MATHACHij = γ00 + u0j + rij

Σχετικά έγγραφα
!"!"!!#" $ "# % #" & #" '##' #!( #")*(+&#!', & - #% '##' #( &2(!%#(345#" 6##7

LAMPIRAN. Fixed-effects (within) regression Number of obs = 364 Group variable (i): kode Number of groups = 26

Table 1: Military Service: Models. Model 1 Model 2 Model 3 Model 4 Model 5 Model 6 Model 7 Model 8 Model 9 num unemployed mili mili num unemployed

Multilevel models for analyzing people s daily moving behaviour

Summary of the model specified

ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ 2 ΦΡΟΝΤΙΣΤΗΡΙΟ 2 BASICS OF IV ESTIMATION USING STATA

Γενικευμένα Γραμμικά Μοντέλα (GLM) Επισκόπηση

SECTION II: PROBABILITY MODELS

519.22(07.07) 78 : ( ) /.. ; c (07.07) , , 2008

Επαναληπτικό μάθημα GLM

Supplementary figures


Άσκηση 10, σελ Για τη μεταβλητή x (άτυπος όγκος) έχουμε: x censored_x 1 F 3 F 3 F 4 F 10 F 13 F 13 F 16 F 16 F 24 F 26 F 27 F 28 F

Π.Μ.Σ. ΒΙΟΣΤΑΤΙΣΤΙΚΗ ΑΝΑΛΥΣΗ ΔΙΑΣΠΟΡΑΣ ΚΑΙ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗΣ ΤΕΛΙΚΟ ΔΙΑΓΩΝΙΣΜΑ 27/6/2016

Bayesian statistics. DS GA 1002 Probability and Statistics for Data Science.

Stata Session 3. Tarjei Havnes. University of Oslo. Statistics Norway. ECON 4136, UiO, 2012

Marginal effects in the probit model with a triple dummy variable interaction term

ΤΕΛΙΚΗ ΕΞΕΤΑΣΗ ΔΕΙΓΜΑ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΑ Ι (3ο Εξάμηνο) Όνομα εξεταζόμενου: Α.Α. Οικονομικό Πανεπιστήμιο Αθήνας -- Τμήμα ΔΕΟΣ Καθηγητής: Γιάννης Μπίλιας

Λογαριθμικά Γραμμικά Μοντέλα Poisson Παλινδρόμηση Παράδειγμα στο SPSS

Νίκος Πανταζής Βιοστατιστικός, PhD ΕΔΙΠ Ιατρικής Σχολής ΕΚΠΑ Εργαστήριο Υγιεινής, Επιδημιολογίας & Ιατρικής Στατιστικής

Wan Nor Arifin under the Creative Commons Attribution-ShareAlike 4.0 International License. 1 Introduction 1


Generalized Linear Model [GLM]

Does anemia contribute to end-organ dysfunction in ICU patients Statistical Analysis

5. Partial Autocorrelation Function of MA(1) Process:

Biostatistics for Health Sciences Review Sheet

FORMULAS FOR STATISTICS 1

2. ΧΡΗΣΗ ΣΤΑΤΙΣΤΙΚΩΝ ΠΑΚΕΤΩΝ ΣΤΗ ΓΡΑΜΜΙΚΗ ΠΑΛΙΝΔΡΟΜΗΣΗ

Table 2 Suggested prediction methods to use for a given set of available input parameters per each examined soil hydraulic property) a.

Metal Oxide Varistors (MOV) Data Sheet

Queensland University of Technology Transport Data Analysis and Modeling Methodologies

Σεμινάριο Προηγμένα Θέματα Στατιστικής. Dr. Nikolaos Mittas Dr. Theodosios Theodosiou

5.4 The Poisson Distribution.

Estimation of gasoline demand function

Wan Nor Arifin under the Creative Commons Attribution-ShareAlike 4.0 International License. 1 Introduction 1


Lecture 8: Serial Correlation. Prof. Sharyn O Halloran Sustainable Development U9611 Econometrics II

Α. Μπατσίδης Πρόχειρες βοηθητικές διδακτικές σημειώσεις

Supplementary Appendix


Simon et al. Supplemental Data Page 1

Repeated measures Επαναληπτικές μετρήσεις

PENGARUHKEPEMIMPINANINSTRUKSIONAL KEPALASEKOLAHDAN MOTIVASI BERPRESTASI GURU TERHADAP KINERJA MENGAJAR GURU SD NEGERI DI KOTA SUKABUMI

ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΠΕΙΡΑΙΩΣ ΤΜΗΜΑ ΟΙΚΟΝΟΜΙΚΗΣ ΕΠΙΣΤΗΜΗΣ

OLS. University of New South Wales, Australia

Στατιστική Επαγωγή με τα Οφθαλμολογικά Δεδομένα

Appendix A3. Table A3.1. General linear model results for RMSE under the unconditional model. Source DF SS Mean Square

τατιστική στην Εκπαίδευση II

Generalized additive models in R

Εισαγωγή στην Ανάλυση Διακύμανσης

ST5224: Advanced Statistical Theory II

ΧΩΡΙΚΑ ΟΙΚΟΝΟΜΕΤΡΙΚΑ ΥΠΟΔΕΙΓΜΑΤΑ ΣΤΗΝ ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΩΝ ΤΙΜΩΝ ΤΩΝ ΑΚΙΝΗΤΩΝ SPATIAL ECONOMETRIC MODELS FOR VALUATION OF THE PROPERTY PRICES

Supplementary Materials: A Preliminary Link between Hydroxylated Metabolites of Polychlorinated Biphenyls and Free Thyroxin in Humans

6. MAXIMUM LIKELIHOOD ESTIMATION

ΜΑΘΗΜΑ 3ο. Υποδείγματα μιας εξίσωσης

ΑΝΑΛΥΣΗ ΧΡΗΜΑΤΟΟΙΚΟΝΟΜΙΚΩΝ ΚΑΤΑΣΤΑΣΕΩΝ

Statistics 104: Quantitative Methods for Economics Formula and Theorem Review

Προβλέψεις ισοτιμιών στο EViews

Ερωτήσεις κατανόησης στην Οικονομετρία (Με έντονα μαύρα γράμματα είναι οι σωστές απαντήσεις)

Οδηγίες χρήσης του R, μέρος 2 ο

Principles of Workflow in Data Analysis

Monetary Policy Design in the Basic New Keynesian Model

Chapter 1 Introduction to Observational Studies Part 2 Cross-Sectional Selection Bias Adjustment

Statistical Inference I Locally most powerful tests

Supplementary Material for The Cusp Catastrophe Model as Cross-Sectional and Longitudinal Mixture Structural Equation Models

ΜΑΘΗΜΑ 4 ο. Μοναδιαία ρίζα

DETERMINATION OF THERMAL PERFORMANCE OF GLAZED LIQUID HEATING SOLAR COLLECTORS

«ΦΟΡΟΛΟΓΙΑ ΕΙΣΟΔΗΜΑΤΟΣ-ΜΙΑ ΜΕΛΕΤΗ ΠΕΡΙΠΤΩΣΗΣ ΤΟΥ Ν. ΠΙΕΡΙΑΣ»

ΕΡΓΑΙΑ Εθηίκεζε αμίαο κεηαπώιεζεο ζπηηηώλ κε αλάιπζε δεδνκέλωλ. Παιεάο Δπζηξάηηνο

5.1 logistic regresssion Chris Parrish July 3, 2016

HW 3 Solutions 1. a) I use the auto.arima R function to search over models using AIC and decide on an ARMA(3,1)

APPENDICES APPENDIX A. STATISTICAL TABLES AND CHARTS 651 APPENDIX B. BIBLIOGRAPHY 677 APPENDIX C. ANSWERS TO SELECTED EXERCISES 679

Other Test Constructions: Likelihood Ratio & Bayes Tests

Interpretation of linear, logistic and Poisson regression models with transformed variables and its implementation in the R package tlm

[2] T.S.G. Peiris and R.O. Thattil, An Alternative Model to Estimate Solar Radiation

Απλή Ευθύγραµµη Συµµεταβολή

τατιςτική ςτην Εκπαίδευςη II

RSDW08 & RDDW08 series

1. Ιστόγραμμα. Προκειμένου να αλλάξουμε το εύρος των bins κάνουμε διπλό κλικ οπουδήποτε στο ιστόγραμμα και μετά

Αν οι προϋποθέσεις αυτές δεν ισχύουν, τότε ανατρέχουµε σε µη παραµετρικό τεστ.

ΧΡΟΝΟΣΕΙΡΕΣ & ΠΡΟΒΛΕΨΕΙΣ-ΜΕΡΟΣ 7 ΕΛΕΓΧΟΙ. (TEST: Unit Root-Cointegration )

ΔΗΜΟΚΡΙΤΕΙΟ ΠΑΝΕΠΙΣΤΗΜΙΟ ΘΡΑΚΗΣ ΣΧΟΛΗ ΕΠΙΣΤΗΜΩΝ ΑΓΩΓΗΣ

Παράδειγμα: Γούργουλης Βασίλειος, Επίκουρος Καθηγητής Τ.Ε.Φ.Α.Α.-Δ.Π.Θ.

Προσομοίωση BP με το Bizagi Modeler

Εισαγωγή στην Ανάλυση Συνδιακύμανσης (Analysis of Covariance, ANCOVA)

Σηµαντικές µεταβλητές για την άσκηση οικονοµικής ολιτικής µίας χώρας. Καθοριστικοί αράγοντες για την οικονοµική ανά τυξη.

Precision Metal Film Fixed Resistor Axial Leaded

Section 8.3 Trigonometric Equations

Aquinas College. Edexcel Mathematical formulae and statistics tables DO NOT WRITE ON THIS BOOKLET

Εργαστήριο στατιστικής Στατιστικό πακέτο S.P.S.S.

Lecture 7: Overdispersion in Poisson regression

Επιστηµονική Επιµέλεια ρ. Γεώργιος Μενεξές. Εργαστήριο Γεωργίας. Viola adorata

Bayesian modeling of inseparable space-time variation in disease risk

Notes on the Open Economy

FRAME system 246

Ερμηνεία αποτελεσμάτων Ανάλυση διακύμανσης κατά ένα παράγοντα

OWA-60E series IP67. 60W Single Output Moistureproof Adaptor. moistureproof. File Name:OWA-60E-SPEC

Δείγμα πριν τις διορθώσεις

DC-DC Constant Current Step-Down LED driver LDD-300L LDD-350L LDD-500L LDD-600L LDD-700L CURRENT RANGE

255 (log-normal distribution) 83, 106, 239 (malus) 26 - (Belgian BMS, Markovian presentation) 32 (median premium calculation principle) 186 À / Á (goo

Transcript:

Stata output for Hierarchical Linear Models. ***************************************. * Unconditional Random Intercept Model. *************************************** MATHACHij = γ00 + u0j + rij. mixed mathach school:, variance Iteration 0: log likelihood = -23557.905 Iteration 1: log likelihood = -23557.905 Wald chi2(0) =. Log likelihood = -23557.905 Prob > chi2 =. _cons 12.63707.2436178 51.87 0.000 12.15959 13.11455 school: Identity var(_cons) 8.55352 1.068642 6.69575 10.92674 var(residual) 39.14839.6606469 37.87473 40.46489 LR test vs. linear regression: chibar2(01) = 983.92 Prob >= chibar2 = 0.0000 1

. ***********************************************. * Random Intercept Model with a level 2 predictor. ***********************************************. MATHACHij = γ00 + γ01(meanses) + u0j + rij. mixed mathach meanses school:, variance Iteration 0: log likelihood = -23479.554 Iteration 1: log likelihood = -23479.554 Wald chi2(1) = 266.52 Log likelihood = -23479.554 Prob > chi2 = 0.0000 meanses 5.862921.3591249 16.33 0.000 5.15905 6.566793 _cons 12.64974.1483176 85.29 0.000 12.35904 12.94044 school: Identity var(_cons) 2.593175.3965849 1.921561 3.499529 var(residual) 39.15732.6608059 37.88335 40.47414 LR test vs. linear regression: chibar2(01) = 237.27 Prob >= chibar2 = 0.0000 2

. ***************************************************. * Random-coefficient Model with a Level 1 predictor. **************************************************** MATHACHij = γ00 + γ10(ses - MEANSES) + u0j + u1j(ses - MEANSES) + rij. mixed mathach cses school: cses, variance cov(un) Iteration 0: log likelihood = -23355.556 Iteration 1: log likelihood = -23355.49 Iteration 2: log likelihood = -23355.49 Wald chi2(1) = 294.28 Log likelihood = -23355.49 Prob > chi2 = 0.0000 cses 2.193147.1278471 17.15 0.000 1.942572 2.443723 _cons 12.64943.2437377 51.90 0.000 12.17171 13.12715 school: Unstructured var(cses).6782353.2779737.3037503 1.514412 var(_cons) 8.621115 1.06946 6.760375 10.99401 cov(cses,_cons).0504007.4025587 -.7385998.8394011 var(residual) 36.70004.6257354 35.49389 37.94718 LR test vs. linear regression: chi2(3) = 1063.33 Prob > chi2 = 0.0000 Note: LR test is conservative and provided only for reference. 3

. ***************************************************************. * Random-coefficient Model with predictors from two different levels. **************************************************************** MATHACHij = γ00 + γ01(meanses) + γ02(sector) + γ10 (SES - MEANSES) + γ11(meanses)* (SES - MEANSES) + γ12(sector)* (SES - MEANSES) + u0j +u1j(ses-meanses) + rij. generate msesxcses = meanses*cses. generate secxcses = sector*cses. mixed mathach meanses sector cses msesxcses secxcses school: cses, variance cov(un) Iteration 0: log likelihood = -23249.409 Iteration 1: log likelihood = -23248.226 Iteration 2: log likelihood = -23248.218 Iteration 3: log likelihood = -23248.217 Wald chi2(5) = 761.60 Log likelihood = -23248.217 Prob > chi2 = 0.0000 meanses 5.337947.3656956 14.60 0.000 4.621196 6.054697 sector 1.216947.3033824 4.01 0.000.6223288 1.811566 cses 2.939369.1534874 19.15 0.000 2.638539 3.240199 msesxcses 1.042399.2960229 3.52 0.000.4622052 1.622594 secxcses -1.643879.2373474-6.93 0.000-2.109071-1.178687 _cons 12.1136.1969226 61.51 0.000 11.72764 12.49956 school: Unstructured var(cses).0650789.2082457.0001229 34.4505 var(_cons) 2.319207.3610702 1.709301 3.146737 cov(cses,_cons).1885097.1984887 -.200521.5775404 var(residual) 36.72116.6261941 35.51413 37.96922 LR test vs. linear regression: chi2(3) = 216.69 Prob > chi2 = 0.0000 Note: LR test is conservative and provided only for reference. 4

. ****************************************************. *Unconditional Growth Curve Model without predictors. **************************************************** Yij=[b00 + b10timeij] + [u0j + u1jtimeij + rij]. use F:\hlm\willett.dta, clear. mixed y time id: time, variance cov(un) Iteration 0: log likelihood = -637.6823 Iteration 1: log likelihood = -637.6823 Mixed-effects ML regression Number of obs = 140 Group variable: id Number of groups = 35 Obs per group: min = 4 avg = 4.0 max = 4 Wald chi2(1) = 159.39 Log likelihood = -637.6823 Prob > chi2 = 0.0000 y Coef. Std. Err. z P> z [95% Conf. Interval] time 26.96 2.135429 12.63 0.000 22.77464 31.14536 _cons 164.3743 6.030806 27.26 0.000 152.5541 176.1944 id: Unstructured var(time) 127.7065 38.53122 70.69541 230.6933 var(_cons) 1161.338 304.8832 694.2161 1942.775 cov(time,_cons) -172.7673 85.21018-339.7762-5.758386 var(residual) 159.477 26.95652 114.5035 222.1147 LR test vs. linear regression: chi2(3) = 120.21 Prob > chi2 = 0.0000 Note: LR test is conservative and provided only for reference. 5

. *****************************************************. *Growth Curve Model with a level 1 predictor. ***************************************************** Yij=b00 + b10(time)ij + b01(covar)ij + b11(covar)(time)ij + u0j + u1j(time)ij + rij. mixed y time ccovar timebyccovar id: time, variance cov(un) Iteration 0: log likelihood = -633.45046 Iteration 1: log likelihood = -633.45046 Mixed-effects ML regression Number of obs = 140 Group variable: id Number of groups = 35 Obs per group: min = 4 avg = 4.0 max = 4 Wald chi2(3) = 203.48 Log likelihood = -633.45046 Prob > chi2 = 0.0000 y Coef. Std. Err. z P> z [95% Conf. Interval] time 26.96 1.936075 13.93 0.000 23.16536 30.75464 ccovar -.1135527.4894-0.23 0.817-1.072759.8456536 timebyccovar.4328577.1572333 2.75 0.006.1246861.7410294 _cons 164.3743 6.026173 27.28 0.000 152.5632 176.1854 id: Unstructured var(time) 99.29816 31.82131 52.98627 186.0883 var(_cons) 1159.383 304.4167 692.9927 1939.658 cov(time,_cons) -165.3148 78.28058-318.7419-11.88769 var(residual) 159.477 26.95653 114.5035 222.1147 LR test vs. linear regression: chi2(3) = 119.52 Prob > chi2 = 0.0000 6