VAR模型的完整步骤是什么?

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VAR模型的完整步骤是什么?

2023-03-10 00:29| 来源: 网络整理| 查看: 265

简要介绍下原理,再提供一个Stata的操作方法。

在单变量回归中, 一个平稳的时间序列 y_{t} 经常被模型化为 A R 过程:

y_{t}=\alpha_{0}+\alpha_{1} y_{t-1}+\alpha_{2} y_{t-2}+\cdots+\alpha_{k} y_{t-k}+\epsilon_{t} \\

当我们分析多个时间序列时,一个对 A R 模型自然的拓展就是 VAR 模型, 在这个模型中一组向量里的每个时间序列被模型 化为决定于自己的滞后项以及这组向量里所有其他变量的滞后项。两阶 VAR 模型如下式:

\begin{aligned} y_{t} &=\alpha_{0}+\alpha_{1} y_{t-1}+\alpha_{2} x_{t-1}+\epsilon_{1 t} \\ x_{t} &=\beta_{0}+\beta_{1} y_{t-1}+\beta_{2} x_{t-1}+\epsilon_{2 t} \end{aligned} \\

经济学家通常使用这种形式的模型分析宏观数据、做出因果推断并提供政策建议。在这篇推文中,我会用美国失业率、通胀率以及名义利率估计一个三变量 VAR 模型。这个 VAR 模型类似于宏观经济中做 货币政策分析的模型。这篇文章的主要关注点在于该模型的基本估计和估计结果评估, 数据和 do文件在文末提供。背景知 识和理论细节可以在这篇文章中获得。

数据和估计

当使用 VAR 模型进行估计时,我们需要做两个决定。第一个是需要选择将那些变量放入 VAR 模型中,这个决定一般取决 于研究问题和相关文献。第二个决定是需要选择滞后阶数。决定了滞后阶数后,就可以开始估计。得到估计结果后, 需要 对结果进行评估分析看其是否符合模型设定。 本文使用 1995-2005年间美国失业率、CPI和短期名义利率的季度观测值对模型进行估计,数据来源于联邦经济数据库。 在stata 数据集中, inflation为 CPI, unrate 为失业率,ffr则表示利率。因此,本文估计的 VAR 模型为:

\left[\begin{array}{c} \text { inflation }_{t} \\ \text { unrate }_{t} \\ \mathrm{ffr}_{t} \end{array}\right]=a_{0}+A_{1}\left[\begin{array}{c} \text { in flation }_{t-1} \\ \text { unrate }_{t-1} \\ \text { ffr }_{t-1} \end{array}\right]+\cdots+A_{k}\left[\begin{array}{c} \text { inflation }_{t-k} \\ \text { unrate }_{t-k} \\ \text { ffr }_{t-k} \end{array}\right]+\left[\begin{array}{c} \epsilon_{1, t} \\ \epsilon_{2, t} \\ \epsilon_{3, t} \end{array}\right] \\

其中, a_{0} 是由截距项组成的向量, A_{1} 到 A_{K} 均为 3 \times 3 的系数矩阵。包含这些变量的 VAR 模型或相近的模型变体经常 出现在货币政策分析中。

下一步是决定一个合理的滞后阶数,我使用 \operatorname{varsoc} 命令执行滞后结束选择测试。

. varsoc inflation unrate ffr, maxlag(8) Selection-order criteria Sample: 41 - 236 Number of obs = 196 +---------------------------------------------------------------------------+ |lag | LL LR df p FPE AIC HQIC SBIC | |----+----------------------------------------------------------------------| | 0 | -1242.78 66.5778 12.712 12.7323 12.7622 | | 1 | -433.701 1618.2 9 0.000 .018956 4.54796 4.62922 4.74867 | | 2 | -366.662 134.08 9 0.000 .010485 3.95574 4.09793 4.30696* | | 3 | -351.034 31.257 9 0.000 .009801 3.8881 4.09123 4.38985 | | 4 | -337.734 26.6 9 0.002 .009383 3.84422 4.1083 4.4965 | | 5 | -319.353 36.763 9 0.000 .008531 3.7485 4.07351 4.5513 | | 6 | -296.967 44.77* 9 0.000 .007447* 3.61191* 3.99787* 4.56524 | | 7 | -292.066 9.8034 9 0.367 .007773 3.65373 4.10063 4.75759 | | 8 | -286.45 11.232 9 0.260 .008057 3.68826 4.1961 4.94265 | +---------------------------------------------------------------------------+ Endogenous: inflation unrate ffr Exogenous: _cons

varsoc 展示了之后滞后阶数选择检验的主要结果,检验的细节可以通过 help varsoc 得到。似然比和 AIC 都推荐选择六阶滞后,因此本文选择六阶滞后。

有了变量和滞后阶数,需要估计系数矩阵和误差项的协方差矩阵。系数估计可以通过对 VAR 模型中的每个等式做 OLS 回归得到,误差项的协方差矩阵则需要根据样本残差的协方差矩阵进行估计。var命令可以同时实现这两个矩阵的估计,其结果中系数矩阵会默认给出,误差项的协方差矩阵则可以 e(Sigma)中找到:

. var inflation unrate ffr, lags(1/6) dfk small Vector autoregression Sample: 39 - 236 Number of obs = 198 Log likelihood = -298.8751 AIC = 3.594698 FPE = .0073199 HQIC = 3.97786 Det(Sigma_ml) = .0041085 SBIC = 4.541321 Equation Parms RMSE R-sq F P > F ---------------------------------------------------------------- inflation 19 .430015 0.9773 427.7745 0.0000 unrate 19 .252309 0.9719 343.796 0.0000 ffr 19 .795236 0.9481 181.8093 0.0000 ---------------------------------------------------------------- ------------------------------------------------------------------------------ | Coef. Std. Err. t P>|t| [95% Conf. Interval] -------------+---------------------------------------------------------------- inflation | inflation | L1. | 1.37357 .0741615 18.52 0.000 1.227227 1.519913 L2. | -.383699 .1172164 -3.27 0.001 -.6150029 -.1523952 L3. | .2219455 .1107262 2.00 0.047 .0034489 .440442 L4. | -.6102823 .1105383 -5.52 0.000 -.8284081 -.3921565 L5. | .6247347 .1158098 5.39 0.000 .3962065 .8532629 L6. | -.2352624 .0719141 -3.27 0.001 -.3771708 -.093354 | unrate | L1. | -.4638928 .1386526 -3.35 0.001 -.7374967 -.1902889 L2. | .6567903 .2370568 2.77 0.006 .1890049 1.124576 L3. | -.271786 .2472491 -1.10 0.273 -.759684 .2161119 L4. | -.4545188 .2473079 -1.84 0.068 -.9425328 .0334952 L5. | .6755548 .2387697 2.83 0.005 .2043893 1.14672 L6. | -.1905395 .136066 -1.40 0.163 -.4590393 .0779602 | ffr | L1. | .1135627 .0439648 2.58 0.011 .0268066 .2003187 L2. | -.1155366 .0607816 -1.90 0.059 -.2354774 .0044041 L3. | .0356931 .0628766 0.57 0.571 -.0883817 .1597678 L4. | -.0928074 .0620882 -1.49 0.137 -.2153263 .0297116 L5. | .0285487 .0605736 0.47 0.638 -.0909816 .1480789 L6. | .0309895 .0436299 0.71 0.478 -.0551055 .1170846 | _cons | .3255765 .1730832 1.88 0.062 -.0159696 .6671226 -------------+---------------------------------------------------------------- unrate | inflation | L1. | .0903987 .0435139 2.08 0.039 .0045326 .1762649 L2. | -.1647856 .0687761 -2.40 0.018 -.3005019 -.0290693 L3. | .0502256 .064968 0.77 0.440 -.0779761 .1784273 L4. | .0919702 .0648577 1.42 0.158 -.036014 .2199543 L5. | -.0091229 .0679508 -0.13 0.893 -.1432106 .1249648 L6. | -.0475726 .0421952 -1.13 0.261 -.1308366 .0356914 | unrate | L1. | 1.511349 .0813537 18.58 0.000 1.350814 1.671885 L2. | -.5591657 .1390918 -4.02 0.000 -.8336363 -.2846951 L3. | -.0744788 .1450721 -0.51 0.608 -.3607503 .2117927 L4. | -.1116169 .1451066 -0.77 0.443 -.3979565 .1747227 L5. | .3628351 .1400968 2.59 0.010 .0863813 .639289 L6. | -.1895388 .079836 -2.37 0.019 -.3470796 -.031998 | ffr | L1. | -.022236 .0257961 -0.86 0.390 -.0731396 .0286677 L2. | .0623818 .0356633 1.75 0.082 -.0079928 .1327564 L3. | -.0355659 .0368925 -0.96 0.336 -.1083661 .0372343 L4. | .0184223 .0364299 0.51 0.614 -.0534651 .0903096 L5. | .0077111 .0355412 0.22 0.828 -.0624226 .0778449 L6. | -.0097089 .0255996 -0.38 0.705 -.0602247 .040807 | _cons | .187617 .1015557 1.85 0.066 -.0127834 .3880173 -------------+---------------------------------------------------------------- ffr | inflation | L1. | .1425755 .1371485 1.04 0.300 -.1280603 .4132114 L2. | .1461452 .2167708 0.67 0.501 -.2816098 .5739003 L3. | -.0988776 .2047683 -0.48 0.630 -.502948 .3051928 L4. | -.4035444 .2044208 -1.97 0.050 -.8069291 -.0001598 L5. | .5118482 .2141696 2.39 0.018 .0892262 .9344702 L6. | -.1468158 .1329922 -1.10 0.271 -.40925 .1156184 | unrate | L1. | -1.411603 .2564132 -5.51 0.000 -1.917585 -.9056216 L2. | 1.525265 .4383941 3.48 0.001 .660179 2.39035 L3. | -.6439154 .4572429 -1.41 0.161 -1.546195 .2583646 L4. | .8175053 .4573517 1.79 0.076 -.0849893 1.72 L5. | -.344484 .4415619 -0.78 0.436 -1.21582 .5268524 L6. | .0366413 .2516297 0.15 0.884 -.459901 .5331835 | ffr | L1. | 1.003236 .0813051 12.34 0.000 .8427961 1.163676 L2. | -.4497879 .1124048 -4.00 0.000 -.6715968 -.2279789 L3. | .4273715 .1162791 3.68 0.000 .1979173 .6568256 L4. | -.0775962 .114821 -0.68 0.500 -.3041731 .1489807 L5. | .259904 .1120201 2.32 0.021 .0388542 .4809538 L6. | -.2866806 .0806857 -3.55 0.000 -.445898 -.1274631 | _cons | .2580589 .3200865 0.81 0.421 -.3735695 .8896873 ------------------------------------------------------------------------------ . matlist e(Sigma) | inflation unrate ffr -------------+--------------------------------- inflation | .1849129 unrate | -.0064425 .0636598 ffr | .0788766 -.09169 .6324

var 命令的报告结果以矩阵形式报告,每个方程以其因变量的名字命名,因此会报告三个方程:通胀方程、失业率方程以 及利率方程。e(Sigma)中则保存 VAR模型估计残差的协方差矩阵。注意各个方程的残差相关。 如你所见,估计系数表格非常长。即使不考虑常数项, 一个有 n 个变量和 k 阶滞后的VAR 模型中也会有 k n^{2} 个系数。我 们的 3 变量, 6 阶滞后的VAR 则有将近 60 个系数,但是我们却仅有 198 个观测。选项 dfk 和 \operatorname{sma11} 将对默认情形下 报告的大样本统计量进行小样本调整。虽然结果会报告系数、标准误、 t 统计量、 p 统计量等,但是并不能给我们直观的信 息含量,因此很多论文甚至都不会报告这些系数表格,但是他们会报告一些更有信息量的统计量。接下来的两部分将会介 绍两个 VAR 结果分析中常用的统计手段:格兰杰因果检验和脉冲响应函数。

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