3
(8-3)
(8-4)
假设 1 表明干扰项 ε 与解释变量 x 的当期观察值、前期观察值以及未来的观察 值均不相关，也 就是说模型中所有的解释变量都是严格外生的。假设 2 就是一般的同方差假设，在此 假设下模 型 (8-1) 的 OLS 估计是 BLUE 的。当此假设无法满足时，我们就需要处理异方差或序列 相关以 便得到稳健性估计量。 组内估计量 上面我们已经提到，在假设 1 和假设 2 同时成立的情况下，模型 (8-1) 的 OLS 估计是 BLUE 的。 但在实际操作的过程中，如果 N 比较大，那么我们的模型中将包含 ( N + K ) 个解释变量， 4 计算的工作量往往很大，对于 N 相当大的情况 (如 N=10000 ) ，一般的计算机都 无法胜任。所 以我们有必要先进行一些变换以消除固定效应，进而对简化后的模型进行估计，本小节和下一 小节 介绍的这两种方法都是基于此目的进行的。 我们首先将所有观察值进行堆叠，于是模型 (8-1) 可用矩阵形式表示为： y = Da + Xβ + ε (8-5)
目录
第八章 面板数据模型 8.1 8.2 简介 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 静态面板数据模型 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 8.2.1 8.2.2 8.2.3 8.2.4 8.3 8.3.1 8.3.2 8.3.3 8.4 8.5 8.6 8.7 固定效应模型 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 随机效应模型 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 假设检验 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . STATA 实现 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 异方差 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 序列相关 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 方差形式未知时的稳健性估计 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 1 1 1 2 7 10 13 25 25 29 33 33 33 33 33
ε 1 , ε 2 , · · · , ε N ) , 均为 N T × 1 向量, D = I N ⊗ 1T , a = 其中， y = (y1 , y2 , · · · , y N ) , ε = (ε (a1 , a2 , · · · , a N ) 。考虑到 D 矩阵的构造形式，它事实上对应着 N 个虚拟变量。因此，模型 (8-5) 等价于在混合 OLS 模型 y = Xβ + ε 中加入 N 个虚拟变量。 在正式估计模型之前，我们先定义一些有用的矩阵运算，它们将在后面的分析中反复使 用。 定义 DD = I N ⊗ JT , 其中， JT = 1T 1T 为 T × T 维矩阵，每个元素均为 1。 同时，我 ¯T , J ¯T = (1/ T )JT 是 T × T 维矩阵，每个元素均为 1/ T ; 们定义 P = D(D D)−1 D = I N ⊗ J −1 Q = I N T − D(D D) D = I N T − P 。 矩阵 P 和 Q 都具有如下性质： (1) 对称、幂等性: P = P , 且 P2 = P ; (2) 正交性: PQ = 0 ; (3) 和为单位矩阵: P + Q = I N T . 我们可以从上述三个性质中的任意两个推导出第三个。易于证明， QD = 0 ，因此，我们可以 通过在等式 (8-5) 两边同时左乘 Q 以消除固定效应： Qy = QXβ + Qε (8-6)
Estimation with STATA
连玉君1 中山大学 岭南学院 金融系
arlionn@
2007.07
特别好的一篇文章丆希望我能学会STATA•C加油両
1 这是我在西安交通大学金禾中心读博期间整理的学习笔记。非常感谢我的导师钟经樊先生带我走进
计量经济学 的多彩世界，并介绍给我一非常难得的朋友 —- STATA。同时，也要感谢金禾中心的 程建博 AT X 软件的使 士 (现就职于建行总行博士后流动站) 和朱晓明博士 (现就职于国家开发银行北京总行) 在 L E 用方面给与的帮助。 如果发现笔记中有任何错误和不妥之处，或是对我还没有想出来的问题有任何解决 的建议， 烦请发邮件给我。同时，我已经完成的笔记 (共 12 章) 都可以在我的博客 ( http:// ) 中下载，欢迎光临。 由于这些笔记还在不断更新中，所以恳请各位将阅读过程中发现的小错误及时反 馈给我， 我会将你们的名字做成列表，定时发送最新版的笔记给你们。
1 如宁夏属于回族自治区，那里的回民因为信仰伊斯兰教，所以不允许饮酒的，而生活 在宁夏的许多汉民也往往
因为自己的回民朋友无法饮酒而无形中减少了啤酒的消费量。
2 如中国南部地区啤酒的消费量比较大，而北方很多地区只有在夏天才会饮用 较多的啤酒，冬天他们一般是只喝
白酒的。
1
8.2 静态面板数据模型
2
ห้องสมุดไป่ตู้
其中， i = 1, 2, · · · , N , t = 1, 2, · · · , T ；xit 为 K × 1 列向量， K 为解释变量的个 数，β 为 K × 1 系数列向量。 对于特定的个体 i 而言， ai 表示那些不随时间改变的影响因素，而这些因 素在多数情况下都是无法 直接观测或难以量化的，如个人的消费习惯、国家的社会制度等，我 们一般称其为“个体效应” (individual effects)。对“个体效应”的处理主要有两种方式：一种 是视其为不随时间改变的固定性因素， 相应的模型称为“固定效应”模型；另一种是视其为随 机因素，相应的模型称为“随机效应”模型。 这两种模型的差异主要反映在对“个体效应”的处理上。 固定效应模型中的个体差异反映 在每个个体都有一个特定的截距项 上；随机效应模型则假设所有的个体具有相同的截距项，个 体的差异主要反应在 随机干扰项的设定上，因此该模型通常也称为“误差成分模型”。基于 此，一种常见的观点认为，当我们 的样本来自一个较小的母体时，我们应该使用固定效应模 型，而当样本来自一个很大的母体时，应当采用 随机效应模型。比如在研究中国地区经济增长 的过程中，我们以全国 28 个省区为研究对象，可以认为这 28 个省区几乎代表了整个母体。同 时也可以假设在样本区间内，各省区的经济结构、人口素质等不可 观测的特质性因素是固定不 变的，因此采用固定效应模型是比较合适的。而当我们研究西安市居民的消费 行为时，即使样 本数为 10000 人，相对于西安市 600 万人口的母体而言仍然是个很小的样本。此时，可以 认为 不同的居民在个人能力、消费习惯等方面的差异是随机的，此时采用随机效应模型较为合适。 遗憾的是，很多情况下，我们并不能明确地区分我们的样本来自一个较大母体还是较小的 母体。因此有些 学者认为，区分固定效应模型和随机效应模型应当看使用二者的假设条件是否 满足。由于随机效应模型 把个体效应设定为干扰项的一部分，所以就要求解释变量与个体效应 不相关，而固定效应模型并不需要这个 假设条件。因此，如果我们的检验结果表明该假设满 足，那么就应该采用随机效应模型，因为它更为有效， 反之，就需要采用固定效应模型。 另外，有些学者认为具体采用哪一种模型主要决定于我们的分析目的。如果主要目的在于 估计模型的参数 ，而模型中个体的数目又不是很大，采用固定效应模型是个不错的选择，因 为它非常容易估计。 但当我们需要对模型的误差成分进行分析时 (通常分解为长期效果和短期 效果) ，就只能采用随机效应模型。 在这种情况下，即使模型中的部分解释变量与个体效应相 关，我们仍然可以通过工具变量法对模型进行估计。 简言之，两种模型有各自的优缺点和适用范围，在实证分析的过程中，我们一方面要根 据分析的目的选择 合适的模型，同时也要以 8.2.3 节中介绍的假设检验方法为基础进行模型筛 选。
8.2.1
固定效应模型
模型的基本设定和假设条件 若视 ai 为固定效应，模型 (8-1) 可以采用向量的形式表示为： yi = ai 1T + xi β + ε i (8-2)
其中, yi = ( yi 1 , yi 2 , · · · , yi T ) , xi = (xi 1 , xi 2 , · · · , xi T ) , ε i = (εi 1 , εi 2 , · · · , εi T ) , 1T 是一个所有元 素都为 1 的 T × 1 列向量。 我们有如下两个基本假设： 3
3 一般应用中，我们也常采用如下两个相对较弱的假设。 假设 1 : E[ε |x ] = 0 和 假设 2 : Var [ε |x ] = σ 2 I 。 i i i i T
第八章 面板数据模型
假设 1 : E[ε i |xi , ai ] = 0 假设 2 : Var [ε i |xi , ai ] = σ 2 IT
非均齐方差 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .
动态面板模型 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 面板 VAR 模型 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 面板门槛模型 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . 面板单位根检验和协整分析 . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . . .