第七章面板數(shù)據(jù)模型的分析(參考版)
2025-08-04 15:12本頁面
【正文】 。 因此 A 滿足工具變量的挑選條件。 在假定（ 1 ）和（ 2 ）成立的前提下， H aus m an 和 T al or 建議的工具變量是：],[11ZXA ?。 由于w??是一致估計量，所以從漸進(jìn)的角度看 )?(w?? ? 將趨近于零。 ))?(()?(wwXZXy ????? ????? （ 45 ） 其中，w??為內(nèi)部估計量，而 β 是其真實值。第一步與第二步中的內(nèi)容沒有區(qū)別，不再重復(fù)介紹。 1 ．“簡單”估計法 “簡單”估計法的估計過程分為兩步。我們首先就用以上模型解 釋一下選擇工具變量（記為 A ）的條件。 Ha u s m a n 和 T a l o r 實際提出了兩個 IV 估計方法。首先，我們將模型（ 43 ）寫成矩陣形式并重新表達(dá)為： ??? ??? ZXy （ 44 ） ??? ?? D 其中 ],[],[2121ZZZXXX ?? ；1X 是一個1KNT ? 矩陣，2X 是一個2KNT ? 矩陣， KKK ??21 ； 1Z 是一個1JNT ?矩陣， 2Z 是一個 2JNT ? 矩陣， JJJ ?? 21 。 另外，內(nèi)部估計量雖然可以剔除隨機(jī)效應(yīng)與解釋變量之間的相關(guān)性，因而仍是一致估計量；但也存在兩個缺點：一是由于內(nèi)部估計量利用的是變量對個體均值偏離的信息，所以不能估計 zi的系數(shù) γ ；其次，內(nèi)部估計量由于忽略了協(xié)方差矩陣中的部分信息而不是有效的。 更重要的區(qū)別是：在以上模型中， H a us m an 和 T al or 還考慮到個體效應(yīng) α 與解釋變量相關(guān)的可能性。 方程（ 43 ）與前面的模型在形態(tài)上相比， 主要區(qū)別 在于多了個體固定解釋變量 zi。 Hausman Talor 模型可以被看成是隨機(jī)效應(yīng)模型的一種擴(kuò)展。 若點擊 View鍵選擇 Representations功能， 還可以得到輸出結(jié)果的 代數(shù)表達(dá)式（右圖給出 了部分結(jié)果）。 圖 6 在該窗口中設(shè)定模型形式如下：在上部的 D epe ndent V ar i abl e 輸入框中輸入被解釋變量 C onsum e ? ，在中部的R egr ess ors a nd A R ( ) t er m s 輸入框和下部的 I nt er cept 選擇框中根據(jù)設(shè)定模型的類型作出選擇：在 R egr ess ors and A R ( ) t er m s輸入框的 C om m on coef f i c i ent s 輸入?yún)^(qū)填入解釋變量 I n e? （如果建立變斜率模型，則應(yīng)在 C r oss sec t i on speci f i c coef f i ci ent s 輸入?yún)^(qū)填入解釋變量 I n e? ）；在 I nt er cept 選擇框中選擇 F i xed ef f ect s 項（如果建立隨機(jī)效應(yīng)模型，則應(yīng)選擇R andom ef f ect s 項）。 點擊 OK 鍵，從而打開合并數(shù)據(jù)庫窗口，輸入數(shù)據(jù)，輸入完成后的情形見圖 5 。 在窗口中輸入不同省份的標(biāo)識，如圖 3 。 圖 1 圖 2 在 T y pe of O bj ec t 選擇區(qū)選擇 Pool （合并數(shù)據(jù)庫），并在 N am e of O bj ec t 選擇區(qū)為合并數(shù)據(jù)庫起名（初始顯示為 U nt i t l ed ）。 （ 1 ）建立合并數(shù)據(jù)庫（ P oo l ）對象 首先建立工作文件。通過對)(iE ? 的估計，可以分析和比較iA ，因為兩者所差不過是一個期望 值為0 的隨機(jī)項i? 和一個的函數(shù)轉(zhuǎn)換（對數(shù)函數(shù)）。因為 )(iE ? =0 ，所以 )()(iitEE ?? ? ，這就告訴我們可以利用隨機(jī)誤差項的均值來估計 )(iE ? 。 6. 結(jié)論。 5. 對隨機(jī)效應(yīng)的綜合生產(chǎn)效率系數(shù)i? 進(jìn)行分析。 4. 對隨機(jī)效應(yīng)模型作 F G L S 估計。 3. 對方程（ 40 ）中是固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)做 LM 檢驗和 Haus m an 檢驗。 方程（ 40 ）中的模型展示了面板數(shù)據(jù)模型在應(yīng)用中的靈活性 。 i 表示不同的省份； t 代表年份。所以采用了以下面板數(shù)據(jù)模型： itititiitLKY ???? ???? )l o g ()l o g ()l o g (21 ( 40 ) 或 itiitititititLKY ?????? ????? 。 Ha us m a n利用這個統(tǒng)計特點建立了以下檢驗統(tǒng)計量： )??()??(1G L SwG L SwW ??????????? （ 35 ） 注意 ：這里的?? 與前面提到的 Σ 有所不同，這里?? 表示 β 的兩種估計量協(xié)方差矩陣之差（ Hau s m an 的一個基本結(jié)論就是有效估計量和其與非有效估計量之差（即： )??(G L Sw?? ? ）的協(xié)方差等于 0 ，所以 G L SwG L Sw??????v a r?v a r)??v a r ( ?????）， 即： G L Sw????v a r?v a r ??? （ 36 ） Hau s m an 統(tǒng)計量即 W al d 統(tǒng)計量漸進(jìn)服從自由度為 K 的2?分布： )(2KWd?? ?? （ 37 ） 第五節(jié) 面板數(shù)據(jù)模型應(yīng)用實例 一、模型設(shè)定的檢驗 1. 目的：對華東地區(qū)綜合生產(chǎn)效率進(jìn)行比較 2. 模型的選定：采用普遍使用的 CD 函數(shù)： 21??LAKY ? （ 38 ） 其中 Y 代表產(chǎn)出； K 和 L 分別表示資本存量和就業(yè)勞動力數(shù)量； A 是一個綜合生產(chǎn)效率系數(shù)，它反映了科技水平和管理效率； 1?和 2?為模型系數(shù)，在此我們不對這兩個系數(shù)做任何限制。因此在原假設(shè)下， w??與 G L S??之間的絕對值差距應(yīng)該不大，而且應(yīng)該隨樣本的增加而縮小，并漸進(jìn)趨近于 0 。 2. H au s m an t e s t Ha us m a n 檢驗的前提是如果模型包含隨機(jī)效應(yīng)，它應(yīng)與解釋變量相關(guān)。0],[(0:2120??????????HstCo vHisit或者 第二，檢驗統(tǒng)計量及其分布 )1(~1??)1(22222??????????????????????????? ?? ?i titi titTN
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