中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)模型的實(shí)證分析

巫南杰 吳蓉

摘 要：本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和Eviews軟件，引用國(guó)家統(tǒng)計(jì)局1990年-2014年的數(shù)據(jù)，采用二階段最小二乘法對(duì)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)模型進(jìn)行實(shí)證分析。了解我國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行特點(diǎn)和宏觀經(jīng)濟(jì)主要指標(biāo)間的相互依存關(guān)系，并進(jìn)行宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)分析、政策評(píng)價(jià)、決策研究和發(fā)展預(yù)測(cè)。

關(guān)鍵詞：四部門(mén)經(jīng)濟(jì)模型；參數(shù)檢驗(yàn)；二階段最小二乘法

2016年是中國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)宏觀經(jīng)濟(jì)探底的首年，也是中國(guó)經(jīng)濟(jì)步履維艱的一年。2016年我國(guó)各項(xiàng)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)呈現(xiàn)跌落態(tài)勢(shì)，全年GDP實(shí)際增速為6.7%，經(jīng)濟(jì)增速下滑壓力有所趨緩，但下行壓力未消；我國(guó)投資支出增速為7.3%，是1999年以來(lái)的最低；2016年我國(guó)出口同比下降2%，進(jìn)口增長(zhǎng)0.6%，凈出口自改革開(kāi)放后首次呈現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。本文中，我們將要來(lái)探討我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制，以便了解經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的特點(diǎn)，可以針對(duì)性的提出一些評(píng)價(jià)和建議。

一、實(shí)證分析

1.變量選取與數(shù)據(jù)收集

本文采用了經(jīng)典的四部門(mén)經(jīng)濟(jì)的國(guó)民收入理論，作為我們研究的理論基礎(chǔ)，并以此來(lái)建立模型。我們選取投資支出（I億元）、居民消費(fèi)總額（S億元）、政府支出（G億元）、凈出口（NX億元）為解釋變量，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Y億元）為被解釋變量。

為了更直觀地反映我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響因素，我們收集了1990年-2014年我國(guó)四部門(mén)經(jīng)濟(jì)的相關(guān)數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于統(tǒng)計(jì)年鑒，并加以作實(shí)證分析。

2.模型設(shè)計(jì)和識(shí)別

（1）相關(guān)性分析

利用Eviews軟件觀察變量Y與S之間以及I和Y之間的散點(diǎn)圖，以及根據(jù)四部門(mén)經(jīng)濟(jì)的國(guó)民收入理論，建立下列聯(lián)立模型：

Yt=St+It+Gt+NXt

St=α1+α2Yt+U1t

It=β1+β2Yt+U2t

（2）模型識(shí)別

由上述聯(lián)立模型可知，該聯(lián)立模型過(guò)度識(shí)別。

（3）參數(shù)估計(jì)

利用Eviews軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行二階段最小二乘法估計(jì)，回歸結(jié)果如下：

St=6635.493+0.356Yt

It=-37818.01+0.767Yt

即可得到聯(lián)立模型為：

Yt=St+It+Gt+NXt

St=6635.493+0.356Yt

It=-37818.01+0.767Yt

3.模型檢驗(yàn)

（1）模型的經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

模型中，參數(shù)估計(jì)量的符號(hào)均符合預(yù)期以及現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)意義。

（2）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

模型的可決系數(shù)分別為R1=0.997，R2=0.977，表明模型的擬合度較好，被解釋變量對(duì)解釋變量的解釋能力較強(qiáng)。F統(tǒng)計(jì)量分別為F1=7274.724，F(xiàn)2=991.660，均大于F（1，23）=4.24，表明模型整體的顯著性較高。而且在消費(fèi)方程和投資方程中，Yt的t檢驗(yàn)值分別等于85.292和31.491大于t0.025（23）=2.069，表明模型通過(guò)變量的顯著性檢驗(yàn)。所以，我們認(rèn)為模型通過(guò)了統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。

（3）計(jì)量檢驗(yàn)

①異方差檢驗(yàn)

a異方差 White檢驗(yàn)

利用Eviews對(duì)聯(lián)立方程模型分別進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，對(duì)于消費(fèi)模型，由nR2=2.984<χ20.05（2）=5.99，可認(rèn)為消費(fèi)方程不存在異方差。對(duì)于投資模型，由nR2=10.586>χ20.05（2）=5.99，可認(rèn)為投資方程存在異方差。

b模型異方差的修正

分別以W1=1/Y（1/2）、W2=1/|e|、W3=1/e2作為權(quán)數(shù)，對(duì)投資模型進(jìn)行加權(quán)最小二乘回歸，發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)W3=1/e2的效果最好。在進(jìn)行加權(quán)最小二乘修正后，模型的擬合度接近100%，同時(shí)變量Y的t檢驗(yàn)值顯著提高，表明解釋能力增強(qiáng)，投資模型的解釋能力也得到提高。再對(duì)修正后的模型進(jìn)行懷特檢驗(yàn)，此時(shí)nR2=4.687<χ20.05（3）=7.81，因此不存在異方差，投資模型的異方差得到修正。

②自相關(guān)性檢驗(yàn)

a消費(fèi)模型DW檢驗(yàn)

由于1.29≤DW（2，25）≤1.45，消費(fèi)模型中DW=0.298，0< DW<1.29，所以消費(fèi)模型存在序列相關(guān)。

b投資模型DW檢驗(yàn)

由于1.29≤DW（2，25）≤1.45，投資模型中DW=1.479，Du<1.479<4-Du，所以投資模型不存在序列相關(guān)。

所以投資模型的方程為：It=-36473.22+0.761Yt

c運(yùn)用迭代法修正序列相關(guān)

對(duì)消費(fèi)模型進(jìn)行一次迭代，DW=1.097，而1.27≤DW（2，24）≤1.45，0

所以最終消費(fèi)模型為：St=9543.496+0.369Yt

③多重共線性檢驗(yàn)

對(duì)于消費(fèi)模型和投資模型來(lái)說(shuō)，解釋變量只有Y，所以不存在多重共線性的問(wèn)題。

④均方誤差百分比檢驗(yàn)

根據(jù)相關(guān)數(shù)據(jù)分別求出本模型中三個(gè)內(nèi)生變量的RMS值如下：

RMSY=0.174

RMSS=0.259

RMSI=1.657

一般認(rèn)為，在各種檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量中，RMS具有更普遍性的意義，對(duì)于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ拖到y(tǒng)的總體擬合優(yōu)度更為有效。所以我們?cè)诖诉M(jìn)行了均方百分比誤差檢驗(yàn)。將估計(jì)值與實(shí)際值進(jìn)行比較，以檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)樣本觀測(cè)值的擬合優(yōu)度。

4.模型修正結(jié)果

經(jīng)過(guò)對(duì)原模型進(jìn)行的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)和計(jì)量檢驗(yàn)，現(xiàn)模型修正如下：

Yt=St+It+Gt+NXt

St=9543.496+0.369Yt

It=-36473.22+0.761Yt

各變量前系數(shù)符合均符合經(jīng)濟(jì)意義，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與居民消費(fèi)成正相關(guān)，每當(dāng)GDP增加1個(gè)單位的時(shí)候，居民消費(fèi)就會(huì)平均增加0.369個(gè)單位。投資支出與GDP也是成正相關(guān)，當(dāng)GDP增加1個(gè)單位的時(shí)候，投資支出就會(huì)平均增加0.761個(gè)單位。而且，各模型的擬合優(yōu)度均接近于100%，F(xiàn)檢驗(yàn)值通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，各變量的t檢驗(yàn)值均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。而且已經(jīng)修正了異方差和序列相關(guān)問(wèn)題。

二、實(shí)證分析結(jié)論

1.模型最終修正了異方差以及序列相關(guān)的問(wèn)題，同時(shí)提高了模型的精度，并且使得模型整體以及各變量的顯著性提高，擬合度增強(qiáng)。

2.從消費(fèi)模型來(lái)看，表明我國(guó)當(dāng)期的GDP每增加1億元居民消費(fèi)總額就會(huì)平均增加3686.12萬(wàn)元。從投資模型來(lái)看，表明我國(guó)當(dāng)期GDP增加1億元投資支出就會(huì)平均增加7606.56萬(wàn)元。

三、政策建議

實(shí)證分析結(jié)果表明，我國(guó)GDP與居民消費(fèi)總額、投資支出總額之間存在顯著的正相關(guān)性。顯然，為保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)，要把居民消費(fèi)和投資支出結(jié)合起來(lái)分析。為促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長(zhǎng)，就要保證較高的居民消費(fèi)和投資總額，這就需要政府創(chuàng)造良好的條件，為長(zhǎng)期內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展奠定基礎(chǔ)。

1.擴(kuò)大內(nèi)需，把調(diào)整收入結(jié)構(gòu)作為擴(kuò)大內(nèi)需的最主要指導(dǎo)思想。一是防止兩極分化，二是解決分配問(wèn)題，三是采取多種措施解決差距過(guò)大問(wèn)題，四是現(xiàn)階段，我國(guó)主要是城鄉(xiāng)差距，貧富差距問(wèn)題嚴(yán)重。

2.控制投資規(guī)模過(guò)快增長(zhǎng)，提高投資效率。一要促使各部門(mén)、各地區(qū)政府正確認(rèn)識(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的兩面性；二是加快行政管理體制改革，進(jìn)一步規(guī)法政府行為；三是深入優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，限制高能耗、高物耗、高污染行業(yè)投資的過(guò)快增長(zhǎng)，支持有利于提高產(chǎn)業(yè)技術(shù)水平，有利于發(fā)展可持續(xù)發(fā)展經(jīng)濟(jì)，有利于加強(qiáng)我國(guó)薄弱環(huán)節(jié)的行業(yè)投資與建設(shè)。

3.鼓勵(lì)居民消費(fèi)，激勵(lì)居民投資熱情。

參考文獻(xiàn)：

[1]陶長(zhǎng)旗.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M].大連：東北財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2011.

[2]國(guó)家統(tǒng)計(jì)局http：//www.stats.gov.cn/.

作者簡(jiǎn)介：巫南杰（1996.10- ），男，江西省萍鄉(xiāng)市人，漢族，本科，江西師范大學(xué)；吳蓉（1996.04- ），女，江西省撫州市人，漢族，本科，江西師范大學(xué)