structural innovation in the first

structural innovation in the first variable, that of the third is a structural innovation in the third
variable combined with a contemporaneous response to the structural innovations in the first two
variables, and so on. Christiano et al. (1999) therefore refer to this as the ‘‘recursiveness assumption.’’
Crude implementations of the Choleski scheme (as in Sims’ original ‘‘atheoretic approach) have
tended to order the monetary policy variable first, on the implicit assumption that innovations in this
variable are exogenous, but may affect the other variables in the VAR contemporaneously. In a threevariable
system, for example, containing real output Y, the price level P, and a monetary policy variable
(such as the monetary base M), the monetary policy variable would be ordered first, followed, say, by
real output and the price level (M, Y, P).5 The identifying assumptions are that monetary policy does
not react contemporaneously to innovations in real output and the price level, and that innovations in
the price level do not affect real output contemporaneously.
However, this neglects the possibility that innovations in other macro variables (such as real
output and the price level) may be part of the information set available to monetary policymakers, and
that they may therefore respond to innovations in such variables contemporaneously. Bernanke and
Blinder (1992) proposed a recursive identification scheme based on the information available to
policymakers and the speed with which policy variables affect the endogenous macro variables. This
scheme has been used widely in low-income country applications. In an estimation based on monthly
data for the United States, they argued that the monetary policy variable should actually appear last in
the Choleski ordering, on the assumption that the endogenous macro variables in their VAR could be
observed contemporaneously by policymakers, but that monetary policy variables would tend to
affect the endogenous macro variables with a lag.6 The alternative ordering in this case would place
real output first, followed by the price level and the monetary policy variable.
The policy variable has not always been ordered last, however. Peersman and Smets (2001), for
example, investigated the monetary transmission mechanism in the euro area using VARs based on
quarterly data and imposing a Choleski decomposition ordered as real GDP, consumer prices, a
domestic nominal short-term interest rate R, and the real exchange rate RER (Y, P, R, RER). The
assumptions in this case were that in setting its monetary policy, the ECB looks at real GDP and
consumer prices, but not at the exchange rate, while the exchange rate is affected contemporaneously
by all the variables ordered before it, and neither the interest rate nor the exchange rate has any effect
on real GDP and consumer prices within the quarter. In short, this approach to identification assumes
that the monetary policy shock is orthogonal to the variables in the central bank’s information set: the
shock is not influenced contemporaneously by variables in the information set, and does not influence
such variables contemporaneously.
2.2.2. Non-recursive (simultaneous) identification
A problem with this approach, however, is that the central bank may be able to observe variables
that it can affect contemporaneously, and even if it does not seek to influence these variables directly,
it may react to them anyway, since they may convey information about variables that the central bank
does care about. In the Peersman and Smets four-variable system, for example, the central bank may
choose to respond to innovations in the exchange rate because it conveys information about future
prices. This would invalidate one of Peersman and Smets’ exclusion restrictions. Whenever nonpredetermined
variables enter the central bank’s information set, the recursiveness assumption fails,
and additional a priori restrictions are required equal in number to the number of non-predetermined
variables included in the central bank’s information set.

Kết quả (Việt) 1:

Các cải tiến về cấu trúc biến đầu tiên, mà của thứ ba là một sự đổi mới cấu trúc thứ babiến kết hợp với một phản ứng xử để các sáng kiến kết cấu trong hai đầu tiênbiến, và như vậy. Christiano et al. (1999) do đó đề cập đến điều này như '' recursiveness giả định."Việc triển khai thô của đề án Choleski (như trong bản gốc Sims' '' atheoretic phương pháp tiếp cận) cócó xu hướng để biến chính sách tiền tệ lần đầu tiên, trên giả định tiềm ẩn rằng sự đổi mới trong điều nàybiến được ngoại sinh, nhưng có thể ảnh hưởng đến các biến khác trong tỉnh VAR contemporaneously. Trong một threevariableHệ thống, ví dụ, có bất đầu ra Y, mức giá P và một biến chính sách tiền tệ(chẳng hạn như các loại tiền tệ cơ sở M), chính sách tiền tệ biến nào được đặt hàng đầu tiên, sau đó là, nói, bởithực sự đầu ra và mức giá (M, Y, P).5 các giả định xác định là rằng chính sách tiền tệ khôngkhông phản ứng contemporaneously với sự đổi mới trong thực sản lượng và mức giá, và rằng sự đổi mới trongmức giá không ảnh hưởng đến bất đầu ra contemporaneously.Tuy nhiên, điều này neglects khả năng rằng sự đổi mới trong biến vĩ mô khác (chẳng hạn như bấtsản lượng và mức giá) có thể là một phần của thông tin thiết lập sẵn để hoạch định chính sách tiền tệ, vàrằng họ có thể do đó đáp ứng với sự đổi mới trong biến như vậy contemporaneously. Bernanke vàBlinder (1992) đã đề xuất một chương trình nhận dạng đệ quy dựa trên thông tin có sẵn chohoạch định chính sách và tốc độ với chính sách mà biến ảnh hưởng đến các biến nội sinh vĩ mô. Điều nàyđề án đã được sử dụng rộng rãi trong các ứng dụng quốc gia có thu nhập thấp. Trong một ước tính dựa trên hàng thángdữ liệu cho Hoa Kỳ, họ lập luận rằng chính sách tiền tệ biến sẽ thực sự xuất hiện cuối cùng trongCác Choleski đặt hàng, trên giả định rằng các biến nội sinh vĩ mô trong VAR của họ có thểquan sát contemporaneously bởi hoạch định chính sách, nhưng mà chính sách tiền tệ biến sẽ có xu hướngảnh hưởng đến các biến nội sinh vĩ mô với một lag.6 trong trường hợp này các đặt hàng khác sẽ diễn rathực sự đầu ra lần đầu tiên, theo mức giá và chính sách tiền tệ biến.Biến chính sách đã không luôn luôn được đặt hàng cuối cùng, Tuy nhiên. Peersman và Smets (2001), choVí dụ, nghiên cứu cơ chế tiền tệ truyền trong khu vực đồng euro bằng cách sử dụng VARs dựa trêndữ liệu hàng quý và áp đặt một phân hủy Choleski đặt hàng như thực GDP, giá tiêu dùng, mộttrong ngắn hạn lãi suất danh nghĩa R, và tỷ giá hối đoái thực RER (Y, P, R, RER). Cácgiả định trong trường hợp này đã là rằng trong việc thiết lập chính sách tiền tệ của mình, ECB nhìn vào thực GDP vàgiá tiêu dùng, nhưng không phải ở tỷ lệ trao đổi, trong khi tỷ giá hối đoái bị ảnh hưởng contemporaneouslyTất cả các biến ra lệnh trước khi nó, và không lãi suất tỷ giá hối đoái, cũng không có bất kỳ tác dụngtrên thực tế GDP và người tiêu dùng giá cả trong khu phố. Trong ngắn hạn, giả định của cách tiếp cận này để nhận dạngnhững cú sốc chính sách tiền tệ là vuông góc với các biến trong ngân hàng Trung ương thông tin thiết lập: Cácsốc không chịu ảnh hưởng contemporaneously của biến trong tập hợp thông tin, và không ảnh hưởng đếnbiến như vậy contemporaneously.2.2.2. Phòng Không-đệ quy (đồng thời) nhận dạngMột vấn đề với cách tiếp cận này, Tuy nhiên, là ngân hàng Trung ương có thể có thể quan sát biếnnó có thể ảnh hưởng đến contemporaneously, và thậm chí nếu nó không tìm cách gây ảnh hưởng tới các biến trực tiếp,nó có thể phản ứng với họ anyway, vì họ có thể truyền tải thông tin về biến mà ngân hàng Trung ươngquan tâm đến. Trong hệ thống bốn biến Peersman và Smets, ví dụ, ngân hàng Trung ương có thểchọn để đối phó với sự đổi mới trong tỷ giá hối đoái vì nó truyền tải thông tin về tương laigiá cả. Điều này sẽ làm mất hiệu lực một trong Peersman và Smets' giới hạn loại trừ. Bất cứ khi nào nonpredeterminedbiến nhập ngân hàng Trung ương thông tin thiết lập, giả định recursiveness thất bại,và hạn chế một tiên nghiệm bổ sung được yêu cầu bình đẳng trong số số phòng không định trướcbiến bao gồm trong ngân hàng Trung ương thông tin thiết lập.

Kết quả (Việt) 2:

đổi mới cơ cấu trong các biến đầu tiên, đó là thứ ba là một sự đổi mới cơ cấu trong ba
biến kết hợp với một phản ứng đồng thời với đổi mới cơ cấu trong lần đầu tiên hai
biến, và như vậy. Christiano et al. (1999) do đó gọi đây là '' giả định recursiveness. ''
hiện thực thô của Đề án Choleski (như trong 'gốc' 'cách tiếp cận atheoretic Sims) đã
có xu hướng đặt các biến số chính sách tiền tệ lần đầu tiên, trên giả định ngầm rằng những đổi mới trong này
là biến ngoại sinh, nhưng có thể ảnh hưởng đến các biến số khác trong các VAR contemporaneously. Trong một threevariable
hệ thống, ví dụ, có chứa sản lượng thực tế Y, mức giá P, và một biến số chính sách tiền tệ
(chẳng hạn như tiền tệ cơ sở M), các biến số chính sách tiền tệ sẽ được đặt hàng đầu tiên, tiếp theo, nói, bởi
sản lượng thực tế và Mức giá (M, Y, P) 0,5 Các giả định xác định được rằng chính sách tiền tệ không
hề có phản ứng contemporaneously để đổi mới trong sản lượng thực tế và mức giá, và rằng sáng tạo trong
các mức giá không ảnh hưởng đến sản lượng thực contemporaneously.
Tuy nhiên, điều này đã bỏ qua khả năng sáng tạo trong các biến vĩ mô khác (chẳng hạn như sản
lượng và mức giá) có thể là một phần của các thông tin thiết lập sẵn để hoạch định chính sách tiền tệ, và
rằng họ do đó có thể đáp ứng với những đổi mới trong các biến như contemporaneously. Bernanke và
Blinder (1992) đã đề xuất một kế hoạch xác định đệ quy dựa trên những thông tin có sẵn để
hoạch định chính sách và tốc độ mà biến chính sách ảnh hưởng đến các biến vĩ mô nội sinh. Điều này
chương trình đã được sử dụng rộng rãi trong các ứng dụng nước có thu nhập thấp. Trong một ước tính dựa trên hàng tháng
dữ liệu đối với Hoa Kỳ, họ lập luận rằng các biến số chính sách tiền tệ thực sự sẽ xuất hiện cuối cùng trong
thứ tự Choleski, trên giả định rằng các biến vĩ mô nội sinh trong VAR của họ có thể được
quan sát thấy contemporaneously hoạch định chính sách, nhưng đó chính sách tiền tệ biến sẽ có xu hướng
ảnh hưởng đến các biến vĩ mô nội sinh có một lag.6 Trật tự thay thế trong trường hợp này sẽ đặt
ra thực sự đầu tiên, sau đó là mức giá và các biến số chính sách tiền tệ.
Các biến số chính sách đã không luôn luôn được đặt hàng trước, tuy nhiên. Peersman và SMETS (2001), cho
ví dụ, điều tra các cơ chế truyền dẫn tiền tệ trong khu vực đồng Euro sử dụng VAR dựa trên
dữ liệu quý và áp đặt một phân hủy Choleski ra lệnh như GDP thực, giá tiêu dùng, một
danh nghĩa trong nước ngắn hạn lãi suất R, và các tỷ giá thực RER (Y, P, R, RER). Các
giả thiết trong trường hợp này là trong hoạch định chính sách tiền tệ của mình, ECB nhìn vào GDP và thực
giá tiêu dùng, nhưng không theo tỷ giá, trong khi tỷ giá bị ảnh hưởng contemporaneously
bởi tất cả các biến ra lệnh trước đó, và không phải lãi suất cũng không phải là tỷ giá hối đoái có bất kỳ tác dụng
trên GDP thực tế và giá tiêu dùng trong quý. Trong ngắn hạn, phương pháp này để xác định giả định
rằng các cú sốc chính sách tiền tệ là trực giao với các biến trong tập thông tin các ngân hàng trung ương: các
cú sốc không bị ảnh hưởng bởi các biến contemporaneously trong tập thông tin, và không ảnh hưởng đến
các biến như contemporaneously.
2.2.2. Không đệ quy (đồng thời) xác định
Một vấn đề với cách tiếp cận này, tuy nhiên, đó là các ngân hàng trung ương có thể có thể quan sát các biến
mà nó có thể ảnh hưởng đến contemporaneously, và thậm chí nếu nó không được gây ảnh hưởng trực tiếp các biến này,
nó có thể phản ứng với họ anyway, vì chúng có thể truyền tải thông tin về các biến mà các ngân hàng trung ương
không quan tâm. Trong hệ thống bốn biến Peersman và SMETS, ví dụ, các ngân hàng trung ương có thể
lựa chọn để đáp ứng với những đổi mới trong tỷ giá hối đoái vì nó truyền tải những thông tin về tương lai của
giá cả. Điều này sẽ làm mất hiệu lực một trong Peersman và SMETS 'hạn chế loại trừ. Bất cứ khi nào nonpredetermined
biến nhập bộ thông tin các ngân hàng trung ương, các giả định recursiveness thất bại,
và thêm một hạn chế tiên được yêu cầu bình đẳng trong số các số không xác định trước
biến bao gồm trong thông tin các ngân hàng trung ương của thiết.