stata回归结果详解-stata回归解释ppt课件
stata软件基本操作和简单的一元线性回归PPT专业课件
stata软件基本操作和 简单的一元线性回归
一、 Stata软件介绍
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Stata是世界著名的统计分析软件之一。 Stata 是一套提供其使用者数据分析、数据管理以 及绘制专业图表的完整及整合性统计软件。它提供 许许多多功能，包含线性混合模型、均衡重复反复 及多项式普罗比模式。用Stata绘制的统计图形相当 精美。 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。
这两种方式都要自己查表找ta/2(n-2)临界值对比 当然，除了这些基本信息以外，一般还会列出样本区间、 DW值等重要信息。这会在后面的课程中说明。
• 模型检验：R方、t、F检验
第一步 导入数据
• 点击data editor（edit）图标进入数据编辑器
Page 11
• 复制“时间序列”工作表的消费和收入数据（连同第一行 表头，不要第一列），在数据编辑器里粘贴
• 弹出提示，询问第一行是否要当成变量名称（表头），选 左边为是
• 点击variables manager按钮，更改变量名为英文，消费 为Y，收入为X
注意用英文逗号，然后空格！！
若只想对某一个变量进行描述，则输入
summarize 变量名, detail
多个变量直接以空格隔开即可
第二步 画散点图/描述统计
（2）图形描述 在命令栏输入：scatter Y X 即可，注意纵轴变量在前
Page 14
扩展：让图形更美观，可自行查阅help scatter的帮助文件 如：想每个点标上是第几行数据怎么做？ gen n=_n scatter Y X, mlabel(n)
基于stata的回归分析18页PPT
• variable name type format label variable label
• --------------------------------------------------------------------------------------------------
• price
1、数据的统计性质
• 导入数据： • 方法一：cd F:\研究生\研一下\双学位中计2\
课件\statafiles；（设定当前工作区）use hprice2, clear （调用数据） • 方法二：use F:\研究生\研一下\双学位中计 2\课件\statafiles\hprice2.dta, clear
• stratio float %9.0g
average student-teacher ratio
• lprice
float %9.0g
log(price)
• lnox
float %9.0g
log(nox)
• --------------------------------------------------------------------------------------------------
e.g. x ~ N (0, 2) u x2, then
cov(u, x) E(ux) E(u)E(x) E(x3) E(x2)E(x) 0
E(u | x) E(x2 | x) 2
46、我们若已接受最坏的，就再没有什么损失。——卡耐基 47、书到用时方恨少、事非经过不知难。——陆游 48、书籍把我们引入最美好的社会，使我们认识各个时代的伟大智者。——史美尔斯 49、熟读唐诗三百首，不会作诗也会吟。——孙洙 50、谁和我一样用功，谁就会和我一样成功。——莫扎特
stata面板回归结果解读
stata面板回归结果解读
面板数据回归是一种用于探究时间序列和横截面数据之间关系的分析方法。
在Stata中进行面板数据回归后得到的结果需要进行解读。
一般来说，我们会关注以下几个方面：
回归系数：系数的正负和大小表示自变量和因变量之间的关系强弱，以及方向。
需要关注系数的显著性水平，通常以p值来判断。
R平方：R平方值表示模型对因变量变化的解释程度，值越接近1表示模型拟合得越好。
残差检验：需要对残差序列进行稳定性和自相关性的检验，以确保模型的稳健性。
固定效应或随机效应模型的区分：如果使用了固定效应或随机效应模型，需要解释为什么选择这种模型以及模型的合理性。
可能还需要进行异方差性检验、多重共线性检验等其他统计检验。
需要根据具体的回归模型和研究问题来进行结果的解读，同时也需要结合理论知识和实际情况进行分析。
如果你有具体的回归结果需要解读，可以提供更多细节，我可以帮助你进行具体的解读和分析。
Stata软件之回归讲解精品PPT课件
40
30
20
10
0
0
5
10
15
20
years of education
Fitted values
hourly wage
三、简单回归分析的Stata软件操作实例
7、wage对edu的OLS回归，只使用年龄小于或等于30岁的样
本。命令如下：
reg wage edu if age<=30 得到以下运行结果，保存该运行结果；
16 0 0 0
1.25
lnwage
1225 1.808352 .5307399 .2231435
第1列：变量名； 第2列：观测数； 第3列：均值； 第4列：标准差； 第5列：最小值； 第6列：最大值。
Max
60 19 50 2500 37.5
3.624341
三、简单回归分析的Stata软件操作实例
edu _cons
.3937442 .0488491 3.584695 .4589088
8.06 0.000 7.81 0.000
.2979069 2.684359
.4895815 4.485031
(2) 表左上方区域为方差分析表。第2列从上到下依次为回归平方和(SSE)、
残差平方和(SSR)和总离差平方和(SST)；第3列为自由度，分别为k=1，
age in years 1:female; 0:male 1:married; 0:unmarried 1:primary; 2:junior; 3:senior;
4:college years of education years of work experience:
age-edu-6 exp^2 1:bad; 2:good; 3:very good 1:migrant worker; 0:local worker hourly wage
计量经济学Stata软件应用【Stata软件之回归分析】次课PPT课件
obs:
1,225
vars:
11
25 Aug 2009 08:38
size:
58,800 (99.4% of memory free)
storage display variable name type format
value label
variable label
age female married edulevel
y 1xu
即假定截距系数 0 0 时，该模型被称为过原点回归；过 原点回归在实际中有一定的应用，但除非有非常明确的理 论分析表明 0 0 ，否则不宜轻易使用过原点回归模型。
.
4
二、简单回归分析的Stata基本命令
➢ regress y x 以 y 为被解释变量，x 为解释变量进行普通最小二乘 (OLS)回归。regress命令可简写为横线上方的三个字 母reg。
结果显示“工资方程1.dta”数据文件包含1225个样本和11个 变
量；11个变量的定义及说明见第3列。
.
8Hale Waihona Puke 三、简单回归分析的Stata软件操作实例
3、变量的描述性统计分析。对于定量变量，使用summarize 命令：su age edu exp expsq wage lnwage，得到以下运行结 果，保存该运行结果；
2、给出数据的简要描述。使用describe命令，简写为： des 得到以下运行结果；
.
7
三、简单回归分析的Stata软件操作实例
Contains data fromD:\½²¿Î×ÊÁÏ\ÖÜÝíµÄÉÏ¿Î×ÊÁÏ\Êý¾Ý\¡¾ÖØÒª¡¿\¡¾¼ÆÁ¿¾¼ÃѧÈí¼þÓ¦Ó
> ÿμþ¡¿\10649289\stata10\¹¤×Ê·½³Ì1.dta
stata_probit_回归结果详细解读
stata probit 回归结果详细解读1. 引言1.1 概述在经济学和社会科学研究中，统计分析是一种常用的方法，以揭示变量之间的关系。
而probit回归模型作为一种二元响应变量模型，在解释离散因变量问题上具有广泛应用。
本文将对stata probit回归结果进行详细解读，旨在帮助读者理解该模型应用于实际数据时的意义和方法。
1.2 文章结构本文将按照以下结构进行展开：首先在引言部分提供文章的背景和目的；其次，在正文部分介绍Stata probit回归的基本概念、数据收集与预处理、变量选择与解释等内容；然后，通过对probit模型结果的解读来评估系数估计与显著性检验、模型拟合度以及环境影响等方面；接着，在结果讨论与分析部分对各变量对结果的影响程度、结果可信度及稳定性以及模型存在的限制及改进方向进行深入探讨；最后，在总结与展望部分对主要发现进行总结，并提出未来研究方向。
1.3 目的本文旨在通过对stata probit回归结果的详细解读，提供读者对该模型应用和结果解释的全面理解。
通过对系数估计与显著性检验、模型拟合度以及环境影响等方面的评估，读者将能够准确地理解不同变量对结果的影响程度，并能够评估probit模型的可靠性和稳定性。
此外，本文还将探讨probit模型存在的限制，并给出改进方向，为进一步研究提供指导。
最终，本文将通过总结主要发现和展望未来研究方向，使读者在实际应用中更好地理解和运用stata probit回归分析方法。
2. 正文2.1 Stata probit回归简介在本节中，我们将介绍Stata probit回归模型的基本原理和应用。
首先，我们将讨论probit模型是如何作为一种二元分类模型来估计结果变量的概率的。
然后，我们将详细介绍probit回归在Stata软件中的实现方法和步骤。
2.2 数据收集与预处理在进行probit回归分析之前，我们首先需要收集相关数据并进行预处理。
数据收集过程包括确定研究目标、选择适当的样本和收集相关变量等。
stata回归结果详解(经典实用)
stata回归结果详解（经典实用）Stata是一种非常流行的统计软件，用于数据分析和研究。
在进行回归分析时，Stata 可以提供详细的回归结果，其中包括回归系数、标准误、t值、p值等等。
本文将对常见的回归结果进行详细解释。
回归系数回归系数是回归模型中自变量的系数。
它告诉我们，当自变量的值增加1单位时，因变量的值将增加多少。
回归系数可以呈现在Stata的回归结果中，标记为“coef”。
例如：. regress y xSource | SS df MS Number of obs = 50-------------+---------------------------------- F(1, 48) = 54.61Model | 202.405892 1 202.405892 Prob > F = 0.0000Residual | 251.007409 48 5.22973769 R-squared = 0.5328-------------+---------------------------------- Adj R-squared = 0.5221Total | 453.413301 49 9.25332959 Root MSE = 2.2897标准误在上述结果中，标准误“Std. Err.”是自变量x的标准误，值为0.1110046。
t值t值是回归系数的显著性度量。
它告诉我们回归系数是否显著不等于零。
如果t值大于1.96或小于-1.96，则我们可以认为回归系数显著不等于零。
t值可以呈现在Stata的回归结果中，标记为“t”。
例如：在上述结果中，t值“t”是自变量x的t值，值为7.38。
由于t值远大于1.96，我们可以推断该回归系数显著不等于零。
p值R方R方是回归模型的拟合度量。
它告诉我们自变量对因变量的变异量的解释程度。
R方越大，则说明模型的解释能力越强。
R方可以呈现在Stata的回归结果中，标记为“R-squared”。
stata回归结果详解stata回归解释
y 0.9 1.1 4.8 3.2 7.8 2.7 1.6 12.5 1 2.6 0.3 4 0.8 3.5 10.2 3 0.2 0.4 1 6.8 11.6 1.6 1.2 7.2 3.2
置信区间（CI） 0.0145294-invttail(20,0.025)*0.0830332=0.0145294-2.086*0.0830332=-0.1586748 0.0145294+2.086*0.0830332=0.18共26页。
var(ˆ3)
MSE SSTx3(1 R32 )
第三列df是自由度（degree of freedom），第一行是回归自由度dfr，等于变量数 目，即dfr=m；第二行为残差自由度dfe，等于样本数目减去变量数目再减1，即 有dfe=n-m-1；第三行为总自由度dft，等于样本数目减1，即有dft=n-1。对于本例， m=4，n=10，因此，dfr=4，dfe=n-m-1=20，dft=n-1=24。
第9页，共26页。
tw (function t=tden(20,x),range(-3 3)), xline(0.17 2.086)
5.系数置信区间
0.17
2.086
t
t0
ttail(df,t) = p 计算单边P值 双边时P值加倍就行了 如： ttail(20,0.17498)*2=0.863
invttail(df,p) = t 计算单边临界值 在双边95%置信度，5%显著水平 时的临界值为： t0=invttail(20,0.025)=2.086
小样本下有偏，在大样本下非一致。
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x4 51.9 90.9 73.7 14.5 63.2 2.2 20.2 43.8 55.9 64.3 42.7 76.7 22.8 117.1 146.7 29.9 42.1 25.3 13.4 64.3 163.9 44.5 67.9 39.7 97.1
数据来源于贾俊平《统计学》(第7版. )，第12章多元线性回归
第四列MS是均方差，误差平方和除以相应的自由度 1.第一行为回归均方差MSR 2.第二行为剩余均方差MSE，数值越小拟合效果越好
1.MSR SSR 249.37 62.34 dfr 4
2.MSE SSE 63.28 3.16 dfe 20
.
2.模型显著性 F值，用于线性关系的判定。
结合P值对线性关系的显著性 进行判断，即弃真概率。所
即 ， 方 差 为 M SE 除 以 xj中 不 能 被 其 它 自 变 量 解 释 的 部 分 ,V IFj变 量 xj的 方 差 扩 大 因 子
T值=Coef./Std. Err.
P值用于说明回归系数的显著性，一般来说P值<0.1(*)表示10%显著水平显著，P值 <0.05(**)表示5%显著水平显著， P值<0.01(***)表示1%显著水平显著 置信区间（CI） 0.0145294-invttail(20,0.025)*0.0830332=0.0145294-2.086*0.0830332=-0.1586748 0.0145294+2.086*0.0830332=0.1877335
R- Squared为判定系数(determination coefficient)，或称拟合优度(goodness of fit)， 它是相关系数的平方，也是SSR/SST，y的总偏差中自变量解释的部分。 Adjusted对应的是校正的判定系数
Root MSE为标准误差（standard error），数值越小，拟合的效果越好
n
2.SSE (yi yˆi)2 i1
63.28
越差，y的标准误差即由SSE给出。 3.第三行为总平方和或总变差SST，表示因变量对其平均值 的总偏差。
n
3.SST (yi y)2312.65 i1
4.容易验证249.37+63.28=312.65
4 .S S R S S E S S T
第三列df是自由度（degree of freedom），第一行是回归自由度dfr，等于变量数 目，即dfr=m；第二行为残差自由度dfe，等于样本数目减去变量数目再减1，即 有dfe=n-m-1；第三行为总自由度dft，等于样本数目减1，即有dft=n-1。对于本例， m=4，n=10，因此，dfr=4，dfe=n-m-1=20，dft=n-1=24。
R o o tM S E M S E .3 .1 6 4 0 1 .7 7 8 8
回归系数
回归系数 标准误差
T值
P值
回 归 系 数 j的 标 准 误 差
置信区间
var(ˆj)SSTx M j(S 1E R2 j)S M SS T E xj *V IFj,R2 j为 xj对 其 它 自 变 量 进 行 回 归 的 判 决 系 数
.
1.方差分析
第二列SS对应的是误差平方和，或称变差。
n
n
1.第一行为回归平方和或回归变差SSR，表示因变量的预 1 .S S R (y ˆiy)2 (y ˆiy ˆ)22 4 9 .3 7
i 1
i 1
测值对其平均值的总偏差。
2.第二行为剩余平方和（也称残差平方和或剩余变差）SSE， 是因变量对其预测值的总偏差，这个数值越大，拟合效果
x1 67.3 111.3 173 80.8 199.7 16.2 107.4 185.4 96.1 72.8 64.2 132.2 58.6 174.6 263.5 79.3 14.8 73.5 24.7 139.4 368.2 95.7 109.6 196.2 102.2
x2 6.8
19.8 7.7 7.2
stata回归结果详解
付畅俭 湘潭大学商学院
.
no 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
y 0.9 1.1 4.8 3.2 7.8 2.7 1.6 12.5 1 2.6 0.3 4 0.8 3.5 10.2 3 0.2 0.4 1 6.8 11.6 1.6 1.2 7.2 3.2
16.5 2.2
10.7 27.1
1.7 9.1 2.1 11.2
6 12.7 15.6
8.9 0.6 5.9
5 7.2 16.8 3.8 10.3 15. 1 17 18 10 14 11 23 14 26 34 15 2 11 4 28 32 10 14 16 10
因此，在以下两种情况下会相等
F(4,20)M SR62.342819.70 M SE 3.1640
谓“弃真概率”即模型为假
的概率，显然1-P便是模型" R2SSR249.370.7976
为真的概率，P值越小越好。
SST 63.28
对 于 本 例 ， P=0.0000<0.0001 ， 故置信度达到99.99%以上。
Ra21SSSSE T//ddffet1(n n1)(m 11R2)124(1200.7976)0.7571
量的相关系数(pwcorr x2 x1)的平方
.
对多元回归“排除其它变量影响”的解释
.
.
简单回归和多元回归估计值的比较
.03789471= .0289094 + .1678986 * .0535163 y 0 1 x1 y ˆ 0 ˆ1 x1 ˆ 2 x 2 x 2 0 1 x1 则 1 ˆ1 ˆ 2 • 1
3.回归系数检验 .
v a r(ˆ3 )S S T x M 3 ( S 1 E R 3 2 )1 7 5 9 .8 3 4 .( 1 1 6 4 0 0 .7 3 9 2 )3 4 .5 1 8 6 .4 9 0 1 0 .0 8 3 0 3
4.系数标准误差计算 当自变量只有两个时，R2j就是这两个变