<!DOCTYPE HTML PUBLIC "-//W3C//DTD HTML 4.0 Transitional//EN">
<HTML><HEAD>
<META content=text/html;charset=Windows-1252 http-equiv=Content-Type>
<META name=GENERATOR content="MSHTML 8.00.6001.18702"></HEAD>
<BODY style="PADDING-LEFT: 10px; PADDING-RIGHT: 10px; PADDING-TOP: 15px" 
id=MailContainerBody leftMargin=0 topMargin=0 CanvasTabStop="true" 
name="Compose message area">
<DIV><FONT size=2 face=Arial>See <FONT size=3 
face="Times New Roman">"</FONT><SPAN><TD class=fldtextPad align="left" 
valign="top" width="49%"><FONT face="Times New Roman"><FONT size=3><SPAN 
class=txtBoldOnly>The Hausman test statistic can be negative even 
asymptotically" </SPAN><BR></FONT></FONT><A class=outwardLink 
onclick="javascript:submitRecord('2-s2.0-57549116350','0','0');" 
href="http://www.scopus.com/record/display.url?view=basic&amp;eid=2-s2.0-57549116350&amp;origin=resultslist&amp;sort=plf-f&amp;src=s&amp;sid=uyYfGr3CumwdDWrGjW4X_5o%3a80&amp;sot=aut&amp;sdt=a&amp;sl=36&amp;s=AU-ID%28%22Schreiber%2c+Sven%22+11139396400%29&amp;relpos=0&amp;relpos=0"><FONT 
face="Times New Roman"></FONT></A><FONT face="Times New Roman"><FONT 
size=3><SPAN style="WHITE-SPACE: nowrap"><IMG alt="" 
src="http://www.scopus.com/static/images/s.gif" width=2 
height=1>&nbsp;</SPAN></TD><TD class=fldtextPad valign="top" 
width="23%"></FONT></FONT><A title="Search for all articles by this author" 
href="http://www.scopus.com/search/submit/author.url?author=Schreiber%2c+S.&amp;origin=resultslist&amp;authorId=11139396400&amp;src=s" 
alt="Search for all articles by this author"><FONT 
title="http://www.scopus.com/search/submit/author.url?author=Schreiber%2c+S.&amp;origin=resultslist&amp;authorId=11139396400&amp;src=s&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
size=3 face="Times New Roman">Schreiber, S.</FONT></A><FONT 
face="Times New Roman"><FONT size=3> </TD><TD class=fldtextPad align="center" 
valign="top" width="4%">2008</TD> <TD class=fldtextPad valign="top" 
width="23%"><I>Jahrbucher fur Nationalokonomie und Statistik</I> 228 (4), pp. 
394-405 </FONT></FONT></SPAN></FONT></DIV>
<DIV><FONT size=3 face="Times New Roman"><SPAN></SPAN></FONT>&nbsp;</DIV>
<DIV><FONT size=2 face=Arial><SPAN><A 
title="http://econ.schreiberlin.de/papers/schreiber_hausmantest_aug2008.pdf&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
href="http://econ.schreiberlin.de/papers/schreiber_hausmantest_aug2008.pdf">http://econ.schreiberlin.de/papers/schreiber_hausmantest_aug2008.pdf</A></SPAN></FONT></DIV>
<DIV><FONT size=2 face=Arial><SPAN><FONT face="Times New Roman"><FONT 
size=3></FONT></FONT></SPAN></FONT>&nbsp;</DIV>
<DIV><FONT size=2 face=Arial><SPAN><FONT face="Times New Roman"><FONT 
size=3><FONT size=2 face=Arial></FONT></TD></FONT></FONT></SPAN></FONT></DIV>
<DIV style="FONT: 10pt Tahoma">
<DIV><BR></DIV>
<DIV style="BACKGROUND: #f5f5f5">
<DIV style="font-color: black"><B>From:</B> <A 
title="mailto:archstevej@gmail.com&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
href="mailto:archstevej@gmail.com">Steven Archambault</A> </DIV>
<DIV><B>Sent:</B> Wednesday, May 20, 2009 5:18 PM</DIV>
<DIV><B>To:</B> <A 
title="mailto:rbali@ufmg.br&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
href="mailto:rbali@ufmg.br">Robert Iquiapaza</A> ; <A 
title="mailto:r-sig-finance@stat.math.ethz.ch&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
href="mailto:r-sig-finance@stat.math.ethz.ch">r-sig-finance@stat.math.ethz.ch</A> 
</DIV>
<DIV><B>Subject:</B> Re: [R-SIG-Finance] R: [Fwd: R-SIG-Finance Digest, Vol 60, 
Issue 18]</DIV></DIV></DIV>
<DIV><BR></DIV>Thanks Robert. I have been playing around with sigmamore 
sigmaless. I cannot seem to duplicate the canned results when I do it by hand. 
Any ideas?<BR><BR>###STATA 9.2####<BR><BR>quietly xtreg lfdi_2000 lagdlfdi 
laglnstock2000 lagtradegdp lagdlgdp, fe;<BR><BR>. estimates store FIX, title(The 
FE);<BR><BR>. matrix bfe=e(b);<BR><BR>. matrix vfe=e(rmse);<BR><BR>. quietly 
xtreg lfdi_2000 lagdlfdi laglnstock2000 lagtradegdp lagdlgdp, re 
sa;<BR><BR>.&nbsp; estimates store RAND, title(The RE);<BR><BR>. matrix 
bre=e(b);<BR><BR>. matrix vre=e(rmse);<BR><BR>. matrix bdif=bfe-bre;<BR><BR>. 
matrix bdifp=bdif';<BR><BR>. matrix dv=vre-vfe;<BR><BR>. matrix 
dvi=inv(dv);<BR><BR>. matrix chi1=bdif*dvi;<BR><BR>. matrix 
chisq=chi1*bdifp;<BR><BR>. matrix list chisq;<BR><BR>symmetric 
chisq[1,1]<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
y1<BR>y1&nbsp; 11.105892<BR><BR>. hausman FIX RAND, 
sigmamore;<BR><BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
---- Coefficients 
----<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
|&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
(b)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
(B)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
(b-B)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
sqrt(diag(V_b-V_B))<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
|&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
FIX&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
RAND&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
Difference&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
S.E.<BR>-------------+----------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
lagdlfdi |&nbsp;&nbsp;&nbsp; .1564758&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.1632387&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
-.0067629&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .0014297<BR>laglnst~2000 
|&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .762135&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.8314432&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
-.0693082&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.0151471<BR>&nbsp;lagtradegdp |&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.0178568&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.0119453&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.0059115&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.0015669<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; lagdlgdp |&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.2601478&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.255801&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.0043468&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
.0067502<BR>------------------------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
b = consistent under Ho and Ha; obtained from 
xtreg<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; B = 
inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from 
xtreg<BR><BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; Test:&nbsp; Ho:&nbsp; difference in coefficients 
not 
systematic<BR><BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
chi2(4) = 
(b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
=&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
31.32<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
Prob&gt;chi2 =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
0.0000<BR><BR><BR><BR><BR><BR><BR><BR><BR><BR><BR>
<DIV class=gmail_quote>On Wed, May 20, 2009 at 11:22 AM, Robert Iquiapaza <SPAN 
dir=ltr>&lt;<A href="mailto:rbali@ufmg.br">rbali@ufmg.br</A>&gt;</SPAN> 
wrote:<BR>
<BLOCKQUOTE 
style="BORDER-LEFT: rgb(204,204,204) 1px solid; MARGIN: 0pt 0pt 0pt 0.8ex; PADDING-LEFT: 1ex" 
class=gmail_quote>
  <DIV style="PADDING-LEFT: 10px; PADDING-RIGHT: 10px; PADDING-TOP: 15px" 
  name="Compose message area">
  <DIV><FONT size=2 face=Arial>Stev,</FONT></DIV>
  <DIV><FONT size=2 face=Arial></FONT>&nbsp;</DIV>
  <DIV><FONT size=2 face=Arial>You will get the same Chi-sq for Hausman test if 
  you use Swamy-Arora's transformation for RE in stata. To avoid the variance 
  not positive definite maybe you should use options sigmamore or 
  sigmaless&nbsp; in Stata (see </FONT><A 
  title="http://www.stata.com/help.cgi?hausman&#13;&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
  href="http://www.stata.com/help.cgi?hausman" target=_blank><B><FONT 
  title="http://www.stata.com/help.cgi?hausman&#13;&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
  size=2 face=Arial>http://www.stata.com/help.cgi?hausman</FONT></B></A><FONT 
  size=2 face=Arial>), the results don't change. </FONT></DIV>
  <DIV><FONT size=2 face=Arial>I wonder why plm doesn't alert the variance not 
  being positive definite.</FONT></DIV>
  <DIV><FONT size=2 face=Arial></FONT>&nbsp;</DIV>
  <DIV><FONT size=2 face=Arial>Robert</FONT></DIV>
  <DIV><FONT size=2 face=Arial></FONT>&nbsp;</DIV>
  <DIV><FONT size=2 face=Arial>&nbsp;# Stata 10.1</FONT></DIV>
  <DIV><FONT size=2>
  <P>xtreg lfdi_2000 lagdlfdi laglnstock2000 lagtradegdp lagdlgdp, re sa</P>
  <P>estimates store RANDsa, title(The REsa)</P>
  <P>hausman FIX RANDsa</P></FONT></DIV>
  <DIV 
  style="FONT: 10pt Tahoma; font-size-adjust: none; font-stretch: normal"><FONT 
  face=Arial>
  <DIV class=im>&nbsp;---- Coefficients 
  ----<BR>&nbsp;(b)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  (B)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  (b-B)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  sqrt(diag(V_b-V_B))<BR></DIV>&nbsp;FIX&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  RANDsa&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  Difference&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  S.E.<BR>&nbsp;<BR>lagdlfdi&nbsp;.1564759&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .1632388&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  -.0067629&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .<BR>laglnst~2000&nbsp;.762135&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .8314432&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  -.0693082&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .0149396<BR>lagtradegdp&nbsp;.0178568&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .0119453&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .0059115&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .0015449<BR>lagdlgdp&nbsp;.2601477&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .2558009&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  .0043468&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .0051777 
  <DIV class=im><BR>&nbsp;<BR>&nbsp;b = consistent under Ho and Ha; obtained 
  from xtreg<BR>B =&nbsp;inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained 
  from xtreg</DIV></FONT></DIV>
  <DIV class=im>
  <DIV>&nbsp;</DIV>
  <DIV 
  style="FONT: 10pt Tahoma; font-size-adjust: none; font-stretch: normal"><FONT 
  face=Arial>Test:&nbsp; Ho:&nbsp;difference in coefficients not 
  systematic</FONT></DIV>
  <DIV>&nbsp;</DIV></DIV>
  <DIV 
  style="FONT: 10pt Tahoma; font-size-adjust: none; font-stretch: normal"><FONT 
  face=Arial>
  <DIV class=im>&nbsp;chi2(4) = 
  (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)<BR></DIV>&nbsp;=&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  23.70 
  <DIV class=im><BR>&nbsp;Prob&gt;chi2 =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
  0.0001<BR>&nbsp;(V_b-V_B is not positive definite)<BR></DIV></FONT></DIV>
  <DIV style="FONT: 10pt Tahoma; font-size-adjust: none; font-stretch: normal">
  <DIV><BR></DIV>
  <DIV 
  style="BACKGROUND: rgb(245,245,245); -moz-background-clip: -moz-initial; -moz-background-origin: -moz-initial; -moz-background-inline-policy: -moz-initial">
  <DIV><B>From:</B> <A 
  title="mailto:archstevej@gmail.com&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
  href="mailto:archstevej@gmail.com" target=_blank>Steven Archambault</A> </DIV>
  <DIV><B>Sent:</B> Tuesday, May 19, 2009 4:16 PM</DIV>
  <DIV><B>To:</B> <A 
  title="mailto:rbali@ufmg.br&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
  href="mailto:rbali@ufmg.br" target=_blank>Robert Iquiapaza</A> </DIV>
  <DIV class=im>
  <DIV><B>Cc:</B> <A 
  title="mailto:r-sig-finance@stat.math.ethz.ch&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
  href="mailto:r-sig-finance@stat.math.ethz.ch" 
  target=_blank>r-sig-finance@stat.math.ethz.ch</A> </DIV></DIV>
  <DIV>
  <DIV></DIV>
  <DIV class=h5>
  <DIV><B>Subject:</B> Re: [R-SIG-Finance] R: [Fwd: R-SIG-Finance Digest, Vol 
  60, Issue 18]</DIV></DIV></DIV></DIV></DIV>
  <DIV>
  <DIV></DIV>
  <DIV class=h5>
  <DIV><BR></DIV>Oh, you are right. Here is the correct file. I sure have 
  botched this query, thanks for catching it Robert! Sorry for so many posts to 
  the list.<BR><BR>Regards,<BR>Steve<BR><BR><BR><BR>
  <DIV class=gmail_quote>On Tue, May 19, 2009 at 12:19 PM, Robert Iquiapaza 
  <SPAN dir=ltr>&lt;<A 
  title="mailto:rbali@ufmg.br&#13;&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
  href="mailto:rbali@ufmg.br" target=_blank>rbali@ufmg.br</A>&gt;</SPAN> 
  wrote:<BR>
  <BLOCKQUOTE 
  style="BORDER-LEFT: rgb(204,204,204) 1px solid; MARGIN: 0pt 0pt 0pt 0.8ex; PADDING-LEFT: 1ex" 
  class=gmail_quote>
    <DIV style="PADDING-LEFT: 10px; PADDING-RIGHT: 10px; PADDING-TOP: 15px" 
    name="Compose message area">
    <DIV><FONT size=2 face=Arial>Stev,</FONT></DIV>
    <DIV><FONT size=2 face=Arial></FONT>&nbsp;</DIV>
    <DIV><FONT size=2 face=Arial>The data you provided is not complete, <FONT 
    size=3 face="Times New Roman">lagdlfdi and&nbsp;laglnstock2000 are not in 
    the csv file</FONT></FONT></DIV>
    <DIV><FONT size=2 face=Arial></FONT>&nbsp;</DIV>
    <DIV><FONT size=2 face=Arial>Robert</FONT></DIV>
    <DIV 
style="FONT: 10pt Tahoma; font-size-adjust: none; font-stretch: normal">
    <DIV><BR></DIV>
    <DIV 
    style="BACKGROUND: rgb(245,245,245); -moz-background-clip: -moz-initial; -moz-background-origin: -moz-initial; -moz-background-inline-policy: -moz-initial">
    <DIV><B>From:</B> <A 
    title="mailto:archstevej@gmail.com&#13;&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
    href="mailto:archstevej@gmail.com" target=_blank>Steven Archambault</A> 
    </DIV>
    <DIV><B>Sent:</B> Monday, May 18, 2009 5:06 PM</DIV>
    <DIV><B>To:</B> <A title=Giovanni_Millo@generali.com 
    href="mailto:Giovanni_Millo@generali.com" target=_blank>Millo Giovanni</A> 
    </DIV>
    <DIV><B>Cc:</B> <A 
    title="mailto:r-sig-finance@stat.math.ethz.ch&#13;&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
    href="mailto:r-sig-finance@stat.math.ethz.ch" 
    target=_blank>r-sig-finance@stat.math.ethz.ch</A> ; <A 
    title="mailto:yves.croissant@let.ish-lyon.cnrs.fr&#13;&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
    href="mailto:yves.croissant@let.ish-lyon.cnrs.fr" target=_blank>Yves 
    Croissant</A> ; <A 
    title="mailto:christian.kleiber@unibas.ch&#13;&#10;CTRL + Clique para seguir o link" 
    href="mailto:christian.kleiber@unibas.ch" target=_blank>Christian 
    Kleiber</A> </DIV>
    <DIV><B>Subject:</B> Re: [R-SIG-Finance] R: [Fwd: R-SIG-Finance Digest, Vol 
    60, Issue 18]</DIV></DIV></DIV>
    <DIV>
    <DIV></DIV>
    <DIV>
    <DIV><BR></DIV>I just realized I used Robust in my Stata 9.2 analysis. When 
    I remove this, the Chi-sq values are much closer to the values I get in R 
    (but negative, as the consistent model must be listed first in a chi-sq 
    calculation). However, with my own data I do get this positive definite 
    error in Stata. Is this a result of unbalanced data? R doesn't give an 
    error, so I am inclined to ignore it in Stata. I am posting my own results 
    from R and Stata, and attaching the data as a csv.<BR><BR>Thanks, hope I am 
    not wasting too much of your time 
    here.<BR><BR>-Steve<BR><BR>###R-Output###<BR>&gt; library("plm")<BR>&gt; 
    <BR>&gt; fdi &lt;- read.csv("C:/data/mydata.csv", na.strings=".")<BR>&gt; 
    fdiplm&lt;-plm.data(fdi, index = c("id_code_id", 
    "year"))<BR>series&nbsp;&nbsp;&nbsp; are constants and have been 
    removed<BR>&gt; <BR>&gt; fdi_test&lt;-(lfdi_2000~ lagdlfdi+ laglnstock2000+ 
    lagtradegdp +lagdlgdp)<BR>&gt; <BR>&gt; fdi_test_fe &lt;- plm(fdi_test, 
    data=fdiplm, model="within")<BR>&gt; fdi_test_re &lt;- plm(fdi_test, 
    data=fdiplm, model="random")<BR>&gt; <BR>&gt; summary 
    (fdi_test_fe)<BR>Oneway (individual) effect Within 
    Model<BR><BR>Call:<BR>plm(formula = fdi_test, data = fdiplm, model = 
    "within")<BR><BR>Unbalanced Panel: n=149, T=3-27, N=2697<BR><BR>Residuals 
    :<BR>&nbsp;&nbsp; Min. 1st Qu.&nbsp; Median 3rd Qu.&nbsp;&nbsp;&nbsp; Max. 
    <BR>-8.2100 -0.4760&nbsp; 0.0452&nbsp; 0.5670&nbsp; 4.8700 
    <BR><BR>Coefficients 
    :<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Estimate Std. Error t-value&nbsp; Pr(&gt;|t|)&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    <BR>lagdlfdi&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 0.1564759&nbsp; 
    0.0180645&nbsp; 8.6621 &lt; 2.2e-16 ***<BR>laglnstock2000 0.7621350&nbsp; 
    0.0246798 30.8809 &lt; 2.2e-16 ***<BR>lagtradegdp&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    0.0178568&nbsp; 0.0025859&nbsp; 6.9055 5.003e-12 
    ***<BR>lagdlgdp&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 0.2601477&nbsp; 
    0.0427744&nbsp; 6.0818 1.188e-09 ***<BR>---<BR>Signif. codes:&nbsp; 0 *** 
    0.001 ** 0.01 * 0.05 . 0.1   1 <BR><BR>Total Sum of 
    Squares:&nbsp;&nbsp;&nbsp; 4606.7<BR>Residual Sum of Squares: 
    2938<BR>F-statistic: 361.237 on 4 and 2544 DF, p-value: &lt; 
    2.22e-16<BR>&gt; summary (fdi_test_re)<BR>Oneway (individual) effect Random 
    Effect Model <BR>&nbsp;&nbsp; (Swamy-Arora's 
    transformation)<BR><BR>Call:<BR>plm(formula = fdi_test, data = fdiplm, model 
    = "random")<BR><BR>Unbalanced Panel: n=149, T=3-27, 
    N=2697<BR><BR>Effects:<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    var std.dev&nbsp; share<BR>idiosyncratic 1.15487 1.07465 
    0.6617<BR>individual&nbsp;&nbsp;&nbsp; 0.59044 0.76840 0.3383<BR>theta&nbsp; 
    : <BR>&nbsp;&nbsp; Min. 1st Qu.&nbsp; Median&nbsp;&nbsp;&nbsp; Mean 3rd 
    Qu.&nbsp;&nbsp;&nbsp; Max. <BR>&nbsp;0.3718&nbsp; 0.6700&nbsp; 0.7081&nbsp; 
    0.6955&nbsp; 0.7355&nbsp; 0.7401 <BR><BR>Residuals :<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Min.&nbsp; 1st Qu.&nbsp;&nbsp; Median&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; Mean&nbsp; 3rd 
    Qu.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; Max. <BR>-9.15000 -0.47900&nbsp; 0.07270 
    -0.00713&nbsp; 0.59800&nbsp; 3.95000 <BR><BR>Coefficients 
    :<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Estimate Std. Error&nbsp; t-value&nbsp; Pr(&gt;|t|)&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    <BR>(Intercept)&nbsp;&nbsp;&nbsp; 16.7744214&nbsp; 0.1552868 108.0222 &lt; 
    2.2e-16 ***<BR>lagdlfdi&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    0.1632388&nbsp; 0.0181005&nbsp;&nbsp; 9.0185 &lt; 2.2e-16 
    ***<BR>laglnstock2000&nbsp; 0.8314432&nbsp; 0.0196444&nbsp; 42.3247 &lt; 
    2.2e-16 ***<BR>lagtradegdp&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 0.0119453&nbsp; 
    0.0020737&nbsp;&nbsp; 5.7605 8.386e-09 
    ***<BR>lagdlgdp&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 0.2558009&nbsp; 
    0.0424599&nbsp;&nbsp; 6.0245 1.696e-09 ***<BR>---<BR>Signif. codes:&nbsp; 0 
    *** 0.001 ** 0.01 * 0.05 . 0.1   1 <BR><BR>Total Sum of 
    Squares:&nbsp;&nbsp;&nbsp; 9522.3<BR>Residual Sum of Squares: 
    3140.8<BR>F-statistic: 1367.42 on 4 and 2692 DF, p-value: &lt; 
    2.22e-16<BR>&gt; <BR>&gt; phtest(fdi_test_re, 
    fdi_test_fe)<BR><BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; Hausman 
    Test<BR><BR>data:&nbsp; fdi_test <BR>chisq = 23.7021, df = 4, p-value = 
    9.164e-05<BR>alternative hypothesis: one model is inconsistent 
    <BR><BR><BR>###end R output###<BR><BR>###Stata 9.2 
    Output--canned###<BR>xtreg lfdi_2000 lagdlfdi laglnstock2000 lagtradegdp 
    lagdlgdp, fe;<BR><BR>Fixed-effects (within) 
    regression&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Number of obs&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    2697<BR>Group variable (i): 
    id_code_id&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Number of groups&nbsp;&nbsp; =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    149<BR><BR>R-sq:&nbsp; within&nbsp; = 
    0.3622&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Obs per group: min =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    3<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; between = 
    0.8234&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    avg =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    18.1<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; overall = 
    0.6998&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    max =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    27<BR><BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;
    F(4,2544)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    =&nbsp;&nbsp;&nbsp; 361.24<BR>corr(u_i, Xb)&nbsp; = 
    0.3536&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Prob &gt; F&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    =&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    0.0000<BR><BR>------------------------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp; 
    lfdi_2000 |&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; Coef.&nbsp;&nbsp; Std. 
    Err.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; t&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    P&gt;|t|&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; [95% Conf. 
    Interval]<BR>-------------+----------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    lagdlfdi |&nbsp;&nbsp; .1564758&nbsp;&nbsp; .0180645&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    8.66&nbsp;&nbsp; 0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .1210532&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .1918985<BR>laglnst~2000 |&nbsp;&nbsp;&nbsp; .762135&nbsp;&nbsp; 
    .0246798&nbsp;&nbsp;&nbsp; 30.88&nbsp;&nbsp; 0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .7137404&nbsp;&nbsp;&nbsp; .8105295<BR>&nbsp;lagtradegdp |&nbsp;&nbsp; 
    .0178568&nbsp;&nbsp; .0025859&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 6.91&nbsp;&nbsp; 
    0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .0127861&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .0229274<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; lagdlgdp |&nbsp;&nbsp; .2601478&nbsp;&nbsp; 
    .0427744&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 6.08&nbsp;&nbsp; 
    0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .1762716&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .3440241<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; _cons |&nbsp;&nbsp; 
    17.01131&nbsp;&nbsp; .1701713&nbsp;&nbsp;&nbsp; 99.97&nbsp;&nbsp; 
    0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 16.67762&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    17.345<BR>-------------+----------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    sigma_u |&nbsp; .93048942<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; sigma_e |&nbsp; 
    1.0746505<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; rho |&nbsp; 
    .42847396&nbsp;&nbsp; (fraction of variance due to 
    u_i)<BR>------------------------------------------------------------------------------<BR>F 
    test that all u_i=0:&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; F(148, 2544) 
    =&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    10.73&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; Prob &gt; 
    F = 0.0000<BR><BR>. estimates store FIX, title(The FE) ;<BR><BR>. xtreg 
    lfdi_2000 lagdlfdi laglnstock2000 lagtradegdp lagdlgdp, 
    re;<BR><BR>Random-effects GLS 
    regression&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Number of obs&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    2697<BR>Group variable (i): 
    id_code_id&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Number of groups&nbsp;&nbsp; =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    149<BR><BR>R-sq:&nbsp; within&nbsp; = 
    0.3606&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Obs per group: min =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    3<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; between = 
    0.8402&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    avg =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    18.1<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; overall = 
    0.7128&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    max =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 27<BR><BR>Random effects u_i 
    ~ 
    Gaussian&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Wald chi2(4)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; =&nbsp;&nbsp; 
    2225.46<BR>corr(u_i, X)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; = 0 
    (assumed)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Prob &gt; chi2&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; =&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    0.0000<BR><BR>------------------------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp; 
    lfdi_2000 |&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; Coef.&nbsp;&nbsp; Std. 
    Err.&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; z&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    P&gt;|z|&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; [95% Conf. 
    Interval]<BR>-------------+----------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    lagdlfdi |&nbsp;&nbsp; .1631662&nbsp;&nbsp; .0180937&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    9.02&nbsp;&nbsp; 0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .1277032&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .1986291<BR>laglnst~2000 |&nbsp;&nbsp;&nbsp; .830845&nbsp;&nbsp; 
    .0196843&nbsp;&nbsp;&nbsp; 42.21&nbsp;&nbsp; 0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .7922645&nbsp;&nbsp;&nbsp; .8694255<BR>&nbsp;lagtradegdp |&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .011992&nbsp;&nbsp; .0020779&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 5.77&nbsp;&nbsp; 
    0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .0079195&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .0160645<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; lagdlgdp |&nbsp;&nbsp; .2558113&nbsp;&nbsp; 
    .0424486&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 6.03&nbsp;&nbsp; 
    0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; .1726136&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .3390091<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; _cons |&nbsp;&nbsp; 
    16.77702&nbsp;&nbsp; .1556693&nbsp;&nbsp; 107.77&nbsp;&nbsp; 
    0.000&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 16.47191&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    17.08212<BR>-------------+----------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    sigma_u |&nbsp; .77431228<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; sigma_e |&nbsp; 
    1.0746505<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; rho |&nbsp; 
    .34173973&nbsp;&nbsp; (fraction of variance due to 
    u_i)<BR>------------------------------------------------------------------------------<BR><BR>.&nbsp; 
    estimates store RAND, title(The RE) ;<BR><BR>. hausman FIX 
    RAND;<BR><BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    ---- Coefficients 
    ----<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    |&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    (b)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    (B)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    (b-B)&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    sqrt(diag(V_b-V_B))<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    |&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    FIX&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    RAND&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Difference&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    S.E.<BR>-------------+----------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    lagdlfdi |&nbsp;&nbsp;&nbsp; .1564758&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .1631662&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    -.0066903&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .<BR>laglnst~2000 |&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .762135&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .830845&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    -.06871&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .014887<BR>&nbsp;lagtradegdp |&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .0178568&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .011992&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .0058648&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .0015393<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; lagdlgdp |&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .2601478&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .2558113&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .0043365&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    .0052695<BR>------------------------------------------------------------------------------<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    b = consistent under Ho and Ha; obtained from 
    xtreg<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    B = inconsistent under Ha, efficient under Ho; obtained from 
    xtreg<BR><BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp; Test:&nbsp; Ho:&nbsp; difference in 
    coefficients not 
    systematic<BR><BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    chi2(4) = 
    (b-B)'[(V_b-V_B)^(-1)](b-B)<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    22.94<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    Prob&gt;chi2 =&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    0.0001<BR>&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp;&nbsp; 
    (V_b-V_B is not positive definite)<BR>###End Stata 
    9.2####<BR></DIV></DIV></DIV></BLOCKQUOTE></DIV></DIV></DIV></DIV></BLOCKQUOTE></DIV><BR></BODY></HTML>