回归结果不现实标准差和t值

是 否 +2 论坛币

k人 参与回答

经管之家送您一份

应届毕业生专属福利!

求职就业群

赵安豆老师微信：zhaoandou666

经管之家联合CDA

送您一个全额奖学金名额~ !

立即领取

感谢您参与论坛问题回答

经管之家送您两个论坛币！

+2 论坛币

求问各位，我在用stata做tobit回归的时候，回归结果只报告了系数，后面的标准差等一概没有显示，请问这是怎么回事。
回归指令和结果粘贴如下。

. tobit y x x1 female rural spouse family_income capital age age2 nok medical child_6 old educating hea2 hea3 income* edu* inter* cont* prov* if x>0,ll(0)
note: income6 omitted because of collinearity
note: edu1 omitted because of collinearity
note: edu6 omitted because of collinearity
note: educating omitted because of collinearity
note: inter6 omitted because of collinearity
note: cont6 omitted because of collinearity
note: prov28 omitted because of collinearity
Tobit regression                                  Number of obs   =        689
                                                  LR chi2(-2)     =     164.34
                                                  Prob > chi2     =          .
Log likelihood = -2780.7055                       Pseudo R2       =     0.0287
-------------------------------------------------------------------------------
y       |      Coef.   Std. Err.      t    P>|t|     [95% Conf. Interval]
--------------+----------------------------------------------------------------
  x   |  -.6169301          .        .       .            .           .
x1 |  -1.544358          .        .       .            .           .
       female |   308.5881          .        .       .            .           .
        rural |    2399.79          .        .       .            .           .
       spouse |   8172.818          .        .       .            .           .
family_income |  -.0400585          .        .       .            .           .
      capital |   .0052382          .        .       .            .           .
          age |  -135.3925          .        .       .            .           .
         age2 |   1.154023          .        .       .            .           .
          nok |    964.334          .        .       .            .           .
      medical |   .3042272          .        .       .            .           .
      child_6 |  -1340.845          .        .       .            .           .
          old |   562.0484          .        .       .            .           .
    educating |   1348.314          .        .       .            .           .
         hea2 |  -3179.851          .        .       .            .           .
         hea3 |  -5728.797          .        .       .            .           .
       income |   15064.45          .        .       .            .           .
      income1 |   81487.27          .        .       .            .           .
      income2 |   43647.54          .        .       .            .           .
      income3 |   28901.11          .        .       .            .           .
      income4 |   20139.66          .        .       .            .           .
      income5 |   6943.817          .        .       .            .           .
      income6 |          0  (omitted)
    education |   4710.893          .        .       .            .           .
         edu1 |          0  (omitted)
         edu2 |   34828.54          .        .       .            .           .
         edu3 |   21299.57          .        .       .            .           .
         edu4 |   15109.28          .        .       .            .           .
         edu5 |   8632.847          .        .       .            .           .
         edu6 |          0  (omitted)
    educating |          0  (omitted)
        inter |  -6202.899          .        .       .            .           .
       inter1 |  -47596.26          .        .       .            .           .
       inter2 |  -37115.42          .        .       .            .           .
       inter3 |  -30175.22          .        .       .            .           .
       inter4 |  -14823.49          .        .       .            .           .
       inter5 |  -170.6715          .        .       .            .           .
       inter6 |          0  (omitted)
        cont1 |  -24.34978          .        .       .            .           .
        cont2 |   2174.874          .        .       .            .           .
        cont3 |   3067.975          .        .       .            .           .
        cont4 |   17295.52          .        .       .            .           .
        cont5 |  -126623.5          .        .       .            .           .
        cont6 |          0  (omitted)
        prov1 |   132143.7          .        .       .            .           .
        prov2 |   162208.3          .        .       .            .           .
        prov3 |   160395.8          .        .       .            .           .
        prov4 |   136128.8          .        .       .            .           .
        prov5 |   128610.7          .        .       .            .           .
        prov6 |   130331.1          .        .       .            .           .
        prov7 |   123069.6          .        .       .            .           .
        prov8 |   -11763.7          .        .       .            .           .
        prov9 |   142927.6          .        .       .            .           .
       prov10 |   132067.1          .        .       .            .           .
       prov11 |   152299.7          .        .       .            .           .
       prov12 |   139295.9          .        .       .            .           .
       prov13 |   138108.8          .        .       .            .           .
       prov14 |     157024          .        .       .            .           .
       prov15 |   127413.9          .        .       .            .           .
       prov16 |   144719.1          .        .       .            .           .
       prov17 |     161653          .        .       .            .           .
       prov18 |   120934.4          .        .       .            .           .
       prov19 |   138549.8          .        .       .            .           .
       prov20 |   138531.9          .        .       .            .           .
       prov21 |   141810.1          .        .       .            .           .
       prov22 |   128652.3          .        .       .            .           .
       prov23 |   128737.5          .        .       .            .           .
       prov24 |   122557.4          .        .       .            .           .
       prov25 |   132126.2          .        .       .            .           .
       prov26 |   132608.1          .        .       .            .           .
       prov27 |   138292.7          .        .       .            .           .
       prov28 |          0  (omitted)
        _cons |  -257824.5          .        .       .            .           .
--------------+----------------------------------------------------------------
       /sigma |   22998.69          .                             .           .
-------------------------------------------------------------------------------
  Obs. summary:        461  left-censored observations at transfer_i~e<=0
                       228     uncensored observations
                         0 right-censored observations
.
当我把表示地区因素的一系列变量prov*删除之后，结果又能正常显示了。请问这到底是怎么回事呢？

扫码加我 拉你入群

请注明：姓名-公司-职位

以便审核进群资格，未注明则拒绝

分享0 收藏1 回帖

关键词：回归结果 标准差 Collinearity observations observation 标准差

没人能解答吗

我个人觉得，可能还是共线的原因。
其实楼主您遭遇的问题，很多人遇过，实务中是层出不穷的，
特别是像楼主您这样大量使用多个Dummy变量时，是很容易遇到这样的情况的。
就理论上来说，似乎有paper去探索过这样的问题，但具体我忘了，我也不太关心，
我比较关心实务上怎么处理。

当您prov*删除后，不就等于您放弃表示地区因素的变量？ 当然您如果觉得不重要，那就通删吧！
另一种常见的处理是，重新并组处理【某些省份因为相临，不如就并在一起吧！ 或者是沿海省份并在一组】
还有一种是我称之为基于基准组或参照组的扩大处理，不知道您的prov28是那一省？ prov28被omitted了，接著删prov27【最好是prov27是有原因的，譬如跟prov28很像或很靠近】 一个一个删，看看能不能出现结果。总之后面这种不放弃prov相关的变量，主要是基于如果地区因素这变量对您很重要的话，试试看。

您如果时间多，应当去仔细考查这些dummy变量，【严格讲，重新变化并组的也要】
因为这些dummy不是0就是1，变量间【不一定一对一，多种变化，千变万化】高度共线的可能相当大。

h3327156 发表于 2013-7-5 13:55
我个人觉得，可能还是共线的原因。
其实楼主您遭遇的问题，很多人遇过，实务中是层出不穷的，
特别是像楼 ...

好的，非常感谢您的解答。我先自己下去试试吧