二元选择面板模型的设定检验
合集下载
相关主题
- 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性，平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
- 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
- 3、如文档侵犯您的权益，请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间：9:00-18:30)。
中 图 分 类 号 ：２ ２ ３ Ｆ ２ ． 文 献 标 识 码 ： Ａ 文 章 编 号 ：０ ２— ５ ５ ２ １ ） ７— ０ １一 ５ １０ ４ ６ （０ ２ ０ ０ ８ Ｏ
Ｓ ｃ ｆｃ ｔｏ ｓ ｏ ｎ ｒ ｏ ｃ ｎｅ ｔ ｏ ｌ ｐｅ ｉ ａ ｉ ｎ Ｔｅ ｔ ｆ ｒ Ｂｉ ａ ｙ Ｃｈ ｉ ｅ Ｐａ ｌＤａ ａ Ｍ ｄｅ ｓ ｉ
异 方差 问题 也是 分布误 设 的一种 。与 异方差 一
异方 差 问题 在计量 经 济学研 究 中是 经 常出现 的
一
个 现象 。对 于线 性 模 型 估 计 的最 小 二乘 法 ， 如果
扰动 项是 异方 差 的 ， 么 估计 结 果 是 一 致 的但 不再 那 有效 。但 是对 离 散选 择 模 型而 言 ， 大 似 然 估 计 可 极 能不 是 一致 的也 不 是有 效 的 ， 常 的信 息 矩 阵 计算 通 结果 也是 错误 的（ ａ ｈ ｗ＆ Ｇ ｉｃ ｅ ，９ ５ 。所 以 Ｙｔ ｅ ｃ ｒｉｈ ｓ１ ８ ） ｌ 相对 线性 模 型而 言 ， 线 性模 型 的异 方 差 等 模 型误 非 设 问题更 加需 要关 注 。 由于在 非线 性模 型 中不存 在
Ｈ ａｌＢｅ ｓ ｎ Ｃａ ｈｅ ｇ Ｌ ｈ ｌ ｎａ ｏ Ｚ ｎ ｉＳ ｉ
Ａ ｂｓｒ ｃ ＲＥＳ ｔｓ ｉ ｅ ｔｎｄ ｄ ｏ ｅ ｔ ｈｅ ｐｅ ｉ ｃ ｔｏ ｅｒ ｒ ｆｒ ｔ ａ ｔ： ＥＴ ｅ ｔ ｓ ｘｅ ｅ ｔ ｔｓ ｔ ｓ ｃｆ ａｉｎ ｒｏ ｓ ｏ ｂｉａｙ ｈｏｃ ｐａ ｅ ｄ ｔ ｍｏ ｌ ｉ ｎ ｒ ｃ ｉｅ ｎ ｌ ａａ ｄｅｓ， ｉｃ ｕ ｉ ｇ ｎ ｌｄｎ
ｃ ｏｃ ｎ ｌｍｏ ｅ ｓ ｈ ｉｅ ｐａ ｅ ｄ ｌ ．
Ｋ ｅ ｏ ｄｓ： ｎ ｒ ｙｗ ｒ Ｂｉ ａ Ｃｈｏｃ ｙ ｉｅ； Ｐａ ｌＤａ ａ；Ｍ ｏ ｅ ｐ ｃｆｃ ｔｏ ｎｅ ｔ ｄ ｌＳ ｅ ｉ ａ ｉｎ；ＲＥＳＥＴ们 无法 消 除 固 定效 应 冗 余 参 数 带来 的极 因 大 似然 估计量 的不一致 性 。
Ｖｏ ． ９． ． １ ２ Ｎｏ ７
Ｊ１ ０２ ｕ．２ １
二 元 选 择 面 板 模 型 的设 定 检 验 水
韩本 三 曹 征 黎 实
内容 提 要 ： 文 将 Ｒ Ｓ Ｔ检 验 扩 展 到 二 元 选 择 面板 数 据 模 型 的设 定 ， 察 了 固定 效 应 Ｐｏ ｉ模 型 和 Ｌｇｔ 型 本 ＥＥ 考 ｒｂｔ ｏｉ模 的设 定 检 验 ， 括 异 方 差 、 漏 变 量 和 分 布 误 设 的检 验 。模 拟 结 果 表 明 Ｌ ｇ 模 型 的 Ｒ Ｓ Ｔ设 定 检 验 显 示 良好 的水 包 遗 ｏｉ ｔ ＥＥ 平 和功 效 ， Ｐｏｉ模 型 的 Ｒ Ｓ Ｔ检 验 可 能 由 于 估 计 方 法 的 选 择 导 致 在 某 些 方 面 的 功 效 表 现 不 好 。 但 总 体 说 来 ， 而 ｒｂｔ ＥＥ 在二元选 择面板数据模型的设定检验上 ，Ｅ Ｅ Ｒ Ｓ Ｔ检 验 仍 然 是 一 个 较 好 的选 择 。 关键 词 ： 元 选 择 ； 板 数 据 ； 型 设 定 ； Ｅ Ｅ 二 面 模 Ｒ Ｓ Ｔ检 验
ｈｅｅ ０ ｃ ｄ ｓｉｉｙ，ｖａｉｂｌ ｍｉｓｏ ｎｄ ｉｔｉｕｔｏ ｓ ｃｆｃ ｔｏ ｅ ｒｒ ｏ ａ ｅ ｐ ｏ ｉ ｏ ｌ ａ ｏ ｉ ｏ ｌ ｉ ｈ ｓ ｔｔｓ ｅ ａ ｔｃ ｔ ｒａ ｅｓｏ ｓ ｉｎ ａ ｄ ｓｒｂ ｉｎ ｐｅ ｉ ａｉｎ ｒｏ ｆ ｐ ｎ ｌ ｒ ｂ ｔｍ ｄｅｓ ｎｄ ｌ ｇｔｍ ｄｅｓ ｎ ｔ ｉ ｉ ｐ ｐ ｒ Ｓ ｍｕ ａｉｎ ｅ ｕｌｓ ｈｏ ｔ ａ ＲＥＳ ａ ｅ ． ｉ ｌｔｏ ｒ ｓ ｔ ｓ ｗ ｈ ｔ ＥＴ ｅ ｔ ｒ ｓ ｎｔ ｇ ｅ ｔ ｏ ｒ ｆ ｒ ｐ ｎｅ ｌｇｔ ｍｏ ｌ． Ｆｏ ａ ｌ ｒ ｂｉ ｍ ｏ ｌ ｔ ｓ ｐ ｅ ｅ ｓ ｒａ ｐ ｗｅ ｏ ａ ｌ ｏ ｉ ｄｅｓ ｒ ｐ ｎｅ ｐ ｏ ｔ ｄｅｓ， ＲＥＳ ｅ ｔｓ ｏ ａ ｗｅ ｎ ｔ ｓｉｇ ｓ ｍ ｅ ｓ ｅ ｉ ｃ ｔｏ ｒｏ ｓ Ｗ ｅ ｔ ｎｋ ｔ ｓ ｍａ ｕ ｏ ｔ ｅ ｅ ｔｍａｉ ｎ ｍｅ ｈ ｄ ｆｒｐａ ｅ ＥＴ ｔｓ ｈ ｗｓ ｂ ｄ ｐｏ ｒｉ ｅ ｔｎ ｏ ｐ ｃｆ ａ ｉｎ ｅ ｒ ｒ ． ｉ ｈｉ ｈｉ ｙ ｄ ｅ ｔ ｈ ｓｉ ｔｏ ｔ ｏ ｏ ｎ ｌ ｐ ｏ ｉ ｏ ｅｓ ｉ ｕ ｒ ｂ ｔｍ ｄ ｌ ｎ ｏ ｒ ＲＥＳ ＥＴ ｅ ｔ Ｉ ｎｅａ ，ＲＥＳ ｔ ｓ． ｎ ｇｅ ｒｌ ＥＴ ｅ ｔｉ ｔｌ ｏ ｄ ｃ ｉ ｅｆ ｒｔｓｉ ｈ ｐ ｃｆｃ ｔｏ ｒｏｓ ｉ ｎａ ｔｓ ｓｓｉｌａ ｇ ｏ ｈｏｃ ｅ ｔｎｇｔ ｅ ｓ ｅ ｉ ａｉ ｎ ｅｒ ｒ ｎ ｂｉ ｒ ｏ ｉ ｙ
三模型参数估计方法greene2001说明虽然式2中需要估计的参数个数很大但是我们仍然可以直接利用极大似然函数进行估计优化方法可以用通常的牛顿一拉普森迭代方法并不存在计算上的问题
第２ ９卷 第 ７期
２１ ０ ２年 ７月
统计 研 究
Ｓ ａｔ ｔｃ ｌＲｅ ｅ ｒ ｈ ｔ ｉ ｉａ ｓａ ｃ ｓ
一
样， 分布 误设 在非 线 性模 型 中会 导 致 极 大似 然 估 计 量 的不 一致性 。对非 线 性 模 型 的设 定 检 验 ， 当前 主 要有 两 种 。一个 是 Ｖ ｕ ｇ １８ ） ｏ ｎ （ ９ ９ 在较 为 一般 的框 架
下提 出的分 布设定 检验 Ｌ 统计 量 。但 是 这种 方 法 Ｒ 的缺 点 在于强 烈依 赖 于 真 实 的未 知分 布 ， 而且 只 能 在 两个 分布 中做 出选 择 ， 而非 对 真 实 分 布进 行 识 别 检验 。另 一 个 方 法 是 Ｓ ｖ （ ０ １ 在 Ｃ ｘ １ ６ ） ｉａ ２０ ） ｌ ｏ （ ９ １ 的
Ｓ ｃ ｆｃ ｔｏ ｓ ｏ ｎ ｒ ｏ ｃ ｎｅ ｔ ｏ ｌ ｐｅ ｉ ａ ｉ ｎ Ｔｅ ｔ ｆ ｒ Ｂｉ ａ ｙ Ｃｈ ｉ ｅ Ｐａ ｌＤａ ａ Ｍ ｄｅ ｓ ｉ
异 方差 问题 也是 分布误 设 的一种 。与 异方差 一
异方 差 问题 在计量 经 济学研 究 中是 经 常出现 的
一
个 现象 。对 于线 性 模 型 估 计 的最 小 二乘 法 ， 如果
扰动 项是 异方 差 的 ， 么 估计 结 果 是 一 致 的但 不再 那 有效 。但 是对 离 散选 择 模 型而 言 ， 大 似 然 估 计 可 极 能不 是 一致 的也 不 是有 效 的 ， 常 的信 息 矩 阵 计算 通 结果 也是 错误 的（ ａ ｈ ｗ＆ Ｇ ｉｃ ｅ ，９ ５ 。所 以 Ｙｔ ｅ ｃ ｒｉｈ ｓ１ ８ ） ｌ 相对 线性 模 型而 言 ， 线 性模 型 的异 方 差 等 模 型误 非 设 问题更 加需 要关 注 。 由于在 非线 性模 型 中不存 在
Ｈ ａｌＢｅ ｓ ｎ Ｃａ ｈｅ ｇ Ｌ ｈ ｌ ｎａ ｏ Ｚ ｎ ｉＳ ｉ
Ａ ｂｓｒ ｃ ＲＥＳ ｔｓ ｉ ｅ ｔｎｄ ｄ ｏ ｅ ｔ ｈｅ ｐｅ ｉ ｃ ｔｏ ｅｒ ｒ ｆｒ ｔ ａ ｔ： ＥＴ ｅ ｔ ｓ ｘｅ ｅ ｔ ｔｓ ｔ ｓ ｃｆ ａｉｎ ｒｏ ｓ ｏ ｂｉａｙ ｈｏｃ ｐａ ｅ ｄ ｔ ｍｏ ｌ ｉ ｎ ｒ ｃ ｉｅ ｎ ｌ ａａ ｄｅｓ， ｉｃ ｕ ｉ ｇ ｎ ｌｄｎ
ｃ ｏｃ ｎ ｌｍｏ ｅ ｓ ｈ ｉｅ ｐａ ｅ ｄ ｌ ．
Ｋ ｅ ｏ ｄｓ： ｎ ｒ ｙｗ ｒ Ｂｉ ａ Ｃｈｏｃ ｙ ｉｅ； Ｐａ ｌＤａ ａ；Ｍ ｏ ｅ ｐ ｃｆｃ ｔｏ ｎｅ ｔ ｄ ｌＳ ｅ ｉ ａ ｉｎ；ＲＥＳＥＴ们 无法 消 除 固 定效 应 冗 余 参 数 带来 的极 因 大 似然 估计量 的不一致 性 。
Ｖｏ ． ９． ． １ ２ Ｎｏ ７
Ｊ１ ０２ ｕ．２ １
二 元 选 择 面 板 模 型 的设 定 检 验 水
韩本 三 曹 征 黎 实
内容 提 要 ： 文 将 Ｒ Ｓ Ｔ检 验 扩 展 到 二 元 选 择 面板 数 据 模 型 的设 定 ， 察 了 固定 效 应 Ｐｏ ｉ模 型 和 Ｌｇｔ 型 本 ＥＥ 考 ｒｂｔ ｏｉ模 的设 定 检 验 ， 括 异 方 差 、 漏 变 量 和 分 布 误 设 的检 验 。模 拟 结 果 表 明 Ｌ ｇ 模 型 的 Ｒ Ｓ Ｔ设 定 检 验 显 示 良好 的水 包 遗 ｏｉ ｔ ＥＥ 平 和功 效 ， Ｐｏｉ模 型 的 Ｒ Ｓ Ｔ检 验 可 能 由 于 估 计 方 法 的 选 择 导 致 在 某 些 方 面 的 功 效 表 现 不 好 。 但 总 体 说 来 ， 而 ｒｂｔ ＥＥ 在二元选 择面板数据模型的设定检验上 ，Ｅ Ｅ Ｒ Ｓ Ｔ检 验 仍 然 是 一 个 较 好 的选 择 。 关键 词 ： 元 选 择 ； 板 数 据 ； 型 设 定 ； Ｅ Ｅ 二 面 模 Ｒ Ｓ Ｔ检 验
ｈｅｅ ０ ｃ ｄ ｓｉｉｙ，ｖａｉｂｌ ｍｉｓｏ ｎｄ ｉｔｉｕｔｏ ｓ ｃｆｃ ｔｏ ｅ ｒｒ ｏ ａ ｅ ｐ ｏ ｉ ｏ ｌ ａ ｏ ｉ ｏ ｌ ｉ ｈ ｓ ｔｔｓ ｅ ａ ｔｃ ｔ ｒａ ｅｓｏ ｓ ｉｎ ａ ｄ ｓｒｂ ｉｎ ｐｅ ｉ ａｉｎ ｒｏ ｆ ｐ ｎ ｌ ｒ ｂ ｔｍ ｄｅｓ ｎｄ ｌ ｇｔｍ ｄｅｓ ｎ ｔ ｉ ｉ ｐ ｐ ｒ Ｓ ｍｕ ａｉｎ ｅ ｕｌｓ ｈｏ ｔ ａ ＲＥＳ ａ ｅ ． ｉ ｌｔｏ ｒ ｓ ｔ ｓ ｗ ｈ ｔ ＥＴ ｅ ｔ ｒ ｓ ｎｔ ｇ ｅ ｔ ｏ ｒ ｆ ｒ ｐ ｎｅ ｌｇｔ ｍｏ ｌ． Ｆｏ ａ ｌ ｒ ｂｉ ｍ ｏ ｌ ｔ ｓ ｐ ｅ ｅ ｓ ｒａ ｐ ｗｅ ｏ ａ ｌ ｏ ｉ ｄｅｓ ｒ ｐ ｎｅ ｐ ｏ ｔ ｄｅｓ， ＲＥＳ ｅ ｔｓ ｏ ａ ｗｅ ｎ ｔ ｓｉｇ ｓ ｍ ｅ ｓ ｅ ｉ ｃ ｔｏ ｒｏ ｓ Ｗ ｅ ｔ ｎｋ ｔ ｓ ｍａ ｕ ｏ ｔ ｅ ｅ ｔｍａｉ ｎ ｍｅ ｈ ｄ ｆｒｐａ ｅ ＥＴ ｔｓ ｈ ｗｓ ｂ ｄ ｐｏ ｒｉ ｅ ｔｎ ｏ ｐ ｃｆ ａ ｉｎ ｅ ｒ ｒ ． ｉ ｈｉ ｈｉ ｙ ｄ ｅ ｔ ｈ ｓｉ ｔｏ ｔ ｏ ｏ ｎ ｌ ｐ ｏ ｉ ｏ ｅｓ ｉ ｕ ｒ ｂ ｔｍ ｄ ｌ ｎ ｏ ｒ ＲＥＳ ＥＴ ｅ ｔ Ｉ ｎｅａ ，ＲＥＳ ｔ ｓ． ｎ ｇｅ ｒｌ ＥＴ ｅ ｔｉ ｔｌ ｏ ｄ ｃ ｉ ｅｆ ｒｔｓｉ ｈ ｐ ｃｆｃ ｔｏ ｒｏｓ ｉ ｎａ ｔｓ ｓｓｉｌａ ｇ ｏ ｈｏｃ ｅ ｔｎｇｔ ｅ ｓ ｅ ｉ ａｉ ｎ ｅｒ ｒ ｎ ｂｉ ｒ ｏ ｉ ｙ
三模型参数估计方法greene2001说明虽然式2中需要估计的参数个数很大但是我们仍然可以直接利用极大似然函数进行估计优化方法可以用通常的牛顿一拉普森迭代方法并不存在计算上的问题
第２ ９卷 第 ７期
２１ ０ ２年 ７月
统计 研 究
Ｓ ａｔ ｔｃ ｌＲｅ ｅ ｒ ｈ ｔ ｉ ｉａ ｓａ ｃ ｓ
一
样， 分布 误设 在非 线 性模 型 中会 导 致 极 大似 然 估 计 量 的不 一致性 。对非 线 性 模 型 的设 定 检 验 ， 当前 主 要有 两 种 。一个 是 Ｖ ｕ ｇ １８ ） ｏ ｎ （ ９ ９ 在较 为 一般 的框 架
下提 出的分 布设定 检验 Ｌ 统计 量 。但 是 这种 方 法 Ｒ 的缺 点 在于强 烈依 赖 于 真 实 的未 知分 布 ， 而且 只 能 在 两个 分布 中做 出选 择 ， 而非 对 真 实 分 布进 行 识 别 检验 。另 一 个 方 法 是 Ｓ ｖ （ ０ １ 在 Ｃ ｘ １ ６ ） ｉａ ２０ ） ｌ ｏ （ ９ １ 的