eviews面板數(shù)據(jù)模型估計-wenkub
2023-05-21 13:41:26 本頁面
【正文】 個截面成員估計不同的系數(shù) ，并使用截面成員識別名后跟一般序列名 ， 中間用 “ ＿ ” 連接進行標簽 。 EViwes估計方法： 在主窗口中雙擊已建立的 Pool數(shù)據(jù)庫 ， 在Pool窗口的工具欄中點擊 Estimate鍵 ， 打開 Pooled Estimation（ 混合估計 ） 窗口 ， 其選項如下圖 。 在結(jié)果輸出窗口中點擊 View選 Residuals/Table, Graphs, Covariance Matrix, Correlation Matrix功能可以分別得到按個體計算的殘差序列表，殘差序列圖，殘差序列的方差協(xié)方差矩陣，殘差序列的相關(guān)系數(shù)矩陣。把 c從 Common coefficients窗口中刪除，其余選項同上。如果觀察得數(shù)據(jù)是對個體固定，則應選擇個體固定效用模型。 假設(shè) H0：對于不同橫截面模型截距項相同（建立混合估計模型）。需要指出的是：當模型中含有 k個解釋變量時， F統(tǒng)計量的分母自由度是 NTN k。其中， T為年數(shù)，不管我們的數(shù)據(jù)是 unbalance還是balance看 observations就行了，也即 Total pool (balanced) observations:的值，但是如果是balance我們也可以計算，也即是每一年的企業(yè)數(shù)的總和。看是否通過檢驗。模型中不同個體的截距相同（真實模型為混合回歸模型）。 ? 所以本例中： ? 所以推翻原假設(shè)，建立個體固定效應回歸模型更合理。 個體隨機影響變截距模型 運行結(jié)果得 ? 相應的表達式是： ? 其中虛擬變量 的定義是： 1521 0 53 6 4 5 DDDIPPC itit ?????? ??2 9 5 9 9 5 2, ?? SSER1 2 1 5, , ...,D D D1,0,iD????如 果 屬 于 第 i 個 個 體 ,i=1,2,...,15其 他 固定效應模型和隨機效應模型的設(shè)定檢驗 hausman檢驗 ? 眾所周知，在回歸模型 ? 滿足基本假設(shè)時，回歸系數(shù)的 ols估計量是 BLUE估計，但是，當模型不滿足 “ 正交性假設(shè) ” 時， 的 OLS估計量不再是無偏的。 ???????Kkittik i tkit wvuxy21 ??ittiit wvu ????0)|( ?itit XE ?GLS??? 檢驗假設(shè) ? 顯然，在拒絕零假設(shè)時，模型設(shè)定為固定應模型是可行的；否則，如果不能拒絕零假設(shè)時，模型應設(shè)定為隨機效應模型。個體固定效應模型對參數(shù)的估計值為 ，隨機效應模型對參數(shù)的估計值為 。隨地區(qū)不同，自發(fā)消費（截距項）存在顯著性差異。 ? 綜上分析， 1996—2021年中國東北、華北、華東 15個省級地區(qū)的居民家庭人均消費和人金收入問題應該建立個體固定效應回歸模型。 ?
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