《計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文》影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素的分析

1、-1- 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程論文 影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素的分析影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素的分析 小組成員：小組成員： 指導(dǎo)老師：指導(dǎo)老師： 日期：日期：20年年 9 月月- -12 月月-2- 【摘要】【摘要】21 世紀(jì)國家之間綜合實(shí)力的競爭歸根結(jié)底是人才的競爭，我國能否在新世紀(jì)實(shí)現(xiàn)穩(wěn)步較快的發(fā)展取決于高素質(zhì)、多元化人力資本的投入多寡。因此提高我國的教育水平，增加高素質(zhì)人力資源是當(dāng)務(wù)之急。而教育經(jīng)費(fèi)的投入情況在很大程度上影響教育的現(xiàn)狀和未來發(fā)展。本文建立在前人經(jīng)驗(yàn)基礎(chǔ)上，收集了相關(guān)數(shù)據(jù)并利用 EViews 軟件對模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)和檢驗(yàn)， 對我國 1978-2003 年教育經(jīng)費(fèi)支出情

2、況進(jìn)行多因素的實(shí)證分析，最后根據(jù)分析結(jié)果提出一些可供參考的政策建議和意見。 【關(guān)鍵詞】【關(guān)鍵詞】教育經(jīng)費(fèi)投入 GDP 高校在校生數(shù)量計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn) 一、引言一、引言 隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的加快，中國在社會生活的各方面都面臨巨大的挑戰(zhàn)，急需高素質(zhì)多元化的人才，提高中國的教育水平是當(dāng)務(wù)之急；另一方面，大學(xué)素有“象牙塔”之稱，具有與社會保持一定的距離以維護(hù)其學(xué)術(shù)自治和教學(xué)自由的歷史傳統(tǒng)。但隨著社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，各國大學(xué)與社會發(fā)展之間的互動都日益密切，大學(xué)逐漸從社會的邊緣走向社會的中心。知識經(jīng)濟(jì)時代的高等教育，其職能在不斷拓展：追求廣泛的社會服務(wù)，為人們提供多種規(guī)格和多種形式的教育；促進(jìn)知識共享，縮小社會階

3、層的分化；開發(fā)人力資源，推動科技發(fā)展，增強(qiáng)國家競爭力和提供高等教育市場等。由此可見，加強(qiáng)我國高等教育對提高中國總體的教育水平有很大的影響，人才的競爭也將成為今后國際競爭的主流，因此政府一直關(guān)注中國教育事業(yè)特別是高等教育的發(fā)展，逐年穩(wěn)步增加教育的經(jīng)費(fèi)投入，社會各界越來越多的人也開始積極資助中國教育事業(yè)的發(fā)展。 從1978-2003年， 我國財(cái)政預(yù)算內(nèi)教育投入從50億增長到6208.26億， 財(cái)政教育投入占?xì)v年財(cái)政總支出的比例大約為7-15%不等，占?xì)v年財(cái)政購買性支出的比例大約為7-19%不等。有資料表明，1979年中國的教育經(jīng)費(fèi)投入為104.41億元， 到2003年已經(jīng)增長為6208.26億元。

4、與此同時，自1999年大學(xué)擴(kuò)招以來，我國大學(xué)生總數(shù)逐年上升。到2004年全國各類高等教育總規(guī)模達(dá)到2000多萬人，高等教育毛入學(xué)率達(dá)到19%。普通高等學(xué)校教職工161.07萬人，比上年增加15.81萬人；專任教師85.84萬人，比上年增加13.37萬人?？梢哉f，教育是一項(xiàng)需要巨大資金投入的事業(yè)，教育經(jīng)費(fèi)成為教育事業(yè)賴以發(fā)展的必要的物質(zhì)保障，而且一直是影響我國教育規(guī)模擴(kuò)大和教育質(zhì)量提升的最直接因素。 因此，研究教育經(jīng)費(fèi)的影響因素，不僅對財(cái)政支出中教育支出的合理安排，而且對中國教育水平的提高都有重大意義。 -3- 針對這一點(diǎn)， 本文收集了我國1978年到2003年相關(guān)的時間序列數(shù)據(jù)， 并加以實(shí)證分

5、析，研究我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、在校學(xué)生人數(shù)、普通高等學(xué)校以及其教職工數(shù)量對我國高等教育經(jīng)費(fèi)的影響。 二、研究的目的和意義二、研究的目的和意義 （一）實(shí)證分析的現(xiàn)狀和不足（一）實(shí)證分析的現(xiàn)狀和不足 目前，國內(nèi)對于我國高等教育投入的現(xiàn)狀分析多集中為三種觀點(diǎn)。 第一種觀點(diǎn)是從我國財(cái)政教育投入角度出發(fā)，認(rèn)為：一方面，高等教育財(cái)政投入總量呈不斷增長態(tài)勢，近幾年其占財(cái)政支出的比例穩(wěn)步上升。從1991-2003年，我國財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)投入從617.8億增長到3850億，占?xì)v年財(cái)政總支出的比例大約為7-15%不等，占?xì)v年財(cái)政購買性支出的比例大約為7-19%不等。另一方面，近幾年我國教育投入供給正在形成一個以政府投入

6、為主，多渠道融資的格局。公民個人和集資辦學(xué)經(jīng)費(fèi)及學(xué)雜費(fèi)在全部教育投入中所占的比例從1991年的13.01%上升到2003年為23.92%。此外，財(cái)政教育分配結(jié)構(gòu)正處于不但完善的過程中，財(cái)政教育投入的分配結(jié)構(gòu)逐步趨于合理。 第二種觀點(diǎn)是從我國教育經(jīng)費(fèi)現(xiàn)狀的角度出發(fā)，首先分析教育經(jīng)費(fèi)總量占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例變化情況，即1991-2003年全國教育經(jīng)費(fèi)占GDP的比重逐年上升；然后分析教育經(jīng)費(fèi)來源情況，即全國教育經(jīng)費(fèi)的來源仍然以政府為主體，教育經(jīng)費(fèi)中的大部分一直為國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)，其中尤以預(yù)算內(nèi)教育經(jīng)費(fèi)為主體；接著分析教育經(jīng)費(fèi)支出結(jié)構(gòu)的變化情況，即高等教育經(jīng)費(fèi)支出總數(shù)比例上升， 而小學(xué)則在下降， 表

7、明我國教育經(jīng)費(fèi)進(jìn)一步流向高等教育。最后分析在校生生均教育經(jīng)費(fèi)支出占人均GDP比例的變化情況， 即高等教育和小學(xué)的這一比例均呈上升趨勢，但高等教育的增幅明顯大于小學(xué)，且高等教育一直都是小學(xué)的十幾倍。 第三種觀點(diǎn)是從教育興國戰(zhàn)略和可持續(xù)發(fā)展戰(zhàn)略指導(dǎo)的角度出發(fā)，認(rèn)為教育事業(yè)取得了巨大成績， 即如期實(shí)現(xiàn)了“兩基”奮斗目標(biāo) （基本普及九年義務(wù)教育、 基本掃除青壯年文盲） ；高等教育迅速發(fā)展，管理體制和布局結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化；民辦學(xué)校成為我國教育教學(xué)改革一支不可或缺的力量，多渠道籌資辦學(xué)的格局初步形成；教育信息化的發(fā)展呈現(xiàn)明顯加快的態(tài)勢。 從以上觀點(diǎn)總結(jié)中我們不難發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)是對歷史的回顧、對現(xiàn)狀的描述并從理論

8、上提出未來應(yīng)采取的措施政策來改善目前所存在的教育經(jīng)費(fèi)問題。而從實(shí)證的角度入手來分析影響教育經(jīng)費(fèi)投入因素的相對比較少， 常見的有通過比較教育經(jīng)費(fèi)投入與國民生產(chǎn)總值（GNP）-4- 或國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）之間的關(guān)系，得出教育經(jīng)費(fèi)投入逐年增長的結(jié)論；或者通過對比教育經(jīng)費(fèi)的支出結(jié)構(gòu)，得出高等教育經(jīng)費(fèi)投入大幅度增長的結(jié)論。但這些分析很難以比較高的精確度預(yù)測未來教育經(jīng)費(fèi)投入的變化情況。而預(yù)測是決策的基礎(chǔ)，由此也就很難做出最佳決策。 （二）建模的意義（二）建模的意義 基于理論分析的不足之處，我們將以建立模型的方式來分析影響我國教育經(jīng)費(fèi)投入的變量具體有哪些。首先我們將理論分析中提到的影響因素納入模型的解釋變

9、量中，建立模型，然后通過各種計(jì)量檢驗(yàn)方法逐一排除影響不大的解釋變量，最終保留下最佳解釋變量。通過模型我們可以預(yù)測、了解和掌握教育經(jīng)費(fèi)的投入在未來的投入水平和發(fā)展趨勢，評估國教教育經(jīng)費(fèi)投入政策的可行性，并對今后的工作提出建議，為合理制定教育發(fā)展戰(zhàn)略提供依據(jù)。 三、變量的引入及數(shù)據(jù)的收集三、變量的引入及數(shù)據(jù)的收集 （一）選擇變量的依據(jù)（一）選擇變量的依據(jù) 中國教育經(jīng)費(fèi)包括國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)、社會團(tuán)體和公民個人辦學(xué)經(jīng)費(fèi)、社會捐資集資的教育經(jīng)費(fèi)、學(xué)費(fèi)、雜費(fèi)和其他教育經(jīng)費(fèi)。我們建模時是根據(jù)以下四點(diǎn)來選擇變量。 首先， 2003-2007年教育振興行動計(jì)劃明確確定“重點(diǎn)推進(jìn)高水平大學(xué)和重點(diǎn)學(xué)科建設(shè)”為教育

10、事業(yè)建設(shè)的一大戰(zhàn)略重點(diǎn)。教育部副部長吳啟迪在“慶祝中國高等教育學(xué)會成立20周年暨2003.年高等教育國際論壇”也表明高等學(xué)校對國家經(jīng)濟(jì)建設(shè)和社會進(jìn)步的貢獻(xiàn)日益突出。他指出我國高等教育事業(yè)的發(fā)展還面臨不少問題和困難，其中一個主要方面就是高等教育的經(jīng)費(fèi)投入仍然不能適應(yīng)規(guī)模快速發(fā)展的要求， 高等學(xué)校的辦學(xué)條件全面緊張。 可見，國家對教育經(jīng)費(fèi)中高等教育的投入十分重視，總體教育經(jīng)費(fèi)用于高等教育的部分也在逐步上升； 其次，自1999年高校擴(kuò)招以來，中國大學(xué)生人數(shù)不斷增加，相應(yīng)的總的學(xué)費(fèi)及雜費(fèi)呈上升趨勢； 第三，社會各界有識之士和知名企業(yè)都越來越重視中國的高等教育，紛紛捐助各大高等學(xué)校進(jìn)行科研創(chuàng)新、改善教學(xué)

11、設(shè)備、設(shè)立獎學(xué)金等； 另外，民辦高等學(xué)校數(shù)量每年都有增加，到2004年底已有1415所。 由此可見，高等教育經(jīng)費(fèi)對中國的總體教育經(jīng)費(fèi)投入有很大影響。另外，現(xiàn)在對教育經(jīng)費(fèi)的理論研究大都是從高等教育對教育經(jīng)費(fèi)的影響入手，因此，我們在此基礎(chǔ)上選擇大學(xué)生人數(shù)、高等學(xué)校數(shù)及高等學(xué)校教職員工數(shù)為解釋變量。 -5- 最后，在 20042004 年 1 1 月 6 6 日教育部頒布的中國教育改革與發(fā)展及全國教育經(jīng)費(fèi)投入情況的報(bào)告中又對教育經(jīng)費(fèi)的投入做了部署，中國政府在教育經(jīng)費(fèi)投入方面的目標(biāo)是爭取在較短的時間內(nèi)實(shí)現(xiàn)國家財(cái)政性教育經(jīng)費(fèi)占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比例達(dá)到 4%4%的水平。在我國，國家公共支出一直是教育經(jīng)費(fèi)的重

12、要來源，而財(cái)政支出的變動與經(jīng)濟(jì)增長息息相關(guān)，因此國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDPGDP）是研究教育經(jīng)費(fèi)投入必不可少的變量。 （二）數(shù)據(jù)的收集（二）數(shù)據(jù)的收集 由此可見，高等教育經(jīng)費(fèi)對中國的總體教育經(jīng)費(fèi)投入有很大影響。另外，現(xiàn)在對教育經(jīng)費(fèi)的理論研究大都是從高等教育對教育經(jīng)費(fèi)的影響入手，因此，我們在此基礎(chǔ)上選擇GDP、大學(xué)生人數(shù)、高等學(xué)校數(shù)及高等學(xué)校教職員工數(shù)為解釋變量。具體數(shù)據(jù)見表1。 Y-我國教育經(jīng)費(fèi)投入數(shù)量（單位：億元） X 1-我國各年GDP數(shù)值（單位：億元） X 2-普通高等學(xué)校在校生數(shù)量（單位：萬人） X X3-普通高等學(xué)校數(shù)量（單位：所） X 4-普通高等學(xué)校教師數(shù)（單位：萬人） obs y x

13、1 x2 x3 x4 1978 81.24 3624.1 85.6 598 20.6 1979 101.41 4038.2 102 633 23.7 1980 125.25 4517.8 114.4 675 24.7 1981 135.31 4862.4 127.9 704 25 1982 151.37 5294.7 115.4 715 28.7 1983 171.33 5934.5 120.7 805 30.3 1984 201.33 7171 139.6 902 31.5 1985 254.31 8964.4 170.3 1016 34.4 1986 305.35 10202.2 188

14、1054 37.2 1987 320.89 11962.5 195.9 1063 38.5 1988 387.48 14928.3 206.6 1075 39.3 1989 449.78 16909.2 208.2 1075 39.7 1990 505.87 18547.9 206.3 1075 39.5 1991 731.5 21617.8 204.4 1075 39.1 1992 867.05 26638.1 218.4 1053 38.8 1993 1059.94 34634.4 253.6 1065 38.8 1994 1488.78 46759.4 279.9 1080 39.6 1

15、995 1877.95 58478.1 290.6 1054 40.1 1996 2262.34 67884.6 302.1 1032 40.3 1997 2531.73 74462.6 317.4 1020 40.5 1998 2949.06 78345.2 340.8 1022 40.7 -6- 數(shù)據(jù)來源于： 中國統(tǒng)計(jì)年鑒-2003 中國教育經(jīng)費(fèi)統(tǒng)計(jì)年鑒-2004中經(jīng)專網(wǎng)中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局 ( (三三) ) 時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn) 由于我們在實(shí)際中遇到的時間序列數(shù)據(jù)可能只有極少屬于平穩(wěn)序列，而平穩(wěn)性在計(jì)量經(jīng)濟(jì)建模中具有重要地位，若我們研究的經(jīng)濟(jì)變量遵從隨機(jī)游

16、走，當(dāng)運(yùn)用最小二乘時，一個變量對其他變量的回歸可能會導(dǎo)致虛假結(jié)果或偽回歸結(jié)果，因此有必要在進(jìn)一步用計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法分析之前對觀測值的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。 運(yùn)用擴(kuò)展迪克富勒檢驗(yàn)時間序列的平穩(wěn)性 (1) 對Y的平穩(wěn)性檢驗(yàn) ADFTestStatistic1.8176671%CriticalValue*-4.3942 5%CriticalValue-3.6118 10%CriticalValue-3.2418 *MacKinnoncriticalvaluesforrejectionofhypothesisofaunitroot. AugmentedDickey-FullerTestEquatio

17、nDependentVariable:D(Y) Method:LeastSquares Date:12/09/05Time:00:26Sample(adjusted):19802003 Ineludedobservations:24afteradjustingendpoints Variable Coeffieient Std.Error t-Statistie Prob. Y(-1) 0.079197 0.043571 1.817667 0.0841 D(Y(-1) 0.223341 0.266131 0.839213 0.4113 C -51.84439 51.00936 -1.01637

18、0 0.3216 TREND(1978) 10.60896 5.839026 1.816905 0.0842 R-squared 0.906196 Meandependentvar 254.4521 AdjustedR-squared 0.892125 S.D.dependentvar 261.5644 1999 2000 2001 2002 2003 3349.04 3849.08 4637.66 5480.03 6208.26 82067.46 89468.1 97314.8 105172.3 117251.9 413.4 556.1 719.1 903.36 1108.56 表1 107

19、1 1041 1225 1396 1552 42.6 46.3 53.2 61.8 72.4658 -7- S.E.ofregression 85.90890 Akaikeinfocriterion 11.89546 Sumsquaredresid 147606.8 Schwarzcriterion 12.09181 Loglikelihood -138.7456 F-statistic 64.40351 Durbin-Watsonstat 1.831003 Prob(F-statistic) 0.000000 表2 由表2中給出的Mackinnon臨界值顯示（假設(shè)取a=0.05）, k1=1

20、1.817667ll3.61181，表明我國1978-2003年度的全國教育經(jīng)費(fèi)投入數(shù)量可能是非 平穩(wěn)的。通過下面的時序圖也可以進(jìn)行驗(yàn)證。 用同樣的方法分別對其他變量進(jìn)行檢驗(yàn) 2）對X1的平穩(wěn)性檢驗(yàn) IT1=11.159188113.61181=111 表明我國1978-2003年度的GDP可能是非平穩(wěn)的 8000 6000 4000 2000 78808284868890929496980002 Y -8- （3）對X2的平穩(wěn)性檢驗(yàn) |t|=|0.448396|3.6118|=|t|影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素分析 X -9- 表明我國1978-2003年度的普通高等學(xué)校在校生數(shù)量可能是非平穩(wěn)的

21、 （4）對X的平穩(wěn)性檢驗(yàn) 3 IT1=11.710696ll3.61181=111 表明我國1978-2003年度的普通高等學(xué)校數(shù)量可能是非平穩(wěn)的 5）對X的平穩(wěn)性檢驗(yàn) |t|=|0.717753|00二4.0582176490 12 0=-0.438965248600=-15.72659069=0.025說明普通高等學(xué)校數(shù)量的增加對 32 d 教育經(jīng)費(fèi)投入影響是不顯著的；=-0780652其P值為0-4437y=0-025說明 普通高等學(xué)校教師數(shù)的增加對教育經(jīng)費(fèi)投入影響是不顯著的。 對t值不顯著的變量，我們同樣也在接下來的計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)中進(jìn)行修正。 (138.0446)(0.001190) t

22、=(1.779267)(24.27013) 0.439407) 9.235678) R2=0.997496 F 二 2091.550 (0.619668)(20.14547) -0.708388)(-0.780652) DW 二 1.229481 影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素分析 -12- ( (三三) ) 計(jì)量經(jīng)濟(jì)的檢驗(yàn)計(jì)量經(jīng)濟(jì)的檢驗(yàn) 1、多重共線性檢驗(yàn)、多重共線性檢驗(yàn) 簡單相關(guān)系數(shù)矩陣法 X1 X2 X3 X4 X1 1.000000 0.890934 0.729841 0.845733 X2 0.890934 1.000000 0.813830 0.937757 X3 0.729841 0.

23、813830 1.000000 0.958213 X4 0.845733 0.937757 0.958213 1.000000 表3 由上表可以看出，解釋變量之間存在高度線性相關(guān)。但這僅是一個粗略的判斷。 1)變量顯著性與方程顯著性的綜合判斷 Y二 245.6181816+0.02887995678X+4.058217649X0.4389652486X15.72659069X 1234 由以上可知，模型的R-squared(AdjustedR-squared)很大，且通過F檢驗(yàn)，但 X,X厶對應(yīng)的偏回歸系數(shù)的t值不顯著，且系數(shù)的符號與經(jīng)濟(jì)意義相悖，可以判斷該模型存在多重共線性。 (2) 下面運(yùn)

24、用逐步回歸法對多重共線性進(jìn)行修正： 經(jīng)分析在四個一元回歸模型中教育經(jīng)費(fèi)投入Y對GDPX的線性關(guān)系最強(qiáng)，如下： Y=-300.9742989+0.04749872354X 1(113.9200)(0.002126) R2=0.954129F=499.2115S.E.=397.0152DW=0.436402 將其余解釋變量X、X、X分別逐一代入上式，得到如下最佳模型234 Y=-512.2764757+0.02858572495X+3.134814408X 12 (47.56915)(0.001809)(0.267170) R2=0.993434F 二 1739.872S.E.=153.4411

25、再將其余變量X、X逐一代入上面的二元方程，發(fā)現(xiàn)其效果并不理想，結(jié)果如下： 34 Y二204.6765708+0.02870805293X+3.754055224X-0.9069699574X 123 (126.5555)(0.001159)(0.201337)(0.155388) R2=0.997424F 二 2838.931S.E.=98.27601 雖然整體上擬和效果看上去似乎更好， 但是由于其截距項(xiàng)部分P值為0.1201-=0.025所以予以排除。 (138.0446)(0.001190) t=(1.779267)(24.27013) 0.439407) 9.235678) (0.619

26、668)(20.14547) -0.708388)(-0.780652) R2=0.997496 F 二 2091.550 DW 二 1.229481 影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素分析 -13- 2 Y二259.3470208+0.02902708187X+4.306056916X-29.53304641X 124 （135.1210）（0.001158）（0.262817）（5.039101） R2=0.997436F 二 2853.175S.E.=98.03102 a 同上面的分析相同，其截距項(xiàng)部分P值為.0680=.025所以也予以排除。 通過對方程的多重共線性的判斷，我們最后得出的模型為

27、Y二-512.2764757+0.02858572495X+3.134814408X 12 經(jīng)檢驗(yàn)，它同時又通過了以上的經(jīng)濟(jì)意義和統(tǒng)計(jì)推斷檢驗(yàn)。 2、異方差性檢驗(yàn)、異方差性檢驗(yàn) （1）ARCH檢驗(yàn) 在顯著性水平a=0.05的水平下,ARCH檢驗(yàn)滯后一期的P值=0.121788a，通過ARCH檢驗(yàn)。進(jìn)一步檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，ARCH檢驗(yàn)滯后兩期和三期的P值均大于a，通過了ARCH檢驗(yàn)。所以隨即誤差項(xiàng)不存在異方差。 （2）.WHITE檢驗(yàn) 因?yàn)樗占臄?shù)據(jù)不滿足WHITE檢驗(yàn)所要求的大樣本條件，所以在此不進(jìn)行WHITE檢驗(yàn)。 綜上可知，該模型通過了ARCH檢驗(yàn)，可以說明模型不存在異方差性。 3、自相關(guān)性檢驗(yàn)

28、、自相關(guān)性檢驗(yàn) （1）圖示法 E影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素分析 表4 -14- 由上圖可以看出殘差e呈現(xiàn)線性自回歸，表明隨機(jī)擾動項(xiàng)u存在自相關(guān)。tt (2)D-W檢驗(yàn) 查表可得d二1.224，d二1.553。DW=0.436402d，所以隨機(jī)誤差項(xiàng)存在正的 LUL 一階自相關(guān)。 (3) 下面進(jìn)行自相關(guān)性的修正： Q廣義差分法 DW=0.436402,貝VP=1-DW/2=0.781799 構(gòu)造DX1=X1-0.781799*X1(-1)； DX2=X2-0.781799*X2(-1)； DY=Y-0.781799*Y(-1) 然后再用OLS法估計(jì)其參數(shù)，結(jié)果為 DY=-120.0762+0.03

29、2068*DX1+2.664632*DX2 t=(-4.281382)(10.36404)(8.247195) R2=0.978870F=509.5919DW=1.613608 此時d二1.206,d二1.550,dDW4d，自相關(guān)性得到了修正。 LUUU A 但由于廣義差分法用P作為P的估計(jì)，精確度不能令人滿意。 Q迭代法 DependentVariable:Y Method:LeastSquares Date:12/04/05Time:22:34 Sample(adjusted):19792003 Includedobservations:25afteradjustingendpoints

30、 Convergeneeachievedafter11iterations Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C -550.9113 161.5021 -3.411172 0.0026 X1 0.032093 0.005498 5.837104 0.0000 X2 2.661473 0.559684 4.755313 0.0001 AR 0.784939 0.205386 3.821772 0.0010 R-squared 0.997750 Meandependentvar 1616.084 AdjustedR-squared 0

31、.997428 S.D.dependentvar 1828.068 S.E.ofregression 92.70532 Akaikeinfocriterion 12.04238 Sumsquaredresid 180479.8 Schwarzcriterion 12.23740 Loglikelihood -146.5297 F-statistic 3103.753 Durbin-Watsonstat 1.617293 Prob(F-statistic) 0.000000 InvertedARRoots .78 此時d二1.206,d二1.550,dDW4d，自相關(guān)性得到了修正。 LUUU 影

32、響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素分析 -15- 相應(yīng)方程為：Y二-550.91131+0.03209253718X+2.661473083X 12 4分布滯后模型與自回歸模型分布滯后模型與自回歸模型 一般來說，由于心理預(yù)期因素、技術(shù)因素、制度因素等影響，使得解釋變量與應(yīng)變量的因果聯(lián)系不可能在瞬時發(fā)生，在這一過程中通常都有時間滯后，也就是說解釋變量需要通過一段時間才能完全作用于應(yīng)變量，從而形成滯后現(xiàn)象。接下來，我們將建立滯后變量模型，從而把滯后變量引入模型。在經(jīng)濟(jì)分析中，運(yùn)用滯后變量模型可以使不同時期的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象彼此聯(lián)系起來，同時也經(jīng)濟(jì)活動的靜態(tài)分析轉(zhuǎn)化為動態(tài)分析，使模型更加切合實(shí)際經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行狀況。 （1）

33、分布滯后模型 對分布滯后模型的估計(jì)，我們下面只討論有限分布滯后的情況。 運(yùn)用“PDL指令”來表示進(jìn)行阿爾蒙多項(xiàng)式分布滯后模型的估計(jì)， 我們將兩個解釋變量都滯后二期，結(jié)果如下： 丫=-383.76260.007甲 0.011卑-1片 0.015甲-2十 3.357碼+0.692呂-1）-1.97學(xué)2） （49.54375）（0.00363）（0.00045）（0.00400）（0.40372）（0.12727）（0.61579）t=（-7.745933）（2.18945）（25.7746）（3.83609）（8.31717）（5.43806）（-3.20485） R2=0.998165F 二 2

34、583.852 對以上結(jié)果我們可以初步看出，各參數(shù)的t值都通過檢驗(yàn)，這個模型比較理想。從經(jīng)濟(jì)意義上來看，我們也可以發(fā)現(xiàn)，教育經(jīng)費(fèi)的投入和往年的GDP以及往年的普通高校在校生數(shù)量應(yīng)該有一定聯(lián)系的， 因?yàn)閲疫M(jìn)行經(jīng)費(fèi)投入預(yù)算的時候是在上年預(yù)算基礎(chǔ)上進(jìn)行調(diào)整的，從而上年的GDP和普通高校在校生數(shù)量對其也應(yīng)起到一定的影響作用。 但模型中X2（-2）的參數(shù)估計(jì)值為負(fù)，和實(shí)際的經(jīng)濟(jì)意義不相吻合；而且對分布滯后模 型直接進(jìn)行估計(jì)會存在自由度損失和多重共線性等問題。 基于教育經(jīng)費(fèi)投入預(yù)算是基于上年預(yù)算進(jìn)行的調(diào)整這一點(diǎn)， 我們將建立自回歸模型進(jìn)行討論。 （2）自回歸模型 在前文對多重共線性進(jìn)行了修正后，我們得出

35、如下模型： Y二-512.2764757+0.02858572495X+3.134814408X，在此，我們選擇庫伊克模型進(jìn) 12 行回歸分析，即估計(jì)如下模型 Y=a*+P*X+P*X+P*Y+u* i11i22i3i1i 影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素分析 -16- 利用已有數(shù)據(jù)，我們可以得到如下結(jié)果： 影響我國教育經(jīng)費(fèi)支出因素分析 -17- DependentVariable:Y Method:LeastSquares Date:12/11/05Time:00:21 Sample(adjusted):19792003 Ineludedobservations:25afteradjustingen

36、dpoints Variable Coefficient Std.Error t-Statistic Prob. C -137.1761 51.02595 -2.688359 0.0138 X1 0.009269 0.002414 3.839140 0.0010 X2 0.858181 0.291603 2.942978 0.0078 丫(-1) 0.809386 0.093653 8.642392 0.0000 R-squared 0.998663 Meandependentvar 1616.084 AdjustedR-squared 0.998473 S.D.dependentvar 18

37、28.068 S.E.ofregression 71.44613 Akaikeinfocriterion 11.52141 Sumsquaredresid 107195.6 Schwarzcriterion 11.71643 Loglikelihood -140.0176 F-statistic 5230.420 Durbin-Watsonstat 1.761906 Prob(F-statistic) 0.000000 在顯著性水平0.05的水平下，查標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布表得臨界值h二1.96，由于 a 2 Ih1=0.673656h=1.96，所以可認(rèn)為自回歸模型擾動項(xiàng)不存在一階序列相關(guān)，同時我 a 2 們從回歸結(jié)果中看出，t檢驗(yàn)值、F檢驗(yàn)值及R2都顯著。所以我們最終的估計(jì)模型就為： Y=-137.1760741+0.009268862786X+0.8581810659X+0.8093861103Y（-1） 12 （51.02595）（0.002414）（0.291603）（0.093653） R2=0.998663F=5230.420DW=1.761906 這個模型比較好得解釋了GDP、高校在校生數(shù)量和教育經(jīng)費(fèi)投入的關(guān)系。 六、模型分析與政策建議六、模