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　　选取多列，双击边线即可自动调整适合的列宽

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　　在公式中点击下面显示的函数名称，即可打开该函数的帮助页面。

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凡是搞计量经济的，都关注这个号了

cmp简介：别人能做的，我都能做，别人不能做的，我也能做。

*注：如果对文字讲解部分不感兴趣，直接拉到文后的示例代码部分进行演练。
cmp（conditional mixed process，条件混合过程）拟合了一系列多重方程、多级和条件递归混合过程的估计量。
“多重方程”意味着cmp能拟合似不相关（SUR）和工具变量模型。
“多级”是指可以在各个级别上以分层方式对随机系数和效应（截距）进行建模。这类模型的经典示例，是具有不可观察的学校和班级因素对教育结果的影响模型。由于这类模型也可以是多重方程，因此，在默认情况下，允许给定级别的随机效应在方程之间建立相关性。例如，学校和班级因素，可能对学生的数学和阅读分数造成的影响是相关的。但是，我们假定不同级别的影响是不相关的，并且与该观察级别的误差无关。
“混合过程”意味着不同方程可以具有不同种类的因变量（响应类型）。所有具有高斯误差分布的广义线性模型包括：连续和***（经典线性回归模型），tobit（左删失，右删失或双删失），区间删失，probit，有序probit，多项probit和排序probit。对于大多数响应类型，可以对预先删失的截断进行建模。另外，一个等式中的因变量可以出现在另一等式的右侧。
“递归”是指cmp能拟合具有明确定义阶段的方程组，而不能拟合具有联立因果关系的方程组。例如，我们可以将A和B建模为C的决定因素，而C可以作为D的决定因素，但此时D不能作为A，B或C的决定因素。
“条件”是指模型可以根据观察因素而变化。我们可以删除一个与观测值无关的方程式，例如，如果某个城市未提供工人再培训计划，则工人再培训计划不能作为该模型的决定因素。不仅如此，因变量的类型也可以随观察因素而变化。
大致来说，cmp适用于两类模型：1）建立了递归的数据生成过程的模型；2）具有联立性，但通过工具变量可以构造一组递归方程组，如两阶段最小二乘法，可用于在最后阶段一致地估计结构参数。在第一类模型中，cmp是充分信息最大似然（FIML）估计量，并且所有估计的参数都是结构性的。在第二类模型中，它是一个有限信息（LIML）估计量，只有最后阶段的系数是结构性的，其余是简化形式的参数。对于cmp的有效性来说，重要的是方程组是递归的，而不管模型是否是递归的。
不仅如此，cmp还在几个方面要优于这些命令。首先，由于ml的灵活性（cmp建立在其基础上），cmp可以接受系数约束以及所有权重类型，vce类型（稳健，聚类，线性化等）和svy设置。而且，它还在模型构建过程中，提供了更大的灵活性。例如，它可以将连续变量回归到两个内生变量上，一个是二值变量，另一个则是左删失的变量，并为每个变量附加其他变量。
cmp通常允许模型根据观察因素而变化。它的方程可以具有不同的样本，无论这些样本是否重叠。另外，Heckman选择模型可以通过辅助的probit方程纳入各种模型中。在某些情况下，所得结果是一致的估计，但在没有cmp以前，很难得到一致的估计。例如，如果C是连续的，B是C的有时左删失的决定因素，而A是一个工具变量，那么我们就可以使用2SLS一致地估计B对C的影响（Kelejian 1971）。但是，如果使用基于B删失的信息，cmp的估计将更有效，因为它基于更准确的模型。
就算法而言，cmp是一个似不相关的回归（SUR）估计量。它将方程视为彼此独立的，只是将它们的潜在误差项建模为联合正态分布。从数学上讲，它计算的似然值取决于观测到的所有右侧变量，包括那些同时还出现在等式左侧的变量。但是，它实际上可以适用于拟合更大范围的模型。例如，包括cmp在内的最大似然（ML）SUR估计量，适用于许多联立方程模型，其中内生变量可以出现在结构方程的右侧和左侧。与 ML SUR一致的这类模型必须满足两个条件：
1）模型是递归的。换句话说，这类模型的方程可以排列成使得彼此方程中因变量的系数矩阵为三角形。如前文所提到的，这意味着模型具有明确定义的阶段，尽管每个阶段可以有多个方程。看看这个“IV和Matching老矣, “弹性联合似然法”成新趋势”，了解递归含义。
2）它们被“充分观察到”。因为一个阶段中的因变量，只有在观察到的情况下，才进入后续阶段。回到上文的示例，如果C是按有序probit建模的分类变量，则C必须在D的模型中出现，而不是该模型基础的潜在变量（称为C *）。
Z）完全匹配，即使在Stata中没有将sureg描述为工具变量（IV）估计量（迭代的SUR不是一个真正的ML估计量，但是它近似与基于ML的SUR相同的解决方案，例如，在命令mysureg中实现的方法。有关LIML迭代的SUR连接，请参见Pagan（1979））。 另外，biprobit（X = Y）（Y = Z）将一致地估计X和Y是二进制的IV 模型。bivariate probit模型的工具变量法，也可以通过cmp进行估计。
若要向cmp告知因变量的性质以及哪些方程应用于哪些观察值，用户必须在cmp命令行中的逗号后面包括indicator（）选项。另外， 每个方程必须包含一个表达式。表达式可以是常量，变量名称或更复杂的数学公式。同时要注意将包含空格或括号的公式写在引号中间。对于每个观测值，每个表达式必须计算为以下代码之一，其含义如下所示：
0 =观测值不存在该方程的样本中
1 =该观测值的方程是“连续的”，即它具有OLS可能性，或者在tobit方程中是未删失的
2 =这个tobit方程的观测值在因变量中存储为左删失的
3 =因变量中存储的观测值是右删失的
5 =该观测值的方程是有率probit
6 =该观测值的方程是多项probit
7 =该观测值的方程是区间删失的
8 =方程在左侧、右侧或两侧同时被截断（这一代码已被弃用，因为截断现在是一般的建模功能）
9 =该观测值的方程是排序probit
为了更加清晰的显示上述代码意义，用户可以执行cmp setup子命令，该命令定义了可以在cmp命令行中使用的共用宏：
由于cmp是基于ml的最大似然估计量，所以其方程是根据ml模型的语法指定的。这意味着对于工具变量的回归，cmp与ivregress，ivprobit，ivtobit以及类似的命令的不同之处在于，cmp的第一阶段的第二阶段不会自动包括外生回归变量（包含的工具变量）。因此，你必须自己输入外生回归变量。例如，ivreg y x1（x2 = z）对应于cmp (y = x1 为了对随机系数和效应建模，cmp借用了xtmixed（参见，①混合线性模型MEM，层级数据处理利器，②混合效应模型MEM）的语法。我将用具体示例对此进行解释。eq指定一个方程，该方程是具有两个级别的随机效应，分别对应于变量学校和班级定义的组：
学校被认为在层次结构中班级的“上方” ，因此排随机效应的在第一位。在给定的级别上，可以假定某些方程中存在随机效应，而其他方程中则不存在。在给定级别上，多个方程中的变量被假定为在各个方程之间（潜在地）相关（可以通过约束或covariance（）选项覆盖该假设）。下面显示的方程指定了学校对数学成绩的影响，但未指定其对阅读分数的影响，并且数学和阅读分数都与班级影响相关：
上述两个等式中在班级影响的基础上，都增加了年龄的随机系数。这两个新系数可能彼此相关，并且与同一级别的随机截距相关：
可以在每个级别指定各种类型的权重，而这应由在给定级别的每个方程组中恒定的变量或表达式来定义。在给定的方程组中，aweights和pweights被重新缩放以求和下一级的组数（如果该组是最低一级的，则为观察值的数量）。pweights表示vce（cluster groupvar），其中groupvar定义层次结构中具有pweights的最高级别。iweights和fweightss未被调整比例，而后者会影响显示的样本规模。由于各个方程的权重必须相同，因此每个级别只需要指定一次即可。所以，下面的两组方程是相同的：
上述两组方程的矛盾会导致一个误差：
xtreg，xtprobit，xttobit，xtintreg，xtmixed和gllamm使用正交积分的方式来整合未观察到的随机效应的可能性（请参阅[R] xtmixed），而cmp使用的是模拟。这个模拟过程，涉及根据假设的正态分布进行多次取值，计算每组取值的隐含可能性，然后取平均值（Train 2009；Greene 2011，chap 15）。
为了管理模拟过程，cmp中的随机效应模型必须包含redraws（）选项。这将设置每个观察值在每个级别上的取值数量，而关于序列的类型（Halton，Hammersley，广义的Halton，伪随机），它将决定对立的值是否也被取到，以及在Halton和Hammersley caes中，序列是否使用平方根加扰器进行加扰（以上除了加扰的所有概念，请参见Gates 2006，而有关加扰的详细信息，请参阅Kolenikov 2012）。对于（广义的）Halton和Hammersley序列，最好令取值数为素数，以确保不同观测值之间的分布具有更大的变化率，使整体覆盖范围更均匀。
为了增加结果的精确度，我们需要增加取值次数，但这也会增加计算时间。为了提高速度，cmp可以从每个观测值和随机效果（只有在指定的情况下才加上对立值）仅估计一次开始。然后，cmp可以使用该粗略搜索的结果，作为进行更多取值的估计的起点，然后重复进行，每次乘以固定数量直到达到指定的取值数。redraws（）的子选项steps（＃）默认的步骤数是1。redraws（50 50，steps（1））指定在三个级别的模型中（具有两个级别的随机效应），立即对每次观测值的全部50次取值进行估计。有关该命令更多信息，请参见下面option部分的内容。
在三个或更多数量的方程中(例如具有三个变量的probit模型)，被删失的观测值的估计问题，需要计算三个维度或更高维度的累积联合正态分布。我们需要注意这并不是一个小问题。为了解决这个问题，最优的解决办法还是模拟：Geweke，Hajivassiliou和Keane（GHK）的方法（Greene 2011；Cappellari和Jenkins 2003；Gates 2006）。cmp通过单独提供的Mata函数ghk2（）运用该算法，必须安装该函数才能使cmp执行该功能。ghk2（）以内置的ghk（）和ghkfast（）为模型，为用户提供有关模拟生成序列的长度和性质的选择，cmp的选择主要通过可选的ghkdraws（）选项传递，该选项包括type（），antithetics和 scramble子选项。有关该命令更多信息，请参见下面option部分的内容。
对于模拟的两个领域，即随机系数/效应和使用GHK算法估算的累积正态分布，每个观察值或方程组都有其自己的取值顺序。因此，更改数据集中观测值的顺序将更改估计结果，当然，我们希望它对结果的影响很小。如果使用伪随机序列（ghktype（random））或广义Halton序列（ghktye（ghalton）），则Stata随机数生成器的状态也会对结果产生轻微影响。为了使这些序列具有准确的结果可重复性，每次运行cmp之前，请使用set seed命令将seed初始化为某个选定值。另外，需要模拟估记的运算比不需要模拟估记慢得多。
为了获得整个模型拟合的良好起点，cmp需要先分别拟合每个方程。但是，在该准备步骤中，可能由于收敛困难会使得所报告的参数协方差矩阵出现异常，导致某些回归变量缺少标准误差，或发现变量是共线性的。为了最大化实现收敛，cmp通常会从引起这类问题的方程式中，删除这些回归变量，重新对单方程进行拟合，然后将它们留给完整模型使用， 而nodrop选项可阻止该步骤的实施。
关于区间删失或截断方程的估计
关于具有区间删失观测值方程的估计，需要在等号之前列出两个变量，这在某种程度上遵循了intreg的语法。例如，cmp（y1 y2 = x1 x2），ind（$ cmp_int）表示因变量被删失为下限为y1，上限为y2的区间。y1中的缺失值被视为负无穷，y2中的缺失值被视为正无穷。对于y1和y2重合的观测值，不存在删失，并且其可能性与$ cmp_cont相同。
关于具有截断分布方程的估计（它可以是任何模型类型，除了多项和排序probit外），对给定方程使用规定范围内的truncpoints（exp exp）选项可提供截断点。与indicator表达式一样，截断点可以是常量，表达式或变量名，其对缺失值的解释同上一段内容相同。另外，对于该方程而言，系统将自动删除观测值位于截断范围之外的观测值，其示例包含在下文中。
关于多项probit方程的估计
我们可以用两种不同的语法指定多项probit，这些语法大致对应于Stata的命令mprobit和asmprobit。在第一种语法中，用户需要列出一个方程，然后将6（$ cmp_mprobit）放在indicator（）的括号中，它的因变量将保留每种情况下所做的选择。像mprobit一样，cmp将所有回归变量视为所有替代项的决定因素。不仅如此，cmp针对每个可能的选择，将指定的方程式扩展为具有一个“效用”的方程组。该组中的所有方程均包含所有回归变量，但第一个方程除外。第一个方程对应于因变量的最小值，该最小值作为基础替代项。第二个方程对应于第二个最低值，我们称之为“比例替代项”，这意味着要使结果标准化，其误差项的方差是固定的（其固定值取决于是否调用structural选项，请参见下文）。在第一种语法中，单个eq可以在逗号后包含一个iia选项，以便cmp像mprobit一样施加不相关的替代假设，即cmp将假定效用方程中的误差是不相关的并且具有单位方差。
这类模型没有排除性限制，也没有IIA假设，只要至少一个回归变量因替代项而异，就可以正式确定这类模型（Keane 1992）。但是，Keane强调，如果没有排除性限制，则对此类模型的拟合很有可能不稳定。有两种对cmp施加排除性限制的方法。首先，与mprobit一样，你可以使用约束。
其次，你可以使用cmp的其他多项Probit语法。在这个被称为“特定替代项”的语法中，你可以在cmp命令行中，为每个替代项（包括基本替代项）列出一个方程。另外，不同的方程可能包含不同的回归变量。与asmprobit不同，cmp不会要求出现在多个方程式中的回归变量，在不同替代变量之间具有相同的系数，尽管我们可以通过约束来施加此限制。当使用“特定替代项”的语法时，列出的因变量应该是一组虚拟变量。为此，我们可以使用xi，noomit从潜在的选择变量中生成。第一个方程始终被视为基本替代项，因此在这里你可以通过对方程式重新排序，来控制哪个替代项是基本替代项。通常，出现在所有其他方程中的回归变量应从基本替代项中排除。除非施加约束以减少自由度，否则该模型不会被stata识别（cmp会自动从基本替代项方程中排除该常数）。但是，基本替代项方程中可以包含特定于基本替代项或替代项的严格子集的变量。在第二种语法中，不假定IIA，也不能通过一个选项来实现。但是，它仍然可以通过约束来实现。
为了指定特定替代的多项probit组，请在indicator（）中包括表达式，每个表达式的计算结果为0或6（0表示该选择不适用于给定的观察值）。另外，你必须将所有其它内容放在另外的括号中。请注意，与asmprobit不同的是，cmp的数据集应该仍然存在一行内容在每个实例中，而不是每个实例和替代项。因此，每个替代项都必须有一个版本的变量，而不是变量因替代项而异。例如，cmp命令下包含的内容不是单个旅行时间变量会根据旅行方式而变化，而是一个空中旅行时间变量，一个公共汽车旅行时间变量等等。下文也对一个特定替代的多项式案例进行了阐述。
在具有J个选择的多项probit模型中，每个可能的选择都有其自己的结构方程，并包含误差项。而这些误差项，具有一些协方差的结构。但是，我们不可能估计JxJ协方差矩阵的所有项（Train 2003；Long and Freese（2006））。在似然计算中，使用的是非基本替代误差与基本替代误差之差的（J-1）x（J-1）协方差矩阵。因此，默认情况下，cmp就像asmprobit一样，将与这些方程相关的sigma和rho参数解释为表示这些误差差异的特征。为了消除过度的缩放自由度，它将第一个非基本替代方程的误差方差（“比例替代”）限制为2，如果前两个结构方程式的误差为/data/mlmus3/gcse,

具有异质偏好的多项probit 模型(个体的随机效应)