工具变量

为什么要用工具变量

解决内生性问题,自变量x_1与残差\mu相关,即COV(x_1,\mu) \neq 0
y = \beta_0+\beta_1x_1+\mu
x_1变化时,随机扰动项也会变化,导致估计值\hat{\beta_1}偏离真实值
\frac {\Delta y} {\Delta x+\Delta \mu}=\beta_1

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什么是工具变量

变量Z成为自变量X的有效工具变量需满足2个条件:

  • 相关性:工具变量与内生变量相关 COV(X,Z) \neq 0
  • 外生性:工具变量外生 COV(Z,\mu) = 0

为什么工具变量能解决内生性问题

一阶段回归:X_1 = \beta_{10}+\beta_1Z_1+\mu_1 \tag{1}

代入Y与X关系式:Y_1 = \beta_{20}+\beta_2X_1+\mu_2 \tag{2}

得到简约式回归:
Y_1 = (\beta_{20}+\beta_2\beta_{10})+\beta_1\beta_2Z_1+(\beta_2\mu_1+\mu_2) \tag{3}

虽然COV(X_1,\mu_2) \neq 0,但是由一阶段回归可以得出:COV(Z_1,\mu_1) = 0,由工具变量的定义得出:COV(Z_1,\mu_2) = 0,因此公式3中Z_1与随机扰动项\beta_2\mu_1+\mu_2不相关,满足线性回归基本假设。

由公式1得出{\beta_1},公式3得出{\beta_1}{\beta_2},最终得到无偏估计量{\hat \beta_2}

在只有一个工具变量和一个内生变量时,以上简约式的结果等价于最小二乘法:
一阶段回归:X_1 = \beta_{10}+\beta_1Z_1+\mu_1 \tag{1}
二阶段回归,X_1\mu_2相关,与\beta_2\mu_1不相关,\hat X_1\mu_2\beta_2\mu_1均不相关:
Y_1 = \beta_{20}+\beta_2 \hat X_1+\mu_2 = \beta_{20}+\beta_2 X_1+(\mu_2 - \beta_2\mu_1) \tag{2}
Y与X关系式:
Y_1 = \beta_{20}+\beta_2X_1+\mu_2 = \beta_{20}+\beta_2 \hat X_1+(\mu_2+\beta_2(X_1-\hat X_1)) \tag{2}
由于\hat X_1与残差X_1-\hat X_1不相关,且COV(\hat X_1,\mu_2)=COV(\beta_{10}+\beta_1Z_1)=COV(\beta_{10},\mu_2)+COV(\beta_1Z_1,\mu_2)=0,因此在只有一个工具变量和一个内生变量时,简约式的结果等价于最小二乘法,最终均能得到无偏估计量{\hat \beta_2}

如果为内生变量找到多个工具变量:
一阶段回归:X_1 = \pi_{10}+\pi_1Z_1++\pi_2Z_2+\omega_1

根据最小二乘法的原理,\hat X_1Z_1Z_2中信息的最优线性组合,再将\hat X_1代入2式,得到无偏估计量{\hat \beta_2}
需要特别说明的是两阶段回归的标准误差\mu_2 = Y_1-\hat X_1 \hat \beta_2是错误的,正确的标准误差是\mu_2 = Y_1-X_1 \hat \beta_2

工具变量通俗解释

工具变量相当于一个过滤器,把X_1分成两部分,第一部分和Z_1有关(即\hat X_1),第二部分和Z_1无关(即\mu_1)。由于Z_1\mu_2无关,第一部分自然也和\mu_2无关,第二部分是要过滤掉的渣子:X_1中包含的和\mu_2有关的东西

内生性的检验:Hausman test

Hausman test的原假设是:所有解释变量均为外生变量,然后比较IV估计值和OLS估计值和的差异,如果很大,说明存在内生性问题,如果比较小,则不存在。

参考

工具变量原理:http://www.liuyanecon.com/wp-content/uploads/1017%E5%AD%94%E5%BD%A4%E9%98%B3.pdf
工具变量原理:https://www.lianxh.cn/news/b4c8cc6e6d1ba.html
工具变量例子:https://blog.51cto.com/tecdat/2770438
http://blog.sina.com.cn/s/blog_4a839b9a0100i2m2.html
工具变量通俗解释:https://www.zhihu.com/question/29067965
deepIV(两阶段最小二乘推广到非线性模型)https://zhuanlan.zhihu.com/p/88235983

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