zunia.vn

Tuyển sinh 2024 dành cho Gen-Z

zunia.vn

» Kinh Tế - Quản Lý

» Kinh tế học

Kinh tế lượng nâng cao - Bài giảng số 15

Chia sẻ: Nguyen Nhi | Ngày: | Loại File: DOC | Số trang:10

Báo xấu

232
lượt xem 104
download

Download Vui lòng tải xuống để xem tài liệu đầy đủ

Tài liệu tham khảo Kinh tế lượng nâng cao dùng cho sinh viên khoa toán kinh tế , Tài liệu này tiếp theo bài số 6 giới thiệu về Dự báo

Chủ đề:

Bình luận(0) Đăng nhập để gửi bình luận!

Lưu

Nội dung Text: Kinh tế lượng nâng cao - Bài giảng số 15

Kinh tÕ lîng n©ng cao BÀI 6 (tiếp theo) DỰ BÁO 4. VÉC TƠ TỰ HỒI QUY (MÔ HÌNH VAR) 4.1. Khái niệm chung Trước đây ta đã xét mô hình nhiều phương trình, trong đó các biến được phân chia thành các biến nội sinh và ngoại sinh và để hệ phương trình định dạng đúng thì một số biến ngoại sinh chỉ có mặt trong một số phương trình. Sims (năm 1980) đã lập luận rằng nếu các biến diễn ra đồng thời thì phân loại các biến nội sinh và ngoại sinh thực ra khá trừu tượng. Trên thực tế, khi có hiện tượng đồng hành giữa các biến chúng phải được cân nhắc đều như nhau và tất cả đều được coi là biến nội sinh. Do đó chúng sẽ có mặt trong tất cả các phương trình. Sims đã đưa ra mô hình véc tơ tự hồi quy. VAR là mô hình động của một số biến thời gian. Mô hình này về cấu trúc gồm nhiều phương trình và gồm các biến trễ của các biến số. Xét 2 chuỗi số liệu, Y1 và Y2 . Mỗi biến có một bước trễ, mô hình VAR sẽ có dạng: Y1t = α + β 1Y1t-1 + γ 1Y2t-1 + u1t NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi
Bµi 5: dù b¸o Y2t = δ + ε 1Y1t-1 + θ 1Y2t-1 + u2t Mô hình này xây dựng trên cơ sở 1 vectơ có 2 biến, Y1 và Y2 và là mô hình tự hồi quy bởi vì trong mỗi phương trình đều có 1 biến trễ phụ thuộc. Dưới dạng tổng quát, với Y1 và Y2 ta có mô hình VAR sau đây: p p Y1t = α + ∑i =1 β iY1t-i + ∑ γ iY2t-i + u1t i =1 p p Y2t = δ + ∑ i =1 ε iY1t-i + ∑ i =1 θ 1Y2t-i + u2t Trong đó p là bậc trễ cho cả Y1 và Y2 trong mỗi phương trình. Với 2 biến, ta có số hệ số góc là 22p và với m biến ta có m2p hệ số góc. Nếu các phương trình đều chứa cùng một số biến, tức là độ dài của trễ của các biến trong các phương trình đều giống nhau thì có thể ước lượng được ngay bằng OLS và có thể sử dụng để làm dự báo. Tuy nhiên, trong thực tế, số thông số trong mô hình cần ước lượng trở nên quá lớn. Ví dụ, với 4 thời kỳ trễ cho mỗi biến, thì với 5 biến, ta cần ước lượng 20 hệ số (không kể hệ số chặn) cho mỗi một trong 5 phương trình ước lượng. Tổng các thông số cần phải ước lượng trong hệ phương trình là 52.4 + 5 = 105. Trừ phi có rất nhiều số liệu, số bậc tự do quá lớn do có quá nhiều thông số ước lượng sẽ là một khó khăn. Cụ thể là các hệ số không được ước NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi
Kinh tÕ lîng n©ng cao lượng chính xác và điều đó sẽ gây nên sai số dự báo. Chúng ta có thể có được những kết quả dự báo có độ tin cậy lớn hơn thông qua việc đưa ra những điều kiện ràng buộc cho các thông số. Trong số những mô hình dự báo thành công nhất có mô hình BVAR (Mô hình vectơ tự tương quan Bayes). Cách tiếp cận này liên quan đến việc xác định điều kiện ràng buộc "xoắn" do cách định trước phân bố của các hệ số. Ví dụ, cách xác định trước thường hay dùng nhất là trung bình của hệ số của biến trễ thứ nhất trong mỗi phương trình là 1 và trung bình của tất cả các hệ số khác là 0. Với 2 biến Y1 và Y2 với 4 thời kỳ trễ cho mỗi biến, p=4, phương trình của Y1 sẽ là: 4 4 Y1t = α + β 1Y1t-1 + ∑ i=2 β iY1t-i + ∑ γ iY2t-i + u1t i =1 Cho trước điều kiện trung bình của hệ số β 1 là 1 và phương sai là v
Bµi 5: dù b¸o Ví dụ 2.: Hãy ước lượng mô hình VAR với các số liệu về tổng mức tiêu dùng cá nhân và GDP của Mỹ ( tr. 651 - Gujarati) Ví dụ 3. Mô hình VAR với Kinh tế Texas Vấn đề được đặt ra ở đây là "khủng hoảng dầu mỏ cũng chính là khủng hoảng kinh tế Texas". Để kiểm định giả thiết này người ta sử dụng các biến sau: - Tỷ lệ thay đổi giá dầu thực tế (X). - Tỷ lệ thay đổi của lao động phi nông nghiệp ở Texas (Y). - Tỷ lệ thay đổi lao động phi nông nghiệp ở phần còn lại của Hoa Kỳ (Z). Xác định hai bước trễ cho mỗi biến trong mô hình như vậy số tham số cần ước lượng kể cả hệ số chặn là 7. Kết quả hồi qui mô hình VAR nhờ ước lượng OLS như sau: NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi
Kinh tÕ lîng n©ng cao Kết quả ước lượng mô hình VAR với hai bước trễ (1974-1 đến 1988-1) Biến phụ thuộc: X (tỷ lệ % thay đổi giá dầu thực tế) Biến Mức trễ Hệ số Độ lệch tiêu Mức ý chuẩn nghĩa x 1 0.7054 0.1409 0.83E-5 x 2 - 0.3351 0.15 0.03027 y 1 - 1.3525 2.7013 0.6189 y 2 3.4371 2.4344 0.1645 z 1 3.4566 2.8048 0.2239 z 2 - 4.8703 2.7500 0.08304 Constant 0 - 0.0099 0.01696 0.5589 NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi
Bµi 5: dù b¸o R2 điều chỉnh: 0.2982. Kiểm định bỏ biến, với biến phụ thuộc là X Biến Thống kê F Mức ý nghĩa x 12.5536 0.00004283 y 1.3646 0.2654 z 1.5693 0.2188 Với kết qủa này rõ ràng hệ số các biến trễ của X trong phương tình đầu là khác không. Trong khi các biến trễ của Y và Z không có vai trò giải thích cho X. Biến phụ thuộc: Y (tỷ lệ % thay đổi lao động phi nông nhiệp ở TEXAS) NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi
Kinh tÕ lîng n©ng cao Biến Mức Hệ số Độ lệch tiêu Mức ý trễ chuẩn nghĩa x 1 0.02228 0.008759 - 0.0143 x 2 - 0.009322 0.8407 0.001882 y 1 0.6462 0.1678 0.000355 4 y 2 0.04234 0.1512 0.7807 z 1 0.2655 0.1742 0.1342 z 2 - 0.1715 0.1708 0.3205 Constan 0 - .001053 0.1351 t 0.001602 R2 điều chỉnh: 0.6316 Kiểm định bỏ biến, với biến phụ thuộc là Y NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi
Bµi 5: dù b¸o Biến Thống kê F Mức ý nghĩa x 3.6238 0.0000342 y 19.144 0.00000082 1.1684 0.3197 z Kết qủa này cho thấy các biến trễ của x và y có vai trò giải thích cho Y. Biến phụ thuộc: Z (tỷ lệ % thay đổi lao động phi nông nghiệp ở phần còn lại của Hoa Kỳ) Biến Mức Hệ số Độ lệch tiêu Mức ý trễ chuẩn nghĩa x 1 - 0.0083 0.006849 0.2299 NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi
Kinh tÕ lîng n©ng cao x 2 0.0036 0.007289 0.6202 y 1 0.3849 0.1312 0.00517 y 2 - 0.4805 0.1182 0.00182 z 1 0.7226 0.1362 0.000003 z 2 - 0.1336 0.9190 0.01366 Constan 0 - 0.0008241 0.0057 t 0.002387 R2 điều chỉnh: 0.6503 Kiểm định bỏ biến, với biến phụ thuộc là Z biến Thống kê F Mức ý nghĩa x 0.7396 0.4827 y 8.2714 0.00083 NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi
Bµi 5: dù b¸o z 27.9609 .1E-7 Kết quả này cho thấy các biến trễ của y và z có vai trò giải thích cho Z, còn các biến trễ của X có hệ số bằng không. NguyÔn cao V¨n- Khoa To¸n kinh tÕ-§¹i häc kinh tÕ quèc d©n Hµ néi

CÓ THỂ BẠN MUỐN DOWNLOAD

THÔNG TIN

TRỢ GIÚP

HỖ TRỢ KHÁCH HÀNG

Theo dõi chúng tôi

Chịu trách nhiệm nội dung:

Nguyễn Công Hà - Giám đốc Công ty TNHH TÀI LIỆU TRỰC TUYẾN VI NA

LIÊN HỆ

Địa chỉ: P402, 54A Nơ Trang Long, Phường 14, Q.Bình Thạnh, TP.HCM

Hotline: 093 303 0098

Email: support@tailieu.vn

Giấy phép Mạng Xã Hội số: 670/GP-BTTTT cấp ngày 30/11/2015 Copyright © 2022-2032 TaiLieu.VN. All rights reserved.