Кіріспе

Статистикада, әсіресе эконометрияда, теңдеулер жүйесінің қысқартылған түрі – жүйедегі эндогенді айнымалыларды шешу нәтижесі болып табылады. Бұл, егер олар болса, соңғыларын экзогенді айнымалылардың функциялары ретінде көрсетеді. Эконометрияда құрылымдық модельдің теңдеулері теориялық тұрғыдан берілген түрінде бағаланады, ал бағалаудың баламалы тәсілі – ендірілген айнымалылар үшін теориялық теңдеулерді шешіп, қысқартылған түріндегі теңдеулерді алу, содан кейін осы қысқартылған түріндегі теңдеулерді бағалау болып табылады. Y – статистикалық модельмен түсіндірілетін (эндогенді) айнымалылардың векторы, ал X – түсіндіруші (экзогенді) айнымалылардың векторы болсын. Сонымен қатар, қателік мүшелерінің векторы да болсын. Онда құрылымдық түрдің жалпы өрнегі , мұндағы f – функция, көптеген теңдеулерден тұратын модельде векторлардан векторларға өте алады. Бұл модельдің қысқартылған түрі g функциясымен беріледі: .

Жалпы сызықтық жағдай

y M эндогенді айнымалылардың бағаналық векторы болсын. Жоғарыдағы Q және P мысалында M = 2 болды. z K экзогенді айнымалылардың бағаналық векторы болсын; жоғарыдағы мысалда z тек Z-дан тұрды. Құрылымдық сызықтық модель:

мұнда құрылымдық соққылардың векторы, ал A және B – матрицалар; A – квадраттық M × M матрицасы, ал B – M × K матрицасы. Жүйенің қысқартылған түрі:

құрылымдық қателердің барлығына тәуелді қысқартылған нысан қателерінің векторы болып табылады, мұнда матрица A қысқартылған нысанның болуы және бірегей болуы үшін сингуляр емес болуы керек. Тағы да, әрбір эндогенді айнымалы әрбір экзогенді айнымалыға байланысты. A және B матрицаларына шектеулер қойылмаса, A және B коэффициенттерін y және z деректерінен анықтау мүмкін емес: құрылымдық модельдің әрбір қатары y және z арасындағы белгісіз коэффициенттері бар сызықтық қатынас. (Бұл қайтадан параметрлерді анықтау мәселесі.) M қысқартылған нысан теңдеулерін (жоғарыдағы y = Π z матрицалық теңдеуінің қатарларын) деректерден анықтауға болады, себебі олардың әрқайсысында тек бір ғана эндогенді айнымалы бар.