正版软件_stata正版软件实用教程

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Nonlinear DSGE models in Stata 15
In Stata 15, we introduced the dsge command for fitting linear DSGE models, which are time-series models used in economics and finance. These models are an alternative to traditional forecasting models. Both attempt to explain aggregate economic phenomena, but DSGE models do this on the basis of models derived from microeconomic theory.
New in Stata 16, the dsgenl command fits nonlinear DSGE models. Most DSGE models are nonlinear, and this means that you no longer need to linearize them by hand. When you enter equations into dsgenl, it linearizes them for you.
After estimating the parameters of your model with dsgenl, you can obtain the transition and policy matrices; determine the model’s steady state; estimate variables’ variances, covariances, and autocovariances implied by the system of equations; and create and graph impulse–response functions.
This is likely to be the favorite feature of macroeconomists and anyone working in a central bank.

summarize shows that the new variable has a mean of approximately zero; 10��9 is the precision of
a float and is close enough to zero for all practical purposes. If we wanted, we could have typed
egen double stdage = std(age), making stdage a double-precision variable, and the mean would
have been 10��16. In any case, summarize also shows that the standard deviation is 1. correlate
shows that the new variable and the original variable are perfectly correlated.

The posterior density (shown in red) is more peaked and shifted to the left compared with the prior
distribution (shown in blue). The posterior distribution combined the prior information about  with
intro — Introduction to Bayesian analysis 3
the information from the data, from which y = 0 provided evidence for a low value of  and shifted
the prior density to the left to form the posterior density. Based on this posterior distribution, the
posterior mean estimate of  is 2=(2 + 40) = 0.048 and the posterior probability that, for example,
 < 0.10 is about 93%.
If we compute a standard frequentist estimate of a population proportion  as a fraction of the
infected subjects in the sample, y = y=n, we will obtain 0 with the corresponding 95% confidence
interval (y �� 1.96
p
y (1 �� y)=n; y + 1.96
p
y (1 �� y)=n) reducing to 0 as well. It may be difficult
to convince a health policy maker that the prevalence of the disease in that city is indeed 0, given
the small sample size and the prior information available from comparable cities about a nonzero
prevalence of this disease.

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