผลลัพธ์ (ไทย) 1:

ให้สำหรับ dynamics ในแผงมีผลถาวรปัจจุบันยังเพิ่มเติมความยากลำบากตัวอย่าง การประมาณการภายในกลุ่มมาตรฐานจะไม่สอดคล้องกันยกเว้น T →∞(Nickell, 1981) ในการติดตั้งแบบเชิงเส้น ปัญหาพารามิเตอร์เบ็ดเตล็ด (unobserved heterogeneity) สามารถแก้ไขได้ โดยก่อน differencing แบบ และประเมินแล้วข้อมูลจำเพาะ differened แรกผลแก่ โดยตัวแปรเครื่องมือ หรือวิธีการโอกาสแปรรูป (แอนเดอร์สันและ Hsiao, 1981,1982, Holtz-Eakin, Newey และ โร1988 ชื่อและตราสารหนี้ 1991, Hsiao และ Pesaran และ Tahmiscioglu, 2002) ความคล้ายคลึงกันขั้นตอนตามกำหนดสั้น T แผง VARs (Binder, Hsiao และPesaran, 2005) แต่จำเป็นสำหรับแบบจำลองไม่เชิงเส้นแผงข้อมูลวิธีอื่น ๆ ดูตัวอย่าง โอนอร์โอ และ Kyriazidou (2000) และทบทวนวรรณกรรมบนไม่ใช่เชิงเส้นแผงในชื่อ Honoré (2001) อัสสัมชัน homogeneity ในผ่อนคลายติดตั้งแบบไดนามิกเป็นปัญหา และ neglecting จะใช้บัญชีของ heterogeneity ลาดเข้าสู่ estimators ไม่สอดคล้องกัน ในต่อหน้าของ heterogeneity ลาด Pesaran และSmith (1995) แสดงว่าการภายในกลุ่ม ประมาณ N ไม่สอดคล้องกันแม้ว่าทั้งสองที่ยังคงอยู่และ T →∞ ทฤษฎีแนวทางการประเมินของแผงไมโครไดนามิกกับสุ่มมีเสนอ cofficients ลาด Hsiao, Pesaran และ Tahmiscioglu (1999)การจัดการกับข้อมูลจำเพาะทั่วไปของไดนามิก heterogeneity ลาดเป็นไปได้ และข้อผิดพลาดข้ามส่วนพึ่งพาใหญ่ T และ N ติดตั้งจำเป็นต้องใช้ ในกรณีดังกล่าวมีขนาดใหญ่ติดตั้งที่เป็นไปได้ให้ขึ้น heterogeneity dynamics และพารามิเตอร์ พึ่งพาข้ามส่วนของข้อผิดพลาดสามารถยังสามารถแจกใช้โครงสร้างปัจจัยทั่วไปเหลือส่วนขยายเหล่านี้จะเกี่ยวข้องโดยเฉพาะอย่างยิ่งการวิเคราะห์สมมติฐานอำนาจซื้อพาริตี้ (โอคอนเนลสต 1998, Imbs คลาย Ravn และ เรย์ ปี 2005, Pedroni, 2001 สมิธLeybourne คิม และ Newbold ที่ 2004), ออกแบบร่วมกัน (Durlauf, Johnson และ วัด ปี 2005, Pesaran, 2006 c), ผลฟิชเชอร์ (Westerlund, 2005), บ้านราคาบรรจบกัน(ฮอลลี่ Pesaran และยามางา ตะ 2006), โยกย้ายภูมิภาค (Fachin, 2006), และเถสนใจพาริตี้ (มูนและ Perron, 2006) วิธี econometric พัฒนาขนาดใหญ่แผงมีการคำนึงถึงความสัมพันธ์ระหว่างจำนวนครั้งเพิ่มขึ้นรอบระยะเวลาและหน่วยส่วนข้าม (ไขควงและมูน 1999) อัตราขยายสัมพัทธ์26of N และ T อาจมีผลกระทบสำคัญสำหรับตัวอย่างขนาดเล็ก และ asymptoticคุณสมบัติของแผง estimators และทดสอบ ทั้งนี้เนื่องจากมีแนวโน้มที่ความโน้มเอียงในการประเมิน T คงที่การขยายกับการเพิ่มขึ้นในส่วนข้ามมิติ และมันเป็นสิ่งสำคัญให้ความโน้มเอียงในมิติ T จะถูกแก้ไขในเช่นวิธีที่ผลกระทบโดยรวมหายไปเป็น∞→ N และ T ร่วมด้วยรุ่นแรกแผงหน่วยรากทดสอบเสนอ เช่น โดย Levin หลิน และชู (2002) และ Im, Pesaran และชิน (2003) ได้รับอนุญาตสำหรับพารามิเตอร์ heterogeneity แต่ข้อผิดพลาดปลอมข้าม sectionally อิสระได้ เมื่อเร็ว ๆ นี้ แผงหลักหน่วยทดสอบที่อนุญาตให้สำหรับข้อผิดพลาดระหว่างส่วนพึ่งพาได้รับการเสนอ โดยไบและ Ng (2004),ดวงจันทร์ และ Perron (2004) และ Pesaran (2006b) เมื่อเทียบกับการทดสอบแผงหน่วยรากการวิเคราะห์ของ cointegration ในแผงเป็นยังที่เป็นระยะเริ่มต้นของการพัฒนา ดังนั้นมีการโฟกัสของวรรณคดี cointegration แผงบนเหลือตามแนวทางถึงแม้ว่ามีจำนวนความพยายามในการพัฒนาแนวทางระบบเป็นอย่างดี (Pedroni, 2004) แต่ เมื่อสำเร็จ cointegration พารามิเตอร์ยาวสามารถประเมินได้อย่างมีประสิทธิภาพโดยใช้เทคนิคคล้ายกับอยู่ในกรณีของการนำเสนอรูปแบบจำลองชุดเวลาเดียว เทคนิคการประเมินเหล่านี้ก็สามารถปรับเปลี่ยนเพื่อให้ข้อผิดพลาดระหว่างส่วนพึ่งพา (Pesaran, 2006a) สำรวจแผงหน่วยราก และมีเอกสารประกอบการ cointegration Banerjee (1999), Baltagi และเก่า (2000), Choi(2006) และ Breitung และ Pesaran (2006)ไมโครและแมโครในเอกสารประกอบการแผงมีมากมาย และเติบโต สำหรับการวิเคราะห์ของหลายปัญหาเศรษฐกิจความคืบหน้าเพิ่มเติมเป็นสิ่งจำเป็นในการวิเคราะห์ของแผงไม่ใช่เชิงเส้น การทดสอบและแบบจำลองของข้อผิดพลาดระหว่างส่วนพึ่งพา dynamics และ heterogeneity ที่ถูกละเลยรีวิวทั่วไปข้อมูลแผง econometrics ดูชื่อ (2003), Baltagi (2005) Hsiao(2003) และ Wooldridge (2002)

ผลลัพธ์ (ไทย) 3:

อนุญาตให้เปลี่ยนแปลงในแผงยึดผลที่นำเสนอเพิ่มเติมความยากลําบาก ;
ตัวอย่างเช่นมาตรฐานภายในแต่ละกลุ่มจะไม่สอดคล้องกัน ถ้า T → keyboard - key - name ∞ .
( นิเคิล , 1981 ) ในแผงแบบเชิงเส้นปัญหาพารามิเตอร์โดยบังเอิญ ( ผิดพวกผิดพ้อง unobserved ) สามารถแก้ไขได้โดยก่อนนำรูปแบบแล้วประมาณ
ซึ่งเป็นครั้งแรก differened สเปค โดยตัวแปรที่เป็นเครื่องมือหรือโดยวิธีการของ
เปลี่ยนโอกาส ( Anderson และเซา 19811982 Holtz อีคิ้น , , , และ newey Rosen
1988 เรลลา และพันธบัตร , 1991 , และเซา pesaran tahmiscioglu , และ , 2002 ) ขั้นตอนที่คล้ายกัน
ยังสามารถใช้ในกรณีที่สั้น t แผง VARs ( binder , เซาและ
pesaran , 2005 )แต่วิธีอื่น ๆที่จำเป็นสำหรับแผงข้อมูลแบบไม่เป็นเชิงเส้น เห็น
ตัวอย่าง และเคารพ kyriazidou ( 2000 ) และทบทวนวรรณกรรมบนแผงแบบ
ในเรลลาและเกียรติ . . . ( 2001 ) สมมติฐานของค่าในเซลล์แบบไดนามิกลาด
ผ่อนคลายยังเป็นปัญหา และการละเลยที่จะใช้บัญชีของ
ผิดพวกผิดพ้องความชันจะนำไปสู่แย้งตัวประมาณในการแสดงตนของความลาดชันและสามารถ pesaran
สมิธ ( 1995 ) แสดงให้เห็นว่าภายในแต่ละกลุ่มยังคงไม่แน่นอน แม้ว่าทั้ง N
T → keyboard - key - name ∞ . วิธีการแบบไดนามิกเพื่อประมาณค่าไมโครแผงกับ cofficients ชันสุ่ม
เสนอ pesaran เชาและ , tahmiscioglu ( 2542 ) .
เพื่อจัดการกับข้อมูลแบบไดนามิกทั่วไปที่สามารถเป็นไปได้และข้อผิดพลาด
ความลาดชันข้ามส่วนการพึ่งพาขนาดใหญ่ T และแผงจะต้อง ในกรณีของแผงขนาดใหญ่
ดังกล่าวเป็นไปได้เพื่อให้สามารถเปลี่ยนแปลงดีขึ้น และพารามิเตอร์ ข้ามส่วนการพึ่งพาของข้อผิดพลาดยังสามารถจัดการกับการใช้โครงสร้างทั่วไปปัจจัยส่วนที่เหลือ .
ส่วนขยายเหล่านี้โดยเฉพาะอย่างยิ่งที่เกี่ยวข้องกับการวิเคราะห์สมมติฐานอำนาจซื้อเสมอภาค ( ออสเตรเลีย , 1998 , imbs Mumtaz ,และ ravn เรย์ , 2005 , pedroni , 2001 , สมิธ ,
leybourne คิม และ นิว , 2004 ) เวอร์ออก ( durlauf , Johnson , วัด , 2005 , pesaran 2006c Fisher , ) , ( westerlund , 2005 ) , บ้าน
การบรรจบกันของราคา ( ฮอลลี่ pesaran , ยามากาตะ , 2549 ) , การย้ายถิ่น ภูมิภาค ( fachin , 2006 ) และเปิด
สนใจความเท่าเทียมกัน ( ดวงจันทร์ และ เปอรอง , 2006 ) วิธีการทางเศรษฐมิติพัฒนาขนาดใหญ่
แผงเซลล์จะต้องคำนึงถึงความสัมพันธ์ระหว่างการเพิ่มจำนวนของช่วงเวลา
และข้ามหน่วยมาตรา ( Phillips และดวงจันทร์ 1999 ) เทียบกับอัตราการขยายตัว 26of
n และอาจมีผลกระทบที่สำคัญสำหรับแหล่งและขนาดเล็กคุณสมบัติตัวอย่าง
ของแผงประมาณและการทดสอบ นี้เป็นเพราะการแก้ไข T
อคติมักจะขยายด้วยการเพิ่มในส่วนข้ามมิติ และมันเป็นสิ่งสำคัญที่
อคติใน t มิติจะถูกแก้ไขในทางที่ผิด เช่น ผลกระทบโดยรวมของหายไปเป็น
ทั้ง N และ T → keyboard - key - name ∞ สป .
การทดสอบหน่วยรุ่นแรกแผงรากเสนอ ตัวอย่างเช่น เลวิน รินและ
ชู ( 2002 ) และ อิม pesaran และชิน ( 2003 ) อนุญาตให้พารามิเตอร์สามารถแต่
ถือว่าเป็นข้อผิดพลาดข้ามเป็นตอนๆ . เมื่อเร็วๆ นี้ หน่วยรากแผงทดสอบ
ที่อนุญาตให้สำหรับการพึ่งพาส่วนข้ามข้อผิดพลาดได้รับการเสนอโดย ไบ และ NG ( 2004 ) ,
ดวงจันทร์และเปอรอง ( 2004 ) และ pesaran ( 2006b ) เมื่อเทียบกับแผงทดสอบรากหน่วย
การวิเคราะห์โดยในแผงยังอยู่ในช่วงแรกของการพัฒนาของ ดังนั้น
ตอนนี้โฟกัสของแผงโดยวรรณกรรมมีตกค้างตามแนวทาง
ถึงแม้ว่ามีจำนวนของความพยายามในการพัฒนาแนวทางระบบ
เช่นกัน ( pedroni , 2004 ) แต่เมื่อความก่อตั้งพารามิเตอร์ระยะยาว
สามารถประเมินได้อย่างมีประสิทธิภาพโดยใช้เทคนิคคล้ายกับการเสนอในกรณีของ
แบบจำลองอนุกรมเวลาเดียวเทคนิคการประเมินเหล่านี้ยังสามารถปรับเปลี่ยนเพื่อให้
ข้อผิดพลาดขวางการพึ่งพา ( pesaran 2006a , ) การสำรวจของหน่วยรากและวรรณกรรม โดยมีแผง
โดย Banerjee ( 1999 ) และ baltagi เก่า ( 2000 ) , ชอย
( 2006 ) และไบรเติ้ง และ pesaran ( 2549 ) .
ไมโครและแมโครวรรณคดีแผงมีมาก และการเติบโต สำหรับการวิเคราะห์หลาย
ปัญหาทางเศรษฐกิจ ความคืบหน้าเพิ่มเติมเป็นสิ่งจำเป็นในการวิเคราะห์ของแผงแบบทดสอบ
และการจำลองแบบของข้ามข้อผิดพลาดส่วนการพึ่งพา พลศาสตร์ และละเลยผิดพวกผิดพ้อง .
สำหรับความคิดเห็นทั่วไปของแผงข้อมูลเศรษฐมิติเห็นเรลลา ( 2003 ) , baltagi ( 2005 ) , เซา
( 2003 ) และวุลดริจ
( 2002 )