中國宏觀經(jīng)濟模型的實證分析

巫南杰 吳蓉

摘 要：本文運用計量經(jīng)濟學(xué)理論和Eviews軟件，引用國家統(tǒng)計局1990年-2014年的數(shù)據(jù)，采用二階段最小二乘法對中國宏觀經(jīng)濟模型進行實證分析。了解我國經(jīng)濟運行特點和宏觀經(jīng)濟主要指標(biāo)間的相互依存關(guān)系，并進行宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)分析、政策評價、決策研究和發(fā)展預(yù)測。

關(guān)鍵詞：四部門經(jīng)濟模型；參數(shù)檢驗；二階段最小二乘法

2016年是中國改革開放以來宏觀經(jīng)濟探底的首年，也是中國經(jīng)濟步履維艱的一年。2016年我國各項宏觀經(jīng)濟指標(biāo)呈現(xiàn)跌落態(tài)勢，全年GDP實際增速為6.7%，經(jīng)濟增速下滑壓力有所趨緩，但下行壓力未消；我國投資支出增速為7.3%，是1999年以來的最低；2016年我國出口同比下降2%，進口增長0.6%，凈出口自改革開放后首次呈現(xiàn)負增長。本文中，我們將要來探討我國宏觀經(jīng)濟運行機制，以便了解經(jīng)濟運行的特點，可以針對性的提出一些評價和建議。

一、實證分析

1.變量選取與數(shù)據(jù)收集

本文采用了經(jīng)典的四部門經(jīng)濟的國民收入理論，作為我們研究的理論基礎(chǔ)，并以此來建立模型。我們選取投資支出（I億元）、居民消費總額（S億元）、政府支出（G億元）、凈出口（NX億元）為解釋變量，國內(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宏觀經(jīng)濟的影響因素，我們收集了1990年-2014年我國四部門經(jīng)濟的相關(guān)數(shù)據(jù)，相關(guān)數(shù)據(jù)來源于統(tǒng)計年鑒，并加以作實證分析。

2.模型設(shè)計和識別

（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之間的散點圖，以及根據(jù)四部門經(jīng)濟的國民收入理論，建立下列聯(lián)立模型：

Yt=St+It+Gt+NXt

St=α1+α2Yt+U1t

It=β1+β2Yt+U2t

（2）模型識別

由上述聯(lián)立模型可知，該聯(lián)立模型過度識別。

（3）參數(shù)估計

利用Eviews軟件對數(shù)據(jù)進行二階段最小二乘法估計，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

（1）模型的經(jīng)濟意義檢驗

模型中，參數(shù)估計量的符號均符合預(yù)期以及現(xiàn)實的經(jīng)濟意義。

（2）統(tǒng)計檢驗

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，被解釋變量對解釋變量的解釋能力較強。F統(tǒng)計量分別為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。而且在消費方程和投資方程中，Yt的t檢驗值分別等于85.292和31.491大于t0.025（23）=2.069，表明模型通過變量的顯著性檢驗。所以，我們認為模型通過了統(tǒng)計檢驗。

（3）計量檢驗

①異方差檢驗

a異方差 White檢驗

利用Eviews對聯(lián)立方程模型分別進行懷特檢驗，對于消費模型，由nR2=2.984<χ20.05（2）=5.99，可認為消費方程不存在異方差。對于投資模型，由nR2=10.586>χ20.05（2）=5.99，可認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)，對投資模型進行加權(quán)最小二乘回歸，發(fā)現(xiàn)用權(quán)數(shù)W3=1/e2的效果最好。在進行加權(quán)最小二乘修正后，模型的擬合度接近100%，同時變量Y的t檢驗值顯著提高，表明解釋能力增強，投資模型的解釋能力也得到提高。再對修正后的模型進行懷特檢驗，此時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

a消費模型DW檢驗

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

b投資模型DW檢驗

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運用迭代法修正序列相關(guān)

對消費模型進行一次迭代，DW=1.097，而1.27≤DW（2，24）≤1.45，0

所以最終消費模型為：St=9543.496+0.369Yt

③多重共線性檢驗

對于消費模型和投資模型來說，解釋變量只有Y，所以不存在多重共線性的問題。

④均方誤差百分比檢驗

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

RMSY=0.174

RMSS=0.259

RMSI=1.657

一般認為，在各種檢驗統(tǒng)計量中，RMS具有更普遍性的意義，對于檢驗?zāi)Ｐ拖到y(tǒng)的總體擬合優(yōu)度更為有效。所以我們在此進行了均方百分比誤差檢驗。將估計值與實際值進行比較，以檢驗?zāi)Ｐ蛯颖居^測值的擬合優(yōu)度。

4.模型修正結(jié)果

經(jīng)過對原模型進行的統(tǒng)計檢驗和計量檢驗，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)濟意義，國內(nèi)生產(chǎn)總值與居民消費成正相關(guān)，每當(dāng)GDP增加1個單位的時候，居民消費就會平均增加0.369個單位。投資支出與GDP也是成正相關(guān)，當(dāng)GDP增加1個單位的時候，投資支出就會平均增加0.761個單位。而且，各模型的擬合優(yōu)度均接近于100%，F(xiàn)檢驗值通過顯著性檢驗，各變量的t檢驗值均通過顯著性檢驗。而且已經(jīng)修正了異方差和序列相關(guān)問題。

二、實證分析結(jié)論

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

2.從消費模型來看，表明我國當(dāng)期的GDP每增加1億元居民消費總額就會平均增加3686.12萬元。從投資模型來看，表明我國當(dāng)期GDP增加1億元投資支出就會平均增加7606.56萬元。

三、政策建議

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

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

2.控制投資規(guī)模過快增長，提高投資效率。一要促使各部門、各地區(qū)政府正確認識經(jīng)濟增長的兩面性；二是加快行政管理體制改革，進一步規(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)投資的過快增長，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，有利于加強我國薄弱環(huán)節(jié)的行業(yè)投資與建設(shè)。

3.鼓勵居民消費，激勵居民投資熱情。

參考文獻：

[1]陶長旗.計量經(jīng)濟學(xué)[M].大連：東北財經(jīng)大學(xué)出版社，2011.

[2]國家統(tǒng)計局http：//www.stats.gov.cn/.

作者簡介：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)