多方程第1题结构向量自回归模型SVAR-例9.1我国货币政策效应实证分析的VAR模型-12页文档资料

我国货币政策效应实证分析的V AR 模型为了研究货币供应量和利率的变动对经济波动的长期影响和短期影响及其贡献度，采用我国1995年1季度～2007年4季度的季度数据，并对变量进行了季节调整。

设居民消费价格指数为CPI_90 (1990年1季度=1)、居民消费价格指数增长率为CPI 、实际GDP 的对数ln(GDP/CPI_90) 为ln(gdp)、实际M1的对数ln(M1/CPI_90) 为ln(m1) 和实际利率rr (一年期存款利率R-CPI ）。

利用V AR(p)模型对 ∆ln(gdp)，∆ln(m1) 和 rr ，3个变量之间的关系进行实证研究，其中实际GDP 和实际M1以对数差分的形式出现在模型中，而实际利率没有取对数。

一、建立V AR 模型图1：V AR 模型建模窗口⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛+⎪⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛∆∆++⎪⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛∆∆+⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛=⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛∆∆------t t t p t p t p t p t t t t t t gdp m rr gdp m rr c c c gdp m rr 3211111321)ln()1ln()ln()1ln()ln()1ln(εεεΦΦ图2：V AR 模型回归结果二、V AR 模型的Granger 因果关系检验 无论建立什么模型，都要对其进行识别和检验，以判别其是否符合模型最初的假定和经济意义。

本文运用V AR 模型的Granger 因果关系检验。

选择View/Lag Structure/Pairwise Granger Causality Tests ，即可进行Granger 因果检验。

图3：Granger 因果关系检验结果⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛+⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛∆∆⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛+⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛∆∆⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛+⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛=⎪⎪⎪⎭⎫ ⎝⎛∆∆------t t t t t t t t t t t t e e e gdp m rr gdp m rr gdp m rr 321222111)ln()1ln(0.034-0.0150.0040.002-0.124-0.00317.5511.2-0.387-)ln()1ln(0.495-0.004-0.005-0.404-0.1780.002- 4.0-1.51-1.320.0390.040.17)ln()1ln(在实际利率方程中，不能拒绝实际M1、实际GDP不是实际利率的Granger原因的原假设，而且两者的联合检验也不能拒绝原假设，表明实际利率外生于系统，这与我国实行固定利率制度是相吻合的；在实际M1的方程中，无论实际利率的Granger因果检验，还是联合检验在10%的显著性水平下都不能接受原假设，说明实际利率在Granger意义下影响实际M1；在第三个方程(即实际GDP方程)中，实际利率在1%的显著性水平下拒绝原假设，说明实际利率对于产出具有显著Granger影响；而实际M1外生于实际GDP的概率为0.9892，这可能是因为我国内需不足，大部分商品处于供大于求，因此当对货币的需求扩张时，会由于价格调整而抵消，并不会形成对货币供给的数量调整，因此对产出没有影响。

1、结构向量自回归模型（SVAR ）（1）系统概述结构向量自回归模型（SVAR ）的结构（表达式）、识别与约束、估计、诊断检验（如滞后结构检验、残差检验等）及应用（如脉冲响应分析、方差分解等）、预测及评估。

（2）利用例题9.1中的数据，构建结构向量自回归模型，实现以上内容，分析结果。

结构V AR 模型(Structural V AR ，SV AR)，实际是指V AR 模型的结构式，即在模型中包含变量之间的当期关系。

1．两变量的SV AR 模型含有两个变量(k=2)、滞后一阶(p=1)的V AR 模型结构式可以表示为下式(9.1.8) 在模型(9.1.8)中假设：（1）随机误差u xt 和u zt 是白噪声序列，不失一般性，假设方差σx 2 = σz 2 =1 ； （2）随机误差u xt 和u zt 之间不相关，cov(u xt , u zt )=0 。

式(9.1.8)一般称为一阶结构向量自回归模型(SV AR(1))。

它是一种结构式经济模型，引入了变量之间的作用与反馈作用，其中系数c 12 表示变量z t 的单位变化对变量x t 的即时作用，γ21表示x t-1的单位变化对z t 的滞后影响。

虽然u xt 和u zt 是单纯出现在x t 和z t 中的随机冲击，但如果c 21 ≠ 0，则作用在x t 上的随机冲击u xt 通过对x t 的影响，能够即时传到变量z t 上，这是一种间接的即时影响；同样，如果c 12 ≠ 0，则作用在z t 上的随机冲击u zt 也可以对x t 产生间接的即时影响。

冲击的交互影响体现了变量作用的双向和反馈关系。

为了导出V AR 模型的简化式方程，将上述模型表示为矩阵形式该模型可以简单地表示为 (9.1.9)2．多变量的SV AR 模型p 阶结构向量自回归模型SV AR(p )为(9.1.13) 其中：10121111212021211221t t t t xtt t t t zt x c z x z u z c x x z u γγγγγγ----=++++=++++1,2,,t T=10121111212021211221t t t t xt t t t t ztx c z x z u z c x x z u γγγγγγ----=++++=++++10112111220121212211t t xt t t zt x x u c z z u c γγγγγγ---⎛⎫⎛⎫⎛⎫⎛⎫⎛⎫⎛⎫=++ ⎪ ⎪⎪ ⎪ ⎪ ⎪-⎝⎭⎝⎭⎝⎭⎝⎭⎝⎭⎝⎭0011t t t-=++C y ΓΓy u 1,2,,t T=01122t t t p t p t---=++++C y Γy Γy Γy u 121212012111k k k k c c c c c c --⎡⎤⎢⎥--⎢⎥=⎢⎥⎢⎥--⎣⎦C p i i kk i k i k i k i i i k i i i,,2,1,)()(2)(1)(2)(22)(21)(1)(12)(11 =⎥⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎢⎣⎡=γγγγγγγγγΓ12t t t kt u u u ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎣⎦u可以将式(9.1.13)写成滞后算子形式(9.1.14)其中：C (L ) = C 0 -Γ1L -Γ2L 2 -… -Γp L p ，C (L )是滞后算子L 的k ⨯k 的参数矩阵，C 0≠I k 。

动态视角下中国货币政策的结构效应分析——基于TVP-SV-SFAVAR模型的实证研究摘要：本文基于区域结构效应和产业结构效应的双重视角，利用带有随机波动的时变参数结构因子增强向量自回归（TVP-SV-SFAVAR）模型，对中国货币政策的结构效应进行了实证分析。

研究结果表明，数量型货币政策和价格型货币政策均具有较为显著的产业结构效应和区域结构效应，且二者对不同区域内三次产业的调控作用具有一定的差异性。

从货币政策调控效果的动态变化趋势来看，总体而言，危机期间货币政策的调控作用有所下降，危机后调控作用逐渐增强。

在此基础上，本文简单分析了货币政策区域结构效应和产业结构效应产生的原因并给出了相关的政策建议。

本文利用带有随机波动的时变参数结构因子增强向量自回归（TVP-SV-SFAVAR）模型，基于区域结构效应和产业结构效应的双重视角，对我国货币政策的结构效应进行实证检验，得到以下主要结论：第一，货币政策存在显著的结构效应。

从货币政策的产业结构效应来看，广义货币供给量M2变动对第二产业的影响程度最大，对第三产业的影响程度次之，对第一产业的影响程度最小。

同业拆借利率CHIBOR变动对第二产业的影响程度最大，对第一产业的影响程度次之，对第三产业的影响程度最小。

从货币政策的区域结构效应来看，广义货币供给量M2变动对第一产业的影响程度在东部和中部较强且呈逐次减弱的特征，在西部地区效果较差。

对第二产业的影响程度在东、西部地区强于中部地区，而对第三产业的影响程度在东、西、中部地区依次减弱。

同业拆借利率CHIBOR变动对第一、三产业的影响程度在东、中、西部地区依次减弱，对第二产业的影响程度在东、西、中部地区依次减弱。

第二，从货币政策调控效果的动态变化趋势来看，广义货币供给量M2变动对三次产业的影响程度在危机期间均有所下降，危机之后影响程度有所增强但表现不一，其中对第一、第二产业的影响程度已经恢复到，甚至超过危机之前的水平，但对第三产业的影响程度总体上仍然低于危机之前的水平。

1、结构向量自回归模型（SVAR ）（1）系统概述结构向量自回归模型（SVAR ）的结构（表达式）、识别与约束、估计、诊断检验（如滞后结构检验、残差检验等）及应用（如脉冲响应分析、方差分解等）、预测及评估。

（2）利用例题9.1中的数据，构建结构向量自回归模型，实现以上内容，分析结果。

结构VAR 模型(Structural VAR ，SVAR)，实际是指VAR 模型的结构式，即在模型中包含变量之间的当期关系。

1．两变量的SVAR 模型含有两个变量(k=2)、滞后一阶(p=1)的VAR 模型结构式可以表示为下式(9.1.8) 在模型(9.1.8)中假设：（1）随机误差u xt 和uzt 是白噪声序列，不失一般性，假设方差x 2 = z 2=1 ； （2）随机误差u xt 和uzt 之间不相关，cov(u xt , u zt )=0 。

式(9.1.8)一般称为一阶结构向量自回归模型(SVAR(1))。

它是一种结构式经济模型，引入了变量之间的作用与反馈作用，其中系数c 12 表示变量z t 的单位变化对变量x t 的即时作用，21表示x t-1的单位变化对zt 的滞后影响。

虽然uxt 和uzt 是单纯出现在xt 和zt 中的随机冲击，但如果c21 0，则作用在x t 上的随机冲击uxt 通过对xt 的影响，能够即时传到变量zt 上，这是一种间接的即时影响；同样，如果c12 0，则作用在z t 上的随机冲击uzt 也可以对x t 产生间接的即时影响。

冲击的交互影响体现了变量作用的双向和反馈关系。

为了导出VAR 模型的简化式方程，将上述模型表示为矩阵形式该模型可以简单地表示为 (9.1.9)2．多变量的SVAR 模型p 阶结构向量自回归模型SVAR(p )为(9.1.13) 其中：10121111212021211221t t t t xtt t t t zt x c z x z u z c x x z u γγγγγγ----=++++=++++1,2,,t T=10121111212021211221t t t t xt t t t t ztx c z x z u z c x x z u γγγγγγ----=++++=++++10112111220121212211t t xt t t zt x x u c z z u c γγγγγγ---⎛⎫⎛⎫⎛⎫⎛⎫⎛⎫⎛⎫=++ ⎪ ⎪⎪ ⎪ ⎪ ⎪-⎝⎭⎝⎭⎝⎭⎝⎭⎝⎭⎝⎭0011t t t-=++C y ΓΓy u 1,2,,t T=01122t t t p t p t---=++++C y Γy Γy Γy u 121212012111k k k k c c c c c c --⎡⎤⎢⎥--⎢⎥=⎢⎥⎢⎥--⎣⎦C p i i kk i k i k i k i i i k i i i ,,2,1,)()(2)(1)(2)(22)(21)(1)(12)(11=⎥⎥⎥⎥⎥⎦⎤⎢⎢⎢⎢⎢⎣⎡=γγγγγγγγγΓ12t t tkt u u u ⎡⎤⎢⎥⎢⎥=⎢⎥⎢⎥⎣⎦u可以将式(9.1.13)写成滞后算子形式(9.1.14)其中：C (L ) = C 0 1L 2L 2 … p L p，C (L )是滞后算子L 的k k 的参数矩阵，C 0I k 。

结构向量自回归范文SVAR模型的基本假设是，观测到的变量之间存在相互依赖和相互影响的关系。

这些变量可以是宏观经济指标（如国内生产总值、通货膨胀率等），也可以是行业指标、公司财务指标等。

SVAR模型试图通过捕捉这些变量之间的相互作用关系，来解释它们之间的变动。

与AR模型相似，SVAR模型也基于时间序列数据，并使用滞后项来建模变量之间的相互关系。

不同之处在于，SVAR模型引入了一个矩阵（结构性矩阵或冲击响应矩阵），用于描述变量之间的解释关系。

这个矩阵可以帮助我们理解一个变量的变动如何影响其他变量，并通过回归分析来估计它的参数。

SVAR模型还可以应用于预测和政策分析。

通过估计模型的参数，可以预测未来的变量值，并评估政策决策对经济系统的影响。

例如，在经济发展过程中，政府可以使用SVAR模型来评估调控措施对就业率、通货膨胀率等指标的影响，并为政策制定提供科学依据。

然而，SVAR模型也存在一些挑战和限制。

首先，模型的估计可能受到数据的限制和不完整性的影响。

如果数据缺失或存在错误，可能会导致模型的预测效果不佳。

其次，模型的解释能力也受到变量选择和模型设定的影响。

不同的变量选择和结构矩阵的设定可能导致不同的模型结果，使得结果的解释存在一定的不确定性。

为了解决这些问题，研究人员通常会使用更复杂的SVAR模型，如异方差结构向量自回归模型（HVAR）、融合结构向量自回归模型（F-SVAR）等。

这些模型可以考虑到更多的因素和变量之间的非线性关系，提高模型的准确性和预测能力。

总之，结构向量自回归是一种用于分析时间序列数据的方法，可以揭示变量之间的相互关系和影响，以及政策决策对经济系统的影响。

尽管存在一些挑战和限制，但它仍是经济学家和政策制定者进行经济分析和预测的重要工具之一。

人民币实际汇率决定的向量自回归分析内容摘要：为了深入理解人民币对美元实际汇率波动的规律，本文用向量自回归（V AR）方法对其进行计量分析。

脉冲反应和方差分解结果表明，影响实际汇率的最主要因素是政府调控，它能决定实际汇率大约50%，这说明目前汇率的市场化程度还不高。

在经济因素方面，劳动生产率的提高能引起实际汇率升值，它对实际汇率决定作用约为35%。

货币供应量的增加也能通过价格渠道引起实际汇率升值，其对实际汇率的决定作用在10%-15%。

外汇储备和开放度等经济因素的变化虽然也能引起实际汇率的变化，但它们的决定作用非常小，加起来还不到5%。

最后，文章针对政府和外贸企业提出政策建议。

关键词：人民币实际汇率V AR相关文献回顾2005年7月汇率制度改革以后，人民币对美元的名义汇率进入了持续升值的通道。

截至2011年9月中旬，名义汇率为6.38元人民币/美元，自2005年7月汇率制度改革前的8.28元人民币/美元已经累计升值了近25%。

虽然人民币升值在一定程度上缓解了国际政治压力，但也对我国的经济运行带来了较大挑战。

资料显示，人民币升值是造成沿海地区众多低附加值的中小企业破产、倒闭的主要原因之一。

在此背景下，探讨人民币汇率波动的原因和机制不仅具有一定的理论意义，还具有迫切的现实意义。

双边汇率有名义汇率与实际汇率之分。

名义汇率是两国货币兑换之比，但影响贸易和投资等实体经济活动的却是实际汇率（real exchange rate，RER），即经名义汇率转化的两国价格水平之比，实际汇率也更有理论讨论价值。

例如，施建淮与余海丰（2005）用贸易条件、非贸易品与贸易品的相对价格比、净对外资产和贸易政策解释人民币实际有效汇率，发现人民币在1995年1季度－1999年2季度被高估，而1999年3季度以后人民币又转为低估，并且低估程度有进一步扩大的趋势。

陈云等（2009）用非贸易品和贸易品价格比、贸易条件、工业增加值、贸易政策和净国外资产解释人民币内向实际汇率，发现人民币在大部分时间里是错位的，但总体上错位并不严重。