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Item Característica Curve In Stata ForexItem Resposta Teoria / Rasch modelos em SPSS Estatisticas Problema (Resumo) Eu tenho dados que representa as respostas a um conjunto de perguntas do teste (ou itens de levantamento de atitude), com 1 variavel para cada pergunta. Sugeriu-se que eu deveria analisar essas variaveis ??com um modelo de Teoria da Resposta ao Item (IRT). Forneca uma breve definicao dos modelos IRT. A ideia basica dos modelos IRT (tambem conhecidos como modelos de tracos latentes) e que ha um traco subjacente - uma habilidade ou nivel de conhecimento ou uma atitude, por exemplo , Que se reflete na resposta aos itens de teste ou levantamento. A probabilidade de obter cada item correto (ou concordar com ele, em um levantamento de atitude) e uma funcao da dificuldade itens ea quantidade de traco subjacente no entrevistado. Na construcao do teste, voce espera encontrar itens com niveis de dificuldade em toda a faixa de capacidade em sua populacao-alvo de testados. Em modelos de 2 parametros, a inclinacao da funcao IRT (discriminacao) e o segundo parametro a estimar. Os modelos de 3 parametros incluem um parametro de adivinhacao, normalmente para itens de multipla escolha. Os modelos de Rasch sao modelos de 1 parametro, mas tambem sao baseados em uma filosofia diferente de analise de teste e construcao de modelos de IRT de parametro mais alto. Para obter um grafico que forneca distincoes e semelhancas entre o modelo Rasch e 1-Parameter Logistic (1-PL), consulte o seguinte artigo on-line. Linacre J. M. (2005). Modelo dicotomico de Rasch vs. Modelo Logistico de Um Parametro. Rasch Measurement Transactions, 19: 3, 1032. rasch. org/rmt/rmt193h. htm O SPSS nao possui procedimentos internos para os modelos IRT. Ate a data desta escrita, muito a pesquisa de IRT e conduzida ainda com software IRT especializado, tal como aquele produzido por Software Cientifico, Sistemas de Avaliacao Corp. e Winsteps (para modelos de Rasch), por exemplo. Um pedido de aprimoramento foi arquivado no SPSS Development. No entanto, a comunidade SPSS no IBM developerWorks fornece um conjunto de comandos de extensao que podem ser instalados no diretorio SPSS Statistics para estender os recursos do programa. Esses comandos de extensao requerem os plug-ins de programacao para R e / ou Python. Ha comandos de extensao baseados em IRT disponiveis para SPSS versoes 17 e acima para usuarios que instalaram o modulo SPSS Programmability e os plugins R. Clique no link quotDownload materials for IBM SPSS Statisticsquot no site da Comunidade SPSS para saber mais sobre os plug-ins de programacao e os comandos de extensao. Ate a data desta escrita, ha quatro comandos da extensao que aplicam analises IRT-baseadas. Os comandos e descricoes da pagina de extensoes sao: 1. SPSSINC RASCH - baixado do link SPSSINCRASCH. zip na pagina de extensoes. R Extension Command para Modelos Rasch Versao: 1.1.0, Estatisticas Minimas Versao: 17.0.0, Autor: AR, IBM SPSS A partir da versao estatistica 19, este pacote esta incluido no R Essentials. Este pacote fornece um procedimento e uma interface de caixa de dialogo para a estimativa de modelos Rasch. Ele requer R, os R Plug-Ins eo pacote R ltm. 2, STATS EXRASCH - baixado do link STATSEXRASCH. spe na pagina de extensoes. Ele requer R, os R Plug-Ins eo pacote R eRm. Estatistica Minima Versao: 18 Este procedimento calcula modelos Rasch padrao e cinco extensoes: RM: Rasch Binario, valores de item 0/1 LLTM: Teste Logistico Linear, valores de item 0/1 RSM: Escala de Classificacao Politomosa, mais de dois valores LRSM: Linear Rating Escala, mais de dois valores PCM: Polytomous Credito Parcial, mais de dois valores LPCM: Polytomous Linear Parcial Credito, mais de dois valores 3. STATS IRM - baixado do link STATSIRM. spe na pagina de extensoes. O comando STATS IRM ajusta-se a modelos de resposta de item de logistica de tres parametros (3-PL) usando a funcao tpm do pacote R ltm. Supoe-se que os valores das variaveis ??item sao 0,1. Por padrao, o procedimento produz estimativas dos coeficientes do modelo e voce pode solicitar saida opcional, como estatisticas de ajuste de item, graficos das pontuacoes dos fatores e curvas caracteristicas do item e salvar estatisticas de ajuste de pessoa para um novo conjunto de dados. Este comando de extensao nao tem opcoes para restringir o parametro de discriminacao para igualar um valor especificado ou ter um valor estimado comum ou para fixar o parametro de adivinhacao para 0. Portanto, o parametro de um parametro (1-PL) e dois parametros (2-PL ) Modelos logisticos de IRT nao estao disponiveis atualmente. 4. STATS GRM - descarregado do link STATSGRM. spe na pagina de extensoes. Este pacote se encaixa o modelo Graded Response para dados politomatosos ordinal atraves de uma abordagem IRT. Ele requer R, o plugin R eo pacote R ltm. Todos os quatro comandos de extensao acima requerem pelo menos a versao 17.0 do SPSS Statistics. A area quotEssentials e Plugins da pagina quotDownloads para IBM SPSS Statisticsquot ira ajuda-lo a instalar as ferramentas de programacao e as versoes corretas do Python e R para sua versao do SPSS Statistics. Uma vez que um comando de extensao tenha sido baixado para o seu computador, ele pode ser instalado a partir do Pacote Utilitarios-gtExtension-gtInstall Bundle de Extensao Local no SPSS Statistics. A partir do SPSS Statistics v. 22, as etapas de download e instalacao podem ser executadas em uma unica etapa do menu SPSS Utilitarios-gtExtension Bundles-gtTransferir e instalar bundles de extensao. Se estiver instalando do Windows 7 ou 8, certifique-se de que o SPSS Statistics foi iniciado em quotRun como modo administratorquot. (Clique com o botao direito do mouse no icone SPSS Statistics na area de trabalho ou no menu Iniciar e escolha quotRun como administrador. Note que os pacotes R ltm e eRM, listados acima, sao instalados quando voce instala os respectivos comandos de extensao. Resumo: Um modelo de tres fatores usando o padrao-inesperado-ganhos e fatores de fluxo de caixa para preco explica 15 anomalias bem conhecidas de precificacao de ativos. Nossa experiencia de mineracao de dados fornece um pano de fundo contra o qual essas alegacoes podem ser avaliadas. Nos construimos tres - Factor de precos que correspondem a margens de retorno associadas a ate 15 das 27 caracteristicas da empresa comumente utilizados sobre a amostra de 1971 a 2011. Nos formamos os ativos-alvo classificando as empresas em dez carteiras sobre cada uma das caracteristicas escolhidas e formam candidatos precos fatores como Longas posicoes curtas nos portfolios de deciles extremos. A nossa analise esgota todos os possiveis 351 modelos de tres fatores, consistindo em dois fatores caracteristicos, alem da carteira de mercado. 65 dos modelos de fator examinados correspondem a uma fracao maior das seccoes transversais de retorno alvo do que o CAPM ou o modelo Fama-frances de tres fatores. Descobrimos que o desempenho relativo do conjunto completo de modelos de tres fatores e altamente sensivel a escolha da amostra e a metodologia de construcao do fator. Nossos resultados destacam os desafios da avaliacao de modelos de fatores empiricos. Palavras-chave: Anomalias, modelo de fator, mineracao de dados, caracteristica da empresa Dezembro de 2012 Resumo: Varios estudos anteriores analisaram o efeito das crises financeiras sobre a producao efetiva varios anos apos a crise. O objetivo deste trabalho e examinar se o crescimento do produto potencial tambem e afetado por recessoes, mesmo que elas incluam crises financeiras. A tendencia do crescimento do produto per capita e calculada usando filtros da HP e o crescimento medio e comparado nos dois anos que precedem uma recessao, nos dois anos imediatamente apos o pico de recessao e nos dois anos seguintes. As regressoes de painel sao executadas para determinar se as caracteristicas das recessoes, incluindo a profundidade, extensao, extensao em que estao sincronizados entre paises e se incluem ou nao uma crise financeira, podem explicar a perda cumulativa de quatro anos no nivel de produto potencial Um pico de saida antes de uma recessao. O principal resultado e que a profundidade de uma recessao tem um efeito significativo sobre a perda de potencial para os paises avancados, enquanto o comprimento e importante para os mercados emergentes. Estes resultados implicam que a Grande Recessao poderia ter resultado em declinios no crescimento tendencial da producao em media de cerca de 3 por cento para as economias avancadas, mas parecem ter tido pouco efeito no crescimento da tendencia dos mercados emergentes. Resumo: Propomos uma nova explicacao para o aumento observado na correlacao dos precos das commodities na ultima decada. Em contraste com as teorias que dependem da crescente influencia dos especuladores financeiros, mostramos que a correlacao de precos pode aumentar como resultado de uma queda nas taxas de juros. De forma mais geral, examinamos o efeito das taxas de juros sobre a volatilidade ea correlacao dos precos das commodities, teoricamente atraves da estrutura de Deaton e Laroque (1992) e empiricamente atraves de um modelo GARCH de painel. Em teoria, mostramos que taxas de juros mais baixas diminuem a volatilidade dos precos, uma vez que menores custos de estoques promovem a suavizacao de choques transientes e podem aumentar a correlacao de precos se choques comuns forem mais persistentes do que choques idiossincraticos. Empiricamente, como previsto pela teoria, verificamos que a volatilidade dos precos atribuivel a choques transitorios diminui com as taxas de juros, enquanto que, principalmente para os precos dos metais, a correlacao de precos aumenta a medida que as taxas de juros diminuem. Palavras-chave: Armazenamento de commodities, painel GARCH, modelo de fator dinamico Resumo: Desenvolvemos um modelo parcimonioso bivariado de inflacao e desemprego que permite uma variacao persistente na inflacao tendencial e na taxa de desemprego nao acelerante. O modelo, que consiste em cinco componentes nao observados, incluindo as tendencias) com volatilidade estocastica, implica um modelo de autorregressao vetorial variavel no tempo para mudancas nas taxas de inflacao e desemprego. A curva de Phillips implicita para tras tem uma inclinacao variando no tempo que e mais acentuada na decada de 1970 do que na decada de 1990. Os experimentos de previsao pseudo-fora da amostra indicam melhoras em relacao aos benchmarks univariados. Desde 2008, a curva de Phillips implicita tornou-se mais acentuada ea taxa de desemprego nao-acelerando da inflacao aumentou. Palavras-chave: Previsao de inflacao, curva de Phillips, modelo tendencial, NAIRU Novembro 2012 Gunter Coenen, Roland Straub e Mathias Trabandt Resumo: Procuramos quantificar o impacto no PIB da area do euro do Plano de Recuperacao Economica Europeia (EERP) A crise financeira de 2008-09. Para isso, estimamos uma versao ampliada do Novo Modelo de Area do BCE com um setor fiscal ricamente especificado. Os resultados da estimativa apontam para a existencia de complementaridades importantes entre o consumo privado e governamental e, em menor grau, entre o capital privado eo capital publico. Examinamos primeiro os multiplicadores de valor presente implicitos para sete instrumentos fiscais distintos e mostramos que as complementaridades estimadas resultam em multiplicadores fiscais maiores do que um para consumo e investimento do governo. Destacamos a importancia da acomodacao monetaria para esses achados. Mostramos entao que o PREE, se implementado tal como foi inicialmente promulgado, teve um impacto consideravel, embora de curta duracao, sobre o PIB da area do euro. Uma vez que o EERP inclui medidas de estimulo fiscal baseadas nas receitas e nas despesas, o multiplicador total e inferior a unidade. Palavras-chave: Politica fiscal, multiplicador fiscal, Plano de Recuperacao Economica Europeia, modelagem DSGE, inferencia bayesiana, area do euro Novembro de 2012 Deepa Dhume Datta e Wenxin Du Resumo: O estimador de Newey e West (1987) tornou-se a maneira padrao de estimar uma heteroscedasticidade e autocorrelacao Consistente (HAC) matriz de covariancia, mas nao se aplica imediatamente a series de tempo com observacoes faltando. Demonstramos que a abordagem intuitiva para estimar o espectro verdadeiro do processo subjacente usando apenas os dados observados leva a inferencia incorreta. Em vez disso, propomos dois estimadores HAC consistentes simples para series temporais com dados faltantes. Primeiro, desenvolvemos o estimador de amplitude modulada aplicando o estimador de Newey-West e tratando as observacoes ausentes como correlacionadas nao serialmente. Em segundo lugar, desenvolvemos o estimador Equal Spacing aplicando o estimador Newey-West a serie formada pelo tratamento dos dados como igualmente espacados. Mostramos a consistencia assintotica de ambos os estimadores para fins de inferencia e discutimos a variancia finita da amostra eo tradeoff de vies. Em simulacoes de Monte Carlo, demonstramos que o estimador de Espacamento Igual e preferido na maioria dos casos devido ao seu vies mais baixo, enquanto o estimador de Amplitude Modulada e preferido para pequeno tamanho de amostra e baixa autocorrelacao devido a sua menor variancia. Palavras-chave: Heteroscedasticidade, correlacao serial, inferencia robusta, dados faltantes Materiais relacionados: Programas (79 KB ZIP). Matlab codigo e Stata instrucoes para tornar mais facil para os investigadores a aplicar os estimadores discutidos no documento. Publicado: novembro de 2012 Revisao: julho 2013 Ricardo Correa. Horacio Sapriza. E Andrei Zlate Resumo: Este documento documenta um novo tipo de canal de credito bancario transfronteirico. O aprofundamento da crise da divida soberana europeia em 2011 restringiu a intermediacao financeira dos bancos europeus nos Estados Unidos. Nesse periodo, alguns dos ramos norte-americanos de bancos europeus enfrentaram um choque de liquidez em dolares devido ao risco percebido que refletia o risco soberano de seus paises de origem, o que, por sua vez, afetou os ramos que emprestam as entidades dos EUA. Usamos um novo conjunto de dados para analisar as operacoes de sucursais de bancos estrangeiros nos Estados Unidos. Nossos resultados mostram que: (1) os ramos norte-americanos de bancos europeus experimentaram uma corrida em seus depositos, principalmente de fundos do mercado monetario norte-americano. (2) As agencias com acesso limitado a grandes depositos a prazo dependiam mais do financiamento das suas proprias instituicoes-mae, passando assim de ser fornecedores liquidos para serem receptores liquidos de financiamento em dolares dos seus escritorios relacionados. (3) Uma vez que o financiamento adicional recebido das instituicoes-mae nao foi suficiente para compensar a diminuicao do acesso ao financiamento norte-americano, tais agencias reduziram os seus emprestimos a entidades americanas. Palavras-chave: Risco soberano, banca internacional, fundos do mercado monetario, gestao de liquidez Novembro de 2012 Resumo: A moeda norte-americana tem sido uma loja desejavel de valor e meio de troca em epocas e lugares onde a moeda local ou os depositos bancarios sao inferiores em um ou mais aspectos. De fato, como observado em trabalhos anteriores, uma parcela substancial da moeda norte-americana circula fora dos Estados Unidos. Embora nao existam medicoes precisas das existencias e dos fluxos de moeda dos EUA fora dos Estados Unidos, uma variedade de fontes de dados e metodos foram desenvolvidos para fornecer estimativas. Este artigo analisa os dados brutos disponiveis para a medicao dos fluxos de notas internacionais e apresenta atualizacoes sobre os metodos indiretos de estimativa do estoque de moeda detidos no exterior: o metodo sazonal e o metodo biometrico. Esses metodos requerem alguns ajustes, mas continuam indicando que uma grande parcela da moeda americana e mantida no exterior, especialmente na denominacao 100. Alem destes metodos indiretos existentes, desenvolvo uma estrutura e variantes basicas de um novo metodo para estimar a participacao da moeda norte-americana no exterior. Embora os metodos e as estimativas sejam dispares, eles fornecem suporte para varias hipoteses sobre estoques e fluxos em dolares transfronteiricos. Em primeiro lugar, uma vez que um pais ou regiao comeca a usar dolares, as crises subsequentes resultam em entradas adicionais: as fontes dominantes de demanda internacional na ultima decada e meia sao os paises e regioes que eram conhecidos como usuarios pesados ??do dolar no inicio ao meio - Decada de 1990 Em segundo lugar, a estabilizacao economica e a modernizacao parecem resultar na reversao desses influxos. Especificamente, a demanda por moeda norte-americana foi extremamente forte durante a decada de 1990, periodo de turbulencia para a ex-Uniao Sovietica e para a Argentina, dois dos maiores usuarios ultramarinos da moeda norte-americana. A demanda diminuiu no inicio dos anos 2000, a medida que as condicoes se estabilizavam gradualmente e a medida que as instituicoes financeiras se desenvolviam. No entanto, esta tendencia inverteu-se acentuadamente com o inicio da crise financeira no final de 2008 e continuou desde entao. Palavras-chave: Moeda, notas, dolarizacao, crise Outubro 2012 Stephanie E. Curcuru e Charles P. Thomas Resumo: Um enigma de longa data e que os Estados Unidos e um mutuario liquido do resto do mundo, mas continua a receber renda em sua posicao externa . Uma grande diferenca entre os rendimentos do investimento direto no pais e no exterior e responsavel e este trabalho examina possiveis explicacoes para esse diferencial. Descobrimos que a maior parte do diferencial desaparece apos o ajuste para os impostos norte-americanos devidos pelo pai sobre os ganhos no exterior, o risco soberano e os custos irrecuperaveis ??associados ao investimento no exterior e a idade do investimento direto estrangeiro nos Estados Unidos. A maior parte da diferenca de rendimentos deve permanecer enquanto houver uma diferenca nas taxas de imposto entre os Estados Unidos e os paises em que as empresas dos EUA investem e os investimentos dos EUA sao percebidos como relativamente seguros. Isso tem implicacoes para a sustentabilidade a longo prazo do deficit em conta corrente dos EUA, que dependera, em parte, do comportamento a longo prazo dessa renda. Resumo: As Autorregressoes Globais de Vetores (GVARs) tem varias caracteristicas atraentes: multiplos canais potenciais para a transmissao internacional de choques macroeconomicos e financeiros, um Escolha estandardizada economicamente atraente de variaveis ??para cada pais ou regiao examinada, tratamento sistematico de propriedades de longo prazo atraves de analise de cointegracao e especificacao dinamica flexivel atraves de modelagem de correcao de erros vetoriais. Pesaran, Schuermann e Smith (2009) geram e avaliam previsoes de um paradigma GVAR com 26 paises, baseado em Des, di Mauro, Pesaran e Smith (2007). O presente trabalho avalia empiricamente o GVAR em Des, di Mauro, Pesaran e Smith (2007) com saturacao de indicadores de impulso (IIS), um novo procedimento generico para avaliar a constancia de parametros, que e um elemento central na previsao baseada em modelos. Os resultados empiricos indicam espaco substancial para uma especificacao melhorada e mais robusta desse GVAR. Alguns testes sao sugestivos de como alcancar essas melhorias. Palavras-chave: Cointegracao, correcao de erros, previsao, GVAR, saturacao do indicador de impulso, modelo de modelo, avaliacao de modelo, selecao de modelo, constancia de parametros, VAR Agosto 2012 Resumo: Nos Estados Unidos, Prociclica, e uma grande fracao de seu ajuste associado com mudancas na produtividade e lento. O ultimo e inteiramente inexplicado pelo modelo homogeneo-agente de referencia da teoria do desemprego de equilibrio. Eu mostro que a pesquisa endogena ea heterogeneidade horizontal do lado do trabalhador na capacidade de producao podem ser importantes para explicar este enigma de propagacao. Impulsionado pelas diferencas entre os desempregados e os que procuram emprego, a probabilidade de que uma determinada empresa com abertura de emprego corresponda a um trabalhador dotado de uma vantagem comparativa nesse trabalho apresenta uma fase de ajustamento prociclico de movimento lento. Consequentemente, o mesmo acontece com os ganhos esperados com a publicacao de vagas e, portanto, a relacao V / U. O modelo tem canais atraves dos quais a maioria das razoes V / U propriedades de ajuste lento e sua elasticidade com relacao a producao por trabalhador podem ser contabilizadas. Palavras-chave: amplificacao, vantagem comparativa, busca endogena, heterogeneidade, tensao no mercado, incompatibilidade, busca no trabalho, propagacao, pesquisa e correspondencia, intensidade de busca, desemprego, vagas Agosto 2012 Etienne Gagnon. David Lopez-Salido. E Nicholas Vincent Resumo: As empresas empregam uma rica variedade de estrategias de precos cujas implicacoes para a dinamica de precos agregados divergem frequentemente. Esta situacao representa um desafio para os macroeconomistas interessados ??em reduzir a rigidez dos precos dos micro e macro. Ao responder a este desafio, observamos que as diferencas na rigidez dos precos macro em todos os mecanismos de precos podem muitas vezes ser rastreadas ate mudancas de precos que sao acionadas ou canceladas por choques. Exploramos o comportamento dos precos observados para quantificar a importancia dessa margem de ajuste para a resposta da inflacao aos choques. Atraves de uma serie de exercicios empiricos, encontramos fortes indicios de que as alteracoes no calendario dos ajustamentos de precos contribuem significativamente para a flexibilidade do nivel de precos agregado. Palavras-chave: Inflacao, margem intensiva, margem extensiva Agosto 2012 Resumo: Este artigo analisa empiricamente como a politica cambial afeta a emissao e a precificacao dos titulos internacionais para os paises em desenvolvimento. Verificamos que os paises com regimes de taxa de cambio menos flexiveis pagam spreads de titulos soberanos mais elevados e tem menos probabilidade de emitir obrigacoes. Quantitativamente, a mudanca de um regime de flutuacao livre para um regime fixo diminui a probabilidade de emissao de titulos em 4,6 e aumenta o spread de titulos em 1,3, em media. Alem disso, os paises com sobreavaliacao cambial real tem maiores spreads de titulos e maior probabilidade de emissao de titulos. Alem disso, tais efeitos positivos da sobrevalorizacao da taxa de cambio real tendem a ser ampliados para os paises com regimes cambiais fixos. Nossos resultados sugerem que a escolha de um regime de cambio menos flexivel em geral leva a maiores custos de emprestimos para os paises em desenvolvimento, especialmente quando suas moedas estao sobrevalorizadas. Resumo: Buscamos entender como as curvas de Laffer diferem entre os paises dos EUA e da UE-14, fornecendo assim insights sobre os limites fiscais para o governo Gastos e ao servico da divida soberana. Como aplicacao, analisamos as consequencias para a sustentabilidade permanente dos atuais niveis de divida, quando as taxas de juros sao permanentemente aumentadas, p. Devido a medos de inadimplencia. Construimos a analise em Trabandt e Uhlig (2011) e a estendemos de varias maneiras. Para obter um melhor ajuste aos dados, permitimos a concorrencia monopolistica, bem como tributacao parcial da renda pura lucro. Atualizamos a amostra ate 2010, incluindo os recentes aumentos nos gastos do governo e suas consequencias fiscais. Nos fornecemos novos dados de taxa de imposto. Realizamos uma analise para o caso pessimista de que as mudancas fiscais recentes sao permanentes. Incluimos uma analise de todos os paises sobre os impostos sobre o consumo, bem como uma investigacao mais detalhada da inclusao de consideracoes de capital humano para a tributacao do trabalho. Palavras-chave: Curva de Laffer, tributacao, comparacao entre paises, sustentabilidade da divida, limites fiscais, crescimento endogeno endogeno, capital humano e tributacao do trabalho Maio de 2012 Resumo: Construo uma base de dados que mapeia o tempo das decisoes soberanas, Que fornece um meio empirico de investigar as teorias da politica economica da inadimplencia soberana. Nao encontro padroes robustos no momento das decisoes padrao sobre os termos do cargo. Eu tambem nao encontrar nenhuma evidencia em apoio da teoria da reputacao politica do reembolso da divida soberana. Finalmente, ha algumas evidencias tentativas de que os lideres eleitos que sao inadimplentes tambem sao aqueles que tem maior probabilidade de serem reeleitos. Motivado por evidencias anedoticas, uso um modelo estilizado de lideres politicos com preocupacoes de carreira para demonstrar como isso pode ocorrer quando os politicos se preocupam com a reeleicao. Palavras-chave: Padrao soberano, ciclos eleitorais, preocupacoes profissionais Abril de 2012 Christopher J. Erceg e Jesper Linde Resumo: Este artigo usa um modelo de Nova economia keynesiana de uma pequena economia aberta para comparar como os efeitos da consolidacao fiscal dependem de se a politica monetaria for restrita Pela uniao monetaria ou pelo limite inferior zero das taxas de politica. Mostramos que existem diferencas importantes no impacto dos choques fiscais entre esses regimes monetarios que dependem tanto da duracao do limite inferior zero como de caracteristicas que determinam a capacidade de resposta da inflacao. Tara Rice e Jonathan Rose Resumo: Em setembro de 2008, as empresas patrocinadas pelo governo (GSEs) Fannie Mae e Freddie Mac foram Colocados em curadoria e os pagamentos de dividendos sobre acoes ordinarias e preferenciais foram suspensos. Como resultado, os precos das acoes cairam para quase zero e muitos bancos em todo o pais perderam o valor de seus investimentos nas acoes preferenciais. Estima-se que mais de 600 instituicoes depositarias nos Estados Unidos foram expostas a pelo menos 8 bilhoes em perdas de investimentos desses titulos. Alem disso, quinze falhas e duas fusoes em dificuldades resultaram directa ou indirectamente da aquisicao. Como esses investimentos foram considerados seguros por bancos, reguladores e agencias de rating, consideramos essas perdas como choques exogenos para o capital dos bancos e usamos esse evento para examinar a relacao entre a condicao bancaria da comunidade e os emprestimos durante esta crise. Constatamos que no trimestre seguinte a aquisicao da Fannie Mae e Freddie Mac, o racio de capital Tier 1 medido em bancos expostos caiu cerca de tres por cento em media eo crescimento de emprestimos em bancos expostos com capitalizacao media foi cerca de 2 pontos percentuais menor em comparacao com outros Bancos no trimestre seguinte. Consequentemente, considerando o conjunto de bancos comunitarios que incorreram em cerca de 2 bilhoes em perdas relacionadas ao IGE e assumindo que cada banco reduziu o crescimento de emprestimos em 2 pontos percentuais, a queda agregada estimada entre esses bancos seria de aproximadamente 4 bilhoes. Palavras-chave: Banking, crise financeira, empresa patrocinada pelo governo, contracao de credito Marco 2012 John Ammer. Sara B. Holland, David C. Smith e Francis E. Warnock Resumo: Os investidores norte-americanos sao o maior grupo de investidores em acoes internacionais no mundo, mas ate agora nao ha provas conclusivas sobre quais tipos de empresas estrangeiras sao capazes de atrair investimentos dos EUA disponivel. Usando um conjunto de dados abrangente de todos os investimentos dos EUA em acoes estrangeiras, descobrimos que o unico determinante mais importante da quantidade de investimento norte-americano que uma empresa estrangeira recebe e se a empresa faz uma cruzada em uma bolsa norte-americana. Corrigindo os vieses de selecao, a inclusao cruzada leva a uma duplicacao (ou mais) do investimento nos EUA, um impacto maior do que todos os outros fatores combinados. Demonstramos tambem que nossa analise de nivel de empresa tem implicacoes para estudos de nivel de pais, sugerindo que a pesquisa que investiga os padroes de investimento de equidade no nivel de pais deve incluir a inclusao cruzada como uma variavel de controle endogeno. Descrevemos metodos faceis de implementar para incluir a importancia da inclusao cruzada em nivel de pais. Palavras-chave: vies domestico, escolha de carteira, divulgacao financeira, governanca corporativa Marco 2012 Daniel O. Beltran. Resumo: As participacoes oficiais estrangeiras de titulos do Tesouro dos EUA aumentaram de 400 bilhoes em janeiro de 1994 para cerca de 3 trilhoes em junho de 2010. A maior parte desse crescimento e explicada por um punhado de economias de mercado emergentes que tem Com grandes superavits em conta corrente. Esses paises estao canalizando suas economias atraves do setor oficial, que esta entao adquirindo reservas cambiais. Qualquer mudanca na politica para reduzir os excedentes da conta corrente ou diminuir a taxa de acumulacao de reservas provavelmente diminuira o ritmo das compras oficiais estrangeiras de titulos do Tesouro dos EUA. Sera que tal desaceleracao das compras oficiais estrangeiras de notas e titulos do Tesouro afeta os rendimentos do Tesouro a longo prazo? Muito provavelmente sim, e os efeitos parecem ser grandes. De acordo com nossas estimativas, se os influxos oficiais estrangeiros para titulos do Tesouro norte-americano diminuirem em um dado mes em 100 bilhoes, as taxas do Tesouro a 5 anos aumentariam em cerca de 40-60 pontos base no curto prazo. Mas, uma vez que permitimos que os investidores privados estrangeiros reajam a variacao do rendimento induzida pelo choque aos fluxos de entrada de funcionarios estrangeiros, o efeito de longo prazo e de cerca de 20 pontos base. Para encontrar o erro padrao da estimativa, tomamos a soma de todos os termos quadrados residuais e dividimos por (n - 2), E depois pegue a raiz quadrada do resultado. Neste caso, a soma dos residuos quadrados e 0.090.160.642.250.04 3.18. Com cinco observacoes, n - 2 3, e SEE (3.18 / 3) 1/2 1.03. O calculo do erro padrao e relativamente semelhante ao do desvio padrao para uma amostra (n - 2 e usado em vez de n - 1). Ele da alguma indicacao da qualidade preditiva de um modelo de regressao, com numeros de SEE mais baixos indicando que previsoes mais precisas sao possiveis. No entanto, a medida de erro padrao nao indica ate que ponto a variavel independente explica as variacoes no modelo dependente. Coeficiente de Determinacao Tal como o erro padrao, esta estatistica da uma indicacao de quao bem um modelo de regressao linear serve como um estimador de valores para a variavel dependente. Trabalha medindo a fracao da variacao total na variavel dependente que pode ser explicada pela variacao na variavel independente. Neste contexto, a variacao total e composta por duas fracoes: Variacao total explicada variacao inexplicavel variacao total variacao total O coeficiente de determinacao. Ou a variacao explicada como uma porcentagem da variacao total, e o primeiro destes dois termos. As vezes e expressa como 1 - (variacao inexplicavel / variacao total). Para uma regressao linear simples com uma variavel independente, o metodo simples para calcular o coeficiente de determinacao e o quadrado do coeficiente de correlacao entre as variaveis ??dependente e independente. Uma vez que o coeficiente de correlacao e dado por r, o coeficiente de determinacao e popularmente conhecido como R 2 ou R-quadrado. Por exemplo, se o coeficiente de correlacao for 0,76, o R-quadrado e (0,76) 2 0,578. Os termos R-quadrados sao usualmente expressos como percentagens, assim 0,578 seria 57,8. Um segundo metodo de calculo deste numero seria encontrar a variacao total na variavel dependente Y como a soma dos desvios quadrados da media da amostra. Em seguida, calcule o erro padrao da estimativa seguindo o processo descrito na secao anterior. O coeficiente de determinacao e entao calculado por (variacao total em Y - variacao inexplicada em Y) / variacao total em Y. Este segundo metodo e necessario para regressoes multiplas, onde ha mais de uma variavel independente, mas para o nosso contexto seremos Desde que o r (coeficiente de correlacao) para calcular um R-quadrado. What R 2 tells us is the changes in the dependent variable Y that are explained by changes in the independent variable X. R 2 of 57.8 tells us that 57.8 of the changes in Y result from X it also means that 1 - 57.8 or 42.2 of the changes in Y are unexplained by X and are the result of other factors. So the higher the R-squared, the better the predictive nature of the linear-regression model. Regression Coefficients For either regression coefficient (intercept a, or slope b), a confidence interval can be determined with the following information: 13 An estimated parameter value from a sample 13 Standard error of the estimate (SEE) 13 Significance level for the t-distribution 13 Degrees of freedom (which is sample size - 2) 13 For a slope coefficient, the formula for confidence interval is given by b t c SEE, where t c is the critical t value at our chosen significant level. To illustrate, take a linear regression with a mutual funds returns as the dependent variable and the SampP 500 index as the independent variable. For five years of quarterly returns, the slope coefficient b is found to be 1.18, with a standard error of the estimate of 0.147. Students t-distribution for 18 degrees of freedom (20 quarters - 2) at a 0.05 significance level is 2.101. This data gives us a confidence interval of 1.18 (0.147)(2.101), or a range of 0.87 to 1.49. Our interpretation is that there is only a 5 chance that the slope of the population is either less than 0.87 or greater than 1.49 - we are 95 confident that this fund is at least 87 as volatile as the SampP 500, but no more than 149 as volatile, based on our five-year sample. Hypothesis testing and Regression Coefficients Regression coefficients are frequently tested using the hypothesis-testing procedure. Depending on what the analyst is intending to prove, we can test a slope coefficient to determine whether it explains chances in the dependent variable, and the extent to which it explains changes. Betas (slope coefficients) can be determined to be either above or below 1 (more volatile or less volatile than the market). Alphas (the intercept coefficient) can be tested on a regression between a mutual fund and the relevant market index to determine whether there is evidence of a sufficiently positive alpha (suggesting value added by the fund manager). The mechanics of hypothesis testing are similar to the examples we have used previously. A null hypothesis is chosen based on a not-equal-to, greater-than or less-than-case, with the alternative satisfying all values not covered in the null case. Suppose in our previous example where we regressed a mutual funds returns on the SampP 500 for 20 quarters our hypothesis is that this mutual fund is more volatile than the market. A fund equal in volatility to the market will have slope b of 1.0, so for this hypothesis test, we state the null hypothesis (H 0 )as the case where slope is less than or greater to 1.0 (i. e. H 0: b lt 1.0). The alternative hypothesis H a has b gt 1.0. We know that this is a greater-than case (i. e. one-tailed) - if we assume a 0.05 significance level, t is equal to 1.734 at degrees of freedom n - 2 18. Example: Interpreting a Hypothesis Test From our sample, we had estimated b of 1.18 and standard error of 0.147. Our test statistic is computed with this formula: t estimated coefficient - hypothesized coeff. / standard error (1.18 - 1.0)/0.147 0.18/0.147, or t 1.224. For this example, our calculated test statistic is below the rejection level of 1.734, so we are not able to reject the null hypothesis that the fund is more volatile than the market. Interpretation: the hypothesis that b gt 1 for this fund probably needs more observations (degrees of freedom) to be proven with statistical significance. Also, with 1.18 only slightly above 1.0, it is quite possible that this fund is actually not as volatile as the market, and we were correct to not reject the null hypothesis. Example: Interpreting a regression coefficient The CFA exam is likely to give the summary statistics of a linear regression and ask for interpretation. To illustrate, assume the following statistics for a regression between a small-cap growth fund and the Russell 2000 index: 13 Correlation coefficient 13 The two abbreviations to understand are RSS and SSE: 13 RSS . or the regression sum of squares, is the amount of total variation in the dependent variable Y that is explained in the regression equation. The RSS is calculated by computing each deviation between a predicted Y value and the mean Y value, squaring the deviation and adding up all terms. If an independent variable explains none of the variations in a dependent variable, then the predicted values of Y are equal to the average value, and RSS 0. 13 SSE . or the sum of squared error of residuals, is calculated by finding the deviation between a predicted Y and an actual Y, squaring the result and adding up all terms. 13 TSS, or total variation, is the sum of RSS and SSE. In other words, this ANOVA process breaks variance into two parts: one that is explained by the model and one that is not. Essentially, for a regression equation to have high predictive quality, we need to see a high RSS and a low SSE, which will make the ratio (RSS/1)/SSE/(n - 2) high and (based on a comparison with a critical F-value) statistically meaningful. The critical value is taken from the F-distribution and is based on degrees of freedom. For example, with 20 observations, degrees of freedom would be n - 2, or 18, resulting in a critical value (from the table) of 2.19. If RSS were 2.5 and SSE were 1.8, then the computed test statistic would be F (2.5/(1.8/18) 25, which is above the critical value, which indicates that the regression equation has predictive quality (b is different from 0) Estimating Economic Statistics with Regression Models Regression models are frequently used to estimate economic statistics such as inflation and GDP growth. Assume the following regression is made between estimated annual inflation (X, or independent variable) and the actual number (Y, or dependent variable): Using this model, the predicted inflation number would be calculated based on the model for the following inflation scenarios: 13 Inflation estimate 13 Inflation based on model 13 The predictions based on this model seem to work best for typical inflation estimates, and suggest that extreme estimates tend to overstate inflation - e. g. an actual inflation of just 4.46 when the estimate was 4.7. The model does seem to suggest that estimates are highly predictive. Though to better evaluate this model, we would need to see the standard error and the number of observations on which it is based. If we know the true value of the regression parameters (slope and intercept), the variance of any predicted Y value would be equal to the square of the standard error. In practice, we must estimate the regression parameters thus our predicted value for Y is an estimate based on an estimated model. How confident can we be in such a process In order to determine a prediction interval, employ the following steps: 1. Predict the value of the dependent variable Y based on independent observation X. 2. Compute the variance of the prediction error, using the following equation: 13 Where: s 2 is the squared standard error of the estimate, n is number of observations, X is the value of the independent variable used to make the prediction, X is the estimated mean value of the independent variable, and s x 2 is the variance of X. 3. Choose a significance level for the confidence interval. 4. Construct an interval at (1 - ) percent confidence, using the structure Y t c s f . Heres another case where the material becomes much more technical than necessary and one can get bogged down in preparing, when in reality the formula for variance of a prediction error isnt likely to be covered. Prioritize - dont squander precious study hours memorizing it. If the concept is tested at all, youll likely be given the answer to Part 2. Simply know how to use the structure in Part 4 to answer a question. For example, if the predicted X observation is 2 for the regression Y 1.5 2.5X, we would have a predicted Y of 1.5 2.5(2), or 6.5. Our confidence interval is 6.5 t c s f . The t-stat is based on a chosen confidence interval and degrees of freedom, while s f is the square root of the equation above (for variance of the prediction error. If these numbers are t c 2.10 for 95 confidence, and s f 0.443, the interval is 6.5 (2.1)(0.443), or 5.57 to 7.43. Limitations of Regression Analysis Focus on three main limitations: 1. Parameter Instability - This is the tendency for relationships between variables to change over time due to changes in the economy or the markets, among other uncertainties. If a mutual fund produced a return history in a market where technology was a leadership sector, the model may not work when foreign and small-cap markets are leaders. 2. Public Dissemination of the Relationship - In an efficient market, this can limit the effectiveness of that relationship in future periods. For example, the discovery that low price-to-book value stocks outperform high price-to-book value means that these stocks can be bid higher, and value-based investment approaches will not retain the same relationship as in the past. 3. Violation of Regression Relationships - Earlier we summarized the six classic assumptions of a linear regression. In the real world these assumptions are often unrealistic - e. g. assuming the independent variable X is not random.