『壹』 stata中面板數據回歸分析的結果該怎麼分析
需要准備的工具:電腦,stataSE 15。
1、首先生成一個自變數和一個因變數。
『貳』 eviews面板數據回歸結果怎麼看
打開eviews軟體,創建一個workfile。點擊file--new--workfile,即可。2、數據結構是常規時間序列,無需改動。時間頻率為年度,無需改動。start date輸入數據起始年份(本例中為1980).end date 輸入數據結束年份(本例中為2010).命名處可隨意填寫,自己可分辨就可以。點擊確定(OK)。3、在出現的表格中,在主窗口輸入「data Y X」注意,data與Y與X之間需要空格來區分不同變數。輸入完成後直接回車。4、在出現的表格中輸入數據。數據可以提前在Excel中編輯好了粘貼過來。5、以最小二乘法分析。在主窗口輸入「ls y c x」回車。6、得到相應結果。接下來讀表即可。相關系數
『叄』 面板數據回歸分析結果看不懂!!
我給你解讀一份stata的回歸表格吧,應該有標准表格的所有內容了,因為你沒有給範例,……不過我們考試基本就是考stata或者eview的輸出表格,它們是類似的。
X變數:教育年限
Y變數:兒女數目
各個系數的含義:
左上列:
Model SS是指計量上的SSE,是y估計值減去y均值平方後加總,表示的是模型的差異
Model df是模型的自由度,一般就是指解釋變數X的個數,這里只有一個
Resial SS 和df 分別是殘差平方和以及殘差自由度 N-K-1(此處K=1)=17565
Total SS 和 df分別是y的差異(y減去y均值平方後加總)以及其自由度N-1=17566
MS都是對應的SS除以df,表示單位的差異
右上列:
Number of obs是觀測值的數目N,這里意味著有17567個觀測值
F是F估計值,它是對回歸中所有系數的聯合檢驗(H0:X1=X2=…=0),這里因為只有一個X,所以恰好是t的平方。這里F值很大,因此回歸十分顯著。
Prob>F是指5%單邊F檢驗對應的P值,P=0意味著很容易否定H0假設,回歸顯著。
R-squared是SSE/SST的值,它的意義是全部的差異有多少能被模型解釋,這里R-squared有0.0855,說明模型的解釋度還是可以的。
Adj R-squared是調整的R-squared,它等於1-(n-1)SSR/(n-k-1)SST,它的目的是為了剔除當加入更多X解釋變數時,R-squared的必然上升趨勢,從而在多元回歸中更好的看出模型的解釋力,但是本回歸是一元的,這個值沒有太大意義。
Root MSE是RMS的開方,是單位殘差平方和的一種表現形式。
下列:
Coef分別出示了X變數schooling的系數和常數項的值,其含義是雹碼,如果一個人沒有受過教育,我們預測會平均生育3個子女,當其他因素不變時,一個人每多受一年教育枝悄,我們預測其將會少生0.096個孩子。X變數的coef並不大,因此其實際(也叫經濟)顯著性源搭哪並不太高。
Std.err則是估計系數和常數項的標准差。一般我們認為,標准差越小,估計值越集中、精確。
t是t估計值,它用於檢驗統計顯著性,t值較大,因此回歸是顯著的。
P>abs(t)項是5%雙邊t檢驗對應的P值,P=0意味著很容易否定H0假設,統計顯著。
95%conf interval項是95%的置信區間,它是x變數的系數(或常數項)分別加減1.96*SE,這是說,有95%的可能性,系數的真值落在這個區域。
『肆』 STATA對面板數據採用固定效應還是隨機效應的hausman檢驗結果如下,怎麼分析這個結果
豪斯曼檢驗結果的P值小於0.01,即拒絕原假設,表明應該採用固定效應。
豪斯曼檢驗的結果是告訴:固定效應和隨機效應在系數估計上出現了顯著差異,因此固定效應比隨機效應好。
H0:隨機效應模型為正確模型。無論原假設成立與否,FE都是一致的。然而,如果原假設成立,則RE比FE更有效;如果原假設不成立,則RE不一致。Prob>chi2 =0.0000,強烈拒絕原假設,用固定效應。
用途
隨機效應最直觀的用處就是把固定效應推廣到隨機效應。注意,這時隨機效應是一個群體概念,代表了一個分布的信息 or 特徵,而對固定效應而言,我們所做的推斷僅限於那幾個固定的(未知的)參數。
例如,如果要研究一些水稻的品種是否與產量有影響,如果用於分析的品種是從一個很大的品種集合里隨機選取的,那麼這時用隨機效應模型分析就可以推斷所有品種構成的整體的一些信息。這里,就體現了經典的頻率派的思想-任何樣本都來源於一個無限的群體(population)。
以上內容參考:網路-隨機效應模型
『伍』 如何對面板數據進行F檢驗
以Eviews為例,其中的具體情況步驟如下:
1、直接通過相關窗口輸入面板數據,並選擇下一步。