基于結(jié)構(gòu)變化與共同因子串行效應(yīng)的面板協(xié)整檢驗(yàn)

陳海燕

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

一、引 言

Engle和Granger提出的協(xié)整方法已成為分析非平穩(wěn)經(jīng)濟(jì)變量之間數(shù)量關(guān)系的最主要工具之一［1］。隨著數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)認(rèn)識的不斷加深，分析時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整理論擴(kuò)展到面板數(shù)據(jù)，Kao、Pedroni等較早地提出了基于殘差分析的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法，并假設(shè)數(shù)據(jù)截面之間是不相關(guān)的［2－3］。由于國際貿(mào)易、資本流動和技術(shù)溢出、勞力轉(zhuǎn)移等多方面的相互影響，各個國家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在著千絲萬縷的聯(lián)系，導(dǎo)致面板數(shù)據(jù)截面?zhèn)€體之間存在著截面相關(guān)，Bai和 Ng、Bai和 Kao、Westerlund、Bai等研究了截面相關(guān)情形下的面板協(xié)整檢驗(yàn)方法，并采用協(xié)整回歸殘差的共同因子結(jié)構(gòu)來刻畫數(shù)據(jù)的截面相關(guān)［4－7］。同時，由于強(qiáng)烈的外生沖擊，比如體制變遷、經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型、金融危機(jī)、技術(shù)革命等，都將造成經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變，Westerlund、Gutierrez等考慮了帶結(jié)構(gòu)變化的面板協(xié)整檢驗(yàn)［8－9］。進(jìn)一步地，Westerlund、王維國、Banerjee等研究了截面相關(guān)和結(jié)構(gòu)變化共同影響下的面板協(xié)整檢驗(yàn)［10-12］。

數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的復(fù)雜性影響著檢驗(yàn)方法的發(fā)展。面板協(xié)整檢驗(yàn)從截面獨(dú)立到截面相關(guān)、從結(jié)構(gòu)穩(wěn)定到結(jié)構(gòu)變化的演變正說明越來越多的學(xué)者關(guān)注著數(shù)據(jù)基本結(jié)構(gòu)和模型的具體形式。面板協(xié)整檢驗(yàn)中截面相關(guān)多以共同因子結(jié)構(gòu)予以刻畫，結(jié)構(gòu)變化可以分為水平變化、斜率變化，或均值變化、方差變化等，處理方式一般是分別處理，將面板協(xié)整模型轉(zhuǎn)換為截面獨(dú)立或不存在結(jié)構(gòu)變化的情形后再繼續(xù)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和假設(shè)檢驗(yàn)。Westerlund和Edgerton研究了帶趨勢項(xiàng)的面板協(xié)整模型［10］，采用主成分分析估計(jì)出回歸殘差里的共同因子項(xiàng)，通過退因子使得模型殘差滿足截面獨(dú)立的假設(shè)，再運(yùn)用Bai和 Perron的方法［13］進(jìn)行結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)估計(jì)，最后根據(jù)Westerlund和Edgerton［14］提出的方法針對含結(jié)構(gòu)變化的模型提出協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。王維國等進(jìn)一步考慮了不帶趨勢項(xiàng)的面板協(xié)整模型，并采用與Westerlund和Edgerton［10］一樣的方法處理模型［11］。Banerjee 和 C-i-Silvestre 研究的模型形式［12］與王維國等［11］類似，但是檢驗(yàn)思路有差異，首先采用正交投影去掉結(jié)構(gòu)變化，將模型轉(zhuǎn)化為僅帶共同因子的形式，再采用與 Bai和Ng［4］類似的主成分方法處理面板協(xié)整模型，最后提出協(xié)整檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量。而Bai、Westerlund等分別采取退因子和退結(jié)構(gòu)變化處理面板數(shù)據(jù)模型［4，14］。

對帶結(jié)構(gòu)變化和共同因子的面板協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行退因子和退結(jié)構(gòu)變化處理是可行的，易將模型轉(zhuǎn)換為已知形式，但是也容易忽略結(jié)構(gòu)變化和共同因子的相互影響。Yamamoto和Tanaka研究了單變量面板數(shù)據(jù)共同因子載荷系數(shù)的結(jié)構(gòu)變化情形，結(jié)果表明共同因子項(xiàng)發(fā)生結(jié)構(gòu)變化將影響因子估計(jì)［15］。陳海燕通過外商直接投資與經(jīng)濟(jì)增長的面板協(xié)整模型證實(shí)共同因子項(xiàng)確實(shí)會發(fā)生結(jié)構(gòu)變化，且改變著已有面板協(xié)整模型設(shè)定形式和實(shí)證分析結(jié)論［16］。實(shí)際上，在面板數(shù)據(jù)截面獨(dú)立假設(shè)下，單個截面?zhèn)€體結(jié)構(gòu)變化不受其他截面的影響，這與傳統(tǒng)的單一時間序列結(jié)構(gòu)變化類似，但當(dāng)面板數(shù)據(jù)存在截面相關(guān)時，截面?zhèn)€體的結(jié)構(gòu)變化會相互影響、相互作用，表現(xiàn)出共同變化趨勢。此時，結(jié)構(gòu)變化與共同因子并不是平行作用于面板數(shù)據(jù)模型中，而是形成相互連接的串行遞進(jìn)關(guān)系。

本文主要創(chuàng)新在于提出適宜結(jié)構(gòu)變化與共同因子串行效應(yīng)的面板協(xié)整檢驗(yàn)，以補(bǔ)充面板協(xié)整檢驗(yàn)理論，增強(qiáng)非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)模型的實(shí)用性。

二、串行效應(yīng)分析

(一)定義與影響

帶結(jié)構(gòu)變化和共同因子的面板數(shù)據(jù)模型一般設(shè)為:

借鑒通信信號里的信息結(jié)構(gòu)，模型(1)中的影響效應(yīng)可以定義為并行(parallel)形式，加入或去除某一種效應(yīng)并不會改變另一種效應(yīng)的存在，比如Baltagi等考慮的異方差和序列相關(guān)影響［17］，Breitung分析的序列相關(guān)和固定效應(yīng)影響等［18］。信息結(jié)構(gòu)還有一種形式為串行(serial)，主要表現(xiàn)為多種效應(yīng)的串聯(lián)、遞進(jìn)關(guān)系，某一種效應(yīng)制約著另一種效應(yīng)的存在。模型(1)為帶結(jié)構(gòu)變化和共同因子并行效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，其原假設(shè)分別代表了聯(lián)合和條件并行情形，那么串行效應(yīng)下的面板數(shù)據(jù)模型①此處僅是為了對應(yīng)模型(1)，直觀地給出了模型(2)的形式，串行效應(yīng)面板協(xié)整模型具體形式見下一部分內(nèi)容。結(jié)構(gòu)變化有可能發(fā)生于共同因子或載荷系數(shù)。為:

當(dāng)λi≠0成立時，模型(1)存在共同因子;當(dāng)λi≠0，γi≠0成立時，共同因子項(xiàng)發(fā)生結(jié)構(gòu)變化。λi=0成立意味著γi=0，這與 H0a不同，且不存在并行結(jié)構(gòu)下的原假設(shè)當(dāng)∶γi=成立時說明模型的共同因子項(xiàng)沒有發(fā)生結(jié)構(gòu)變化。

將串行效應(yīng)按照并行效應(yīng)進(jìn)行處理，將導(dǎo)致模型不可用。假設(shè)數(shù)據(jù)之間存在共同因子項(xiàng)發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的串行效應(yīng)，則有:

可以寫成:

若按照并行效應(yīng)模型(1)進(jìn)行處理，設(shè):

此時，對于變量 { yit}，共同因子 Ft和結(jié)構(gòu)變化Dit均可以看成自變量，γi和 λi為待估系數(shù)，則式(3)表明模型(4)中自變量存在近似共線性。從違背經(jīng)典假設(shè)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論可知，近似共線性將導(dǎo)致參數(shù)估計(jì)量非有效、經(jīng)濟(jì)含義不合理等后果。這說明，忽略串行效應(yīng)而采用并行效應(yīng)的方式處理結(jié)構(gòu)變化與共同因子，會導(dǎo)致近似共線性的情況發(fā)生，致使參數(shù)估計(jì)無效、模型解釋不合理。

(二)存在性檢驗(yàn)

為了區(qū)分結(jié)構(gòu)變化與共同因子的并行效應(yīng)和串行效應(yīng)，在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上提出一般性的單變量面板數(shù)據(jù)串行效應(yīng)模型:

其中，vit和ηit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。CFit表示截面之間的共同因子項(xiàng)，一般文獻(xiàn)中記為表示序列uit的結(jié)構(gòu)變化表示共同因子的結(jié)構(gòu)變化和α(i

CF)分別為結(jié)構(gòu)變化系數(shù)。

為了進(jìn)一步討論串行效應(yīng)的檢驗(yàn)思路，設(shè)置兩個假設(shè)，分別為:

串行效應(yīng)存在性檢驗(yàn)的步驟如下:

1．采用CD統(tǒng)計(jì)量對序列 uit進(jìn)行截面相關(guān)檢驗(yàn)［19］，其中

2．采用主成分方法對存在截面相關(guān)的數(shù)據(jù)uit進(jìn)行共同因子分解。將共同因子項(xiàng)記為CFit，退因子后的序列記為。

3．采用Bai中提出的SSR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別對序列uit、共同因子項(xiàng)CFit、退因子序列進(jìn)行同質(zhì)結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)［20］。均值結(jié)構(gòu)變化的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:

4．根據(jù)式(3)中的結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)結(jié)果，按照不同的假設(shè)給出判斷。若序列uit不存在結(jié)構(gòu)變化，接受假設(shè);若退因子序列不存在結(jié)構(gòu)變化，而共同因子CFit存在結(jié)構(gòu)變化，拒絕假設(shè);若退因子序列存在結(jié)構(gòu)變化，而共同因子CF不存在結(jié)構(gòu)變化，it接受假設(shè);若退因子序存在結(jié)構(gòu)變化，而共同因子CFit存在結(jié)構(gòu)變化，拒絕假設(shè)。

三、面板協(xié)整模型設(shè)定與估計(jì)

帶并行效應(yīng)的面板協(xié)整模型可以解釋經(jīng)濟(jì)變量存在截面相關(guān)和結(jié)構(gòu)變化時的數(shù)量關(guān)系，處理方式一般是將模型轉(zhuǎn)換為截面獨(dú)立、結(jié)構(gòu)穩(wěn)定的形式再提出檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量［10－12］。并行效應(yīng)模型里結(jié)構(gòu)變化與共同因子是分別考慮的，結(jié)構(gòu)變化代表的是刨除截面相關(guān)影響之后的數(shù)據(jù)信息。串行效應(yīng)模型里共同因子不再是穩(wěn)定的，而是發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。有研究認(rèn)為共同因子可以代表經(jīng)濟(jì)基本面［21］，串行效應(yīng)認(rèn)為驅(qū)動研究變量的基本面發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。

其中，xit和yit為被檢驗(yàn)變量，μi為共同常數(shù)項(xiàng)，CFit為共同因子項(xiàng)，Dit為結(jié)構(gòu)變化項(xiàng)。uit為協(xié)整回歸擾動項(xiàng)，其平穩(wěn)性決定了變量xit和yit是否存在協(xié)整關(guān)系。υit為 uit中去除共同因子影響之后的剩余擾動項(xiàng)，εit為共同因子項(xiàng)中去除結(jié)構(gòu)變化之后的剩余擾動項(xiàng)。一般地，記 CFit=Ft。Ft表示各截面在時間上的共同因子，λi為因子權(quán)重，λi和Ft可以通過主成分分析得到。

模型(9)的原假設(shè)H0:不存在協(xié)整關(guān)系，備擇假設(shè)為存在協(xié)整關(guān)系。

假設(shè)1:對于非隨機(jī)的系數(shù) λi，有 ‖λi‖ ≤ M，‖A‖ =trace(A'A)1/2，M為小于無窮大的正數(shù)。對于隨機(jī)的系數(shù) λi，有 E‖λi‖4≤ M。

假設(shè) 4:ηit、hit、git之間互不相關(guān)。

假設(shè)5:ηit、υit為截面獨(dú)立的隨機(jī)擾動項(xiàng)。

假設(shè)1保證因子載荷是可識別的。假設(shè)2允許變量存在較弱的序列自相關(guān)。假設(shè)3可以得到wit的方差估計(jì)。假設(shè)4限制了變量之間的相關(guān)性，認(rèn)為這些擾動項(xiàng)都與xit不相關(guān)。假設(shè)5保證變量xit不存在影響共同因子項(xiàng)的因子信息，保證共同因子項(xiàng)代表了uit中的截面相關(guān)信息。在串行效應(yīng)成立的前提下，假設(shè)6說明uit的平穩(wěn)性與變量υit一致，由系數(shù)ρi決定。

模型(9)的擾動項(xiàng)不滿足經(jīng)典假設(shè)，系數(shù)βi的最小二乘估計(jì)量非一致，對模型(9)取差分將使得原假設(shè)成立的條件下Δuit為平穩(wěn)序列，可以得到系數(shù)的漸近一致估計(jì)量。有:

王維國等、Banerjee和C-i-Silvestre均研究的是異質(zhì)結(jié)構(gòu)變化［11－12］，并行效應(yīng)下式(1)中的共同因子項(xiàng)包含或覆蓋了截面?zhèn)€體趨同的所有影響，結(jié)構(gòu)變化項(xiàng)不再存在截面相關(guān)，考慮為異質(zhì)結(jié)構(gòu)變化是適宜的。串行效應(yīng)下模型(9)中的結(jié)構(gòu)變化發(fā)生于共同因子項(xiàng)，應(yīng)考慮為同質(zhì)結(jié)構(gòu)變化，表示影響截面?zhèn)€體的基本面發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。這里僅考慮了共同因子Ft的結(jié)構(gòu)變化，系數(shù)λi也可能發(fā)生結(jié)構(gòu)變化［23］。

四、面板協(xié)整檢驗(yàn)

(一)構(gòu)造檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量

模型(9)可以寫為:兩邊取差分，有:

因方程(9)里含有趨勢項(xiàng)θit，對差分后的序列去均值，即可消除趨勢項(xiàng)，得:

共同因子項(xiàng)分解為結(jié)構(gòu)變化項(xiàng)和擾動項(xiàng)，εit可能存在截面相關(guān)，且是與共同因子Ft相關(guān)，設(shè):

此時ξit與uit同階，對uit進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)等價于對ξit進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

在對模型進(jìn)行變換以后得到不存在截面相關(guān)和結(jié)構(gòu)變化的變量ξit，協(xié)整檢驗(yàn)式為:

檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為:

其中，tiT為個體ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，極限分布為正態(tài)分布。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)步驟

存在串行效應(yīng)時面板協(xié)整檢驗(yàn)步驟為:

1．采用串行效應(yīng)存在性檢驗(yàn)確定模型是串行效應(yīng)還是并行效應(yīng)。

2．若模型帶趨勢項(xiàng)，先進(jìn)行差分再去均值得到模型(12)，如果模型不帶趨勢項(xiàng)，直接差分即可。

4．根據(jù)式(19)求出檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)序列ξit。

5．根據(jù)式(21)求出序列ξit的單位根檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，并進(jìn)行模型協(xié)整關(guān)系判斷。

若ξit～I(xiàn)(1)，則接受原假設(shè)，認(rèn)為變量xit和yit之間不存在協(xié)整關(guān)系，反之則認(rèn)為存在串行式協(xié)整關(guān)系。

五、實(shí)證研究

并行效應(yīng)下面板數(shù)據(jù)模型是將結(jié)構(gòu)變化和共同因子分別進(jìn)行處理，具體表現(xiàn)為刨除共同因子影響后的數(shù)據(jù)發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。串行效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，分別處理結(jié)構(gòu)變化和共同因子將忽略二者之間的遞進(jìn)關(guān)系，因?yàn)楣餐蜃右部赡馨l(fā)生結(jié)構(gòu)變化。外商直接投資與經(jīng)濟(jì)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)模型是常用分析工具之一，但是已有研究較少考慮面板數(shù)據(jù)模型的結(jié)構(gòu)變化和截面相關(guān)［24］。

下面采用中國30個省區(qū)(西藏除外)1995—2016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)和影響關(guān)系，以說明在實(shí)證研究中面板數(shù)據(jù)串行效應(yīng)的存在性?？紤]到物價和計(jì)量單位的影響，在計(jì)算時采用變量的對數(shù)形式。將表示經(jīng)濟(jì)增長的序列記為y。以下所有計(jì)算結(jié)果和圖形由R語言運(yùn)行而得。圖1給出了序列y的原始數(shù)據(jù)和按式(18)處理后的序列y*對比圖，可以發(fā)現(xiàn)序列y*中的趨勢性被減弱，序列y增長幅度越大，序列y*的波動性就會越大。

圖2給出了共同因子趨勢圖，發(fā)現(xiàn)共同因子從第14個時間點(diǎn)即2008年開始發(fā)生波動性變化。共同因子是面板數(shù)據(jù)截面相關(guān)的主要表現(xiàn)形式，代表的是驅(qū)動每個截面?zhèn)€體的共同因素或共同推動力，也可以解釋為總體經(jīng)濟(jì)基本面［21］。各省市的經(jīng)濟(jì)增長和FDI受到了來自中國總體經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、對外貿(mào)易戰(zhàn)略等的共同影響，該共同影響在2008年因國際環(huán)境的改變發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。若按照并行效應(yīng)模型(1)對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，去除共同因子的影響，對殘差序列vit按照式(8)進(jìn)行結(jié)構(gòu)變化檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)并不存在均值或方差結(jié)構(gòu)變化［16］。這說明忽略共同因子和結(jié)構(gòu)變化的串行效應(yīng)將導(dǎo)致實(shí)證分析結(jié)果與經(jīng)濟(jì)變量實(shí)際關(guān)系發(fā)生偏離。

根據(jù)式(15)可知，均值變化變量差分以后每一個體中僅有一個年份值為1，其余全為0，這將導(dǎo)致投影矩陣數(shù)值過小，很難完成系數(shù)估計(jì)，所以無法對均值變化的情形進(jìn)行檢驗(yàn)。圖3給出了模型發(fā)生方差變化時式(18)中系數(shù)φi的估計(jì)值，表示不同省市受到共同因子的影響大小，其最小五個值對應(yīng)的省份分別是青海、甘肅、海南、寧夏和新疆，最大三個值對應(yīng)的省份分別是廣東、江蘇和山東。圖4給出了式(15)中方差變化 σi的估計(jì)值，說明不同省市之間的結(jié)構(gòu)變化程度不同，受結(jié)構(gòu)變化影響最大的省市分別是廣東、山東和北京。圖3和圖4的分析結(jié)論與中國吸引外資較多的省份更易受到國際環(huán)境改變的沖擊現(xiàn)實(shí)吻合。

圖1 y原始序列和處理后的序列y*對比① 對文中原始數(shù)據(jù)和R程序有興趣的讀者請和作者聯(lián)系。

圖2 共同因子圖

表1給出了式(19)中統(tǒng)計(jì)量的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，在顯著性水平為0．05時應(yīng)拒絕原假設(shè)，序列 ξit沒有單位根，認(rèn)為變量之間存在長期均衡關(guān)系。諸多研究均表明經(jīng)濟(jì)增長與FDI之間存在長期均衡關(guān)系，此研究結(jié)論與已有研究結(jié)論一致，但是串行效應(yīng)面板協(xié)整檢驗(yàn)更有力地證實(shí)了驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長與FDI的共同因子在2008年發(fā)生結(jié)構(gòu)變化。

圖3 系數(shù) φi估計(jì)值圖

圖4 系數(shù)σi的估計(jì)值圖

表1 序列 ξit的單位根檢驗(yàn)表

按照并行效應(yīng)的分析方法，刨除共同因子影響之后中國經(jīng)濟(jì)增長與FDI之間的長期均衡發(fā)展關(guān)系并沒有發(fā)生結(jié)構(gòu)變化，這與2005－2016年間全國進(jìn)行的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整并不符合。特別是在2007—2008年因美國次貸危機(jī)影響，中國各省市面臨的對外貿(mào)易國際環(huán)境發(fā)生了較大改變，全國采取了一系列舉措以保持經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)定發(fā)展，因此代表全國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和貿(mào)易戰(zhàn)略改變的共同因子在2008年確實(shí)發(fā)生了結(jié)構(gòu)變化。說明在經(jīng)濟(jì)增長與FDI長期均衡關(guān)系分析中，忽略共同因子與結(jié)構(gòu)變化的串行效應(yīng)將導(dǎo)致實(shí)證分析結(jié)果出現(xiàn)偏誤。

六、結(jié) 論

本文對帶結(jié)構(gòu)變化和共同因子的面板數(shù)據(jù)影響效應(yīng)進(jìn)行了界定，率先提出了串行效應(yīng)和并行效應(yīng)，同時給出串行效應(yīng)的存在性檢驗(yàn)方法，進(jìn)而提出串行效應(yīng)協(xié)整檢驗(yàn)理論，并從模型設(shè)定、參數(shù)估計(jì)、假設(shè)檢驗(yàn)、極限性質(zhì)等方面完善了該檢驗(yàn)理論。最后，應(yīng)用中國實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)證實(shí)了共同因子發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的串行效應(yīng)模型更符合中國經(jīng)濟(jì)增長與FDI的長期均衡關(guān)系，說明了區(qū)分面板數(shù)據(jù)內(nèi)在效應(yīng)存在方式的重要性。

雖然串行和并行式效應(yīng)下存在相似的協(xié)整方程表現(xiàn)形式，使得面板協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果不會出現(xiàn)較大差異。但是，對實(shí)證研究結(jié)果的影響卻是巨大的，這改變著經(jīng)濟(jì)關(guān)系分析時變量的共同因子與結(jié)構(gòu)變化相互作用的內(nèi)在邏輯，關(guān)系著變量數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)真實(shí)信息的解析。因此，非平穩(wěn)面板數(shù)據(jù)建模過程中要區(qū)分結(jié)構(gòu)變化的來源，注重影響效應(yīng)的存在方式，否則將導(dǎo)致傳統(tǒng)結(jié)構(gòu)變化處理方法失效，經(jīng)濟(jì)分析脫離現(xiàn)實(shí)、失去意義。