WWW.REFERATCENTRAL.ORG.UA - Я ТУТ НАВЧАЮСЬ

... відкритий, безкоштовний архів рефератів, курсових, дипломних робіт

ГоловнаЕкономіка (різне) → Метод інструментальних змінних - Реферат

Метод інструментальних змінних - Реферат

.

Оскільки економетрична модель має вільний член, перший рядок матриці інструментальних змінних складається з одиниць, а другий є інструментальною змінною замість вектора пояснювальної змінної X.

Матриця X має вигляд

.

2.3. Знайдемо оцінки параметрів моделі

де і — інструментальна змінна, порядковий номер,

.

Звідси економетрична модель запишеться так:

.

2.4. Підставимо значення змінної Xt в модель і знайдемо розрахункові значення залежної змінної — зайнятості населення (). Ці значення і відхилення їх від фактичних наведено в табл. 9.2.

3. Визначимо коваріаційну матрицю оцінок параметрів моделі:

.

3.1. .

3.2. ; .

3.3. .

3.4. ; .

3.5. .

3.6. .

3.7. .

4. Знайдемо стандартні помилки оцінок параметрів моделі

;

.

Оскільки стандартна помилка оцінки параметра становить близько 17 %, а стандартна помилка вільного члена перевищує його абсолютну величину в кілька разів, то можна стверджувати про наявність зміщення цих оцінок параметрів моделі та їх неефективність.

висновки

1. В економетричній моделі Y = XA + u пояснювальні змінні X можуть бути як детермінованими, що набувають своїх значень з деякої множини фіксованих чисел, так і стохастичними, які набувають своїх значень з певним рівнем імовірності.

2. Якщо пояснювальні змінні X є стохастичними і функція розподілу їх жодним чином не пов'язана з параметрами a і та змінні X розподілені незалежно від залишків u, то основна частина висновків про перевірку значущості моделі та її параметрів, побудову довірчих інтервалів справджуватиметься й тоді, коли X — стохастичні величини.

3. У загальній лінійній моделі зі стохастичними пояснювальними змінними асимптотичні властивості оцінок 1МНК визначаються так:

а)

б)

в) .

До того ж висуваються такі припущення:

а) ;

б) ;

в) .

У такому разі 1МНК забезпечує обгрунтовану оцінку асимптотичних дисперсій і коваріацій помилок, коли в моделі пояснювальні змінні є стохастичними.

4. Якщо не виконується припущення , тобто границя за ймовірністю коваріацій між змінними X і залишками u не дорівнює нулю, то оцінки 1МНК для скінченних вибіркових сукупностей можуть мати зміщення.

5. Кореляція між змінними X і залишками u може виникати з різних причин; основними з них є три:

1) помилки вимірювання пояснювальних змінних;

2) наявність у моделях лагових змінних;

3) побудова економетричної моделі на основі системи одночасових структурних рівнянь.

6. У разі існування кореляції між пояснювальними змінними та залишками для оцінювання параметрів моделі можна застосувати альтернативний метод, який називається методом інструментальних змінних.

Оператор оцінювання вектора за допомогою інструментальних змінних запишеться так:

Цей вектор забезпечує визначення обгрунтованної оцінки параметрів моделі. Асимптотична матриця коваріацій:

.

7. Застосування методу інструментальних змінних пов'язане зі знаходженням змінних, які можна використовувати як інструментальні. Вимоги до інструментальних змінних коротко можна сформулювати так:

1) інструментальні змінні Z мають бути тісно пов'язані з X;

2) Z зовсім не пов'язані із залишками u.

8. В економетричних дослідженнях пропонуються три методи визначення інструментальних змінних, на основі яких знайдено оператори оцінювання параметрів моделі:

1) оператор оцінювання Вальда;

2) оператор оцінювання Бартлета;

3) оператор оцінювання Дарбіна.

9. Оператори оцінювання Вальда і Бартлета застосовуються тоді, коли економетрична модель характеризує зв'язок двох змінних, тобто модель має вигляд Yt = a0 + a1xt + ut, а оператор оцінювання Дарбіна може бути застосований і тоді, коли економетрична модель має більш як одну пояснювальну змінну.

10. В операторі оцінювання Вальда інструментальні змінні визначаються так:

1) знаходиться відхилення кожного елемента пояснювальної змінної від медіани;

2) величини, що мають знак "плюс", замінюються одиницями, а величини, що мають знак "мінус" — одиницями з цим знаком.

Використовуючи ці інструментальні змінні в операторі , дістаємо оцінки Вальда:

де і — середні значення відхилень пояснювальної змінної відповідно вгору і вниз від медіани, а і — середні значення залежної змінної, які відповідають середнім і .

11. В операторі оцінювання Бартлета інструментальні змінні визначаються як і в операторі Вальда. Але Бартлет запропонував розбити упорядковані значення змінної X на три групи однакового розміру і вилучити середню групу спостережень з розрахунку. Оператор оцінювання параметрів Бартлета:

де , , , — середні значення змінних для спостережень третьої і першої груп.

12. В операторі оцінювання Дарбіна інструментальні змінні визначаються так:

1) значення вектора X упорядковуються в порядку зростання;

2) упорядковані значення X замінюються порядковим номером (рангом), тобто числами 1, 2, 3, 4, ... , n.

Оператор оцінювання має вигляд

; ,

де i — порядковий номер (інструментальна змінна).

Якщо оператор оцінювання Дарбіна застосовується тоді, коли економетрична модель має кілька пояснювальних змінних, то спочатку відшукуються відхилення значень кожної змінної від її середнього значення, потім вони упорядковуються за зростанням і кожному присвоюється порядковий номер.

Часто при вимірюванні змінних, які входять до економетричної моделі, припускаються помилок. У такому разі оцінка параметрів 1МНК матиме зміщення, яке можна записати так:

де — дисперсія справжніх значень X;

— дисперсія помилки вимірювання X.

Цього зміщення можна уникнути, якщо для оцінювання параметрів моделі скористатися методом інструментальних змінних.

ЛІТЕРАТУРА

  1. Джонстон Дж. Эконометрические методы.— М., 1980.

  2. Дрейлер Н., Смит Г. Прикладной регрессионный анализ. — М.: Финансы и статистика, 1986.

  3. Кейн Э. Экономическая статистика и эконометрия. — М.: 1977.– Вып.12.

  4. Класc А., Гергели К., Колек Ю., Шуян И. Введение в эконометрическое моделирование. –– М., 1975.

  5. Крамер Г. Математические методы статистики. — М., 1975.

  6. Ланге О. Введение в эконометрику. –– М., 1964.

  7. Лизер С. Эконометрические методы и задачи. –– М., 1971.

  8. Линник Ю.В. Метод наименьших квадратов и основы математико-статистической обработки наблюдений. — М., 1962.

  9. Маленво Э. Статистические методы в эконометрии. — М., 1975 – 1976. Вып. 1,2.

  10. Мальцев А.Н. Основы линейной алгебры. –– М., 1975.

  11. Пирогов Г., Федоровский Ю. Проблемы структурного оценивания в эконометрии. –– М., 1979.

  12. Тинтнер Г. Введение в эконометрию. –– М., 1964.

  13. Фишер Ф. Проблема идентификации в эконометрии. — М., 1978.

  14. Чупров А.А. Основные проблемы теории корреляции. — М., 1960. 2-е изд.

  15. Klein L.R., Goldberger A.S. An Ekonometric Model of United States, 1929 – 1952 North Holland, Amsterdam, 1964.

Loading...

 
 

Цікаве