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二元选择面板模型的设定检验
本文将RESET检验扩展到二元选择面板数据模型的设定,考察了固定效应Probit模型和Logit模型的设定检验,包括异方差、遗漏变量和分布误设的检验.模拟结果表明Logit模型的RESET设定检验显示良好的水平和功效,而Probit模型的RESET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,在二元选择面板数据模型的设定检验上,RESET检验仍然是一个较好的选择.
Han Bensan
作者单位：
西南财经大学经济数学学院数理金融研究所
西南财经大学统计学院
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在线出版日期：
基金项目：
感谢国家自然科学基金，西南财经大学"211工程"三期青年教师成长项目
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在《ZF如何能够让人幸福——ZF治理影响居民幸福感的实证研究》一文中，（P61页）的回归结果报告（表6）中，ZF家庭收入（income）的边际效果分别为-0.0014、-0.014、-0.5和0.0113；在随后（P62页）的解释中为“家庭收入增加10%（家庭收入均值为16984，描述统计均值为9.74，标准差0.99），能使居民感觉“非常不幸福”、“不幸福”和“一般”的概率分别下降0.0001%、0.001%和0.005%，并使感觉“幸福”和“非常幸福”的概率分别上升0.006%和0.001%左右”。
& & 从“边际效果”（-0.0014、-0.014、-0.5和0.0113）转换为结果解释的幸福感概率百分比变化（0.0001%、0.001%和0.005%、0.006%和0.001%）是通过怎样的计算实现的？
原文见（）
还请各位指教！
载入中......
估计是计算有误
先不谈 income这个变量的
看growth那个变量的（growth 一个标准差2.01）
明显就是2.01*inequality的系数了
2.01*（-0.0010）*100=0.201
2.01*（-0.0095）*100=1.9095 %
2.01* ( -0.0354) * 100=7.1154 %
0.0382) * 100=7.6782 %
0.0077) * 100=1.5477 %
growth的标准差乘了inequality的系数了
谩骂如同苍蝇，坏了我自己品尝美食的心情。谩骂导致逆淘汰，将无法习惯谩骂的人淘汰出去，留下来的人则相对而言习惯了谩骂。可惜，不习惯谩骂的人往往心灵更敏感，于是网络社会的思想性将日益减少——汪丁丁
各位坛友还请指教，版主在的话还请多帮忙，我第一次研究此模型相关文章，不知道结果解释是如何转换而来！
谩骂如同苍蝇，坏了我自己品尝美食的心情。谩骂导致逆淘汰，将无法习惯谩骂的人淘汰出去，留下来的人则相对而言习惯了谩骂。可惜，不习惯谩骂的人往往心灵更敏感，于是网络社会的思想性将日益减少——汪丁丁
估计是计算有误
先不谈 income这个变量的
看growth那个变量的（growth 一个标准差2.01）
明显就是2.01*inequality的系数了
2.01*（-0.0010）*100=0.201& &%
2.01*（-0.0095）*100=1.9095 %
2.01* ( -0.0354) * 100=7.1154 %
2.01* (&&0.0382) * 100=7.6782 %
2.01* (&&0.0077) * 100=1.5477 %
growth的标准差乘了inequality的系数了
Stata版版规
蓝色 发表于
估计是计算有误
先不谈 income这个变量的呵呵，谢谢斑竹
那个growth应该是计算错误，但income这个好像也不对，如果使用平均值*偏回归系数*边际效应/10%income也只是近似，但还不够准确！
问了作者作者没回应！
谩骂如同苍蝇，坏了我自己品尝美食的心情。谩骂导致逆淘汰，将无法习惯谩骂的人淘汰出去，留下来的人则相对而言习惯了谩骂。可惜，不习惯谩骂的人往往心灵更敏感，于是网络社会的思想性将日益减少——汪丁丁
本帖最后由 蓝色 于
10:44 编辑
income是算错了
Stata版版规
“边际效果”（-0.0014、-0.014、-0.5和0.0113）
是知道 ln（income）变动一个单位导致 概率的变动
d.p/d.ln(income)=beta& && &&&这里beta应就是边际影响
d.p/(d.income/income)=beta
(d.p/d.income)*income=beta
(d.p/d.income)=beta/income
因此，收入变动一个单位，概率的变动应该是beta/income
假如这里收入用收入均值代替，
文章说收入增长10%，即
则概率变动应该为&&(beta/income) (income*0.1)=beta*0.1
那么概率增加百分比应该为&&beta*0.1 *100& &
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Stata版版规
蓝色 发表于
“边际效果”（-0.0014、-0.014、-0.5和0.0113）
是知道 ln（income）变动一个单位导致 概率的 ...恩，谢谢版主指教!
虽然数理道理没想通，但我觉得应该是这样，而尝试着进行计算却不是很精准，还是有问题，估计是作者疏忽计算错误！
谩骂如同苍蝇，坏了我自己品尝美食的心情。谩骂导致逆淘汰，将无法习惯谩骂的人淘汰出去，留下来的人则相对而言习惯了谩骂。可惜，不习惯谩骂的人往往心灵更敏感，于是网络社会的思想性将日益减少——汪丁丁
能不能问下哪里有关于ordered probit的教程？想学习下
husterjing 发表于
能不能问下哪里有关于ordered probit的教程？想学习下Regression Models For Categorical Dependent Variables USING STATA
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谩骂如同苍蝇，坏了我自己品尝美食的心情。谩骂导致逆淘汰，将无法习惯谩骂的人淘汰出去，留下来的人则相对而言习惯了谩骂。可惜，不习惯谩骂的人往往心灵更敏感，于是网络社会的思想性将日益减少——汪丁丁
蓝色 发表于
“边际效果”（-0.0014、-0.014、-0.5和0.0113）
是知道 ln（income）变动一个单位导致 概率的 ...版主，我想请教一下这篇文章的边际效果是如何计算出来的（具体命令），我也在做类似分析，用mfx不能分别计算出所有的边际影响（我指的的是从非常不幸福到非常幸福的5个边际效果），困扰中，求解救。
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农户消费决定因素:基于有序probit模型
&&&&&&本期共收录文章16篇
　　［关键词］农户；消费意愿；有序 Probit 模型 中国论文网 /3/view-794239.htm　　 　　一、引 言 　　 　　 改革开放30年来，我国农民生活水平有了显著的提高。但同时存在农村居民消费水平 低，消费需求不足等问题，并且与城镇居民的消费水平仍有很大差距。消费活动是经济活 动的终点，一切经济活动都是为了满足人们不断增长的消费需求；另一方面，消费活动又是 经济活动的起点，是拉动经济增长的动力。因此，提高我国农村居民的消费水平具有很强的 现实意义。 　　 国外对于消费市场及消费需求的研究主要集中在消费函数领域，其共同之处是都利用了 收入工具来解释消费的变化，不同的是在对消费行为的外部环境和内在动机的假定上。[１］［２] ，赵航等通过建立一个多元回归模型得出结论：影响消费决策的最主要因素就是农户的收入 ，其他的影响因素作用都比较微弱。吴亚平(2004)通过分析得出，我国农民的消费率长期 低于城市居民，主要原因包括农民货币收入低、收入增长预期低、收入不确定性大、收入差 距不断拉大、消费环境差、必要性储蓄以及传统观念制约等诸多方面。万广华、牛建高（20 01）通过霍尔的消费函数及其扩展模型表明：流动性约束和不确定因素这两个方 面造 　　?※ 本研究得到河南省哲学社会科学规划项目“提高河南省农民消费能力问题研究 ”（2007BJJ021）资助。 成了我国目前消费不足和内需无法启动的原因。 　　 通过上面的文献综述可以看出一个明显的特点：大多数学者是在理性消费者和效用最大 化的假定下，引入不确定性，并把农户消费行为分析作为一个整体进行分析，对农村消费结 构中的各个组成部分没有根据他们本身的独特特点进行单独的分析，而实际情况是在农户的 消费结构中，各个组成部分的特点是不相同的，尤其是农户对各种消费的控制能力是不同的 ，因此，不能简单的将农户的消费作为一个整体进行相关的分析。 　　 笔者通过对2007年河南省农户的抽样调查，在农村居民纯收入五等份分组中，不同家庭 全年总收入段的被访者认为目前最严重的消费问题及未来消费趋向都不相同（详见表1和表2 ），说明不同收入群体农户消费的决定的微观因素并不相同。 　　 　　鉴于以上分析，本文以实地调查数据为基础，运用计量经济学实证分析的方法，分析现 阶段不同收入群体农户消费的决定的微观因素，并据以提出各种建议和解决方法，以此来提 高农村居民的消费水平，从而拉动农村经济和谐、健康、稳定、快速地向前发展。 　　 　　 二、数据来源和研究方法 　　 　　 （一）数据来源 　　 本文所用数据是在河南省社科规划项目的资助下，由笔者和学生于日―2月 20日之间，选取安阳市、驻马店作为调查地点，调查采取了入户调查的方式，调查对象为家 庭经济活动的主要决策人，共涉及10个乡镇的283户农户。农户样本的抽取采取随机抽样的 方法，符合统计抽样的基本原则，调查采取问卷的方式，调查只涵盖了他们基本情况的一 些资料。按经济实力分，样本乡镇包括经济发达乡镇2 个，经济中等乡镇5个，经济落后乡 镇3个。本次调查采取了问卷调查与典型农户访谈相结合的方法。为了保证调查质量，笔者 对问卷内容进行了预调查并加以修改完善，正式调查时采取调查员入户一对一调查方式，在 每个乡镇选取一个村，在每个村不定量随机选取农户，了解了农户的看法和意愿。调查结束 后对问卷进行了集中检验，最后形成有效问卷241户。 　　 （二）研究方法 　　 由于难以获得农户消费的连续性数据，本文反映消费意愿的数据是以分类数据为主的离 散数据，在分析离散选择问题时采用概率模型（Logit、Probit 和Tobit）是理想的估计方 法。对于因变量离散数值数大于两类的，研究时须采用有序概率模型。 用有序Probit 模型处理多类别离散数据是近年来应用较广的一种方法。[１］［６］ ?有序Probit 概率模 型的数学表达式参见William（1997）。所使用的模型为ordered probit模型。?①这一模 型是将利用与否的probit二元模型扩充到把护理服务 的利用次数作为被解释变数的一个多元模型。[７]ordered probit模型的具体展开 表示如下： 　　 　　第三组为农户消费环境变量。其中，所在乡村是否有连锁经营部门、所在乡村交通是否 方便反映农户购买方便程度，你是否有过发生消费权益争议时反映农户消费者权利保护情况 ，所在乡村水电设施是否齐全反映农户消费的基础设施情况。均用虚拟变量来表示。 　　 第四组为农户消费其它变量。一是反映农村金融发展的变量，二是反映农村保险体系发 展的变量，两者均用虚拟变量来表示。 　　 　　 三、变量描述性分析与模型估计结果分析 　　 　　 （一）变量描述性分析 　　 表4给出了模型中解释变量和被解释变量的基本统计特征。在本文使用的模型中，被 解释变量Y是一个1―5的分类变量，其均值3．2657，说明大部分农户人均年消费占农户人均 年收入70%左右。从表4可以看出，农户人均年收入均值3．1458，代表调查农户人均年收入 平均约 为4200元左右。户主年龄均值3．0165，代表调查户主年龄的平均值为 46岁左右，说明农村 年轻劳动力大多愿意选择外出打工或从事非农经营，这与农村实际情况相符；户主受教育程 度均值2．45745，代表调查户主受教育程度平均为初中文化水平；农户户均人口均值2．143 1，代表调查农户户均人口约为4．2人左右。 　　 （二）模型估计结果及其分析 　　 根据前文所述估计方法，本文从微观角度对影响农户消费意愿的因素进行了有序 Probi t模型估计。结果如表5。 　　 下面是对农户消费意愿模型的分项解释: 　　 (1) 收入水平对农户消费意愿的影响。结果显示：低收入组农户收入与农户消费意愿呈 正相关关系，而高收入组农户收入与农户消费意愿呈负相关关系。 　　 　　 (2)户主个人因素及农户家庭特征对农户消费意愿的影响。在消费者个体特征中, 户主性 别 对农户消费比例没有明显的影响，而教育程度对消费行为具有重要影响, 表5的结果表明: 　　教育程度越高的户主，农户消费可能性越大。另外，户主职业为非农时，农户消费与其消费 比 例明显正相关。户主年龄大于46岁时都更愿意储蓄，以增加各种抗风险（如老人生病）的能 力 ，消费意向趋低，导致居民平均消费倾向降低。农户人口为3人以下时, 农户消费与其消费 比例负相关， 4―6人时, 对农户消费比例不存在影响, 7人以上时, 农户消费意愿明显上升 。 　　 (3)消费环境对农户消费意愿的影响。表5中可以看出农户消费比例与其所在乡村有连锁 经营部门及交通方便呈正相关，并具有统计学意义，而如果农户有过消费权益争议会对其消 费意愿产生不利影响。 　　 (4) 其他因素对农户消费意愿的影响。参加保险、能够方便获得贷款与农户的消费意愿 呈正相关关系，并具有统计学意义，而参加农协组织对农户消费行为的影响不显著且 为 负值，与预测相反，可能是因为：一是调查地区农户加入农协会的比例不高；二是目前的农 协组织仅在技术服务和很少的农资采购上有作用，对农 户消费基本上没有帮助。 　　 　　 (1) 农户家庭的经济状况对农户的消费有重要的影响。低收入家庭消费意愿明显高 于高收入家庭，所以提高农村低收入者收入水平对扩大农民消费意义重大。
　　 (2) 户主个人因素对农户消费意愿有重要影响。户主的受教育水平提高以及户主主业的 非农化对农户消费有积极的影响。 　　 (3)参加保险、农村金融发展与农户的消费意愿呈正相关，因此加快建立健全一套适宜 于农村居民的医疗、养老等社会保障体系，使得农村居民对未来可能发生的不确定性事件做 到心里有底，自然就可以有效的刺激农村居民消费水平的提高。农村金融发展水平低，农民 生产经营贷不到款，只好把大量的现金留用于生产和扩大投资，造成消费现金紧缺，这种流 动性约束在很大程度上抑制了消费。因此，现在要加大农村金融体系的构建。 　　 (4)农村居民消费环境对农户消费意愿有重要影响。服务质量低下是最严重的问题 ，严重制约 农 民消费者水平的提高。农民当前最为迫切的消费要求是改善自己的居住生活条件；改善农民 基本生活条件，更容易启动农村市场。☆ 　　? 　　注 释：? 　　①有关于这一模型的基础probit二元模型参照浅野中村 (2001)。ordered probit模型参 照Wooldridge(2001)。 　　 　　 主要参考文献：? 　　［1］Jayachandran, N ．: A Probit Latent Variable Model of Nutrition Information an d Dietary Fiber Intake, American Journal of Agricultural Economics, 78: 628?639 , 1996． 　　 ［2］Jeffrey M． Wooldridge 、2001 ．Econometric Analysis of Cross Sectio n and Panel Data． Massachusetts Institute of Technology Press. 　　 ［3］屈小博,霍学喜． 交易成本对农户农产品销售行为的影响――基于陕西省6个 县27个村果农调查数据的分析［J］． 中国农村经济,2007(8)． 　　 ［4］柳尚武,夏则飞,王永善,颜 军． 进口水果消费影响因素的实证研究――以南 京市场为例［J］． 现代农业科技,2007(18)． 　　 ［5］浅野皙，中村二郎．计量经济学［M］．北京：中国社会科学出版社，2001． 　　 ［6］赵 忠．我国农村人口的健康状况及影响因素［J］．管理世界，2006(3)． 　　 ［7］大日康史．护理社会保险中实际护理需求的分析?家庭结构类别的估计［J］. 社会保障研究季刊, 2002,Vol.38No.1 　　 A study on Ordered Probit Model to the Factor of Farme r ?Household's Consumption 　　Decision 　　 Hao Aimin Abstract： This paper is based on consumer's questionnaire cens us data, util ize ordered Probit model to set up framer household's consumption demand model, 　　analyze the micro factor which 　　influence on framer household's consumption, Get 　　the following conclusion : (1)The framer household's income has important influ ence on consumption of framer household's consumption. The consumption will of l ow-income household is obviously higher than the well-to-do family. (2) Househol der's personal factor has important influence on framer household's consumption 　　will. The householder's education level is improved and householder's staple one 　　consume positive influence to framer households non-agriculturally.(3)Insurance 　　and can convenient loan get money present positive correlation to framer househ old consumption will.(4)The environment of rural consumption of resident has imp ortant influence on framer household's consumption will. At last this paper has 　　put forward the corresponding countermeasure in view of the above. ? Key words：F Consumption I Ordered Probit Method 　　［ 收稿日期：
责任编辑：陈健生 ］［中图分类号］F323．8 ［ 文献标识码］A ［文章编号］09)03-0098-08 　　 　　注：“本文中所涉及到的图表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文。”
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