内生性工具变量与GMM估计

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gmm估计方法stata

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gmm估计方法stataGMM 估计方法是一种参数估计方法,它是广义矩估计法的一种特殊形式。

GMM 估计方法通过构造题目中的未知参数的样本矩来估计参数,这种方法可以通过软件 Stata 实现。

在 Stata 中进行 GMM 估计方法,首先需要使用 gmm 命令进行设置。

gmm 命令的基本设置格式如下:gmm depvar (instrum:list varlist) [, option]其中,depvar 是被解释变量,instrum 是工具变量,option 表示其他设置选项。

GMM 估计方法的两个重要参数是工具变量和矩阵权重矩阵。

在Stata 中,可以使用ivregress 命令来生成工具变量。

同时,Stata 还提供了弱工具变量下的优化算法,用户可以通过 ivreg2 命令进行设置。

在进行 GMM 估计方法之前,需要先确定样本矩的形式,并确定权重矩阵的构造方式。

对于 GMM 估计方法的权重矩阵,可以使用被广泛引用的认可的经验记述变量或等权重矩阵来构建。

根据样本数据的特征,选择一种合适的矩阵会产生更精确的估计结果。

在实际应用中,GMM 估计方法可以用于计算模型的峰值位置、变化趋势及其他未知参数。

这种方法在金融学、计量经济学、卫生经济学、国际贸易和宏观经济政策等领域得到广泛应用。

在 Stata 中,通过对gmm 命令中 option 等参数进行设置,可以轻松完成 GMM 估计方法的计算。

总之,GMM 估计方法是一种重要的参数估计方法,Stata 软件的GMM 模块提供了实现该方法的便利性。

无论是在学术研究还是实践应用中,这种方法都拥有广泛应用前景。

内生性工具变量与GMM估计PPT文档43页

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内生性工具变量与GMM估计

26、我们像鹰一样,生来就是自由的 ,但是 为了生 存,我 们不得 不为自 己编织 一个笼 子,然 后把自 己关在 里面。 ——博 莱索

27、法律如果不讲道理,即使延续时 间再长 ,也还 是没有 制约力 的。— —爱·科 克
•Leabharlann 28、好法律是由坏风俗创造出来的。 ——马 克罗维 乌斯

29、在一切能够接受法律支配的人类 的状态 中,哪 里没有 法律, 那里就 没有自 由。— —洛克

30、风俗可以造就法律,也可以废除 法律。 ——塞·约翰逊
谢谢
11、越是没有本领的就越加自命不凡。——邓拓 12、越是无能的人,越喜欢挑剔别人的错儿。——爱尔兰 13、知人者智,自知者明。胜人者有力,自胜者强。——老子 14、意志坚强的人能把世界放在手中像泥块一样任意揉捏。——歌德 15、最具挑战性的挑战莫过于提升自我。——迈克尔·F·斯特利

iv-gmm回归方程

iv-gmm回归方程

iv-gmm回归方程IV-GMM回归方程是一种经济学中常用的统计方法,用于解决因果关系中的内生性问题。

本文将通过解释IV-GMM回归方程的原理和应用,详细讨论其优势和局限性,并通过实例说明其实际应用的价值。

IV-GMM回归方程是由两个部分构成的,即工具变量(Instrumental Variable, IV)和广义矩法(Generalized Method of Moments, GMM)。

工具变量是一种用于解决内生性问题的工具,它可以通过回归模型中的外生变量来替代内生变量,从而避免内生性引起的估计偏误。

广义矩法是一种基于矩条件的估计方法,通过最大化矩条件下的似然函数,对模型参数进行估计。

IV-GMM回归方程的核心思想是利用工具变量来解决内生性问题,并通过广义矩法对模型参数进行估计。

在实际应用中,我们首先需要选择适当的工具变量,这些工具变量应该满足两个条件:与内生变量相关,但与误差项不相关。

然后,我们利用工具变量进行第一步回归,得到内生变量的预测值。

最后,将内生变量的预测值代入原始模型,通过广义矩法进行估计。

IV-GMM回归方程在经济学研究中有广泛的应用。

它可以用于解决多种内生性问题,例如反向因果关系、测量误差和遗漏变量等。

此外,IV-GMM回归方程还可以提供一致且有效的估计结果,即使在存在异方差和序列相关等问题时,也能够保持较好的性能。

然而,IV-GMM回归方程也存在一些局限性。

首先,选择适当的工具变量是一个挑战性的任务,不恰当的选择可能导致估计结果的偏误。

其次,IV-GMM回归方程对样本大小和工具变量的数量有一定的要求,如果样本过小或工具变量过少,可能会影响估计的精确性。

此外,IV-GMM回归方程对模型的设定也有一定的要求,特别是对误差项的假设和模型的功能形式。

为了更好地理解IV-GMM回归方程的应用,我们以一个实例进行说明。

假设我们想研究教育对收入的影响,但由于教育水平与收入存在内生性问题,我们无法直接得出准确的估计结果。

内生性处理

内生性处理

【问题及方法】内生性,每个实证人的痛。

内生性的三个来源:测量误差、遗漏变量和双向因果。

1、变量的内生性。

这个是没有办法单独检验的。

当有合适工具变量时候,是可以检验的,就是hausman检验2、工具变量的外生性。

这个也是没办法检验的。

当有很多工具变量时候,可以检验是否有不是外生的,就是“过度识别”问题3、工具变量的相关性。

这个可以说成是“弱工具变量”问题,检验可以通过一阶段的F值。

还可以利用Partial R2。

4、估计方法stata里面有这么几个2sls,2sls smal、liml、gmm,各自适用情况:small适合小样本;liml适合弱工具变量;gmm适合异方差。

【例子】webuse hsng2*Fit a regression via 2SLS, requesting small-sample statisticsivregress 2sls rent pcturban (hsngval = faminc iregion), small*Fit a regression using the LIML estimatorivregress liml rent pcturban (hsngval = faminc iregion)*Fit a regression via GMM using the default heteroskedasticity-robust weight matrixivregress gmm rent pcturban (hsngval = faminc iregion)*Fit a regression via GMM using a heteroskedasticity-robust weight matrix, requesting nonrobust standard errors ivregress gmm rent pcturban (hsngval = faminc iregion), vce(unadjusted)*检验regress 2sls rent pcturban hsngvalest store m1ivregress 2sls rent pcturban (hsngval = faminc iregion) est store m2。

stata中gmm模型条件 -回复

stata中gmm模型条件 -回复

stata中gmm模型条件-回复Stata中GMM模型条件GMM,即广义矩估计,是一种统计方法,通过最大化一组矩条件,估计参数的值。

在Stata中,GMM模型常用于解决经济学和金融学中的一些问题,例如处理内生性问题、估计经济模型的参数等。

在本文中,将逐步回答关于Stata中GMM模型的条件问题。

第一步:数据准备在使用GMM模型之前,首先需要准备数据。

假设我们有一个包含自变量、因变量和仪器变量的数据集。

自变量是用来解释因变量的变量,而仪器变量是用来解决内生性问题的变量。

确保数据集存储在Stata的工作区中,并确保数据集命名无重复。

第二步:GMM的基本概念在开始使用GMM模型之前,了解一些基本概念是非常重要的。

GMM 模型通过最大化一组矩条件来估计参数的值。

通常情况下,这组矩条件由期望的样本矩(sample moments)和理论模型的矩(theoretical moments)组成。

第三步:指定理论模型在使用GMM模型之前,需要指定理论模型。

理论模型是根据实际问题构建的模型,用于解释因果关系。

在Stata中,可以使用一阶(first order)或二阶(second order)条件来指定理论模型。

第四步:选择一组仪器变量仪器变量在GMM模型中起着非常重要的作用,能够帮助解决内生性问题。

选择一组适当的仪器变量可以提高模型的效果。

在Stata中,可以使用ivregress命令来估计GMM模型,该命令允许用户指定仪器变量。

第五步:计算样本矩在GMM模型中,样本矩是通过数据集计算得出的。

样本矩用来将理论模型的参数与实际数据相联系。

在Stata中,可以使用egen命令来计算样本矩。

例如,如果我们想要计算平均值的样本矩,可以使用以下代码:egen mean_x = mean(x)第六步:计算理论模型的矩除了样本矩,还需要计算理论模型的矩。

理论模型的矩是基于理论模型的参数和样本数据计算得出的。

在Stata中,可以使用predict命令来计算理论模型的矩。

实证研究中,不可或缺的GMM模型(附有命令及运用思路)

实证研究中,不可或缺的GMM模型(附有命令及运用思路)

实证研究中,不可或缺的GMM模型(附有命令及运用思路)广义矩估计(Generalized Method of Moments,即GMM)一、解释变量内生性检验首先检验解释变量内生性(解释变量内生性的Hausman 检验:使用工具变量法的前提是存在内生解释变量。

Hausman 检验的原假设为:所有解释变量均为外生变量,如果拒绝,则认为存在内生解释变量,要用IV;反之,如果接受,则认为不存在内生解释变量,应该使用OLS。

reg ldi lofdiestimates store olsxtivreg ldi (lofdi=l.lofdi ldep lexr)estimates store ivhausman iv ols(在面板数据中使用工具变量,Stata提供了如下命令来执行2SLS:xtivreg depvar [varlist1] (varlist_2=varlist_iv) (选择项可以为fe,re等,表示固定效应、随机效应等。

详见help xtivreg)如果存在内生解释变量,则应该选用工具变量,工具变量个数不少于方程中内生解释变量的个数。

“恰好识别”时用2SLS。

2SLS的实质是把内生解释变量分成两部分,即由工具变量所造成的外生的变动部分,以及与扰动项相关的其他部分;然后,把被解释变量对中的这个外生部分进行回归,从而满足OLS前定变量的要求而得到一致估计量。

tptqtp二、异方差与自相关检验在球型扰动项的假定下,2SLS是最有效的。

但如果扰动项存在异方差或自相关,面板异方差检验:xtgls enc invs exp imp esc mrl,igls panel(het)estimates store heteroxtgls enc invs exp imp esc mrl,iglsestimates store homolocal df = e(N_g) - 1lrtest hetero homo, df(`df')面板自相关:xtserial enc invs exp imp esc mrl则存在一种更有效的方法,即GMM。

gmm估计法的stata命令

gmm估计法的stata命令

gmm估计法的stata命令
GMM估计法是一种经济计量学中常用的估计方法,可以用来解决多个方程、多个变量和非线性模型等复杂情况下的参数估计问题。

在Stata软件中,有专门的命令可以用来实现GMM估计法,包括gmm、xtgmm和gmm2s等。

其中,gmm命令可以用来估计单一方程模型,可以使用不同的工具变量来进行估计,还可以设置不同的GMM条件和权重矩阵。

xtgmm 命令则可以用来估计面板数据模型,支持固定效应和随机效应模型的估计。

而gmm2s命令则可以用来进行二阶段最小二乘法和GMM的混合估计。

在使用这些命令进行GMM估计时,需要先进行一系列的前置检验和数据处理,如检验模型的内生性和一致性等,选择合适的工具变量、GMM条件和权重矩阵等。

此外,还需要注意控制其他可能影响结果的因素,如异方差性、序列相关性等。

总之,使用Stata命令进行GMM估计法需要具备一定的统计分析和计算机应用技能,同时需要注意选择合适的模型和方法,才能得到可靠的估计结果。

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IV和GMM相关估计步骤,内生性、异方差性等检验方法

IV和GMM相关估计步骤,内生性、异方差性等检验方法

IV和GMM相关估计步骤,内⽣性、异⽅差性…⼯具变量和⼴义矩估计相关步骤⼀、解释变量内⽣性检验⾸先检验解释变量内⽣性(解释变量内⽣性的Hausman 检验:使⽤⼯具变量法的前提是存在内⽣解释变量。

Hausman 检验的原假设为:所有解释变量均为外⽣变量,如果拒绝,则认为存在内⽣解释变量,要⽤IV;反之,如果接受,则认为不存在内⽣解释变量,应该使⽤OLS。

reg ldi lofdiest imat es st ore olsxt ivreg ldi (lofdi=l.lofdi ldep lexr)est imat es st ore ivhausman iv ols(在⾯板数据中使⽤⼯具变量,St at a提供了如下命令来执⾏2SLS:xt ivreg depvar [varlist1] (varlist_2=varlist_iv) (选择项可以为fe,re等,表示固定效应、随机效应等。

详⻅help xt ivreg)如果存在内⽣解释变量,则应该选⽤⼯具变量,⼯具变量个数不少于⽅程中内⽣解释变量的个数。

“恰好识别”时⽤2SLS。

2SLS的实质是把内⽣解释变量分成两部分,即由⼯具变量所造成的外⽣的变动部分,以及与扰动项相关的其他部分;然后,把被解释变量对中的这个外⽣部分进⾏回归,从⽽满⾜OLS前定变量的要求⽽得到⼀致估计量。

⼆、异⽅差与⾃相关检验在球型扰动项的假定下,2SLS是最有效的。

但如果扰动项存在异⽅差或⾃相关,⾯板异⽅差检验:xt gls enc invs exp imp esc mrl,igls panel(het)est imat es st ore het eroxt gls enc invs exp imp esc mrl,iglsest imat es st ore homolocal df = e(N_g) - 1lrt est het ero homo, df(`df')⾯板⾃相关:xt serial enc invs exp imp esc mrl则存在⼀种更有效的⽅法,即GMM。

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§8.1 外生性与常见的内生性问题
一、外生性假设与内生性问题
二、常见的内生性
一、外生性假设与内生性问题
1、外生性与OLS估计量的统计性质
对模型 或 Yt=0+1Xt1+…+kXtk+t Yt= Xt’+ t E(|X)=0 严格外生性(strictly exogeneity)的含义是:各期的解释 变量Xt独立于所有期的随机扰动项t 。 在严格外生性与球型假设下,OLS估计量是BLUE。这两 大假设也称为Yt或t是独立同分布的(iid)。 或 Y= X +
三、工具变量法的统计性质
四、弱工具变量带来的估计偏误
一、矩估计
内生性的核心问题是 E(t|Xt) 0,而工具变量法 则是寻找一组工具变量Z,满足 E(t|Zt) = 0,并按矩 估计的思想来进行参数估计的。
1、矩估计(Method of Moment, MM)
矩估计是一种类比方法,该方法从总体具有的某 些固有的特征(总体矩)出发,认为如果样本是从某 总体中抽出的,则样本也应具有类似的特征(样本 矩),从而通过计算样本的相关特征,寻找总体参 数的估计。
t=t-1+vt
Xt*=[1, Xt , Yt-1]’,
0 E ( t ) * E Xt t E ( X t t ) 0 E (Y ) E (Y ) t 1 t t 1 t 1


E(Yt-1t-1) 0
注意: (1)如果t不存在自相关,则E(Xt*t)=0,但有 E(Xt+1*t) 0,即不存在同期相关,只存在异期相关。
问题:如果t只存在2阶自相关,情形会如何?
• 情形2:存在遗漏变量,且遗漏变量与解释变量相关
假设模型为 Yt=0+1Xt1+2Yt-1+t=Xt*’+t
但 t中包含了一个与Xt1同期相关另一变量X2t: t=Xt2+ut 这时,X1的严格外生性不满足,它与t的同期不相关性也 不满足。 如,当设定如下工资方程时: lnWaget=0+1educt+ut 一个重要的影响因素“能力”被遗漏了,而“能力”与“受教 育程度”往往有较强的相关性。
对多元模型
Yt= Xt’+ t

Y= X +
小样本下:E(b|X)= +(X’X)-1X’E(|X)
+0=
在X内生的情况下:OLS估计量有偏且不一致
二、几种常见的同期相关/内生的情形
• 情形1: 随机扰动项自相关且模型含滞后被解释变量
假设模型为
其中
Yt=0+1Xt+2Yt-1+t=Xt*’+t
则: E(Ytt)=E[(Ct+It)t] =E(Ctt)+E(Itt)=E(Ctt)0 事实上,E(Ytt)=E[(0+1Yt+t)t]=1E(Ytt)+E(t2) 从而: Cov(Yt,t)= E(Ytt)=2/(1-1)0
§8.2 矩估计与工具变量法
一、矩估计 二、矩估计中的工具变量法
线性回归模型中一个重要的假设是“严格外生性”:
如果X的严格外生性不满足,则需假设Xt与t的同期无关 性(contemporaneously uncorrelated): E(t|Xt)=0 且 t~iid(0, 2)
XX= Plim(量与随机扰动项同期无关。或称Xt为外 生的(exogenous),否则,称为同期相关或内生的(endogenous)
• 情形4. 联立方程偏误
设有如下简单的Keynsian模型 Ct=0+1Yt+t Yt=Ct+It 其中,Yt、Ct、It分别表示国民收入、消费与投资。Ct、Yt也 称为模型的内生变量(endogenous variables),It称为外生变量 (exogenous variable)。
矩法可用于估计总体的参数
例1. 设{Xi}是从某一服从指数分布的总体 f(X,)=exp(-X), X>0 中抽出的。 由于指数分布的均值为:M1=()=E(X)=1/
2、OLS作为一个矩问题
线性模型的OLS估计可以看成是矩估计。 对模型 Y=X+ 假设模型的设定是正确的,则有E(X’)=0, 从而有矩条件:M()=E[X’(Y-X)]=0 根据矩法(类比法),相应的样本矩为: m()= (1/n)X’(Y-Xb) 问题归结为,寻找适当的b,使得 m(b)=0
2、出现同期相关OLS估计的后果
Question: What will happen if E(t|Xt)=0 fails?
假设有一元模型 Yt=0+1Xt+t 出现Xt与t的同期相关性:Cov(Xt,t)=E(Xtt)0
将原模型Yt代入上式得:
于是:Plim(b1)= 1+ Cov(Xt,t)/Var(Xt)1 后果:OLS估计量不一致,(当然也是有偏的)。
• 情形3:存在测量误差
假设模型 Yt=0+1Xt+t
假设收集不到Xt的精确观测值,收集到的Xt*包含了测量误 差vt: Xt*= Xt+vt 由于实际估计的是如下可观测变量的回归模型: Yt=0+1Xt*+ut 于是: ut=Yt- 0-1Xt*= [0+1Xt+t]-0-1(Xt+vt) = t - 1vt E(Xt*ut)=E(Xt+vt)ut]=E(Xtut)+E(vtut) =E(Xtt)- 1E(Xtvt)+E(tvt) -1E(vt2) =-1v20 问题:如果X可观测,而Y不可观测,情况如何?
总体矩M可以简单地定义为一随机变量X的某个连 续函数g 的数学期望: M=E[g(X)] 例:对于总体均值,=E(X),这时g(X)=X 对于总体方差,2=E(X-)2,这时g(X)=(X-)2 总体均值称为总体的1阶原点矩,总体方差称为总体 的2阶中心矩。 根据类比法的原理,可以用样本矩(或样本矩函数) 来估计总体矩(或总体矩函数),而且,样本矩在大 样本下往往具有一致性。这一类比法也称为矩法。
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