GMM模型综述

在过去的三十多年里特别是从汉森（1982）的一篇富有开创性的论文起，兴起了使用GMM估计量的宏观经济和微观经济研究，GMM流行的原因有两点：一是它包括了许多常用的估计量，并且为比较和评价它们提供了有用的框架；二是相对其他估计量来说，GMM提供了一种相对“简单”的备选方法，特别是在极大似然估计量难以写出时，其优势更加凸显出来。下面就GMM估计量的特点和其与最小二乘法估计、极大似然估计的区别加以阐述。

（一）GMM估计量的特点

经典矩估计方法（Methods of Moments Estimation，简称MME）的基本思想是对样本矩与相应的概率分布模型的总体矩进行匹配。而在很多经济理论中，比如估计动态资产定价模型的未知参数时，并没有给出随机变量的联合概率分布，而是根据已有经济理论或者先验信息给出关于一个总体正交性条件的论断，这个

（y,X） )］ 0，其中g(·)是数据正交性条件通常表达为E［g(y,X，和参数 的

某个连续函数，这则构成了GMM的基本约束及核心假设。汉森（1982）指出，GMM估计可以利用如下的样本矩函数来定义：g（ ） T1T g(x,θ)，二次t

t=1T

$使S型是S，其中W是正定矩阵。GMM估计量 最（ ） Tg（ ） Wg（ ）（ ）TTTT

$T具有一致性和渐进无偏性，并且在对小化。在大样本条件下，GMM估计量

的稍加限制时，它是渐近正态分布的。正如前面给出的，该检验对于随g（xt， ）

机过程xt允许更为普遍的随机时间相依性。此外，汉森还定义了渐近协方差矩阵： EgT（ ）gt j j并利用其倒数作为加权矩阵，派生出渐近正态分（ ） ，

$T（从矩阵的角度）能将其布，即W=Ω-1，这个选择可以确保所得到的估计量

渐近协方差矩阵最小化。汉森对Ω的估计构建是基于检验样本的一致估计，但同时θ对有效估计需要用到对Ω的估计值。这个难题意味着，并没有一个直接的方式可以获得有效估计。因此汉森提出了一个两阶段的过程：选择任意一个加权矩阵并用它来构建一个一致估计量，然后再用该估计量估计渐近协方差矩阵；然后使用该矩阵获得的有效估计。后来他又提出了替代的步骤以改善这个两阶段方法。基于Sargan（1958年）提出的方法，汉森演示了如何构建一个过度识别约束检验。在零假设条件下，检验统计量有渐近 2分布，自由度为k-r，其中k是矩条件的个数，r是这些条件的线性组合数。

*****论文部分*****

随着计量经济学的逐步发展，广义矩估计法在计量经济学中的应用逐渐扩大，这主要是由动态面板数据的广泛使用带来的。与时间数据和横截面数据相比，面板数据可以很好地研究一些动态行为，例如增长的收敛性、失业的持久性、收入

不平等的持久性等动态经济问题，因此使用动态面板数据进行计量经济研究已经成为各类经济问题实证研究的主要路径。我国学者利用GMM方法广泛而深入地研究了居民收入与就业，企业融资，公共服务供给，汇率与经济增长，房地产价格调控，出口贸易与能源消耗，农业生产与城市化，汇率变动、政府债务与投资等问题。

莫亚琳等（2011）利用全国1995～2006年的省际数据进行动态面板GMM分析，检验证实了财政支出的增加将会提高社会的基尼系数,恶化收入分配的公平性；城市化进程对收入分配的影响将出现先恶化后改善的倒"U"型曲线关系。

谢攀等（2010）采用1994～2007年度29个省份的面板数据，估计了中国劳动者报酬的周期性反应函数。结果显示,西部地区劳动报酬份额对经济周期的反应力度强于东部和中部；中部地区劳动报酬份额在繁荣期受益最大,在衰退期与西部相当；劳动报酬份额的对经济周期的反应力度呈现出衰退期强于繁荣期的显著的弱顺周期特征。并认为这是经济周期与"二元劳动力市场"相互作用的一个可以解释的结果。

何光辉等（2012）基于2003～2009年中国制造业上市公司面板数据，发现上市公司生产率从总体上看不受制于内源融资,但按所有制分类后,只有民企存在融资约束并显著影响生产率,生产率高的民企通常拥有丰裕的内源资金；进一步按流动性与负债状况分类后仍不改变结论,流动性差、负债率高的民企所受约束更加严重。

吕延方等（2011）测算了中国1997～2008年的承接外包水平与对外发包水平，从微观角度检验了外包对我国主要产业就业的动态效应。结果表明:总体上对外发包和承接外包均会对长期就业水平有积极影响,其中对外发包作用更大；制造业中,尽管承接加工品、零配件和资本品对长期就业的影响系数为负,但可以通过产出的扩大间接正向拉动就业；相对于对外发包的显著影响,吸收外商直接投资和消费品出口行为对长期就业影响不显著。

宋小宁等（2012）基于2000余个县级样本，分别将教育、医疗、社会保障三项支出作为基本公共服务供给的度量指标，发现一般性转移支付对基本公共服务的供给的影响极其微弱。就基本公共服务供给而言,更应依靠专项转移支付。

鄢亚晨等（2012）利用GMM方法估计了汇率制度灵活度与经济增长之间的非线性关系。实证结果支持有关开放经济中熊彼特经济发展的基本假说：一国的汇率波动以该国的金融发展程度为中介对企业家的创新基金产生冲击,使得汇率波动对一国经济发展的影响呈现非线性关系。

张德荣等（2013）按照户籍和限购地域两个标准对限购政策了进行细分，来评估限购政策对抑制住宅价格上涨的效果。研究发现,对非户籍购房人实施限购的政策效果最为明显，仅在市区范围内限购难以起到抑制房价上涨的作用。

吕延方等（2013）从总量和强度探讨1991～2010年我国主要行业能源消耗、碳排放与各类特征承接外包间的动态关联性。发现承接国外中间环节的外包业务是我国出口贸易中引致能源消耗和碳排放快速增长的最主要拉动力量,加工品、基本材料是引致碳排放过度的最主要生产环节,而零配件承接易导致能源总量过度消耗。

罗翔等（2014）以1978～2008年中国省级面板数据为对象，运用两阶段GMM估计方法对中国的城市化路径进行实证分析。研究表明中国城市化发展走的是政府偏好政策主导下的农业生产风险驱动的路径,政府的城市偏好政策对城市化有抑制作用,农业生产风险加重了城市化中的区域分割。为保证中国城市化路径合

理健康发展,财政政策和金融政策应从提供农业生产补贴和农业生产性贷款转为提供农业生产保险,同时降低政府对经济的参与度。

程宇丹等（2014）基于1960～2010年113个国家的面板数据,运用系统广义矩动态面板方法和稳健性分析,比较发达国家和发展中国家政府债务经济增长效应的差异。研究结果显示,政府债务对经济增长有非线性影响；发达国家政府债务对经济增长、投资以及全要素生产率均无显著影响；发展中国家对政府债务的直接承受力更弱,但在一个宽松的临界点内,政府债务的增加可以提高投资率。

曹伟等（2014）研究了汇率水平变化和汇率波动幅度两者分别对行业固定资产投资和省份固定资产投资的影响。结论显示：劳动密集型行业因人民币升值而大幅减少投资，而资本密集型行业投资对汇率变动敏感性不强。人民币汇率水平变化对东部地区和西部地区的投资均存在显著影响,而对中部地区的影响十分有限。汇率波动幅度对劳动密集型行业投资没有必然的影响;资本密集型行业受滞后一期汇率波动率的影响较大。只有东部地区投资对汇率波动幅度十分敏感。

陈启斐等（2014）利用动态面板GMM模型研究了生产性服务进口对我国制造业的影响。研究发现,生产性服务进口可以显著促进我国制造业的技术进步。细分行业研究表明,金融服务进口贸易、研发服务进口贸易和商业服务进口贸易都可以促进制造业的生产率的提升。

陈飞等（2010）基于1995～2008年中国省际农业面板数据,利用动态面板的GMM方法分别估计了农业政策对小麦、稻谷、玉米作物播种面积、单位产量及总产量的影响,并对我国粮食生产调整能力及农业政策影响的长期效应进行了定量分析。实证结果表明,随着政府对农业投入的增加,我国粮食生产的调整能力逐渐增强,各项农业政策对粮食生产均具有显著正向影响,但预期价格水平对粮食产量的影响相对偏弱,市场经济的价格杠杆作用并不明显。

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