...»بزرگ و نزديك يبه نام خدا«...

Ewiews7١آموزش تخمين مدل هاي پنل ديتا با كمك نرم افزار مقدمه - 1

در panel data هايو تخمين مدل panel )به صورت مقطعي و سري زماني(هاي روش وارد كردن دادهدر اين مجموعه .شودتوضيح داده مي) EWiews7( نرم افزار ايويز

هاكردن دادهوارد - 2

:باز كردن برنامه، ابتدا يك برگه كاري براي خود ايجاد كنيد از پس

File/new/workfile

دانشگاه تربيت ) گرايش اسالمي(كارشناس ارشد علوم اقتصادي -علي شفيعي( Ewiews7آموزش تخمين مدل هاي پنل ديتا با كمك نرم افزار .١

)1390؛ مهر a.shafiei5@gmail.com يزد، دانشگاه اقتصاد دكتريو دانشجوي مدرس

:اين قسمت وارد مي كنيد خود را panel data سپس مشخصات سري زماني و مقطعي

:مي باشد 1386-1379فرضا دادهاي پنل شما مربوط به دوره

:را انتخاب كنيد new objectكنيد و گزينه راست كليك هدر صفحه جديد باز شدسپس

:كنيدكليك okو بر روي گزينه را انتخاب كرده poolگزينه new objectپس باز كردن

:در صفحه جديد باز شده مقاطع خود را به شكل زير وارد نماييد

:قرار دهيدبررسي مورد استان كشور را در تحقيق خود 28بعنوان مثال مي خواهيد

azarbayejan sharghi_ )اسم استان +آندر الين (

.

.

.

_yazd

؛ 28تا 1استان زير يا به شكل

_1 _2 _3 _4 _5 _6 _7 _8 _9 _10 _11 _12 _13 _14 _15 _16 _17 _18 _19 _20 _21 _22 _23 _24 _25 _26 _27 _28

در باالي ) Cross Section Identifiers: (Enter identifiers below this line)(سپس در همان صفحه اي كه هستيد

:كليك كنيد تا متغير هاي خود را به شكل زير وارد كنيد sheetصفحه بر روي گزينه

...و ) rgdp ر مستقلمتغي( ، درآمد سرانه)ca ر وابستهمتغي(انفاق ر داريد، مثلبه عنوان مثال شما پنج متغيي

فاصله+عالمت سوال+ابتدا، متغير وابسته

:فاصله؛ به شكل زير+عالمت سوال+سپس، متغيرهاي مستقل

ca? rgdp? ye? t? s? f?

؛باز مي شود) اكسل از مثالبه فرض (حال يك صفحه جديد جهت وارد كردن داده ها يا كپي از جاي ديگر

مي توان داده ها را وارد نمود Editبا فشار دادن دكمه

.جاي سطر و ستون را جابه جا نمود مي توان Orderهمچنين با دكمه

Panel هايتخمين مدل - 3

.تا به اينجاي كار روش وارد كردن داده ها توضيح داده شد

.به تخمين مدل پرداخته مي شود از مشخص شدن روش تخمين مدلحال پس

:به منظور مشخص شدن روش تخمين، ابتدا به طور پيش فرض مدل را تخمين بزنيد، براي اين كار

جهت تخمين كليك نماييد، Estimateبر روي گزينه در باالي همان صفحه

متغيرهاي مستقل را وارد common coefficientمتغير وابسته و در قسمت Dependent variableسپس در قسمت .روش تخمين را انتخاب كنيد estimate methodدر قسمت وكنيد، و

.حال مي توان برخي از آزمون ها را نيز برروي مدل خود انجام دهيد

هانآزمو-4

:داده ها ٢آزمون مانايي - 4- 1

كليك كرده و Viewظاهر شده است ابتدا بر روي دكمه تخمين مدل در سمت چپ و باالي صفحه اي كه نتايج به اين منظور .٣كليك كنيد Unit Root testسپس بر روي گزينه

به عنوان مثال (نام متغيري كه مي خواهيم آزمون مانايي را بر روري آن انجام دهيم وارد مي كنيم pool seriesدر قسمت ) test type(و سپس در قسمت زير آن ) را وارد نماييد) ?rgdp(مون صورت گيرد اگر قصد داريد بر روي متغير درآمد سرانه آز

).انتخاب شده است Hdriبه فرض روش (را انتخاب مي كنيم ) كه شش روش پيشنهاد شده است(روش آزمون

2 Stationarity test

.مي شويماگر داده ها مانا نباشند، دچار رگرسيون كاذب - ٣

:شودنتايج آزمون مانايي به شكل زير ظاهر مي ok دكمه كليك با

Null Hypothesis: Stationarity Series: RGDP_1, RGDP_2, RGDP_3, RGDP_4, RGDP_5, RGDP_6, RGDP_7, RGDP_8, RGDP_9, RGDP_10, RGDP_11, RGDP_12, RGDP_13, RGDP_14, RGDP_15, RGDP_16, RGDP_17, RGDP_18, RGDP_19, RGDP_20, RGDP_21, RGDP_22, RGDP_23, RGDP_24, RGDP_25, RGDP_26, RGDP_27, RGDP_28 Date: 11/20/11 Time: 20:44 Sample: 1379 1386 Exogenous variables: Individual effects Newey-West automatic bandwidth selection and Bartlett kernel Total (balanced) observations: 224

Cross-sections included: 28

Method Statistic Prob.** Hadri Z-stat 9.94373 0.0000 Heteroscedastic Consistent Z-stat 10.1407 0.0000

* Note: High autocorrelation leads to severe size distortion in Hadri test, leading to over-rejection of the null. ** Probabilities are computed assuming asympotic normality

Intermediate results on RGDP?

Variance

Series LM HAC Bandwidt

h Obs RGDP_1 0.4002 90.99334 2.0 8 RGDP_2 0.4872 35.97618 1.0 8 RGDP_3 0.4924 50.02120 1.0 8 RGDP_4 0.3984 184.3233 2.0 8 RGDP_5 0.4918 49.78907 1.0 8 RGDP_6 0.4029 224.9830 2.0 8 RGDP_7 0.4932 299.2382 1.0 8 RGDP_8 0.4851 43.74941 1.0 8 RGDP_9 0.4885 63.38600 1.0 8

RGDP_10 0.4844 114.2178 1.0 8 RGDP_11 0.3887 93.01898 2.0 8 RGDP_12 0.3954 191.9358 2.0 8 RGDP_13 0.3991 14.33066 2.0 8 RGDP_14 0.4948 70.83627 1.0 8 RGDP_15 0.4816 104.6671 1.0 8 RGDP_16 0.4047 75.22328 2.0 8 RGDP_17 0.4894 39.33556 1.0 8 RGDP_18 0.4622 98.47199 1.0 8 RGDP_19 0.3965 63.38301 2.0 8 RGDP_20 0.4878 31.98627 1.0 8 RGDP_21 0.3997 56.08997 2.0 8 RGDP_22 0.4924 59.76458 1.0 8 RGDP_23 0.4856 34.49807 1.0 8 RGDP_24 0.4025 118.6661 2.0 8 RGDP_25 0.4914 165.7581 1.0 8 RGDP_26 0.3971 127.4935 2.0 8 RGDP_27 0.4928 61.46028 1.0 8 RGDP_28 0.4802 158.3721 1.0 8

:آزمون چاو - 4- 2

.متغير موهومي مي باشد حداقل مربعاتمنظور انتخاب تخمين مدل به روش حداقل مربعات تلفيقي يا اين آزمون به

:اصول اقتصاد سنجي آن به صورت زير مي باشد

:مدل رگرسيون زير را در نظر بگيريد

)3-1(

مقطع nفرض مي شود حداكثر. امين دوره زماني استtنشان دهنده tامين واحد مقطعي و iنشان دهنده i، )1-3(در رابطه

.دوره زماني وجود دارد tو حداكثر

دو حالت كلي در برآورد رابطه . بستگي داردitبه فروض ما در مورد عرض از مبدا، ضرايب شيب و خطاي ) 1-3(برآورد مدل

:عبارتند از) 3-1(

ثابت بوده و در جمله خطا در طول زمان و ) مكان(و در فضا فرض كنيم، عرض از مبدا و ضرايب شيب در طول زمان - الف

.براي مقاطع مختلف متفاوت باشد

.ضرايب شيب ثابت اما، عرض از مبدا براي مقاطع مختلف متفاوت است -ب

اين در . هاي تركيبي و برآورد رگرسيون متداول حداقل مربعات معمولي استساده ترين روش، حذف ابعاد مكان و زمان از داده

:به صورت زير تصريح خواهد شد) 1-3(حال مدل

)3-2(

. عرض از مبدا و ضرايب شيب بين تمامي مقاطع مشترك خواهند بود) 2- 3(همان طور كه مشاهده مي شود در برآورد رابطه

به عبارت ديگر . معروف است 4گيرد، به روش حداقل مربعات تلفيقيمولي انجام ميكه با روش حداقل مربعات مع) 2- 3(رابطه

.بدست مي آيد 5هاي يكپارچه شدهتخمين زده شود، مدل داده) OLS(ها با يكديگر تركيب و با روش اگر كل داده

4 Poold Last Square 5 Poold Data

tititi XY ,,21,

tititit XY ,,2,1

ها مبدا براي هر يك از آنهر يك از واحدهاي مقطعي، آن است كه عرض از ) وجود مستقل(» تكي«روش ديگر براي مالحظه

:توان معادله رگرسيون را به صورت ذيل تصريح كردبا فرض ثابت بودن ضرايب شيب بين مقاطع مي. متفاوت باشد

)3-3(

هاي دهد كه عرض از مبداهاي متفاوت ممكن است ناشي از ويژگيدر جمله عرض از مبدا نشان مي i، انديس )3-3(در رابطه

يا حداقل مربعات متغير 6به مدل رگرسيون اثرات ثابت) 3- 3(در ادبيات اقتصاد سنجي مدل . خاص هر يك از مقاطع باشد

ا وجود تفاوت عرض از مبدا ميان مقاطع، عرض از اصطالح تاثيرات ثابت ناشي از اين حقيقت است كه ب. معروف است 7موهومي

براي اينكه عرض از مبداهاي هر مقطع بدون تغيير باقي بماند، از متغيرهاي . كندمبداهاي هر مقطع طي زمان تغيير نمي

. شود موهومي در اين روش استفاده م

.استفاده مي گردد ٨براي انتخاب مدل حداقل مربعات تلفيقي و مدل اثرات ثابت از آزمون چاو

:فرضيات اين آزمون به صورت زير است

حداقل مربعات تلفيقي : صفر فرض

.باشدحداقل مربعات موهومي مي: و فرضيه مقابل

آماره آزمون چاو بر اساس مجموع . اساس مقادير غير مقيد است فرضيه اول بر اساس مقادير مقيد و فرضيه متقابل آن بر

:مربعات خطاي مدل مقيد و غير مقيد به صورت زير است

6 Fixed Effect Method 7 Last Square Dammy Variable 8 Chow

titiiti XY ,,2,1,

)3-4(

در اين رابطه،2feR ،ضريب تعيين در روش اثرات ثابت

2plsR ،ضريب تعيين در روش حداقل مربعات تلفيقيN ،تعداد مقاطع

K تعداد متغيرهاي توضيحي وT اگر. طول دوره زماني مي باشدf محاسباتي ازf بحراني بزرگتر باشد، در اين صورت روش

.)1390شفيعي، ( اثرات ثابت انتخاب خواهد شد

: روش كار

Redundant Fixed Effects TestsWiew Fixed/random effect test

)1(1

)1()(2

22

KNTR

NRRChow

fe

plsfe

:تست هاسمن -3-4

.اثرات تصادفي اين آزمون صورت مي گيردگزينش ميان مدل اثرات ثابت و مدل به منظور

:اصول اقتصاد سنجي آن به صورت زير مي باشد

معتقدند كه اگر چه متغيرهاي موهومي نشان دهنده فقدان ١٠)ECM(يا مدل جزء خطا ٩)RE(طرفداران مدل اثرات تصادفي

-3(بيان نكنيم؟ ايده اساسي و آغازين با رابطه ti.دانش و اطالعات ما درباره مدل حقيقي هستند، چرا آن را از طريق جزء خطا

ثابت فرض كنيم، آن را به ) 5-3(را در رابطه i.1طرفداران روش تاثيرات تصادفي معتقدند، به جاي اين كه . شروع مي شود) 5

:مقدار عرض از مبدا براي هر مقطع بصورت زير بيان مي شود. در نظر مي گيريم 1صورت متغيري تصادفي با ميانگين

)3-5(

جمله خطاي تصادفي با ميانگين صفر و واريانس i، )5-3(در رابطه 2t است.

اي بزرگتر هستند و ميانگين فرض اساسي در مدل تاثيرات تصادفي در اين است كه مقاطع مورد مطالعه متعلق به جامعه

.شودمنعكس مي iاختالف در مقادير عرض از مبدا هر مقطع در جمله خطاي . مشتركي براي عرض از مبدا دارند

:اين چنين خواهد بود) 5-3(بر اساس مدل تاثيرات تصادفي رابطه

9 - Random Effect 10 - Error Component model

ii 11

tiو ) خطاي مقطعي(iمتشكل از دو جزء itWجمله خطاي تركيبي , )مدل اجزا خطا به اين . باشدمي) خطاي تركيبي

ساختار جمله خطا در روش اثرات . از دو يا چند جزء خطا تشكيل شده است itWشود كه جمله خطاي تركيبيسبب خوانده مي

.اي است كه بايد اين روش را با كمك حداقل مربعات تعميم يافته برآورد كردتصادفي به گونه

ات همان طور كه قبال گفته شد، در روش اثرات ثابت بايد جمله عرض از مبدا طي زمان ثابت باشد در حالي كه در روش اثر

بنابراين به منظور انتخاب ميان دو روش اثرات ثابت و تصادفي براي . تواند طي زمان تغيير پيدا كندتصادفي عرض از مبدا مي

.كنيمارائه شده استفاده مي ١١توسط هاسمن 1980هاي انباشه شده از آزموني كه در سال تخمين داده

:فرضيات اين آزمون بصورت زير است

.ثرات تصادفي كاراتر استروش ا: فرضيه صفر

.روش اثرات ثابت كاراتر است: فرضيه متقابل

. نيز برآوردگرهاي اثرات تصادفي را نشان دهد GLsنشانگر برآوردگرهاي روش اثرات ثابت و lsاگر

:آنگاه داريم

)3-6(

11 - Hasman Test

tiiit

ititti

tiiitti

W

WXY

XY

,

21,

,21,

21 ˆˆˆˆKGlsLsGlsls XH

)3-7(

) 7-3(در معادله LsVar كوواريانس براي ضرايب مدل اثرات ثابت، و - ، ماتريس واريانس GlsVar ماتريس واريانس-

.كوواريانس براي ضرايب مدل اثرات تصادفي است

.دو بوده و آماره مناسبي براي انتخاب ميان روش اثرات ثابت و تصادفي است-توزيع كايهاسمن ثابت كرد اين آماره داراي

جدول باشد فرضيه صفر رد مي شود يعني برابري برآوردهاي اين روش رد 2Xچنانچه آماره آزمون محاسبه شده بزرگتر از

باشد پس اثرات تصادفي مناسب نيستمختلف به صورت تصادفي نميگردد به اين مفهوم كه تفاوت در عرض از مبدا مقاطع مي

.)1390١٢شفيعي، (

:به روش زير تست را انجام مي دهيم

Wiew Fixed/random effect test Hausman test

.دانشگاه تربيت مدرس تهران دنامه كارشناسي ارش ، پايان»تخمين تابع انفاق در ايران با تأكيد بر رفتار اختياري انفاق در اسالم«، 1390شفيعي، علي، . ١٢

GlsLsGlsLs VarVarVar ˆˆˆˆ

بايد براي ) Fixed(ان كفت كه بايد از روش اثر ثابت درصد مي تو 90بود با اطمينان 0,1بدست آمده كوچكتر از probاگر به منظور تخمين مدل بايد ) Random(بود بايد از روش اثرات تصادفي 0,1بزرگتر از probتخمين مدل استفاد كرد و اگر

.)در مثال زير بايد از روش اثر ثابت بايد استفاده كرد( استفاد كرد

Correlated Random Effects – Hausman Test Pool: Untitled Test cross-section random effects

Test Summary Chi-Sq. Statistic

Chi-Sq. d.f.

Prob.

Cross-section random 11.79106

5 3 0.0081

Cross-section random effects test comparisons:

Variable Fixed Random Var(Diff.)

Prob.

RGDP? 0.069742 0.062683 0.000007 0.009

0

T? 0.000149 0.000170 0.000000 0.022

3

F? -

0.000001 -

0.000001 0.000000 0.000

7

Cross-section random effects test equation: Dependent Variable: LNCA? Method: Panel Least Squares Date: 11/20/11 Time: 19:29 Sample: 1379 1386 Included observations: 8 Cross-sections included: 28 Total pool (balanced) observations: 224

Variable Coefficien

t Std.

Error t-Statistic Prob.

C 15.32118 0.066284 231.1431 0.000

0

RGDP? 0.069742 0.007163 9.736382 0.000

0 YE? NA NA NA NA

T? 0.000149 3.18E-05 4.706283 0.000

0 S? NA NA NA NA

F? -1.35E-06 3.54E-07 -

3.812961 0.000

2

Effects Specification

Cross-section fixed (dummy variables)

R-squared 0.860763 Mean dependent var 16.70

540 Adjusted R-squared 0.837436 S.D. dependent var

1.052789

S.E. of regression 0.424477 Akaike info criterion

1.259352

Sum squared resid 34.41452 Schwarz criterion

1.761961

Log likelihood -

108.0475 Hannan-Quinn criter. 1.462

230

F-statistic 36.89890 Durbin-Watson stat 1.379

188 Prob(F-statistic) 0.000000

:مدل را تخمين زد چگونه از روش اثر ثابت و تصادفي مي توان -3-4- 1

پنجره اي باز مي شود، پس از اينكه در قسمت هاي مورد نظر متغيرهاي Estimateپس از وارد كردن داده و انتخاب گزينه روش تخمين را با توجه به Estimate method مستقل و وابسته را به شكلي كه توضيح داده شد وارد كرديد، در قسمت

.دنتايج تست هاسمن انتخاب كني

poolبه روش تخمين مدل ، اگر روشمي شودبه اين نكته توجه داشت با توجه به آزمون چاو روش تخمين شما مشخص يدباو سپس با آزمون هاسمن درستي كار را بررسي كرد و چنانچه روش ه شود تخمين زدبايد به طور پيش فرض مدل مورد نظر بود

كه شكل ( Estimate methodگزينه به منظور تغير روش تخمين، . دهيد تخمين زده شده درست نبود، روش را تغيير ).و يا برعكس Fixedبه Randomاز (تغيير دهيد را انتخاب كنيد و روش تخمين را )پنجره آن در زير آمده است