Эконометрика

Anmerkungen:

P-value - вероятность ошибки первого рода, то есть, применимо к тестам, вероятность совершить ошибку, отклоняя нулевую гипотезу

Типы данных
Anmerkungen:
- R, работа с данными: пакеты: psych функции: * data.frame() * mutate() * select(набор данных, нужные переменные), синтаксис: * - все переменные, -переменная - удалит переменную * describe(данные) {psych} - описательные статистики * augment(модель, данные) - добавляет в данные остатки в соответствии с моделью (и не только)* cor(данные) - корреляционная матрица по данным*
1. Временные ряды
  Anmerkungen:
  - Наблюдения одной и той же характеристики фиксируются во времени для одного объекта. Иначе говоря, несколько объектов, одна характеристика, несколько периодов времени
2. Панельные данные
  Anmerkungen:
  - Фиксация проводится по обоим измерениям ‑ в разные моменты времени для одного и того же набора объектов. То есть, несколько объектов, несколько характеристик, несколько периодов времени
3. Перекрёстные выборки
  Anmerkungen:
  - Наблюдения одной и той же характеристики фиксируются одномоментно для разных объектов. Проще говоря, несколько объектов, несколько характеристик, один временной период
  - Для R: Пакеты: Функции:* cor (model.matrix) - считает выборочную корреляцию между регрессорами из матрицы X
  1. Строим график
    Anmerkungen:
    - Изучаем визуально данные, смотрим зависимости, определяем потенциальную форму зависимости.
    - Для R: пакет: ggplot2 функции: qplot(),
    1. Строим модель
      1. Метод наименьших квадратов (OLS)
        Anmerkungen:
        Мы предполагаем, что истинная зависимость одного параметра от другого (других) выглядит так: \(y = X\beta+\epsilon\), где \(y\) - вектор-столбец зависимого параметра, размерностью \(n\); \(X\) - матрица регрессоров (независимых переменных), размерностью \(n*k\); \(\beta\) - вектор-столбец истинных коэффициентов при регрессорах, размерностью \(k*1\); \(\epsilon\) - вектор-столбец случайных отклонений, размерностью \(n*1\); Мы хотим найти функцию, максимально близкую к истинной: \(\hat y = X\hat \beta + e\), где \(\hat y\) - вектор-столбец \(n*1\) подобранные значения истинного \(y\) (по имеющимся регрессорам); \(X\) - как и раньше, \(n*k\) матрица регрессоров; \(b\) - вектор-столбец \(k*1\) подобранных коэффициентов при регрессорах; \(e\) - вектор-столбец \(n*1\) отклонений модели, то есть, \(e = \hat y - y\) Как найти \(\hat y\)? Используя метод наименьших квадратов, мы ставим целью минимизировать отклонения нашего модельного \(\hat y\) от имеющегося фактического \(y\). Для этого, мы минимизируем сумму квадратов отклонений: \(RSS = \Sigma^n_{i=1}=e^2 \rightarrow min\) \(RSS=(y-\hat y)^T(y - \hat y)=y^Ty-2y^TX\beta+\) \(\beta^TX^TX\beta\) \(\frac {\partial RSS}{\partial \beta}=-2(X^Ty-X^TX\beta)=0\) \(\hat \beta=(X^TX)^{-1}X^Ty\) или \(\hat \beta = \beta+(X^TX)^{-1}X^T\epsilon\) Таким образом, для существования \(\hat \beta\) необходимо, чтобы матрица \(X^TX\) была положительно определённой, то есть, имела обратную - а соответственно, между регрессорами не должно существовать линейной зависимости (то есть, строгой мультиколлинеарности (sic!)) Рассмотрим свойства \(\hat \beta\): 1) Несмещённость при отсутствии мультиколлинеарности, при \(cov(X, \epsilon)=0\) и при \(E(\epsilon)=0\): \(E(\hat \beta) = E(\beta + (X^TX)^{-1}X^T\epsilon)=\) \(=E(\beta) + E((X^TX)^{-1}X^T)E(\epsilon)\) Отсюда следует, что, если \(E(\epsilon)=0\), и регрессоры будут некоррелированы с отклонениями (для правомерности преобразования матожидания произведения в произведение матожиданий), то оценка \(\beta\) будет несмещённой (sic!) 2) Эффективность: Рассмотрим ковариационную матрицу \(V(\hat \beta)\): \(V(\hat \beta)=V(\beta+(X^TX)^{-1}X^T\epsilon)=\) \(=V((X^TX)^{-1}X^T\epsilon)=\) \(=(X^TX)^{-1}X^TV(\epsilon)X(X^TX)^{-1}\), где \(V(\epsilon)\) - ковариационная матрица отклонений, где по диагонали находятся дисперсия i-ого отклонения, а вне диагонали ковариация i-ого и j-ого отклонений. Если мы примем за \(b=((X^TX)^{-1}X^T+C)y\), где \(C\) - некоторая положительно определённая матрица, то, сравнив \(\hat \beta\) и \(b\), мы получим, что \(V(b) \geq V(\hat \beta)\) (см. док-во Магнус & Co, стр.70-71) При этом, если мы предположим, что \(Var(\epsilon)=\sigma^2\) и \(cov(\epsilon_i,\epsilon_j)=0\) (то есть, остатки гомоскедастичны и не автокоррелированы), то ковариационная матрица вектора коэффициентов примет вид: \(V(\hat \beta)=\sigma^2(X^TX)^{-1}\). Это свойство удобно тем, что показывает постоянность дисперсии оценки коэффициента и позволяет строить доверительные интервалы для оценок коэффициентов 3) Состоятельность: Если \(\hat \beta = \beta+(X^TX)^{-1}X^T\epsilon=\) \(=\beta+(\frac {1}{n} X^TX)^{-1}(\frac {1}{n} X^T\epsilon)\) и а) \(\exists plim_{n \rightarrow \infty}(\frac {1}{n}X^TX)=A\), где \(A\) - положительно определённая матрица; б) \(plim_{n \rightarrow \infty} \frac {1}{n}X^T\epsilon=E(x_{ti}\epsilon_i)=0\) то по теореме Слуцкого, \(plim_{n \rightarrow \infty}\hat \beta=\beta\) (док-во см. Магнус&Co, стр. 152-153) Особенно следует обратить внимание на (б): если присутствует эндогенность (sic!), то есть, регрессоры коррелированы с остатками, \(E(x_{ti}\epsilon_i) \neq 0\), то есть, оценки коэффициентов будут несостоятельны
        Для R: пакеты: функции: * lm() - линейная модель * coeftest(модель) - коэффициенты модели и их тестирование, добавление vcov. = vcovHC позволяет считать робастные стандартные ошибки в случае гетероскедастичности * confint() - доверительные интервалы для переменных модели (считается для случая гомоскедастичности)
        Стандартные предположения
        Anmerkungen:
        1) Отсутствует мультиколлинеарность, то есть, все регрессоры линейно независимы друг от друга. 2) Выборка случайна (наблюдения не зависят друг от друга, отсутствует безусловная гетероскедастичность). 3) Выполняются условия Гаусса-Маркова (см. далее).
        Условия Гаусса-Маркова
        Anmerkungen:
        1) Математическое ожидание отклонений прогнозных значений зависимой переменной от истинных равно нулю (\(E(\epsilon_i)=0\)) * 2) Значения отклонений не зависят от всех значений всех регрессоров (\(E(\epsilon|X)=0\), экзогенность), т.е., матрица Х является детерминированной, а не стохастической (\(cov(\epsilon_i,X)=0\)) * 3) Дисперсия остатков постоянна и равна \(\sigma^2\)(\(Var(\epsilon_i)=\sigma^2\), гомоскедастичность) 4) Отсутствует автокорреляция остатков(\(cov(\epsilon_i,\epsilon_j)=0\)) * - из (1) и (2) следует, что любую линейную модель можно рассматривать, как условное матожидание зависимой переменной при фиксированных значениях регрессоров: \(E(y_i|x_i) = x^T_i\beta\)
        Стандартные свойства
        Anmerkungen:
        1) Конечные малые выборки: а) Нет требования к нормальности остатков: * Линейность по \(y\) * Несмещённость * Наилучшие оценки среди класса линейных несмещённых б) Остатки должны иметь нормальное распределение: * Можно строить гипотезы о значимости коэффициента, а также доверительные интервалы для коэффициента на основе t-статистики: \(t=\frac {\hat \beta_j - \beta_j} {se(\hat \beta_j)} | X \sim t_{n-k}\) * Для построения доверительного интервала для неизвестного \(\sigma^2\) можно использовать тот факт, что \(\frac {RSS}{\sigma^2}|X \sim \chi^2_{n-k}\) * Можно использовать F-статистику для проверки гипотезы о нескольких линейных ограничениях: \(F=\frac {(RSS_R-RSS_{UR})/r}{RSS_{UR}/(n-k)} \sim F_{r,n-k}\) 2) Большие выборки (асимптотические): * При \(n \rightarrow \infty\), \(\hat \beta \xrightarrow {p} \beta \) * \(\frac {RSS}{n-k} \xrightarrow {p} \sigma^2 \) * t-статистика при \(n \rightarrow \infty\) имеет нормальное распределение: \(t=\frac {\hat \beta_j - \beta_j} {se(\hat \beta_j)} | X \sim N(0,1)\) * Можно использовать распределение \(\chi^2\) для проверки гипотезы о нескольких линейных ограничениях: \(\frac {(RSS_R-RSS_{UR})/r}{RSS_{UR}/(n-k)} \sim \chi^2_r\)
        Несоответствие стандартным предположениям
        Есть мультиколлинеарность
        Anmerkungen:
        Возможно наличие строгой и нестрогой мультиколлинеарности: от строгой мультиколлинеарности необходимо избавиться, иначе метод МНК не применим: \(\hat \beta\) рассчитать невозможно! Для обнаружения мультиколлинеарности используют коэффициент вздутия дисперсии: \(VIF_i=\frac{1}{1-R^2_i}\), где \(R^2_i\) - коэффициент корреляции i-ого регрессора на остальные регрессоры модели. Если значение коэффициента большое (обычно, больше 10), то можно заключить, что есть мультиколлинеарность Также можно посмотреть значения выборочных коэффициентов корреляции: \(sCorr(x,z)=\frac{\Sigma(x-\bar x)(z-\bar z)} {(n-1)\sqrt{sVar(x)sVar(z)}}\) для всех регрессоров, и, если они велики (больше 0.9), также можно предположить наличии мультиколлинеарности
        для R: Пакеты: car Функции: vif {car} - считает коэффициенты вздутия дисперсии
        Избавиться
        Anmerkungen:
        Возможны несколько вариантов: 1) Избавиться от одной или нескольких переменных, дающих мультиколлинеарность (при этом оценки становятся смещёнными, но дисперсия снижается) 2) Ввести штраф в МНК, тогда задача минимизации сведётся к \(RSS+Штраф \rightarrow{} min\). Виды штрафов: а) Ридж-регрессия (\(Штраф = \lambda (\hat \beta^2_1+...+\hat \beta^2_i)\)) б) LASSO-регрессия (\(Штраф = \lambda (|\hat \beta_1|+...+|\hat \beta_i|)\)) в) Метод эластичной сети (штраф из ридж-регрессии + штраф из LASSO-регрессии) При этих методах нельзя строить доверительные интервалы для прогнозных значений зависимой переменной, но при этом коэффициенты при регрессорах получаются более адекватными
        для R: пакеты: функции:* glmnet (матрица регрессоров, зависимая переменная, alpha = 1 (для LASSO, 0 для ридж-регрессии), lambda = любая последовательность чисел [seq(n, k, шаг) или с(), от большего к меньшему (иначе glmnet не будет работать!)])* cv.glmnet (матрица регрессоров, зависимая переменная, alpha = {1, 0}), аналог glmnet, но с автоматическим подбором оптимальных лямбд методом cross validation.* coef(cv.glmnet, s="lambda.1se") - для просмотра коэффициентов при регрессорах, полученных в LASSO модели выше, где лямбда выбирается так, чтобы коэффициенты были наиболее близкими к нулю (параметр s)
        Оставить
        Anmerkungen:
        Нестрогая мультиколлинеарность не очень страшна: оценки остаются по-прежнему несмещёнными и наиболее эффективными, на доверительные интервалы для прогнозируемых значений зависимой переменной мк не сказывается
        Гетероскедастичность
        Anmerkungen:
        Последствия: Непосредственно \(\hat \beta\) можно использовать, гетероскедастичность на их свойства не влияет. Но при этом нельзя построить доверительные интервалы для коэффициентов, нельзя проверять гипотезы из-за несостоятельности стандартных ошибок \(se(\hat \beta_j)\) Методика работы с гетероскедастичностью: КАК ТОЛЬКО возникают основания для подозрения наличия гетероскедастичности, СРАЗУ следует использовать робастные стандартные ошибки. НЕВЕРНО сначала тестировать на гетероскедастичность, а потом, по результатам тестирования, использовать робастные ошибки Обнаружение гетероскедастичности: 1) графический метод: по горизонтали откладывается регрессор, подозреваемый на участие в гетероскедастичности, по вертикали - квадраты или модули отклонений. По внешнему виду графиков можно определить наличие зависимости (гетероскедастичности). 2) тест Уайлда: * не требует нормальность отклонений * асимптотический (для больших выборок) Выполняется так: оценивается первоначальная МНК-модель, после чего строится зависимость оценённых в первой модели отклонений на регрессоры, подозреваемые в гетероскедастичности (если нет подозреваемых, то строится на все регрессоры + их квадраты + их попарные произведения). После рассчитывается \(R^2_{aux}\) - \(R^2\) вспомогательной регрессии и умножается на \(n\). Тогда при верной гипотезе H0: гетероскедастичность отстуствует (\(Var(\epsilon_i | X) = \sigma^2\)), статистика \(LM = n*R^2_{aux} \sim \chi^2_{m-1}\), где \(m\) - число регрессоров во вспомогательной регрессии. Следовательно, если \(\chi^2_{m-1} < \chi^2_{cr}\), то H0 принимается, если нет - отвергается 3) тест Голдфельда-Квандта: * предполагается наличие регрессора, от которого монотонно зависит условная дисперсия отклонений * предполагается нормальность отклонений * можно использовать на малых выборках Методика: Наблюдения сортируются по предполагаемому убыванию условной дисперсии (по убыванию регрессора, подозреваемого во влиянии на условную дисперсию отклонений). Далее исключается некоторая часть средних наблюдений (порядка 20%, но точное значение не принципиально, делается для подчёркивания разницы в дисперсии). После этого оцениваем исходную модель по первой части наблюдений и, отдельно, по второй. Вычисляем \(RSS_{1,2}\). После вычисляем F-статистику: \(F = \frac {RSS_1/(n_1-k)} {RSS_2/(n_2 - k)}\). Если выполнена H0 (условная гомоскедастичность), то \(F \sim F_{n_1-k, n_2-k}\), и, если \(F < F_{cr}\), то H0 не отвергается, иначе - отклоняется.Следует отметить, что сортировка может производиться по регрессору, не включённому в модель.
        для R: пакеты: lmtest {gqtest, функции: * bptest(модель) - тест Бреуша-Паганна на гетероскедастичность (оценивается вспомогательная регрессия, помимо основной, а именно зависимость квадратов остатков от тех же регрессоров, что используются в основной модели). H0: условная гомоскедастичность. * bptest(модель, data = данные, varformula = ~ формула) - для проведения теста Уайта (то есть, включающего не только исходные регрессоры, но и их квадраты и попарные произведения во вспомогательную регрессию, с помощью "формулы") * gqtest(модель, order.by = ~переменная, data = данные, fraction = доля) - тест Гольдфелда-Квандта, где переменная - тот регрессор, по которому оценивается наличие гетероскедастичности (наше предположение), доля - часть наблюдений, которые выкидываются из середины. H0: условная гомоскедастичность. *
        Условная
        Anmerkungen:
        При заданных регрессорах, разброс (дисперсия) отклонений прогнозных значений зависимой переменной от истинных непостоянен \(Var(\epsilon_i|X)=E(\epsilon^2_i|X) \neq const\) Может возникать и при одинаково распределённых независимых \(\epsilon_i\) Т.о, нарушаются стандартные свойства МНК-оценок.Обычно возникает тогда, когда у данных есть "размер" и в выборку могут попасть данные разного размера (например, выручка для большой компании и для маленькой)Последствия:* Оценки коэффициентов становятся не самыми эффективными в классе линейных несмещённых оценок.* Нельзя использовать t-статистику для проверки значимости коэффициентов и построения для них доверительных интервалов ни для конечных, ни для асимптотических выборок.* Нельзя использовать свойство \(\frac {RSS}{\sigma^2}|X \sim \chi^2_{n-k}\) для оценки неизвестного \(\sigma^2\)* Нельзя использовать ни F-статистику для конечных выборок, ни \(\chi^2\)-распределение для асимптотических выборок для проверки гипотезы о нескольких линейных ограничениях
        Безусловная
        Anmerkungen:
        Разброс (дисперсия) отклонений прогнозных значений зависимой переменной от истинных непостоянен \(Var(\epsilon_i)=E(\epsilon^2_i) \neq const\) Возникает только в том случае, если \(\epsilon_i\) не является вектором независимых одинаково распределённых величин (то есть, выборка не является случайной)
        Робастные стандартные ошибки
        Anmerkungen:
        Помогают при достаточно больших \(n\)! Оценки остаются неэффективными! Для преодоления гетероскедастичности следует использовать \(se_{HC}(\hat \beta_j)\), т.е., робастные стандартные отклонения, получаемые из \(Var(\hat \beta_j)=(X^TX)^{-1}X^T\hat \Omega X (X^TX)^{-1}\)В случае конечных выборок с помощью отклонений, устойчивых к гетероскедастичности, от проблем избавиться не удаётся, но в случае с асимптотическими выборками они позволяют строить доверительные интервалы и проверять гипотезы.
        Для R: пакеты: функции: *** vcovHC(модель) - рассчитывает коэффициенты модели с учётом робастных отклонений. *** qchisq(1-\(\alpha\)) - для определения критического значения \(\chi^2_{cr}\) при заданном уровне значимости \(\alpha\) *** qf(1-\(\alpha\), df1=df1, df2=df2), где \(F_{df1,df2}\) - критическая F-статистика
        В среднем, линия регрессии не истинна
        Anmerkungen:
        \(E(\epsilon_i) = const \neq 0\) В этом случае следует центрировать вектор ошибок, вынеся отклонение как константу
        Автокорреляция остатков
        Anmerkungen:
        Нарушение предпосылки об отсутствии корреляции между \(\epsilon_i и \epsilon_j\), то есть: \(cov(\epsilon_i, \epsilon_j) \ne 0\) Автокорреляция порядка p приводит к тому, что \(\lim_{k \to \infty} cov(\epsilon_i, \epsilon_{n-k}) = 0\), то есть, коррелируют только близлежащие события, тогда как чем дальше отстоят наблюдения, тем меньше корреляция между ними Автокорреляция приводит к нарушению следующих предпосылок: 1) о независимости наблюдений (\(x_i, y_i\)) 2) как правило, во временных рядах нарушается предпосылка о строгой экзогенности регрессоров (\(E(\epsilon_t|X) \ne 0\)) Приводит к несостоятельности стандартных ошибок, поэтому невозможно строить доверительные интервалы и проверять гипотезы
        Эндогенность
    2. Метод главных компонент
      Anmerkungen:
      - Центрируем регрессоры (вычитаем средние значения из регрессоров) и переходим к новым взвешенным переменным (главным компонентам \(pc_i\)), обладающим следующими свойствами: 1) Сумма квадратов весов равна 1 2) Новые переменные являются максимально изменчивыми (имеют наибольшую выборочную дисперисю) 3) Некоррелированы между собой (\(sCorr(pc_i,pc_j)=0\)) 4) \(\bar {pc_i} = 0\) (поскольку регрессоры центрированы) 5) \(sVar(x_1)+...+sVar(x_i)=sVar(pc_1)+...+\) \(+sVar(pc_i)\)
      - Определение главных компонент через линейную алгебру: Если \(\bar x = 0\), то \(pc_i=X*v_i\) и \({|pc_i|}^2=\lambda_i\), где \(\lambda_i\) - собственные числа, \(v_i\) - собственные вектора матрицы \(X^TX\) Главные компоненты позволяют, главным образом, визуализировать большие наборы данных, во-вторых, оставить наиболее информативные переменные, в-третьих, увидеть особенные наблюдения, в-четвёртых, перейти к некоррелированным переменным (отсутствие мультиколлинеарности)
      - Трудности, связанные с переходом к главным компонентам: 1) Переменные имеют разные единицы измерения, поэтому их разбросы несопоставимы 2) Возникает при построении регрессии на главные компоненты: выбор самых изменчивых переменных не означает выбор самых информативных (налучшим образом объясняющих зависимую переменную) переменных. Кроме того, определить смысл главных компонент не всегда возможно Для борьбы с первой проблемой можно нормировать переменные: \(x_i=\frac{a_i-\bar a_i} {se(a_i)}\)
      - для R: пакеты: функции:

Nächster

Эконометрика

Beschreibung

Zusammenfassung der Ressource

ähnlicher Inhalt

	Erstellt von Nikita Bashilov vor etwa 9 Jahre