固定效应命令如何输入

㈠ 如何进行meta分析的具体操作

1
在R命令框输入以下命令：
install.packages("rmeta") #安装rmeta程序包
library(rmeta)
data(cochrane) #加载演示数据库
cochrane #显示数据库cochrane

2
计算fixed effect model 固定效应模型，输入以下命令：
model.FE <- meta.MH(n.trt,n.ctrl,ev.trt,ev.ctrl, names=name,data=cochrane)
summary(model.FE)

3
计算random effect model 随机效应模型，输入以下命令：
model.RE <- meta.DSL(n.trt,n.ctrl,ev.trt,ev.ctrl, names=name,data=cochrane)
summary(model.RE)

4
绘制森林图，输入以下命令：
tabletext<-cbind(c("","Study",model.FE$names,NA,"Summary"),c("Deaths","(steroid)",cochrane$ev.trt,NA,NA), c("Deaths","(placebo)", cochrane$ev.ctrl, NA,NA), c("","OR",format(exp(model.FE$logOR),digits=2),NA,format(exp(model.FE$logMH),digits=2)))
#上面的命令帮我们构建森林图需要的文字描述部分，包括1、name， 2、治疗组死亡人数，3、对照组死亡人数，4、单个研究的OR值。

m<- c(NA,NA,model.FE$logOR,NA,model.FE$logMH)
l<- m-c(NA,NA,model.FE$selogOR,NA,model.FE$selogMH)*2
u<- m+c(NA,NA,model.FE$selogOR,NA,model.FE$selogMH)*2
#上面三行命令是准备森林图需要的参数包括OR值和OR值95%CI区间的上下限

forestplot(tabletext,m,l,u,zero=0,is.summary=c(TRUE,TRUE,rep(FALSE,8),TRUE), clip=c(log(0.1),log(2.5)), xlog=TRUE, col=meta.colors(box="royalblue",line="darkblue", summary="royalblue"))
#上面的命令是最后绘制森林图

㈡ 计量经济学面板logit的固定效应怎么做

操作过程：截面数据：Object/NewObject，并从该菜单中选择Equation选项。在出现的EquationSpecification对话框输入方程。面板数据：打开eviews，打开一个workfile，点击balancedpanel，进入面板数据框，输完数据之后，在proc估计模型的时候，在方法选项里选择tobit即可。

㈢ 面板模型引入固定时间效应stata怎么操作

短面板处理面板数据是指既有截面数据又有时间序列的数据，因此其存在截面数据没有的优势，在用stata进行面板数据的估计时，一般选择xtreg命令进行拟合。本节主要论述短面板的stata实现，即时间维度T相对于截面数n较小的数据。在那种情况下，由于T较小，每个个体的信息较少，故无从讨论扰动项是否存在自相关，我们一般假设其独立同分布。面板数据维度的确定在面板数据进行模型估计前，要进行面板数据的维度确定。由于面板数据既有截面数据又有时间序列，而stata不能自动识别，因此，必须使得stata得知哪一部分是截面数据，而哪一部分是时间序列。设置面板数据维度的基本命令为：xtsetpanelvartimvar[,tsoptions]其中panelvar代表截面数据变量，timvar代表时间序列变量。选取某一面板数据进行维度设定：xtsetfcodeyear

stata中处理面板数据如何选择模型

方法的选择一般基于因变量类型。对面板数据而言，当因变量为连续变量时，可在混合ols回归、固定效应模型和随机效应模型间选择，有相应的检验统计量；当因变量为类别变量时，有面板logit模型，又可分为二分类，无序多分类和有序多分类面板logit。

先用xtset设定面板数据然后用xtreg，fe操作就可以做面板数据固定效应啦面板数据回归分析我很熟悉的

面板数据之固定效应模型 当您只对分析的影响感兴趣时，使用固定效果(FE)随时间变化的变量。 FE探讨预测因子和结果变量之间的关系(国家、个人、公司等)，每个实体都有自己的特点是否会影响预测变量(例如，是男性还是女性?能够影响对某一问题的看法;或者一个特定的政治体系国家可以对贸易或GDP产生一些影响;或公司的商业惯例可能影响其股价)。

当使用FE时，我们假设个人内部的某些东西可能会影响预测或结果变量，我们需要控制这些。这就是背后的基本原理：实体误差项与预测变量之间的相关性假设。FE模型去掉这些时不变特性的影响，这样我们就可以评估结果变量上的预测因子。 FE模型的另一个重要假设是这些time-invariant特征是独一无二的个体，不应该与其他个体相关特征。每个实体是不同的，因此实体的误差项和常数(捕捉个体特征)不应该与其他特征相关联。如果误差项是相关的，那么FE是不合适的，因为推论可能是不正确的，你需要建立这种关系的模型(可能使用随机效应)，需要使用豪斯曼检验，

㈣ 请问面板数据里我需要把时间设成固定效应下的虚拟变量要怎么弄加分

1. 比如你的变量叫做REG1，针对2010年。你同时还有一个变量叫YEAR，里面是每一个变量对应的年数。那么用以下命令，你能生成一个新的变量，只有当对应的YEAR变量为你想要的2010年时，数值取值为1，其他的都取值为0 ： gen REG1 = (YEAR==2010)。

2. 还有一种方法更加方便，就是用TABULATE命令。如果你的变量YEAR非常的规则，比如1990-2010年。共有21个年份。没有其他的比如小数、无理数之类的乱七八糟的数。那么

   tabulate YEAR, gen(REG)

   会直接生成21个变量，REG1，REG2，....REG21。REG1就是当YEAR =1990时取值为1，其他时候取值为0.类似的REG2就是当YEAR =1991时取值为1，其他时候取值为0.。。。。
   

㈤ stata psm控制年份固定效应命令

操作方法如下：
xtreg表示对面板数据进行回归，前缀xt可以说是面板数据命令的标志，与OLS的回归命令reg相区别。
在这个例子中，被解释变量为exit1，后面4个全是解释变量，fe表示fixedeffect，处理的是个体固定效应，r表示robust，即采用聚类稳健标准误，对于面板数据估计，r自动聚类到截面维度，若要更改聚类层面，可以手动将r换成cluster（hy），括号内为想要聚类的层面，比如hy（行业）。
关于R-sq，也就是RSquare，这里也要强调一下，可以发现，回归结果显示了三个R-aq，到底应该用哪一个呢？之前讲过，固定效应有三种估计方法，Stata默认的是组内估计（Withinestimate），因此这三个R-sq里应该用第一个：within=0.02。
不过也有一个“聪明”的办法来识别，即通过命令将回归结果直接导出到word，然后再看软件给出的是哪一个R-sq（导出回归结果的命令之前有提过，像outreg2以及esttab等都能很好实现）。

㈥ 差分后再使用GLS来估计固定效应模型,使用STATA估计的具体命令步骤是什么

面板模型都是用xt开头的
你的问题太多了，自己先在stata里help一下，输入help xtreg
英文介绍的非常详细的

㈦ 如何用固定效应模型进行检验有没有大神可以帮忙

如果是用stata，可以用xtreg y x1 x2 x3……，fe r命令，也可以用reg y x1 x2 x3…… i.year i.instry，r命令。

㈧ 交乘固定效应怎么做

用xtset米。
首先，用xtset米，命令设置面板数据。再用xtreg命令进行固定效应面板数据回归，后加f选项。得到结果后，用vif命令检验方差膨胀因子。

㈨ 固定效应模型stata命令是什么

应为在stata中，i.year

这种生成变量的方式只对与单一变量有效，而且在回归方程之中不能够有运算符号。

可以试一下使用stata自带的自动生成交叉变量的命令，interaction

expansion，或者是使用

data

>

create

or

change

data

>

other

variable...

统计功能

Stata的统计功能很强，除了传统的统计分析方法外，还收集了近20年发展起来的新方法，如Cox比例风险回归，指数与Weibull回归，多类结果与有序结果的logistic回归，Poisson回归，负二项回归及广义负二项回归，随机效应模型等。

数值变量资料的一般分析：参数估计，t检验，单因素和多因素的方差分析，协方差分析，交互效应模型，平衡和非平衡设计，嵌套设计，随机效应，多个均数的两两比较，缺项数据的处理，方差齐性检验，正态性检验，变量变换等。

以上内容参考：网络-stata

㈩ stata weakiv命令 怎么用

一、解释变量内生性检验
首先检验解释变量内生性（解释变量内生性的Hausman 检验：使用工具变量法的前提是存在内生解释变量。Hausman 检验的原假设为：所有解释变量均为外生变量，如果拒绝，则认为存在内生解释变量，要用IV；反之，如果接受，则认为不存在内生解释变量，应该使用OLS。
reg ldi lofdi
estimates store ols
xtivreg ldi (lofdi=l.lofdi ldep lexr)
estimates store iv
hausman iv ols
（在面板数据中使用工具变量，Stata提供了如下命令来执行2SLS:xtivreg depvar [varlist1] (varlist_2=varlist_iv) （选择项可以为fe，re等，表示固定效应、随机效应等。详见help xtivreg）
如果存在内生解释变量，则应该选用工具变量，工具变量个数不少于方程中内生解释变量的个数。“恰好识别”时用2SLS。2SLS的实质是把内生解释变量分成两部分，即由工具变量所造成的外生的变动部分，以及与扰动项相关的其他部分；然后，把被解释变量对中的这个外生部分进行回归，从而满足OLS前定变量的要求而得到一致估计量。tptqtp
二、异方差与自相关检验
在球型扰动项的假定下，2SLS是最有效的。但如果扰动项存在异方差或自相关，
面板异方差检验：
xtgls enc invs exp imp esc mrl,igls panel(het)
estimates store hetero
xtgls enc invs exp imp esc mrl,igls
estimates store homo
local df = e(N_g) - 1
lrtest hetero homo, df(`df')
面板自相关：xtserial enc invs exp imp esc mrl
则存在一种更有效的方法，即GMM。从某种意义上，GMM之于2SLS正如GLS之于OLS。好识别的情况下，GMM还原为普通的工具变量法；过度识别时传统的矩估计法行不通，只有这时才有必要使用GMM，过度识别检验（Overidentification Test或J Test）：estat overid
三、工具变量效果验证
工具变量：工具变量要求与内生解释变量相关，但又不能与被解释变量的扰动项相关。由于这两个要求常常是矛盾的，故在实践上寻找合适的工具变量常常很困难，需要相当的想象力与创作性。常用滞后变量。
需要做的检验：
检验工具变量的有效性：
（1） 检验工具变量与解释变量的相关性
如果工具变量z与内生解释变量完全不相关，则无法使用工具变量法；如果与仅仅微弱地相关，。这种工具变量被称为“弱工具变量”（weak instruments）后果就象样本容量过小。检验弱工具变量的一个经验规则是，如果在第一阶段回归中，F统计量大于10，则可不必担心弱工具变量问题。Stata命令：estat first（显示第一个阶段回归中的统计量）
（2） 检验工具变量的外生性（接受原假设好）
在恰好识别的情况下，无法检验工具变量是否与扰动项相关。在过度识别（工具变量个数>内生变量个数）的情况下，则可进行过度识别检验（Overidentification Test），检验原假设所有工具变量都是外生的。如果拒绝该原假设，则认为至少某个变量不是外生的，即与扰动项相关。0H
Sargan统计量，Stata命令：estat overid
四、GMM过程
在Stata输入以下命令，就可以进行对面板数据的GMM估计。
. ssc install ivreg2 （安装程序ivreg2 ）
. ssc install ranktest （安装另外一个在运行ivreg2 时需要用到的辅助程序ranktest）
. use "traffic.dta"（打开面板数据）
. xtset panelvar timevar （设置面板变量及时间变量）
. ivreg2 y x1 (x2=z1 z2),gmm2s （进行面板GMM估计，其中2s指的是2-step GMM）