网站建设佛山拓客科技简述什么是网络营销

张小明 2026/1/10 18:21:55
网站建设佛山拓客科技,简述什么是网络营销,网站运维公司有哪些,校园资源共享网站建设7.2do命令 异方差检验之前先估计方程 接着bp检验 显著性0.05#xff0c;拒绝原假设#xff0c;说明存在异方差。 使用解释变量进行检验#xff0c;在option中加入rhs,显著性0.05#xff0c;拒绝原假设#xff0c;说明存在异方差。 怀特检验#xff0c;显著性…7.2do命令异方差检验之前先估计方程接着bp检验显著性0.05拒绝原假设说明存在异方差。使用解释变量进行检验在option中加入rhs,显著性0.05拒绝原假设说明存在异方差。怀特检验显著性0.05拒绝原假设说明存在异方差。7.3do命令异方差的核心特征是 “扰动项的方差随解释变量此处为周收入的变化而变化”。从图中可见随着周收入横轴增加食品支出纵轴的散点离散程度逐渐扩大收入低时散点集中收入高时散点更分散—— 这说明 “食品支出围绕拟合线的波动幅度随收入上升而增大”符合异方差的表现。异方差与收入呈正相关收入越高食品支出的波动方差越大。下面进行回归bp检验和怀特检验显著性0.05拒绝同方差的原假设存在异方差。显著性0.05拒绝同方差的原假设存在异方差。新的拟合图看起来可能不存在异方差显著性0.05接受同方差的原假设不存在异方差。显著性0.05接受同方差的原假设不存在异方差。8.3do命令lincome系数符号正1.095874显著性在 1% 水平下显著P∣t∣0.000t14.10经济意义收入每增加 1%被解释变量lgasq平均增加约 1.10%说明收入与lgasq呈显著正相关符合 “收入提升带动相关需求 / 规模扩大” 的经济直觉。lgasp系数符号负-0.0212072显著性不显著P∣t∣0.630t−0.48经济意义该变量与lgasq的负相关关系未通过统计检验无法认为其对lgasq存在显著影响。lpnc系数符号负-0.3736126显著性在 5% 水平下显著P∣t∣0.021t−2.38经济意义lpnc每增加 1%lgasq平均减少约 0.37%说明该变量与lgasq呈显著负相关可能代表 “替代商品价格” 等抑制lgasq的因素。lpuc系数符号正0.020343显著性不显著P∣t∣0.847t0.19经济意义该变量与lgasq的正相关关系未通过统计检验无法认为其对lgasq存在显著影响。_cons常数项系数符号负-21.21109显著性在 1% 水平下显著P∣t∣0.000t−28.16经济意义代表所有解释变量为 0 时lgasq的基准水平但因解释变量是对数形式实际经济含义需结合变量定义理解通常是模型的基准截距。自相关序列相关是指 “不同观测值对应的残差之间存在关联”核心是看 “残差是否随观测顺序呈现某种趋势或周期性波动”。当期残差纵轴与滞后一阶残差横轴呈现明显的正相关趋势散点沿红色拟合线向右上方分布。et​ 与 et−1​ 正相关即存在一阶正自相关前一期残差为正当期残差更可能为正前一期残差为负当期残差更可能为负。残差与其滞后一期和滞后二期的相关系数位于置信区间外则说明拒绝原假设即残差与其滞后一期和滞后二期具有相关性。bg检验显著性0.05拒绝无自相关的原假设说明误差项存在二阶序列相关。q检验显著性0.05拒绝无自相关的原假设说明误差项存在二阶序列相关。默认滞后项的Q检验默认滞后阶数为min{floor(n/2)-2, 40}由于n52则floor(n/2)-224则自由度为24。显著性小于0.05拒绝无自相关的原假设。DW统计量距离0比较近可以大致推断存在正相关DW≈2残差无一阶自相关0DW2残差存在正一阶自相关DW 越接近 0正自相关越强2DW4残差存在负一阶自相关DW 越接近 4负自相关越强co法dw值改进到1.61,误差项不存在自相关性pw法dw值改进到1.62,误差项不存在自相关性L.lgasq显著bg检验显著性0.05接受原假设说明该方程扰动项不存在自相关性q检验显著性0.05接受原假设说明该方程扰动项不存在自相关性10.5do命令1.avexpr制度质量类变量如产权保护指数系数符号正0.4678871显著性在 1% 水平下显著P∣t∣0.000t7.46经济意义avexpr每提高 1 单位人均 GDP 对数平均增加约 0.47。说明制度质量如产权保护、契约执行效率与经济发展呈显著正相关符合 “良好制度促进经济增长” 的理论预期。2.lat_abst纬度绝对值通常反映地理区位特征系数符号正1.576884显著性在 5% 水平下显著P∣t∣0.018t2.42经济意义纬度绝对值每增加 1 单位人均 GDP 对数平均增加约 1.58。这一结果通常反映 “中高纬度地区相对低纬度可能因气候、资源等条件更有利于经济发展” 的经验规律需结合具体研究背景理解。3._cons常数项系数符号正4.728082显著性在 1% 水平下显著P∣t∣0.000t13.85经济意义代表当avexpr和lat_abst为 0 时人均 GDP 对数的基准水平是模型的截距项工具变量回归结果中lat_abst系数不显著从第一阶段看工具变量legem4满足相关性条件与内生变量avexpr显著相关结合理论逻辑legem4通常代表法律起源与人均 GDP 无直接关联可认为其满足外生性条件工具变量与扰动项无关。因此该工具变量是有效的。根据2SLS第一阶段输出结果显示F统计量为10.41略大于10且logem4的系数t检验结果显著说明logem4不是弱工具变量。10.6do命令morekids的系数为-6则说明有两个以上小孩的妇女比有两个小孩的妇女工作更少。平均一年少六周该效应在统计上显著这个回归不能可靠估计生育行为morekids对劳动力供给weeks的因果效应核心原因是存在内生性问题。要估计生育行为对劳动力供给的因果效应需解决morekids的内生性问题例如使用工具变量如 “生育双胞胎” 这类外生冲击作为工具变量仅用 OLS 回归无法得到可靠的因果结论。头两个孩子性别相同会影响是否可能生第三个小孩但效应不大在统计上显著。samesex可以作为morekids的有效工具变量核心原因是它满足工具变量的两个核心条件1. 满足 “相关性条件”工具变量与内生变量相关从回归结果可知samesex对morekids的系数为 0.0668且在 1% 水平下显著P∣t∣0.000说明 “前两个孩子性别相同” 与 “生育更多子女” 存在显著的统计关联 —— 这满足工具变量的相关性要求工具变量需与内生变量相关。2. 满足 “外生性条件”工具变量与扰动项无关从理论逻辑看“前两个孩子的性别” 是随机的自然结果不受家庭的生育偏好、劳动力供给意愿、经济条件等未观测因素影响因此samesex仅通过影响 “生育更多子女的概率” 间接作用于劳动力供给weeks不会直接影响劳动力供给本身 —— 这满足工具变量的外生性要求工具变量需与被解释变量的扰动项无关第一阶段回归工具变量samesex对内生变量morekids的回归的F(1, 29998)143.15远大于单工具变量场景下弱工具变量的经验临界值通常为 10morekids生育更多子女的系数为 -6.033结合变量定义weeks是工作周数其经济意义是“生育更多子女的家庭劳动力供给的工作周数平均减少约 6.03 周”。P|z|0.108生育行为对劳动力供给的效应在统计上不显著工具变量 samesex 的有效性依赖于“仅通过影响 morekids 来影响 weeks ”即满足“排他性约束”。而 age 、 black 等控制变量是外生变量与误差项无关加入这些外生控制变量后核心因果效应的估计结果不会发生实质性变化因为它们不影响工具变量 samesex 的有效性仅起到“清理外生混杂因素”的作用。
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