宏觀經濟學模型

一、模型的構建與識別

1、模型的構建

首先,根據四部門經濟的國民收入構成理論,我們可以得到以下等式：

Y(t)=C(t)+l(t)+G(t)+N^(t)t=1978,1979-2005,2006

其中,Y表示GDP,C表示居民消費,I表示投資,G表示政府購買,N某表

示凈出口。

我們假設政府購買和凈出口額作為外生變量，由系統外部給定，并對系

統內部其他變量產生影響。而居民消費和投資這兩項指標，又都由當年的

GDP決定。根據這些設定,我們分別建立居民消費和投資的方程,如下：

C(t)=a(0)+a(1)Y(t)+u(1)(t),t=1978,1979-2005,2006

I(t)=b(0)+b(1)Y(t)+u(2)(t),t=1978,1979-2005,2006

囚此，最后我們得到了如下的聯立方程計量經濟學模型：

C(t)=a(0)+a(l)Y(t)+u(l)(t)

I(t)=b(0)+b(l)Y(t)+u(2)(t)

Y(t)=C(t)+l(t)+G(t)4-NM(t)t=1978,1979-2005,2006

2、模型的識別

由于我們完備的結構式模型為：

C(t)=a(0)+a(l)Y(t)+u(l)(t)

I(t)=b(0)+b(l)Y(t)+u(2)(t)

Y(t)=C(t)+1(t)+G(t)+N某(t)t=1978,1979-2005,2006

結構參數矩陣為：

10-a(l)-a(0)00

01-b(l)-b(O)OO

-1-110-1-1

此時,g=3,k=3o

對于第1個方程,有

Boro=ioo

-1-1-1

此時，g⑴二2,k⑴二1。

因此,R(B0「0)二2二gT,所以該方程可以識別。

又因為則k-k(l)=2>g(l)-l,因此,該方程為過度識別方程。

對于第2個方程，有

Boro=ioo

-1-1-1

此時,g(2)=2,k(2)=1。

因此,R(BO「0)二2二gT,所以該方程可以識別。

又因為因為二1,則k-k(2)=2>g⑵T,因此,該方程為過度識別方程。

而第3個方程,是平衡方程,不存在識別問題。

綜合以上結果，該聯立計量經濟學模型是可以識別的。

2、實證研究

1、數據的選取

我們從《中國統計年鑒》(2007)中,得到如下樣本觀測值，用來對模型

里的參數進行估計(見表1)。

2、參數的估計

我們將數據導入Eview軟件中，并在軟件中進行操作,對各個方程的參

數進行估計。我們采用兩階段最小二乘法進行估計,得到如下模型：

C⑴二2286.983+0.388730Y(t)+u⑴(t)

I(t)=-1222.740+0.415093Y(t)+u(2)(t)

Y(t)=C(t)+1(t)+G(t)+N某(t)t=1978,1979-2005,2006

3、參數的檢驗

首先,我們對模型進行經濟意義檢驗。在本模型中，模型參數估計量的

符號、大小、相互關系，都與現實經濟運行情況相符，因此，我們認為，本模

型能通過經濟意義檢驗。

第二,我們對模型進行統計檢驗。

通過上面的估計結果,我們可以看到,消費和投資兩個方程的R-

Squared的值,分別為0.986370、0.992586,因此，兩個方程的擬合優度都

非常好，可以通過擬合優度檢驗。我們再看變量的顯著性。由上表可以看

此兩個方程中變量Y的系數的t值分別為44.16973、59.90907。我們給

定一個顯著性水平a=0.05,查t分布表中，自由度為，a=0.05的臨界值，

得到t（Cl/2）（1）=6.314,小于兩個方程變量Y的系數的t值。因此,通過

變量的顯著性檢驗。

第三,我們對模型進行計量經濟學檢驗。

我們使用圖示檢驗法,對模型進行異方程性檢驗。做出散點圖如下：

從以上圖中可以看出，兩幅散點圖中，都沒有出現明顯的散點擴大、縮

小或復雜型趨勢，即兩個方程中的隨機干擾項,都沒有出現明顯的波動變化。

因此,我們認為,本模型可以通過異方差性檢驗。

再來看隨機干擾項是否存在序列相關性。從上邊三個表中，我們可以

看至（三個方程的Durbin-ET-1"等更為細致專業的模型，本文中使用的模

型還是太顯簡略,還不能用于對國家經濟的深入分析預測，尚有很大的改進

和細化的空間。

參考文獻：

[1]李子奈，潘文卿。計量經濟學（第二版），北京:高等教育