Эконометрика. Тихомиров
.pdfЧетвертое уравнение системы (8.34) по своему содержанию является ограничением. Его необходимо учитывать при формировании матриц G1, G2
и G3 в случае ее использования при идентификации первых трех моделей.
Данное ограничение записывается вектором-столбцом следующего вида:
|
1 |
|
|
|
1 |
|
|
|
1 |
|
|
|
1 |
|
|
g = |
0 |
. |
|
0 |
|||
|
|
||
|
0 |
|
0
11
Таким образом, например, для первого уравнения системы (8.34) матрица
G1 примет следующий вид:
|
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
1 |
|
|
1 |
0 ... ... ... ... |
1 |
|
||||
|
0 |
1 ... ... ... ... |
1 |
|
||||
|
... |
0 ... ... ... ... |
1 |
|
||||
G1 =G |
... ... ... ... ... ... |
0 |
, |
|||||
|
|
|
|
|
|
|
||
|
... |
... 0 ... ... ... |
0 |
|||||
|
|
|||||||
|
... |
... |
1 |
0 ... ... |
0 |
|
||
|
... |
... |
0 |
1 |
0 ... |
0 |
|
|
|
... |
... ... |
0 |
1 |
0 |
1 |
|
|
|
0 |
0 |
0 |
0 |
0 |
1 |
1 |
|
где первый присоединенный столбец определяет ограничение 12=0, второй –13=0, третий 12 =0,... , предпоследний – 15 =0 и последний – ограничение,
выражаемое четвертым уравнением системы (8.34).
Рассмотренный в данном разделе материал свидетельствует, что оценки параметров структурной формы системы взаимозависимых эконометрических моделей с использованием приведенной формы этой системы могут быть однозначно определены только в случае идентифицируемости каждого из ее уравнений. При этом, поскольку оценки параметров приведенной формы являются несмещенными, то можно ожидать, что и оценки параметров структурной формы будут обладать этим свойством. На практике оценкам структурной формы передается свойство состоятельности. Вместе с тем, условие идентифицируемости каждой из моделей, входящих в систему, выполняется при наличии вполне определенного количества ограничений, накладываемых на ее параметры.
Это следует из того факта, что в общем случае число уравнений, на основе которых определяются значения этих параметров, меньше их количества.
При этом, заметим, что для идентифицируемости всей системы моделей необходимо, чтобы число ограничений в каждой из них было одно и то же.
Естественно, что столь жесткие требования на количество ограничений на практике удовлетворяются далеко не часто. Вследствие этого рассмотренный косвенный метод при оценке параметров структурной формы системы взаимозависимых эконометрических моделей нельзя считать универсальным.
В следующем разделе будут рассмотрены более общие подходы к решению проблемы получения таких оценок, которые не имеют столь жестких ограничений по своему применению.
8.4. Оценивание параметров структурной формы на основе
двухшагового МНК с использованием инструментальных переменных
Двухшаговый МНК является одним из наиболее “популярных” методов оценки параметров моделей структурной формы. Причем обычно он используется в случае изолированного рассмотрения каждой из моделей системы. Рассмотрим особенности применения этого метода на примере
Основная идея использования двухшагового МНК для оценки
коэффициентов модели (8.50) состоит в следующем.
1.На первом шаге конструируются новые значения зависимых
переменных |
|
таким образом, |
чтобы ряды уit |
и |
|
|||||
y |
it , |
y |
it были в некотором |
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
смысле близки друг другу, но ряды |
|
можно было бы считать |
||||||||
y |
it и ошибку i |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
независимыми, i=2,..., m. |
|
|
|
|
|
|
|
|||
2. На втором |
шаге значения |
|
используются |
вместо значений уit при |
||||||
y |
it |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
оценке коэффициентов модели (8.50) также с помощью обычного МНК.
Иными словами, в этом случае матрицу |
Y1 при |
оценке коэффициентов |
|||||||||
предлагается заменить на матрицу |
|
|
|
, которая имеет следующий вид: |
|||||||
|
|
Y 1 |
|||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
у |
21 |
... |
у |
т1 |
|
|
|
||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
у |
22 |
... |
у |
т2 |
. |
|
|
||
Y1 |
= |
|
|
|
|
|
|
||||
... ... ... |
|
|
|
||||||||
|
|
|
|
|
|||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||
|
|
у |
2 |
Т |
... |
у |
тТ |
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
||||
При этом в литературных источниках при определении значений |
|
||||||||||
y |
it , i=2,..., |
||||||||||
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
|
m, обычно рекомендуется использовать соответствующие уравнения приведенной формы системы. В соответствии с этим данные значения
определяются как расчетные значения зависимых переменных
“классических” эконометрических моделей для моментов времени t=1,2,...,Т
yit i 0 i1 x1t ... ik xkt uit |
(8.51) |
при иit 0 (в соответствии с традиционным свойством ошибки M[иit]=0), так что
|
ci 0 ci1 x1t ... cik xkt , |
(8.52) |
уit |
где, |
в свою очередь, |
оценки сij |
коэффициентов ij |
находятся опять же с |
|
помощью обычного МНК на основании известного выражения |
|
||||
|
|
|
сi =(X X)–1 X Yi , |
(8.53) |
|
где |
сi =(сi0 ,..., сik), |
Yi=(yi1,..., |
yiT), X – матрица |
значений |
независимых |
переменных, входящих в приведенную форму системы эконометрических уравнений. Ее размер равен Т(k+1), где k – общее число независимых переменных системы. В то же время в каждом из ее структурных уравнений количество переменных, рассматриваемых как независимые, может быть меньше, чем k. Таким образом, п k. Заметим, что в качестве независимых переменных могут рассматриваться как чисто экзогенные факторы, так и
эндогенные запаздывающие переменные, чьи значения уi,t-r не могут быть связаны с ошибкой it (из-за разницы во времени), где r – величина запаздывания (см. пример 8.3).
Несложно заметить, что переменные |
|
являются некоторым вариантом |
|
y |
it |
||
|
|
|
инструментальных переменных, рассмотренных в разделе 3.3. Вследствие
этого многие проблемы оценивания параметров эконометрических моделей с использованием инструментальных переменных практически
«автоматически» переносятся и на оценки коэффициентов структурной формы систем таких моделей. В частности, теория свидетельствует, что при выполнении обычных предположений относительно независимости факторов и ошибки, гетероскедастичности и некоррелированности ошибки в пределе при Т , и ряда других (см. главу 3), найденные с помощью подобной процедуры оценки коэффициентов, входящих в систему структурных уравнений (эконометрических моделей), являются состоятельными и что свойство состоятельности с точки зрения практики можно толковать как уменьшение смещения оценок с ростом числа наблюдений (длины рядов исходных данных). Более того, в этих условиях
оценки имеют асимптотически нормальное распределение, что позволяет использовать при анализе качества построенных моделей параметрические критерии Стьюдента и Фишера.
Вместе с тем, в реальных эконометрических исследованиях, как правило,
длина ряда исходных данных ограничена (т. е. зафиксирована конкретным значением Т). В такой ситуации уместен вопрос, начиная с какого количества наблюдений можно считать, что смещения оценок стали незначительными и их можно не принимать во внимание в дальнейшем анализе.
Ответа на этот вопрос теория не дает. Более того, результаты практических исследований часто свидетельствуют, что при относительно коротких временных рядах исходных данных смещенность оценок, полученных с помощью двухшагового МНК, может быть достаточно существенной, по крайней мере, сопоставимой со смещенностью оценок, полученных на основе обычного МНК.
Вместе с тем, свойство состоятельности оценок двухшагового МНК многими специалистами рассматривается как очевидное преимущество этого метода по сравнению с одношаговым МНК, и поэтому именно процедуры двухшагового МНК обычно рекомендуются для построения структурных форм систем взаимозависимых эконометрических моделей в исследованиях реальных процессов.
Рассмотрим проблемы получения оценок коэффициентов уравнений структурной формы системы эконометрических моделей более подробно на примере модели (8.49).
Первый шаг.
На основании выражения
|
=X (X X)–1 |
X Y1 |
, |
(8.54) |
Y 1 |
определяется матрица расчетных значений эндогенных переменных у2t,..., уmt.