Эконометрика. Методология VAR презентация

Содержание

Методология VAR

Слайд 1Эконометрика
Лекция 4

Слайд 2Методология VAR

Слайд 3(1) экономика – это наука,
(2) в этой науке очень важен

количественный аспект.

1932 г. – учреждение Комиссии Коулса
(The Cowles Commission for Research in Economics)

1932 г. – решение об издании журнала “Econometrica”

1933 г. (январь) – выход первого номера журнала

Два принципа журнала:

Слайд 4Комиссия Коулса: Период с 1943 г. – Джейкоб Маршак

(Jacob Marschak)

Методы исследования должны быть обусловлены следующими характеристиками экономических данных и экономической теории:
Теория есть система одновременных уравнений, а не отдельное уравнение;
некоторые из этих уравнений включают "случайные" составляющие, отражающие многочисленные неустойчивые причины, в дополнение к нескольким "систематическим.
Многие данные выражены в виде временных рядов, причем последующие события зависят от предыдущих.
Многие опубликованные данные относятся скорее к агрегатам, а не к отдельным субъектам.

Слайд 5Развитие соответствующих математических и статистических методов не менее важно, чем получение

немедленных результатов.
Применение математических результатов в практических исследованиях сопровождается также и обратным движением : возникновение новых ситуаций в процессе практической работы ставит и новые задачи перед математиками.

Комиссия Коулса


Слайд 6Значительное место в исследованиях под эгидой Комиссии заняла разработка моделей и

методов анализа моделей систем одновременных уравнений.
Цель –количественный анализ влияния изменений в переменных, контролируемых неким монетарным "полисмейкером“, на макроэкономические переменные, представляющие конечные цели этого полисмейкера.
Такой анализ предусматривает:
спецификацию и идентификацию теоретической модели,
оценивание параметров,
расчет динамических свойств модели с особым акцентом на долговременные свойства,
симуляцию динамической модели,
анализ последствий различных политик.

Комиссия Коулса

Слайд 7Cпецификация модели производится с априорным разделением переменных на экзогенные и эндогенные.


Идентификация достигается как результат накладывания большого количества ограничений.
При выявлении тех или иных отклонений от стандартных предположений метода наименьших квадратов модифицируется не модель, а метод оценивания.
Базовая симуляция обычно производится на основе имеющейся выборки; результаты базовой симуляции сравниваются с результатами, полученными в альтернативной симуляции, основанной на модификации соответствующих экзогенных переменных.
Анализ альтернативных политик базируется на динамических мультипликаторах.

Комиссия Коулса: системы одновременных уравнений
(simultaneous equations model – SEM)

Слайд 8Собственно эконометристы остаются отделенными от выбора модели, который является прерогативой экономистов,

формулирующих теоретическую модель.

Методология Комиссии Коулса


Слайд 9 Методология Комиссии Коулса: критика Лукаса и Симса (Lucas (1978),

Sims (1980)

Лукас:
Традиционные структурные макромодели бесполезны для целей симуляции политики, поскольку такие модели не принимают в расчет в явной форме ожидания экономических агентов.

Симс:
В моделях Комиссии идентификация достигается за счет произвольного объявления некоторых переменных экзогенными. Однако в мире агентов, поведение которых зависит от решения некоторых вперед-смотрящих межвременных оптимизационных моделей, никакая из переменных не может считаться экзогенной.
Кроме того, в теоретическую априорную модель может быть включено недостаточное количество переменных (и тогда возникает эффект пропущенных переменных) и недостаточное количество запаздываний.

Слайд 10Для преодоления указанных недостатков методологии Комиссии были предложены:
методология Лондонской Школы экономики

(LSE),
методология VAR (векторных авторегрессий).


Слайд 11Методология LSE (Sargan, Hendry)
Акценты смещаются с методов оценивания (априорно заданной модели)

на получение адекватной данным спецификации и на идентифицируемость модели.
Строится достаточно широкая базовая модель в виде векторной ADL в приведенной форме с достаточно большим количеством переменных и достаточно большим количеством запаздываний (если, конечно, это позволяют данные).
Эта модель редуцируется путем упрощения динамики (отбрасывания незначимых лагов) и уменьшения размерности (отбрасывания уравнений для тех переменных, для которых не отвергается гипотеза экзогенности).
Накладываются ограничения на матрицу, определяющую долговременное равновесие, и производится идентификация коинтегрирующих векторов.

Слайд 12Методология LSE
Это приводит к статистической модели для данных с возможным разделением

краткосрочной динамики и долговременного равновесия; эта модель идентифицируется и оценивается.
Если система идентифицируема точно, то на этом все заканчивается.
Если система сверхидентифицирована, то проверяется выполнение "лишних" ограничений.

Слайд 13Методология VAR (Sims)
Разделение изменений в монетарной политике на два

типа:
изменения, которые агенты экономики предвидят правильно;
изменения, которые являются неожиданными для агентов экономики.
Изменения первого типа должны производить нейтральные эффекты: пропорциональные изменения цен и других номинальных переменных и отсутствие влияния на реальные переменные.
Неожиданные изменения второго типа, напротив, могут отражаться и на реальных переменных.
В методологии Симса делается акцент на исследование откликов системы экономических показателей на неожиданные (шоковые) воздействия, которым подвергаются отдельные переменные.

Слайд 14 В основе методологии VAR (как и в основе

методологии LSE)
лежит общая структура вида:


ζ t – инновационная последовательность
i.i.d. случайных (k х 1)- векторов с нулевым математическим ожиданием.

В приведенной форме:




ut – инновационная последовательность
i.i.d. случайных (k х 1)- векторов с нулевым математическим ожиданием и ковариационной матрицей Σ .

Слайд 15Простая VAR(1) для двух рядов (k = 2, p = 1)


Вычисляя эти изменения последовательно для значений s = 0, 1, … , получаем функции откликов на шоки инноваций.




На сколько изменяются значения при изменении инновации
или на одно стандартное отклонение?

Слайд 16Пример
Эту VAR можно записать в виде:


или










Слайд 17При этом,

Корни уравнения
лежат за пределами единичного круга, так что
рассматриваемая VAR

стационарна (стабильна).

Слайд 18Поэтому можно записать:



Тем самым, мы имеем возможность построения функций откликов
обеих

переменных на шоки инноваций.

Слайд 19Однако:
Из-за того, что общем случае

, возникают затруднения с интерпретацией этих функций.
Из-за перекрестной коррелированности инноваций в приведенной форме, невозможно полностью изолировать шок для u1t от шока для u2t , т.е.,
Нельзя произвольно изменять значение u1t , сохраняя при этом значения неизменными.



Слайд 20“Фундаментальные” инновации
Для преодоления указанного затруднения предполагают, что система изменяется благодаря

воздействию некоррелированных между собой “фундаментальных” инноваций .
Обычно предполагается, что все они имеют единичные дисперсии, так что – i.i.d. с нулевым математическим ожиданием и единичной ковариационной матрицей Ik .
При этом предполагается, что инновации являются линейными комбинациями фундаментальных инноваций, так что





Слайд 21 В примере с двумерной VAR(1):
Поскольку

, то
,



Изменение u1t на одно стандартное отклонение складывается из изменений и , которые, в свою очередь, вызывают одновременное изменение u2t .



Слайд 22 Импульсные функции отклика (impulse response function – IRF )


С экономической точки зрения, первоочередной интерес представляют реакции значений на единичные импульсные изменения отдельных фундаментальных инноваций при фиксированных значениях всех остальных фундаментальных инноваций во все моменты времени.

Именно на построение таких импульсных функций отклика нацелены алгоритмы, реализуемые в пакетах статистических программ.


Слайд 23Проблема отыскания матрицы D
Если матрица



известна, то как найти матрицу D ?





Слайд 24Отсюда:
Для нахождения четырех неизвестных d1 , d2 , d3

, d4 имеется всего три уравнения.

Следовательно, матрицу D идентифицировать невозможно,
если не накладывать априорных ограничений на ее структуру.

Слайд 25упорядочивание инноваций в системе.
Пусть фундаментальная инновация воздействует

только на y2t , а фундаментальная инновация воздействует и на y1t и на y2t .
Тогда фундаментальная инновация воздействует только на u2t , а фундаментальная инновация воздействует и на u1t и на u2t .


Предложение Симса:

Пример двумерной VAR(1)

Слайд 26 Пример двумерной VAR(1)
u1t
u2t
?

Слайд 27

Тогда

Обозначим



Умножим обе части VAR(1) на матрицу A :

Получаем структурную модель


в которой





Представим:




Слайд 28Пусть в приведенной VAR(1) ковариационная матрица ошибок имеет вид

так что
Тогда

структурная VAR имеет вид :




Слайд 29Изменим теперь упорядочение инноваций
Пусть


Тогда:

,
,
.

Слайд 30Структурная VAR имеет вид:
Представляем:




Слайд 31Резюме:
При первом упорядочении инноваций:




При втором упорядочении инноваций:



В обоих случаях выбранная

форма матрицы A приводит к рекурсивной системе .


Слайд 32 Рекурсивная система (первое упорядочение: Y1 ? Y2

)

В первое уравнение с текущим значением входит только одна переменная y1t , т.е.,
y1t объясняется только запаздывающими значениями переменных y1t , y2t , . . . , ykt .
Во второе уравнение с текущими значениями входят обе переменные y1t и y2t , т.е. ,
y2t объясняется с помощью y1t и yt – 1 , yt – 2 , . . . ,
Такой порядок вхождения переменных интерпретируется как последовательное включение переменных в порядке возрастания их эндогенности, так что последней в систему включается наиболее эндогенная переменная.

Слайд 33Сравним функции отклика переменных y1t и y2t на импульсный шок фундаментальной

инновации .
При первом упорядочении:



Пусть в момент t = 1 имеет место шок фундаментальной инновации для переменной y1t (в первом уравнении рекурсивной системы), так что


а не изменяется ни при каком t


Вернемся к двумерной VAR(1)



Слайд 34При этом мы получаем измененную реализацию

для которой

и


Для простоты, пусть . Тогда при t =1



а при t =2


Слайд 35Таким образом, мы получили следующие значения функций импульсного отклика на единичный

шок инновации :



Слайд 36При втором упорядочении

Получаются следующие значения функций импульсного отклика
на единичный шок

инновации :

Принимая различный порядок последовательного вхождения
переменных, мы получили и различное поведение функций
импульсного отклика.

Слайд 37Поведение функций импульсного отклика
При первом упорядочении:

Слайд 38При втором упорядочении:
Поведение функций импульсного отклика

Слайд 39Проблема: В примере функции импульсного отклика

были построены, опираясь на известные коэффициенты приведенной формы и на известную ковариационную матрицу вектора инноваций в приведенной форме.

Будем считать теперь эти параметры неизвестными и использовать для построения функций отклика их оценки, построенные по смоделированным реализациям длины 100.


Слайд 40В нашем примере:



(impulse_new.wf1)
(impulse_new_reord.wf1)

Слайд 41При первом упорядочении Y1 ?Y2:

Слайд 42
При первом упорядочении Y1 ?Y2:

Слайд 43При втором упорядочении Y2 ?Y1:

Слайд 44При втором упорядочении Y2 ?Y1:

Слайд 45Доверительные интервалы для (отдельных! ) значений импульсных откликов:
При первом упорядочении Y1

?Y2:

При втором упорядочении Y2 ?Y1:

Слайд 46Замечание
Столь существенное различие в поведении функций импульсного отклика при альтернативных упорядочениях

связано с существенной перекрестной коррелированностью инноваций в приведенной форме VAR.
В сгенерированных данных эта корреляция равна -0.628, а для остатков от оцененной VAR она равна -0.634.

Слайд 47В общем случае предполагают, что структурная модель VAR имеет вид

т.е.

где

– i.i.d. с нулевым математическим ожиданием и единичной ковариационной матрицей Ik , так что инновации в структуре являются линейными комбинациями "ортогонализованных" (“фундаментальных”) инноваций .
Соответственно, в приведенной форме

k -мерная VAR(p)







Слайд 48Приведенная форма:


Структурная форма:


Здесь

.
Приведенную форму оцениваем OLS, получаем оценки матриц
. Но по этим оценкам не всегда удается восстановить структурную форму, т.к. не известны матрицы A и B.



Слайд 49Проблема идентификации структурных уравнений по приведенной форме
В рассматриваемой ситуации




Оценив

приведенную VAR, мы можем получить и оценку ковариационной матрицы .
Замена на приводит к оценочному уравнению для A и B:



Слайд 50Матрица симметрична, и поэтому достаточно оценить


ее элементов.
Общее количество неизвестных элементов в матрицах и равно .
Поэтому идентификация возможна лишь при наложении на матрицы и достаточного количества ограничений.


Слайд 51Разложение Холецкого (Cholesky factorization)
Методология Симса, которую мы применили выше, фактически основана

на следующем результате (разложение Холецкого).
Всякую положительно полуопределенную матрицу можно представить в виде произведения , где – верхняя треугольная матрица с положительными диагональными элементами, причем такая матрица единственна.
Обозначая , запишем указанное представление в виде:

Здесь D – нижняя треугольная матрица с положительными диагональными элементами.




Слайд 52Факторизация матрицы D


Слайд 53Приравняем:
Тогда

(Нижняя треугольная матрица имеет обратную, которая также является нижней треугольной)


Слайд 54Резюме
Если наложить на матрицы A и B ограничения:
A – нижняя треугольная

матрица с единицами на диагонали;
B – диагональная матрица с положительными диагональными элементами,
то уравнение

имеет единственное решение, т.е. имеет место точная идентифицируемость матриц A и B .
Диагональные элементы bjj матрицы B можно рассматривать как с.к.о. инновации в i-м уравнении структуры, а форма матрицы A соответствует рекурсивной системе .


Слайд 55Рекурсивная система
В первое уравнение с текущим значением входит только одна

переменная y1t , т.е.,
y1t объясняется только запаздывающими значениями переменных y1t , y2t , . . . , ykt .
Во второе уравнение с текущими значениями входят только переменные y1t и y2t , т.е. ,
y2t объясняется с помощью y1t и yt – 1 , yt – 2 , . . . ,
. . .
В последнее, k-е уравнение с текущими значениями входят все переменные y1t , y2t , . . . , ykt , т.е.,
ykt объясняется с помощью y2t , . . . , yk-1,t и yt – 1 , yt – 2 , . . .
Такой порядок вхождения переменных интерпретируется как последовательное включение переменных в порядке возрастания их эндогенности, так что последней в систему включается наиболее эндогенная переменная.
При выбранной нормализации (единицы на диагонали матрицы ),
y1t – “наименее эндогенная” переменная,
ykt – “наиболее эндогенная” переменная

Слайд 56Вернемся к k -мерной VAR(p)
Приведенная форма:




Запишем ее в виде:


Если все корни

уравнения

лежат за пределами единичного круга, то VAR стабильна, и можно записать:



Слайд 57k -мерная VAR(p)




Это есть векторное MA-представление k -мерного ряда y1t

,
основанное на инновационной последовательности ut .

Если для некоторого k-мерного случайного вектора выполнено соотношение

то

Слайд 58и если

, то


так что матрица D является корнем из матрицы и имеет левую нижне-треугольную форму:






Ее элементы легко вычисляются рекуррентным образом
по элементам ковариационной матрицы .

Слайд 59Матрицу D можно представить в виде
При этом, представление

называют
разложением Холецкого матрицы .

Слайд 60 Разложение Холецкого (Cholesky factorization)


P* – левая нижне-треугольная матрица с единицами на диагонали,
B – диагональная матрица.

Мы уже фактически использовали такую факторизацию ранее для матрицы


где

Слайд 61 Функция импульсных откликов
Теперь

мы можем возвратиться к векторному MA-представлению ряда yt , основанному на инновационной последовательности ut :


и произвести подстановку .

В результате получаем разложение


основанное на инновационной последовательности
Элемент матрицы с индексом ij равен изменению i-ой переменной в момент времени t+h в ответ на единичное изменение шока j-ой переменной в момент времени t при сохранении неизменными всех остальных шоков во все моменты времени.

Слайд 62Декомпозиция (разложение) дисперсии ошибок прогнозов (variance decomposition)
Прогноз по VAR на

один шаг вперед:

Ошибка прогноза по VAR на один шаг вперед:

Слайд 63Ошибка прогноза по VAR на один шаг вперед:
Рассмотрим матрицу


Ee математическое ожидание

есть матрица



на диагонали которой находятся значения дисперсий ошибок
прогнозов на один шаг вперед рядов y1 и y2 .



Слайд 64Но


dj – j-й столбец матрицы D


Слайд 65Дисперсия ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1
Дисперсия ошибки прогноза

на один шаг вперед ряда y2

Слайд 66Дисперсия ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1
Дисперсия ошибки прогноза

на один шаг вперед ряда y2

Получили декомпозиции дисперсий ошибок прогноза
– разложение каждой из них на две компоненты.

Что представляют собой эти компоненты?

Слайд 67

– составляющая ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1,


обусловленная фундаментальной инновацией

– составляющая ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1,
обусловленная фундаментальной инновацией


– дисперсия ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1

Слайд 68 – составляющая ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1,


обусловленная фундаментальной инновацией

– составляющая ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1,
обусловленная фундаментальной инновацией

– дисперсия ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1


– составляющая дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y1, обусловленная фундаментальной инновацией

– составляющая дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y1, обусловленная фундаментальной инновацией

Слайд 69 – дисперсия ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y1
–

составляющая дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y1, обусловленная фундаментальной инновацией

– составляющая дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y1, обусловленная фундаментальной инновацией


– доля дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y1, обусловленная фундаментальной инновацией

– доля дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y1, обусловленная фундаментальной инновацией

Слайд 70 – дисперсия ошибки прогноза на один шаг вперед ряда y2
–

составляющая дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y2, обусловленная фундаментальной инновацией

– составляющая дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y2, обусловленная фундаментальной инновацией


– доля дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y2, обусловленная фундаментальной инновацией

– доля дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y2, обусловленная фундаментальной инновацией

Слайд 71Вернемся к двумерной VAR(1)
При упорядочении Y1 ? Y2

Слайд 72– доля дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y1,

обусловленная фундаментальной инновацией

– доля дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y1, обусловленная фундаментальной инновацией

– доля дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y2, обусловленная фундаментальной инновацией

– доля дисперсии ошибки прогноза на один шаг вперед
ряда y2, обусловленная фундаментальной инновацией

Слайд 73Ошибка прогноза по VAR на h шагов вперед вычисляется по формуле:














где

dj – j-й столбец матрицы D.

Декомпозиция дисперсии ошибок прогнозов

Слайд 74Ошибка прогноза по VAR на h шагов вперед вычисляется по формуле:














Вкдад

j-й ф.и. в дисперсию прогноза ряда ym равен m-у диагональному элементу матрицы, заключенной в скобки под знаком суммы.

Декомпозиция дисперсии ошибок прогнозов

Слайд 75 Декомпозиция дисперсии ошибок прогнозов
Обычно результат такой декомпозиции представляется как

перечень долей каждого из слагаемых в общей сумме.

В пакетах программ статистического анализа предлагаются также графики, показывающие динамику изменений каждой такой доли с изменением h, h =1, 2, . . .




Слайд 76Cholesky Ordering: Y1 Y2

Слайд 78Cholesky Ordering: Y2 Y1

Слайд 80Оценивание SVAR в EViews
При первом упорядочении


или


И, так как

?
и А – нижняя треугольная матрица с единицами на диагонали,
а B – диагональная матрица, то

Слайд 81Таким образом, при первом упорядочении SVAR (структурная VAR) принимает вид:

Слайд 82В рекурсивной структуре, полученной с использованием изложенного метода, случайные ошибки в

разных уравнениях являются взаимно некоррелированными случайными величинами. Это означает, что соответствующую систему одновременных уравнений можно оценивать, используя обычный метод наименьших квадратов (OLS).

Статистическая модель:

Слайд 83y1=c(1)*y1(-1)+c(2)*y2(-1) y2=c(3)*y1+c(4)*y1(-1)+c(5)*y2(-1)
Результаты оценивания:
Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.   ---------------------------------------------------------
C(1) 0.610340 0.041871 14.57663 0.0000
C(2) 0.497220 0.047645 10.43600 0.0000
C(3) -0.988495 0.122953 -8.039596 0.0000
C(4) 0.810082 0.090567 8.944557 0.0000
C(5) 1.156414 0.084061 13.75689 0.0000

Слайд 84EViews: Оценивание матриц A и B структурной формы
Создав объект VAR и

оценив коэффициенты приведенной VAR,
можно получить в рамках этого объекта и оценки указанных матриц.
Для этого заказываем: Proc ? Estimate Structural Factorization
В открывшемся окне указываем форму связи между ошибками в приведенной VAR и фундаментальными инновациями, соответствующую выбранному упорядочению в схеме Холецкого.

Слайд 85Warning!
Обозначения ошибок другие!
Но матрицы A и B те же!

Слайд 86
Model: Ae = Bu where E[uu']=I
Restriction Type: short-run text form
@e1 =

C(1)*@u1
@e2 = C(2)*@e1 + C(3)*@u2
where
@e1 represents Y1 residual
@e2 represents Y2 residuals
Coefficient
C(2) -0.997582
C(1)  0.962944
C(3)  1.143882

Estimated A matrix:
 1.000000  0.000000
 0.997582  1.000000

Estimated B matrix:
 0.962944  0.000000
 0.000000  1.143882

Результаты оценивания матриц A и B

Слайд 87Замечания
Принимая различные порядки последовательного вхождения переменных, мы получаем и различное поведение

импульсных функций отклика, что дает возможность сравнивать альтернативные теории.

В рекурсивной структуре, полученной с использованием изложенного метода, случайные ошибки в разных уравнениях являются взаимно некоррелированными случайными величинами. Это означает, что соответствующую систему одновременных уравнений можно оценивать, используя обычный метод наименьших квадратов (OLS).

Слайд 88Пример. В модели двумерной VAR переменная y1t может представлять объем производства (output),

а переменная y2t – “деньги” (money).

Упорядочение y1t ? y2t соответствует схеме



В этой схеме шоки в объеме производства оказывают немедленное воздействие и на объем производства и на деньги, тогда как шоки в деньгах оказывают немедленное воздействие только на деньги.
Такое упорядочение соответствует представлению, согласно которому денежная политика имеет только запаздывающее влияние на объем производства.

u1t

u2t

Слайд 89Пример (продолжение)
Упорядочение y2t ? y1t соответствует схеме



В этой схеме шоки

в объеме производства оказывают немедленное воздействие только на объем производства, тогда как шоки в деньгах оказывают немедленное воздействие и на деньги и на объем производства.
Это соответствует представлению о том, что деньги поставляются центральным банком, а объем производства становится известным центральному банку лишь с опозданием. Поэтому деньги не могут немедленно реагировать на шоки в объеме производства.

u2t

u1t

Похожие презентации

Джордж Акерлоф 406
Экономический цикл 264
Рыночная экономика. Рынок и условия его функционирования 251
Теория спроса и предложения 332
Развитие интеграции в АПК государств-членов ЕАЭС 350
Социальное проектирование: мультикультурализм и управление разнообразием 336

Обратная связь

Если не удалось найти и скачать презентацию, Вы можете заказать его на нашем сайте. Мы постараемся найти нужный Вам материал и отправим по электронной почте. Не стесняйтесь обращаться к нам, если у вас возникли вопросы или пожелания:

Email: Нажмите что бы посмотреть 

Что такое ThePresentation.ru?

Это сайт презентаций, докладов, проектов, шаблонов в формате PowerPoint. Мы помогаем школьникам, студентам, учителям, преподавателям хранить и обмениваться учебными материалами с другими пользователями.

Для правообладателей

Яндекс.Метрика