解释shell变量大于0个数大于等于时期数就不能用面板吗

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本帖最后由 lisa^^栗 于
10:29 编辑
如题,部分回归结果如下,请各路大侠指教,小女子万分感谢!!变量FCF_Deviation行,标准误差为0,t值和p值没有出来
模型说明估计方法FixOne截面数2421时间序列长度48
拟合统计量SSEDFE70091MSE1.1954均方根误差1.0933R 方0.1743
不固定效应和无截距的 F 检验分子自由度分母自由度F 值Pr & F24217009110.01&.0001
参数估计值变量自由度估计值标准误差t 值Pr & |t|标签CS11-0.012320.1658-0.070.9408Cross Sectional Effect 1CS211.1116320.16886.59&.0001Cross Sectional Effect 2CS242011.3778570.44643.090.0020Cross Sectional Effect 2420CS242110.8242470.48901.690.0919Cross Sectional Effect 2421FCF_Deviation1-9.31E-90.. DN10.2602510.0081731.86&.0001DN
提示: 作者被禁止或删除 内容自动屏蔽
叫兽我是二伊啊 发表于
相当不错& && && && && && && && && && && && && && && && && && && && && && && && &
& && && && && && &...意思是?
在线等!求高人解答!“为什么变量FCF_Deviation行,标准误差为0,t值和p值没有出来”
此变量的估计值非常小,不能拒绝系数显著为零的假设,对因变量影响不大
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文档介绍:
其以前的各地进出口贸易额数据缺失,本文的样本区间为 1994年至2009年。人口比重和抚养比根据各年度全国人口变动抽样调查数据计算而得;资本产出比用全社会固定资产投资总额除以来表示;开放度用货物进出口总额除以GDP来表示;实际利率用名义利率减去通货膨胀率来表示,名义利率选取中国人民银行规定的一年期定期存款利率表示,若某年先后实行多个利率,则按时间长短进行加权平均, 通货膨胀率以居民消费价格指数增长率表示;由于美元是主要计价货币,汇率水平用美元对人民币汇率的年平均价表示。各变量的统计性描述如表1所示。(二)估计过程与估计结果为了选择有解释力的模型,本文分别对国民收入与少儿人口比重交互项的对数(1n】,chi)、国民收入与老年人口比重交互项的对数(1nYold)、少儿人口数的对数(1nCHI,)、老年人口数的对数(1nOLD)、少儿抚养比的对数(1nYDR)、老年抚养比(1nODR)进行交替取舍,构建出5种面板数据估计模型。面板数据有固定效应模型和随机效应模型之分。笔者在使用E—Views6.0对5种面板数据估计模型进行检验时,无法判定应用固定效应模型还是随机效应模型进行回归。根据高铁梅(2009) 的研究对于检验无法判定的模型,当不能把观测个体当作从一个大总体中随机抽样的结果时,即以样本结果对总体进行分析时,通常把截距项看作待估参数,使用固定效应模型,否则选择随机效应模型。由于本文样本是全国各地区面板数据,并考虑到各地区存在的差异,所以采用变截距的固定效应模型。表1主要解释变量的统计性描述为了避免伪回归,在回归之前对各项指标进行平稳性检验。选择相同根检验方法LLC和不同根检验方法PP—Fish进行检验,结果表明,所有变量都是平稳序列,可以对其进行回归。同时本文的截面数(31)远远大于时期数(16),解释变量个数比较多,存在截面异方差和自相关的可能性比较大,模型Ⅳ、V在变截距的固定效应模型采用横截面加权(Cross—sectionweights)的二阶段二乘法, 以}肖除异方差和自相关性。表2列出了模型I一模型V具体选取的变量和估计的结果。通过估计结果可以看出,五个模型当中的lnl, ·chi、lnC、InYDR变量的系数均为负值,并且模型Ⅱ的变量lnY·chi与模型Ⅲ的变量inYDR,对净出口波动的影响在5%显著水平上通过检验。这说明少儿人口的增加,将会增加国内的消费,从而有抑制对外贸易失衡的作用,这与预言少儿抚养系数与居民消费正相关的生命周期理论是一致的。分析原因主要是因为与中国现阶段的国情、民情特征相关,一是中国居民非常重视子女的培养教育问题,生活相对富裕的城镇居民,对子女的开销自不周启良:人口年龄结构视角下的贸易失衡研究·5· 必说。农村居民则希望自己的孩子摆脱农村落后的生活,出人头地,也愿意对自己的子女进行人力资本投资。尽管由于计划生育家庭中儿童数量减少了,但人们普遍认为“现在培养一个孩子比以前培养几个孩子贵多了”。因此当这些消费的增加超过因计划生育、孩子数量的减少时,少儿人口的消费总体上增加。二是在当前社会保障体系不是很完善的情况下,中国居民的养老问题还主要依靠子女来完成,为了保障未来的生产率的提高,他们愿意用更多的收入来装备自己的子女。这样就减少中国目前过多商品出口的压力,减少贸易过度顺差的局面表2 固定效应模型的估计结果注:方程参数估计值下括号内的数值是T统计值,▲、A、分别表示在1%、5%、1O%的显著水平。进一步地观察,五个模型当中的lnY·old、 lnOLD、lnODR变量的系数均为正值,并且模型Ⅱ的变量lnY·old与模型Ⅲ的变量lnODR,对净出口波动的影响在5%显著水平上通过检验。说明随着老年人口的增加,有加剧贸易失衡的作用。与生命周期假说相反,随着老年人口的增加,国内消费水平降低了,从而增加了出口、加大对外贸易失衡。这种与生命周期假说背离的现象,仍旧与长期以来我国的社会特征密切相关。首先目前中国社会保障体系不完善,尤其是中国农村地区的养老保障机制 6· 石家庄经济学院学报第37卷第3期刚刚实行,农民的参与率还不足10%。在这种背景下,老年人只能通过减少消费支出、增加储蓄的途径来作为自己养老保障的替代品,以预防未来的各种风险。其次,家庭仍是中国居民养老的主要依托,中国居民比较重视子女的培育,老年人遗赠的动机非常强烈,这导致当前消费减少。再次,和东南亚的其他国家一样,中国是一个勤俭节约的民族,老年人受传统的“量人为出”消费观念的影响更加深刻,消费习惯比年轻人更崇尚节俭,消费观念更保守落后,消费行为更谨慎,储蓄倾向增加,也是老年人消费不足症结所在。(三)稳健性检验在模型中加入外商直接投资的对数(1nFDI), 并全部采用采用横截面加权(cross—section weights)的二阶段二乘法进行回归(参见表3), 发现所关注的少儿人口、老年人口的相关变量对中国外贸失衡的作用仍旧没有变。说明表2的估计结果有很强的稳健性。表3估计结果的稳健性检验注:方程参数估计值下括号内的数值是统计值,▲、△、分别表示在1%、5%、10%的显著水平。周启良:人口年龄结构视角下的贸易失衡研究·7· 四、结论与建议本文以生命周期理论、理性预期理论和国际收支吸收分析法等理论为出发点,推导出人口年龄结构对贸易收支影响的基本计量模型,并运用中国 1994年一2009年的省(地区)际面板数据考察了人口年龄结构变化及其与国民收入的交互作用对贸易收支波动的影响。我们通过面板数据固定效应的计量技术实证检验发现:少儿人口的增加与抚养系数的上升会抑制对外贸易失衡的作用。但人口老龄化程度的加深会减少国内消费,加剧贸易收支的波动。通过加入外商直接投资这一影响贸易收支的重要变量后,我们的结果依然稳健。说明中国特殊的贸易收支结构与人口因素密切相关。人口年龄结构对贸易收支的影响机理是不同年龄时期的人消费观念不同,对一国的进出口贸易产生间接的影响,从而影响一国贸易的均衡。根据生命周期理论,一个人在未成年期和老年期进行负储蓄,消费高于收人;在成年期内进行储蓄,消费低于收人。因此,老年人越多社会储蓄越少、消费越多。但按照理性预期理论,预期寿命的提高意味着退休后的生活将更长,而生活水平不能下降甚至要提高,加上由于养老保险制度不健全,就必然要增加储蓄,因此,老龄化程度越高储蓄率越高,消费越少。本文的计量检验发现,未成年人对消费、从参考文献: [1]LEFFNH.DependencyRa
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