Eviews面板数据之随机效应模型上课讲义.docx

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Eviews面板数据之随机效应模型上课讲义

Eviews面板数据之随

机效应模型

随机效应模型的估计原理说明与豪斯曼检验

在面板数据的计量分析中，如果解释变量对被解释变量的效应不随个体和时间变化，并且解释被解释变量的信息不够完整，即解释变量中不包含一些影响被解释变量的不可观测的确定性因素，可以将模型设定为固定效应模型，采用反映个体特征或时间特征的虚拟变量（即知随个体变化或只随时间变化）或者分解模型的截距项来描述这些缺失的确定性信息。

但是，固定效应模型也存在一定的不足。

例如固定效应模型模型中包含许多虚拟变量时，减少了模型估计的自由度；实际应用中，固定效应模型的随机误差项难以满足模型的基本假设，易于导致参数的非有效估计。

更为重要的是，它只考虑了不完整的确定性信息对被解释变量的效应，而未包含不可观测的随机信息的效应。

为了弥补这一不足，Maddala（1971将混合数据回归的随机误差项分解为截面随机误差分量、时间随机误差分量和个体时间随机误差分量三部分，讨论如下随机效应模型或双分量误差分解模型

（1）：

K

yitikXkitUivtWt（i）

k2

Ui~N（0,u2）表示个体随机误差分量；

2

Vt~N（0,v）表示时间随机误差分量；

w,~N（0,w2）表示个体时间（或混合）随机误差分量。

如果模型

（1）中只存在截面随机误差分量Ui而不存在时间随机误差分量Vt，则称为个体随机效应模型，否则称为个体时间小于模型。

或者称为但分了误差分解模型。

下面来介绍这两种模型：

1.个体随机效应模型

当利用面板数据研究拥有拥有充分多个体的总体经济特征时，若利用总体

数据的固定效应模型就会损失巨大的自由度，使得个体截距项的估计不具有有

效性。

这时，可以在总体中随机抽取N个样本，利用这N个样本的个体随机效

应模型：

K

yit1kXkitUiWjt⑵

k2

推断总体的经济规律。

其中，个体随机误差项Ui是属于第i个个体的随机干扰分量，并在整个时间范围（t=1,2,…,门保持不变，其反映了不随时间变化的不可观测随机信息的效应。

检验：

个体随机效应的原假设和备择假设分别是:

Ho：

u20（混合估计模型）

Hi：

u20（个体随机效应模型）

个体随机效应的检验统计量:

其中，？

t是混合模型OLS估计的残差。

在零售下，统计量LM服从1个自由度的2分布，即LM~2

（1）。

2.个体时间随机效应模型

实践:

一、数据：

已知1996—2002年中国东北、华北、华东15个省级地区的居民家庭人均消费（cp，不变价格）和人均收入（ip，不变价格）居民，利用数据

（1）建立面板数据（paneldata工作文件；

（2）定义序列名并输入数据；

（3）估计选择面板模型；（4）面板单位根检验。

年人均消费（consume和人均收入（income）数据以及消费者价格指数（p）分别见表1，2和3。

表11996-2002年中国东北、华北、华东15个省级地区的居民家庭人均消费

（元）数据

人均消费

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

CONSUMEAH

3607.43

3693.55

3777.41

3901.81

4232.98

4517.65

4736.52

CONSUMEBJ

5729.52

6531.81

6970.83

7498.48

8493.49

8922.72

10284.6

CONSUMEFJ

4248.47

4935.95

5181.45

5266.69

5638.74

6015.11

6631.68

CONSUMEHB

3424.35

4003.71

3834.43

4026.3

4348.47

4479.75

5069.28

CONSUMEHLJ

3110.92

3213.42

3303.15

3481.74

3824.44

4192.36

4462.08

CONSUMEJL

3037.32

3408.03

3449.74

3661.68

4020.87

4337.22

4973.88

CONSUMEJS

4057.5

4533.57

4889.43

5010.91

5323.18

5532.74

6042.6

CONSUMEJX

2942.11

3199.61

3266.81

3482.33

3623.56

3894.51

4549.32

CONSUMELN

3493.02

3719.91

3890.74

3989.93

4356.06

4654.42

5342.64

CONSUMENMG

2767.84

3032.3

3105.74

3468.99

3927.75

4195.62

4859.88

CONSUMESD

3770.99

4040.63

4143.96

4515.05

5022

5252.41

5596.32

CONSUMESH

6763.12

6819.94

6866.41

8247.69

8868.19

9336.1

10464

CONSUMESX

3035.59

3228.71

3267.7

3492.98

3941.87

4123.01

4710.96

CONSUMETJ

4679.61

5204.15

5471.01

5851.53

6121.04

6987.22

7191.96

CONSUMEZJ

5764.27

6170.14

6217.93

6521.54

7020.22

7952.39

8713.08

表21996-2002年中国东北、华北、华东15个省级地区的居民家庭人均收入

（元）数据

人均收入

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

INCOMEAH

4512.77

4599.27

4770.47

5064.6

5293.55

5668.8

6032.4

INCOMEBJ

7332.01

7813.16

8471.98

9182.76

10349.69

11577.78

12463.92

INCOMEFJ

5172.93

6143.64

6485.63

6859.81

7432.26

8313.08

9189.36

INCOMEHB

4442.81

4958.67

5084.64

5365.03

5661.16

5984.82

6679.68

INCOMEHLJ

3768.31

4090.72

4268.5

4595.14

4912.88

5425.87

6100.56

INCOMEJL

3805.53

4190.58

4206.64

4480.01

4810

5340.46

6260.16

INCOMEJS

5185.79

5765.2

6017.85

6538.2

6800.23

7375.1

8177.64

INCOMEJX

3780.2

4071.32

4251.42

4720.58

5103.58

5506.02

6335.64

INCOMELN

4207.23

4518.1

4617.24

4898.61

5357.79

5797.01

6524.52

INCOMENMG

3431.81

3944.67

4353.02

4770.53

5129.05

5535.89

6051

INCOMESD

4890.28

5190.79

5380.08

5808.96

6489.97

7101.08

7614.36

INCOMESH

8178.48

8438.89

8773.1

10931.64

11718.01

12883.46

13249.8

INCOMESX

3702.69

3989.92

4098.73

4342.61

4724.11

5391.05

6234.36

INCOMETJ

5967.71

6608.39

7110.54

7649.83

8140.5

8958.7

9337.56

INCOMEZJ

6955.79

7358.72

7836.76

8427.95

9279.16

10464.67

11715.6

表31996—2002年中国东北、华北、华东15个省级地区的消费者物价指数

物价指数

1996

1997

1998

1999

2000

2001

2002

PAH

109.9

101.3

100

97.8

100.7

100.5

99

PBJ

111.6

105.3

102.4

100.6

103.5

103.1

98.2

PFJ

105.9

101.7

99.7

99.1

102.1

98.7

99.5

PHB

107.1

103.5

98.4

98.1

99.7

100.5

99

PHLJ

107.1

104.4

100.4

96.8

98.3

100.8

99.3

PJL

107.2

103.7

99.2

98

98.6

101.3

99.5

PJS

109.3

101.7

99.4

98.7

100.1

100.8

99.2

PJX

108.4

102

101

98.6

100.3

99.5

100.1

PLN

107.9

103.1

99.3

98.6

99.9

100

98.9

PNMG

107.6

104.5

99.3

99.8

101.3

100.6

100.2

PSD

109.6

102.8

99.4

99.3

100.2

101.8

99.3

PSH

109.2

102.8

100

101.5

102.5

100

100.5

PSX

107.9

103.1

98.6

99.6

103.9

99.8

98.4

PTJ

109

103.1

99.5

98.9

99.6

101.2

99.6

PZJ

107.9

102.8

99.7

98.8

101

99.8

99.1

二、1•输入操作：

步骤：

（1）FileNewWorkfile

□

FileEditObject

ViewProcQuickOptions

Add-insWinder

Help

►

Workfile..,

Ctri亠忖

O.pen

►

.Database...

Save

Ctrl*5

Program

SaveAs,h.

ledFile

flcis亡

Jmpart

k

步骤：

（2）StartdateEnddateOK

步骤:

步骤:

（3）ObjectNewObject

（4）TypeofobjectPool

FlWorkfile;NewObject

GenrISample

Filter：

*

|讪■內］Frcr（Jfij

Rdncits.1990gmtslE135G

（2ZIc

Wrasld

irr*ntobject

Wiflnnefiirrsbjiedt

poolmodel

<>.Untitled

Eqiwbcn

l-actar

Guph

Group

LqqL

Matrix-Vector-Coef

Model

Pyul

Sample

ScalarSeries

SeiicsLir^k

Scrtca-Alpho

S^iOol

SSwceSUli>u

SVcctof

SvsteiTi

Ts±xl

VelMspVAR

OK

Cancel

步骤：

（5）输入所有序列名称

CEPool:

POOLMODElWorkfile;UNTITLED;;Untitled\-口

View|Proc|Object||Print|MameFreezeEstimateDefine|PoolGenrjSheet

CrossticDkId«TLti£i«rs：

£1ersIbalowthis11m）

AH

BJ

FJ

HB

HLJ

」L

JS

JX

lm

NMG

SD

SH

sx

TJ

ZJ

步骤:

（6）定义各变量点击sheet—输入consume?

income?

p?

EPool:

POOLMODELWorkfile:

UNTITLED;;Untitted\

Cr*zsSeetionIdentl

AM

口」

FJ

HB

HLJ

」l_

JS

JX

LN

NMG

SD

SH

SX

TJ

ZJ

步骤：

（7）将表1、2、3中的数据复制到Eviews中

Ot）S

CONSUME?

INCOME?

P?

CONSUME?

INCOME?

p?

r

AH-1956

3607.430

4512.770

1099000H

Ah^9Q7

3693.550

4599.270

101.3000

AH-19S8

3777.410

4770470

100DODO

AH-1999

3901.310

5064600

97.60000

AH-2Q00

4232.930

5293.550

1007000

AH-20C1

4517.650

5569.800

1Q0.5000

AH-20C2

4736520

6032400

99.00000

0J-1996

5729520

7332010

1116000

BJ-1997

6531810

7813.160

105.30000

0J-1998

6970.830

8471980

1024000

BJ-19Q9

7498.480

9182.760

1005000

BJ-2000

0493490

1034969

1035000

2.估计操作:

对话框说明

Dependentvariable被解释变量；Common：

系数相同部分

Cross-sectionspecific截面系数不同部分

步骤：

（2）将截距项选择区选Randomeffects（个体随机效应）

Cross-section：

Random

备注：

若是个体时间小于模型贝U选择cross-sectionrandomperiodrandom

PooEstimation

得到如下部分输出结果:

DependntVariable:

CONSUME?

Method;PooledEGLW（Crass-sectionrandomeffects）

Date;07/24/14lime;16:

19

Sample:

199S2002

IndudtdobaarvaN&ns"7

Cross-seebonsincluded!

15

Totalpool（tjalaneed:

observations:

105

SwamyandAroraesiimatorofcomponentvariances

Variable

CoefTicieni

Std.Error

t-Statistic

Prob

C

307.9743

7937891

4.635S63

0.0000

INCOME^

0722000

0011118

64.93844

G.aooo

RandomEffects{Cross）

AH—C

-6,747120

BJ-C

385^890

RJ-C

-63.90761

HB-C

-109.9293

MU-C

-1073301

JL—C

48.37777

」S"C

-34,23240

」x-c

-2304927

LN-C

107.9779

MMG-C

-1383494

SD-C

-1040005

SH-C

142.5914

sx-c

-26.30302

TJ-C

1227173

ZJ-C

1143927

相应的表达式是：

Consumet368.00.721ncomeit6.7D1385.6D2...114.4D15

（64.9）R20.97,SSE3066120

其中虚拟变量D1,D2,...,D15的定义是：

1,如果属于第i个个体,i=1,2,...,15

Di0,其他

豪斯曼检验：

接下来利用Hausman统计量检验应该建立个体随机效应回归模型还是个体固定效应回归模型。

H。

：

个体效应与回归变量（IRt）无关（个体随机效应回归模型）

H1:

个体效应与回归变量（IRt）相关（个体固定效应回归模型）分析过程如下：

步骤：

（3）在上述输出结果选择：

View—Fixed/RandomEffectsTesting—CorrelatedRandomEffects-Hausman

Test

得到如下检验结果:

CorrelatedRandomEffects-HausmanTest

POOLPOOLMODEL

Testcross-sectionrandom亡和已□日

TestSunnmary

Ctii-Sq.Statistic

cni-sq.d.f

Prob

Cross-seclionrandorn

18759161

1

00000

CrQ^s-sectonrandorneffectstestcornparisons;

Variable

FixedRandom

VartDifi.i

Prob.

INCOME?

06562220722000

0000068

00000

由检验输出结果的上半部分可以看出，Hausman统计量的值是18.76，相对

应的概率是0.0000,即拒接原假设，应该建立个体固定效应模型。

检验结果的下半部分是Hausman检验中间结果比较。

个体固定效应模型对

参数的估计值为0.686232,随机效应模型对参数的估计值为0.722。

两个参数的估计量的分布方差的差为0.000068。

综上分析，1996-2002年中国东北、华北、华东15个省级地区的居民家庭人均消费和人金收入问题应该建立个体固定效应回归模型。

人均消费平均占人均收入的68%。

随地区不同，自发消费（截距项）存在显著性差异。