斯托克计量经济学第十章第十一章实证练习stata.docx
《斯托克计量经济学第十章第十一章实证练习stata.docx》由会员分享,可在线阅读,更多相关《斯托克计量经济学第十章第十一章实证练习stata.docx(28页珍藏版)》请在冰豆网上搜索。
斯托克计量经济学第十章第十一章实证练习stata
∕∙E10.1∙∕
USewC:
∖Us∙ε≡∖asus∖D^9⅛top∖Guns.dtaw
setBlOXeOrC
Xwetscateidyrar
∕aHP/
GCnInViCeln(ViO)
regInViOShaIlrX
eatatoreCII
regInViOShailincarcratedensityavgincPOPpblO64PMlO^4FnlO2$λX
C3t>torcn2
/∙(2>*/
×τx⅞qInVIOshallInCarCeraτeαe∏8ityavgιncFOP匸Q1064PV丄034FlIUJ20.r⅜ι(scaτ⅜i3)
eσtStOre∏3
∕∙(3M∕
xτxeσInVXo□ħallincarceratedcn□ιtyarcmeroprb丄064rv!
061匸nu」29,tcι(Vear)
estStOre»4
κcxegInVloshallincarceratedensityavcxncFOPFbIO64E乜丄064FlrLBJ29ι.yea∑工・ataceιdrIeVCe(XObUSO
eat3torem3
catcabXInUn3Di4i比5U0ingIIVIPaaI9iC3t∙zzι,jc∑2a∑2(⅞>
/*(4>*/
genInXCt=In(XCO)
reσInXCtshall,Z
eststoreal
reσInXCtSnalIincarcerateavαιnoPCrDr丄064pxl064r<ιl029,X
eststorea2
XCXegInrob□nallInCarCeraZeαcnaιtyavgιncFOPpi>lD64丄064FBUJ29.reι(0CaZeIaI
eatatorea3
×τx⅞gInrObSnalIInCarCeraτeα⅜naιtyavgιncFOPpi>1064PVIOe4FBU^29fr«ι(y⅛ar)
eat3tored£
×lx⅜9InXObShallInCarCxaZeClenslLyavgincPOPfI>1064PVlO€4PMLL929丄・year!
.・SLazeldrXeVCe(XQbUSCle□tStOreaS
estcabal∂2a3a4aSUSlngsoaad.rtfSer2ar214>
genInnUr^丄二(EIUr)
regInnUC9hall,r
t>t∙tor⅜DX
regInnUrshallincarcratedensityavgincpopDbIo64PXIO6⅛ral029#T
37⅜>tsror∙b2
38xτrcgInirUr3bdllincarc-raτedensityavjincPOPrιbl064pwl0€4rml029,fei(ata^cid)
39⅛β‰8LOX⅛b3
40xτrcσ丄πxuhShaILInCaXCexcτcαcnsιt5*avjιncPOPrb-061PW(1064Zm-O29#fcι(year)
41esra^oreb4
42xτxeg.nxuxshallInCaXC_xaτeαensιtyavgιncPOPFb-O64PW丄064PlrUo29工・year工・staτexdrfeVCe(XCbXIsx⅛
43estStOreb5
44«fttaDblb2Q3D4匕5UBXngsorrow・rcr•■冷∑2a∑2(4)
铝∕∙E10.2t∕
4€us«nCAuSVXsXasusXC^skcopVSeacBelus.ατα∙
47×zsczfirsyear
45/<
(1)*/
49genIn^n□oas=-n(xnocine)
50regfatalityratesperd655peed*0be08drinkβgcIninCOBrβoe,r
5丄*stιror∙CI
52/∙
(2)*/
53×zxegXazallLyxaze∂t>-u∂vαg*βρ⅛<⅛αc5ap⅛⅛α70^a08OxlnlugvIninCooCag⅜rf⅛1(flpaf
54Unt□corec2
55∕*(3)∙∕
Sexτreg±a^alιtyxateSbeUSeageSPee^feSapeed70ca08drxnk2geInXnCo∞age=・yea∑丄・tips,feVCe(XotU3t>eststorec3
Se∕∙(5»∙/
59Sanvwτ
€0∕∙(«)∙/
61XCanbβu□ecσePXXriary3econdary0ceed6Sopeed70baO8dr3∏teσc2丄丄mr:
COaLCaςc,r
62esrS^Orec4
€3XtregSbSUdeagePrIXaXysecondaryGPCea65apcεd70baj8e∑xnkage2丄InXnCCiaeage丄.year丄.±ιpsr±eVCe(robust!
C4estStorec5
CS⅞∙ttΛDCIC2C3C4CSUBLnacn∙∙xupi∙r=i■■芒r2⅛∑2(⅜)
66/∙E11.1*/
67us«MCΛus68/∙(1>*/
£9SuinICsxtt>an≡=l
70tZeSZ9λzke∑x±3n3^er≡=∙rbyιe≡Jccan)丄evel(9S>
71IogOUtrnd化
(1)VOreIIePleCe:
Ctest3≡0kerif3Λckrr-Jλby(3t1kban)IeVel(95)
72
73
74
75
7€
77
78
79
80
aι
82
03
84
85
ββ
87
89
89
90
91
92
93
94
&5
96
97
9B
gg
IOQ
101
102
103
104
丄05
106
10?
108
109
110
111
112
113
114
115
IIe
117
118
119
120
121
122
123
0
丄23
126
12?
128
/*
(2)*/
regSmolCeXSIrJcfoan.∑
estStOredl
/A∣3)a/
genage2-ace*age
regSinojCeJrSlrJCbanfemaleageage2hsdrophsgradCCISoXleCClgrad匕JLa=IChi∙spanicfXestStOre02
∕λ(4)a∕
CeSt(asιkfcan=0)
log©Utrsav#(2}Werdreplace:
t⅜βt(SInkban≡0)
∕aIS)a/
二USC(hsdxop-0)(hsgcαd-0)
IOgOUtrsave(3∣WCrdreplace:
test(hsdxcp≡0)(hsgrad≡0)test(COlscire≡0)(COIarad≡0)
IogOUCr3dve(
teat(COISCmC∙0∣(COLgIad≡0∣
∕*(€)a/
tuoway(fαnctiony■O.D345∙戈-0.0G0463ax∙x+O.l∈4rrang<⅛(1865))
//*ID*/
PrObitainokGromkbanfemaleageagc2hadxcj:
hagradcolaoxtcCOIgXadblackhlspanic,VCe∣∑cbu3^)estStored3
esttaDaι02α3USIngιcan.rtr,Ser2ar2∣⅞)
∕*
(2)V
test(9ΛkkAn≡0)
loσout^SaVe(51VCrCireplace:
teat(Snkran≡0)
/A(3)V
teat(hadxcp≡0)(hograd≡0)
IOgOUtrsav#(β)VCrdr⅜plac^!
t⅜st(h≡drcp≡0)(hsgrad≡0)
ZeSt(COlScrce≡0)(COLgraa≡□)
IOgOUCr30Ve(7)WQXdreplace;teat(go13gxπc-Ol(ColgXad—0)
∕∙E11.3∙∕
UfleRC:
\Uaeis\d3Us\Des)C5Op\lnauxance.∕∙
(1)∙∕
CteStSelIemPIrInSUrea≡≡ιrDy(SelrenX)IeVeI195)
ICCOUt^SaVe(8)WOrareplace:
CteStSelleliDIrInSUreα≡≡ι,Dy(Seirerrr)Ievei(95)ttestSeIfenPIfInSUred≡≡3zby(selfe∏r)IeVeI∣95)recInSUredSeIfemp,r
StOr»
八
(2)*/
gerage2=ag^tage
XegInSUXedSeIfemPagea?
e2healthyanyIinXIaledegnddeggeddeghsdegba
Ceg_Phddeg_oxhXarriedfamilyszXeg_neXeg_nvreg_SOreg_Werace_hlXaCe_OtXaCe_WhtrrestStOXee2
∕*(4)>∕
genage*selfenp=age*sel£exp
regInOUXCd□clfempageage2CgUXSUafUItFhealthyanyliΛnaledegndCCggcddeghndegbadegIladegPhddeg_OthXarrXeQfartilyozXegneregmwreg^□ZegWeXoCCbIXaCeOtracewh∙re□tstOXec3
∕*(5)w∕
Xegheclthy3elfeΛpr£
escacoxee4
XegħedlchyaelCempageag±2rX
eatStoXeeδ
IeCneaιtħySeIreInPaαeaαe2any丄IItlπi∂ieaea_nadea_aeaaea_nsaea_DaCeCeIIAaβσ-pħaaea_OtnHarrleelramιiyszrejβnereo__niwreς-aoTea_Werace-birace-otrace-wħt^r
eststoree6
esttab¢1e2e3e4e5e6usingend∙rtf.ser2ar2(4)∣
E10.1
(1)lnvio
(2)lnvio
(3)lnvio
(4)lnvio
(5)lnvio
shall
-0.443***
-0.368***
-0.0461*
-0.288***
-0.0280
(0.0475)
(0.0348)
(0.0189)
(0.0337)
(0.0278)
incarc_rate
0.00161***
-0.0000710
0.00193***
0.0000760
(0.000181)
(0.0000936)
(0.000114)
(0.0000720)
density
0.0267
-0.172*
-0.00887
-0.0916
(0.0143)
(0.0850)
(0.0139)
(0.0485)
avginc
0.00121
-0.00920
0.0129
0.000959
(0.00728)
(0.00591)
(0.00796)
(0.00729)
pop
0.0427***
0.0115
0.0408***
-0.00475
(0.00315)
(0.00872)
(0.00252)
(0.00781)
pb1064
0.0809***
0.104***
0.1000***
0.0292
(0.0200)
(0.0178)
(0.0182)
(0.0183)
pw1064
0.0312**
0.0409***
0.0401***
0.00925
(0.00973)
(0.00507)
(0.00912)
(0.00538)
pm1029
0.00887
-0.0503***
-0.0444*
0.0733***
(0.0121)
(0.00640)
(0.0175)
(0.0129)
_cons
6.135***
2.982***
3.866***
2.948***
4.348***
(0.0193)
(0.609)
(0.385)
(0.569)
(0.435)
N
1173
1173
1173
1173
1173
R2
0.087
0.564
0.218
0.580
0.955
adj.R2
0.0859
0.5613
0.1771
0.5690
0.9525
StateEffects
No
No
Yes
No
Yes
TimeEffects
No
No
No
Yes
Yes
Standarderrorsinparentheses
*p<0.10,**p<0.05,***p<0.01
(1)
1回归
(2)中shall的系数是-0.368,这意味着隐蔽武器法律,也即“准予”携带法律,约使暴力犯罪减少36.8%。
从“现实意义”上讲,这个估计值很大。
2回归
(1)中shall的系数是-0.443,回归
(2)中shall的系数是-0.368,加入
(2)中的控制变量后“准予”携带法律的效应略微减小。
系数估计显著性都很高,两者均在1%水平下
显著。
3不同州的人们对待枪支和暴力犯罪的态度。
(2)加入州固定效应的回归结果如上表第(3)列所示。
回归(3)中shall的系数是-0.0461,和回归
(2)相比,“准予”携带法律的效应减小许多,显然说明回归
(2)中存在遗漏变量偏差。
个体固定效应的差异来源于随个体变化但随时间不变的遗漏变量,回归(3)中,
变量shall,density,pb1064,pw1064,pm1029至少在5%水平下显著,可信度较高,加入州固定效应得到的回归结果总体上较回归
(2)可信。
(3)加入时间固定效应的回归结果如上表第(5)列所示。
回归(5)中shall的系数是
-0.028,和回归
(2)(3)相比,“准予”携带法律的效应减小许多。
回归(5)同时包含个体和时间固定效应以控制州间不同但时间上相同的变量和随时间变化但州间相同的变量,adjustedR2的值为0.9525,比前面的回归更接近1,因此回归(5)的结果更加可靠。
4)
(1)lnrob
(2)lnrob
(3)lnrob
(4)lnrob
(5)lnrob
shall
-0.773***
-0.529***
-0.00782
-0.341***
0.0268
(0.0693)
(0.0510)
(0.0253)
(0.0457)
(0.0243)
incarc_rate
0.00101***
-0.0000763
0.00177***
0.0000314
(0.000187)
(0.000125)
(0.000155)
(0.000112)
density
0.0905***
-0.186
-0.00918
-0.0447
(0.0154)
(0.114)
(0.0189)
(0.0737)
avginc
0.0407***
-0.0175*
0.0643***
0.0144
(0.00927)
(0.00791)
(0.0108)
(0.0101)
pop
0.0778***
0.0163
0.0720***
0.0000164
(0.00549)
(0.0117)
(0.00343)
(0.0118)
pb1064
0.102***
0.112***
0.167***
0.0141
(0.0266)
(0.0238)
(0.0248)
(0.0270)
pw1064
0.0275*
0.0272***
0.0557***
-0.0128
(0.0135)
(0.00679)
(0.0124)
(0.00720)
pm1029
0.0273
0.0112
-0.189***
0.105***
(0.0150)
(0.00857)
(0.0238)
(0.0222)
_cons
4.873***
0.904
2.446***
1.792*
3.587***
(0.0279)
(0.889)
(0.515)
(0.772)
(0.645)
N
1173
1173
1173
1173
1173
R2
0.121
0.596
0.037
0.653
0.961
adj.R2
0.1201
0.5934
-0.0135
0.6434
0.9593
Standarderrorsinparentheses
*p<0.05,**p<0.01,***p<0.001
用lnrob代替lnvio后所得回归如上表所示,分析如下:
1回归
(1)中shall的系数是-0.773,回归
(2)中shall的系数是-0.529,这意味着隐蔽武器法律,也即“准予”携带法律,约使暴力犯罪分别减少77.3%和52.9%。
从“现实意义”上
讲,这个估计值很大。
系数估计显著性都很高,两者均在1%水平下显著。
2加入州固定效应的回归结果如上表第(3)列所示。
回归(3)中shall的系数是-0.00782,和回归
(1)
(2)相比,“准予”携带法律的效应减小许多,显然说明回归
(1)
(2)中存在遗漏变量偏差。
加入时间固定效应的回归结果如上表第(5)列所示。
3回归(5)中shall的系数是0.0268。
和回归
(1)
(2)相比,明显回归(3)(5)“准予”携带法律的效应减小许多。
回归(5)adjustedR2的值为0.9593,比前面的回归更接近1,因此回归(5)的结果更加可靠。
(1)lnmur
(2)lnmur
(3)lnmur
(4)lnmur
(5)lnmur
shall
-0.473***
-0.313***
-0.0608*
-0.198***
-0.0150
(0.0485)
(0.0357)
(0.0258)
(0.0340)
(0.0297)
incarc_rate
0.00210***
-0.000360**
0.00260***
-0.000116
(0.000154)
(0.000128)
(0.000115)
(0.000148)
density
0.0397***
-0.671***
-0.0134
-0.544***
(0.0118)
(0.116)
(0.0141)
(0.117)
avginc
-0.0773***
0.0243**
-0.0698***
0.0566***
(0.00875)
(0.00807)
(0.00803)
(0.0136)
pop
0.0416***
-0.0257*
0.0393***
-0.0321**
(0.00351)
(0.0119)
(0.00255)
(0.00902)
pb1064
0.131***
0.0307
0.188***
0.0220
(0.0188)
(0.0242)
(0.0184)
(0.0434)
pw1064
0.0471***
0.0103
0.0739***
-0.000489
(0.00909)
(0.00693)
(0.00921)
(0.0119)
pm1029
0.0655***
0.0392***
-0.0502**
0.0692*
(0.0137)
(0.00874)
(0.0177)
(0.0289)
_cons
1.898***
-2.486***
0.460
-2.831***
0.657
(0.0220)
(0.615)
(0.525)
(0.574)
(0.726)
N
1173
1173
1173
1173
1173
R2
0.083
0.606
0.153
0.642
0.921
adj.R2
0.0826
0.6032
0.1087
0.6328
0.9167
Standarderrorsinparentheses
p<0.05,p<0.01,p<0.001
用lnmur代替lnvio后所得回归如上表所示,分析如下:
1回归
(1)中shall的系数是-0.473,回归
(2)中shall的系数是-0.313,这意味着隐蔽武器法律,也即“准予”携带法律,约使暴力犯罪分别