1、中國宏觀經濟的計量經濟學模型實證研究論文關鍵詞:四部門宏觀經濟聯立方程計量經濟學模型兩階段最小二乘估計經濟意義檢驗統計檢驗計量經濟學檢驗模型預測檢驗論文摘要:宏觀經濟學模型,是計量經濟學模型研究中的一個重要領域,具有很強的實用價值。本文中,我們首先選取了四部門構成的宏觀經濟理論,并根據現實的經濟情況,構造出了一個聯立方程的計量經濟學模型,并通過了識別。接下來,我們從2022年的?中國統計年鑒?中,挑選出需要的數據,進展實證分析,采用最小二乘法,對模型參數進展了估計,并對估計出的參數進展了四步的檢驗。最后,我們得出了這個方程,并對這個模型的優缺點進展了討論。一、引言所謂宏觀經濟,是指一個國家,一

2、個社會總體的經濟行為及其后果。而宏觀計量經濟學模型是在一國的宏觀經濟總量程度上,把握和反映經濟運動的全面特征,研究宏觀經濟主要指標間的互相依存關系,用數學的語言描繪國民經濟和社會再消費過程各環節之間的聯絡,并可以用以進展宏觀經濟的構造分析、政策評價、決策研究和開展預測。本文中,我們選取了經典的四部門(消費者、企業、政府、國外)經濟的國民收入構成理論,作為我們研究的理論根底,并以此來建立模型。二、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)=(t)+i(t)+g(t)+nx(t)t=1978,19792022,2022其中,y表示gdp,表

3、示居民消費,i表示投資,g表示政府購置,nx表示凈出口。我們假設政府購置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:(t)=a(0)+a(1)y(t)+u(1)(t),t=1978,19792022,2022i(t)=b(0)+b(1)y(t)+u(2)(t),t=1978,19792022,2022因此,最后我們得到了如下的聯立方程計量經濟學模型:(t)=a(0)+a(1)y(t)+u(1)(t)i(t)=b(0)+b(1)y(t)+u(2)(t)y(t)=(t

4、)+i(t)+g(t)+nx(t)t=1978,19792022,20222、模型的識別由于我們完備的構造式模型為:(t)=a(0)+a(1)y(t)+u(1)(t)i(t)=b(0)+b(1)y(t)+u(2)(t)y(t)=(t)+i(t)+g(t)+nx(t)t=1978,19792022,2022構造參數矩陣為:10a(1)-a(0)0001b(1)-b(0)00-1-110-1-1此時,g=3,k=3。對于第1個方程,有00=100-1-1-1此時,g(1)=2,k(1)=1。因此,r(00)=2=g-1,所以該方程可以識別。又因為k(1)=1,那么k-k(1)=2g(1)-1,因此

5、,該方程為過度識別方程。對于第2個方程,有00=100-1-1-1此時,g(2)=2,k(2)=1。因此,r(00)=2=g-1,所以該方程可以識別。又因為k(2)=1,那么k-k(2)=2g(2)-1,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。三、實證研究1、數據的選取我們從?中國統計年鑒?(2022)中,得到如下樣本觀測值,用來對模型里的參數進展估計(見表1)。2、參數的估計我們將數據導入evies軟件中,并在軟件中進展操作,對各個方程的參數進展估計。我們采用兩階段最小二乘法進展估計,得到如下模型:(t)=2286

6、.983+0.388730y(t)+u(1)(t)i(t)=-1222.740+0.415093y(t)+u(2)(t)y(t)=(t)+i(t)+g(t)+nx(t)t=1978,19792022,20223、參數的檢驗首先,我們對模型進展經濟意義檢驗。在本模型中,模型參數估計量的符號、大孝互相關系,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,我們對模型進展統計檢驗。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。

7、由上表可以看出,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程度=0.05,查t分布表中,自由度為,=0.05的臨界值,得到t(/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,我們對模型進展計量經濟學檢驗。我們使用圖示檢驗法,對模型進展異方程性檢驗。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,我們可以看到,三個方

8、程的durbin-atsnstat的值分別為0.203004、0.281410。查d.分布表,我們可以知道,當n=29,k=2時,按1%的上下界時,dl=1.12,du=1.25。因此,三個d.值都小于dl,隨機干擾項存在一定的正自相關。可采用廣義最小二乘法等方法進展進一步修正。由于本模型的前兩個方程中,解釋變量只有y這一個,因此不會發生多重共線性問題。最后,我們對模型進展模型預測檢驗。我們查找到了本次估計中未使用到的2022年的中國gdp數據,并帶入模型進展檢驗,結果,得出的各項數據,與模型估計的值,比較好得符合。至此,我們完成了該模型的檢驗。四、結論與評價通過上面的分析,我們最后得到了如下的中國宏觀經濟的計量經濟學模型:(t)=2286.983+0.388730y(t)+u(1)(t)i(t)=-1222.740+0.415093y(t)+u(2)(t)y(t)=(t)+i(t)+g(t)+nx(t)t=1978,19792022,2022這個模型,優點是比較簡明,在應用它進展經濟預測的時候,使用很方便,分析所用的數據也比較容易得到。所缺乏的是,該模型只能分析和預測宏觀經濟中最根本的量,不能詳細地分析和預測整個經濟系統的細節環節。比照方清華大學研制的256個方程聯立構成的“中國宏觀計量經濟學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單,還不能用于對國家經濟的深化