Структурная форма модели в общем виде.

Вариант 1.

Функциональные соотношения:

Y_t = F₁(t; K; Et_t);

Lf_t = F₄(Wg_t; Pi_t; N_t);

C_t = F(Ni_t; Ir_t);

I_t = F₅(Y_t; Y_t-1; Ir_t; T_t; K_t; K_t-1; t);

Wg_t = F(Lf; Pi_t; t);

Ex_t = F(Y_t);

Im_t = F(C_t);

Un_t = F(Y_t,Lf_t)

M_t = F(Y_t; Pi_t; Ir_t);

Pi_t = F(Y_t; Y_t-1; M_t; M_t-1; Wg_t);

Балансовые соотношения:

Ni_t = Y_t – Tax_t;

Tax_t = T_t*Y_t;

U_t = (Un_t/Lf_t)*100%;

Em_t = Lf_t – Un_t;

E_t = Ex_t – Im_t;

X_t = C_t + G_t + I_t + E_t;

Вариант 2.

Функциональные соотношения:

Y_t = F₁(t; K; Et_t);

Lf_t = F₄(Wg_t; Pi_t; N_t);

C_t = F(Ni_t; Ir_t);

I_t = F₅(Y_t; Y_t-1; Ir_t; T_t; K_t; K_t-1; t);

Wg_t = F(Lf; Pi_t; t);

Ex_t = F(Y_t);

Im_t = F(C_t);

Un_t = F(Y_t,Lf_t)

Pi_t = F(Y_t; Y_t-1; M_t; M_t-1; Wg_t);

Балансовые соотношения:

Ni_t = Y_t – Tax_t;

Tax_t = T_t*Y_t;

U_t = (Un_t/Lf_t)*100%;

Em_t = Lf_t – Un_t;

E_t = Ex_t – Im_t;

X_t = C_t + G_t + I_t + E_t;

Последнее соотношение представим не в виде распределенного лага, как записано выше, а в виде сосредоточенного, то есть в виде:

А глубину лага определим из следующих соображений:

– Графическое совпадение впадин и пиков на графиках I_t и K_t – как видно из графика [3.1- динамика инвестиций и капитала] пики инвестиций «повторяются капиталом» с запаздыванием на 1 период.

– Максимум линейного коэффициента корреляции между рядами I_t и K_t – по приведенной в приложении [3.2] таблице видно, что максимальный значимый коэффициент получается на лаге 0, а так же достаточно большой коэффициент на лаге 1.

– График выборочной автоковариационной функции имеет выброс на лаге 1 (то есть имеет значимый частный коэффициент автоковариации).

Поэтому мы будем предполагать величину лага равную 1:

Норма амортизации основных фондов за год, является величиной устанавливаемой отдельно для различных видов основных фондов, поэтому а₀ – является усредненной величиной коэффициента амортизации ОПФ (усреднение, разумеется, должно производиться с учетом структуры экономики). Поэтому данная величина может быль либо определена экзогенно, либо восстановлена на основе следующей стохастической зависимости:

(1)

При этом должно выполняться условие неизменности структуры капитала в экномике за рассматриваемые годы. Для проверки такого предноложения можно рассмотреть динамику нормы амортизации:

В приложении [3.3] приведен расчет экого показателя – он находится примерно на одном и том же, очень высоком, уровне в течении всего ретроспективного периода – средний темп падения этого показателя составляет -0,214%. По этому мы можем принять его за постоянную величину 55,0278%, восстановленную из зависимости (1) при помощи МНК. (среднее значение 55,198% - непосредственно рассчитанное по ряду). Интерпретировать этот показатель можно как среднее значение нормы амортизации за период с 1971 по 1999 годы. Таким образом далее в модели мы будем считать выполненным предположение о постоянстве отраслевой структуры экономики и как следствие постоянстве нормы амортизации. Поэтому средняя норма амортизации в модель войдет как экзогенно заданная константа  55,03%.

В зависимости используем его приближенное значение:

Это балансовое соотношение и войдет в окончательную модель.