估计矩的信息性

按性别划分，计划在50-54岁、55岁、56-59岁、60岁、61-64岁和65岁退休的个人比例。3、上述项目符号1中回归得出的每个户主成员的残差协方差矩阵。4、有退休计划的夫妇中，i）妻子计划比丈夫提前1-2年退休，ii）丈夫计划比丈夫提前1-2年退休，或iii）夫妻计划在同一年退休。第一组矩主要用于帮助估计效用函数中的βh、βw和α。第二组矩主要用于帮助估计线性年龄趋势和δhandδw中的年龄假人。第三组矩主要用于估计夫妻偏好冲击的幅度，Ohm. 回想一下，我们规范化了σh=1和中的剩余参数Ohm 因此为σwandσhw。最后一组时刻用于估计联合休闲的价值γ。我们将使用下面提出的敏感性指标，以更系统的方式调查这些说法。4.4实证结果我们使用上述必和必拓数据来估计夫妻联合退休计划的模型。我们使用与上述相同的力矩，并在近似预期力矩时模拟Ssim=2000绘图。表6报告了估算结果。我们发现γ附近的坐标值为正值≈ 0.026，约为1000英镑额外劳动收入边际效用的2至4倍，且在5%的水平上显著（p值为0.02）。总体而言，其余具有统计意义的参数估计值具有预期的迹象。高技能个人不太重视退休。健康状况较差的人更看重退休，而某种形式的养老金储蓄会增加退休的价值。与为胡士邦工作相比，让员工提供养老金（EPS）尤其能提高退休后的效用。

也许令人惊讶的是，我们发现，收入较高的女性更重视退休，但这可能代表财富较高，这可能导致退休倾向较高。所有变量似乎都不那么重要，在最常见的显著水平上，它们在统计上并不显著。有趣的是，我们估计，随着SPA的增加，女性的预期退休年龄会有小幅度的正增长，但增幅不大。这与其他研究一致，发现对改革的认识程度相对较低（Cr awford和Tetlow（2010））。图2显示了男女计划退休年龄的柱状图。我们发现该模型在拟合经验分布方面做得很好。同样，图3显示了夫妻之间退休年差异的时间分布和预测分布。预测的分布与经验分布吻合得很好，尽管有很小的偏差。表7显示了拟议的敏感性措施以及Andrews、Gentzkow和Shapiro（2017）提出的敏感性措施。我们只报告了兴趣参数的测量结果：联合休闲的值γ。如第2节所述，所有报告的测量均按比例缩放。Andrews、Gentzkow和Shapiro（2017）提出的衡量标准是E（j，k）=M（j，k）√S（k，k）。显然，γ最敏感的时刻与同时退休有关。特别是，我们从EAN和Ethat中看到，在估计模型时，忽略“股票计划在同一年退役”（时刻52），γ的不对称方差将增加8倍。这证实了一种直觉，即这一时刻对共同休闲的价值有着极其丰富的信息。2年内退休的股份差异似乎也很重要。特别是，OLS回归残差之间的相关性非常重要。

这也是偶然的，因为这一时刻捕捉到了相关冲击和接合偏好的组合。5结论性意见结构经济计量模型通常通过以高度非线性方式依赖于参数和数据的匹配矩进行估计。这使得很难确定哪些时刻的数据是关于哪个参数的信息。在这篇文章中，我们提出了一些非常简单的灵敏度测量方法，旨在将光照在上面。我们在两个艺术实例中说明了我们的措施。第一个是简单的概率模型，第二个是具有时变协变量的混合比例风险模型。第一个插图表明，在一种情况下，拟议的措施是合理的，而答案是事先非常明显的。之所以选择第二种方法，是因为它说明了如何使用这些措施来获得见解，而这些见解并不那么明显。我们还用一个简单的家庭退休计划结构计量模型说明了这些措施。该应用程序具有独立的意义，因为它突出了模特妻子和丈夫退休决定的重要性。我们建立的退休计量经济模型可以解释为一个同时存在的二元有序选择模型。特别是，如果“效用外部性”参数为0，那么我们估计的模型将简化为二元有序概率模型。这可能使其在其他应用中易于处理。参考文献Alto nji，J.G.和L.M.Segal（1996）：“协方差结构的GMM估计中的小样本偏差”，《商业与经济统计杂志》，14（3），353–366。安，M.Y。，B、 J.Christensen和N.D.Gupta（2004）：“已婚夫妇联合退休的多元混合比例哈扎德模型”，《应用计量经济学杂志》，19（6），687–704。Andrews，I.、M.Gentzkow和J.M。

夏皮罗（2017）：“测量参数估计对估计时刻的敏感性”，《经济学季刊》，132（4），1553–1592。Armstrong，T.B.和M.Kol es\'ar（2018）：“使用近似力矩条件模型的敏感性分析”，工作文件，arXiv:1808.07387。Banks，J.、R.Blundell和M.Casanova（2010）：“夫妻退休行为的动力学：来自英国和美国的简化证据”，加州大学洛杉矶分校经济系工作论文。Blau，D.M.（1998）：“老年已婚夫妇的劳动力动态”，《劳动经济学杂志》，16（3），595-629。Blau，D.M.a n D.B.Gilleskie（2006）：“已婚夫妇的健康保险和退休”，《应用计量经济学杂志》，21（7），935–953。Blundell，R.，C.Meghir和S。Smith（2004）：“英国的养老金激励和退休模式”，《世界各地的社会保障计划和退休：微观估计》，J.Gruber a和D.a.Wise主编，第11章，第643-689页。芝加哥大学出版社。Bonhomme，S.和M.Weidner（2018）：“最小化对模型错误的敏感性”，工作文件，arXiv:1807.02161。Bozio，A.、R.Crawford和G.Tetlow（2010）：“英国国家养老金的历史：1948年至2010年”，IFS Brie fing Note BN105，财政研究所。Browning，M.、P.Chiappori和Y.Weiss（2014）：家庭经济学。剑桥大学出版社。Casanova，M.（2010）：“一起快乐：夫妻共同退休选择的结构模型”，加州大学洛杉矶分校经济系工作论文。Christensen，T.和B.Connault（2019）：“反事实敏感性和稳健性”，工作文件，arXiv:1904.00989。Coile，C.（2004）：“退休激励和夫妇退休决定”，《经济分析与政策》主题，第4（1）条，第17条。克劳福德，R.和G。

Tetlow（2010）：“就业、退休和养老金”，《英国老年人口的金融环境、健康和福祉：2008年英国老龄化长期研究》（第4波），编辑。作者：J.Banks、C.Lessof、J.Nazroo、N.Rogers、M.Stafford和A.Steptoe。财政研究所。Cribb，J.、C.Emmerson和G.Tetlow（2013）：“激励、冲击或信号：英国提高女性国家养老金年龄的劳动力供给效应”，财政研究所工作文件13/03。de Grip，A.、D.Fouarge和R.Mo ntizaan（2013）：“个人退休期望对提高退休年龄有多敏感？”de Economist，161225–251。Eisenhauer，P.、J.J.Heckman和S.Mosso（2015）：“用最大似然od和模拟矩法估计动态离散模型”，《国际经济评论》，56（2），331–357。Gayle，G.和A.Shephard（2019）：“最优税收、婚姻、家庭生产和家庭劳动力供应”，《计量经济学》，87（1），291–326。Gouri\'eroux，C.，A.Monfort A n d E.Renault（1993）：“间接推断”，《应用计量经济学杂志》，第8期，第85-118页。Gustman，A.L.和T.L.Steinmeier（2000）：“双职业家庭中的退休：结构模型”，《劳动经济学杂志》，18（3），503–545。（2004）：“家庭内的社会保障、养老金和退休行为”，《应用计量经济学杂志》，19（6），723-737。Hahn，J.（1994）：“混合比例风险模型的效率界限”，《经济研究评论》，61（4），607–629。Hansen，L.P.（1982）：“广义矩估计方法的大样本性质”，计量经济学，50（4），1029-1054。Honor\'e，B.（1990）：“具有未观察到的异质性的持续时间模型的简单估计”，《计量经济学》，58（2）。Honor\'e，B.e.and^A.de Paula（2018）：“相互依存持续时间的新模型”，数量经济学，9（3），1299–1333。医学博士赫德。

（1990）：“丈夫和妻子的共同退休决定”，《老龄经济问题》，D.A.Wise编，第8章，第231-258页。芝加哥大学出版社。贾志忠（2005）：“退休夫妇的劳动力供给和家庭决策结构的异质性”，《家庭经济学评论》，3215-233。Moen，P.、Q.Huang、V.Plassmann和E.Dentinger（2006）：“决定未来：双薪夫妇共同计划退休？”美国行为科学家，49（10），1422–1443。Pienta，A.M.和M.D.Hayward（2002）：“谁希望在62岁以后继续工作？夫妇的退休计划”，《老年学杂志：社会科学》，57B（4），199-208。Smith，A.（1993）：“使用向量回归估计非线性时间序列模型：两种方法”，《应用计量经济学杂志》，8，S63–S84。（2008）：间接推理。新的帕尔格雷夫经济学词典。Thurley，D.和R.Keen（2017）：“20世纪50年代出生的女性的国家养老金年龄增加”，下议院Brie fing papers CBP-7405，下议院图书馆。van der Klaauw，W.和K.I。