計(jì)量經(jīng)濟(jì)管理學(xué)及財(cái)務(wù)知識(shí)課程案例分析

課程代碼：081307學(xué)時(shí)/學(xué)分：48/3成績(jī)：北航研究生精品課程建設(shè)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)課程案例分析案例主題：【終稿】我國(guó)文教支出的影響因素分析任課老師：韓立巖教授組長(zhǎng)：車(chē)瑜（SY0908340）組員：郭孟（SY0908341）孫寧（SY0908344）吳迪（SY0900345）我國(guó)文教支出的影響因素分析組員:車(chē)瑜孫寧吳迪郭孟目錄一、主要影響因素的確定 GDP財(cái)政支出文教支出679172.0713.47824219.2119.03859244.1119.7910262.7319.821028298.5223.91068295.9527.761307400.3628.641439543.1736.471457643.6850.461220356.0941.231149.3294.8836.741233.3332.0537.961454393.7943.341716.1459.9745.591868537.6551.681773.9439.8448.51723.1357.8440.961937.9525.8640.972252.7649.4143.652426.4732.1752.312518.1765.8662.012720.9808.7869.882789.9790.2576.492997.3820.8881.292943.7806.285.493201.9843.5390.23645.21122.09112.664062.61281.79132.074545.61228.83156.264891.61138.41171.365323.41229.98196.965962.71409.52223.547208.11701.02263.1790162004.25316.710275.22204.91379.9312058.62262.18402.7515042.82491.21486.116992.32823.78553.3318667.83083.59617.2921781.53386.6270826923.53742.2792.9635333.94642.3957.7748197.95792.621278.1860793.76823.721467.0671176.67937.551704.25789739233.561903.5984402.310798.22154.3889677.113187.72408.0699214.615886.52736.8810965518902.63361.0212033322053.23979.08135823246504505.5115987828486.95143.6518321733930.36104.1821192440422.77425.98分別繪制財(cái)政支出、GDP以及文教支出的走勢(shì)圖：三、建立模型1、建立多重線性模型：設(shè)wj、gdp、czzc分別為每年的文教支出、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政支出的額度。令，，以及。2、描述性統(tǒng)計(jì)首先對(duì)變量做描述性統(tǒng)計(jì)，初步看看變量的走勢(shì)和變量間的關(guān)系。圖1是對(duì)變量的描述性統(tǒng)計(jì)，我們可以看到：除了在1959-1962年之間三個(gè)變量有較大波動(dòng)外，其他年份基本平穩(wěn)；從圖中也可以看出變量的走勢(shì)基本保持一致。圖1描述性統(tǒng)計(jì)四、模型的初步擬合、檢驗(yàn)和修正首先，使用普通最小二乘法擬合模型，得到初步擬合結(jié)果見(jiàn)圖1，從圖1中我們得到以下信息：擬合優(yōu)度不高。為0.476823，調(diào)整的為0.456305，擬合優(yōu)度不高。盡管如此，在經(jīng)濟(jì)學(xué)中我們?nèi)匀豢梢哉J(rèn)為模型的擬合效果較好。從各變量t檢驗(yàn)的p值看：解釋變量和常數(shù)項(xiàng)都有較大的t值和較小的p值，變量dczzc和常數(shù)項(xiàng)的置信度為99%，變量dgdp的顯著性在*水平（小于10%）。兩個(gè)解釋對(duì)被解釋變量的作用方向是正向的，符合人們對(duì)這種經(jīng)濟(jì)問(wèn)題的認(rèn)識(shí)。在90%的置信度下，接受解釋變量和常數(shù)項(xiàng)的顯著性假設(shè)。方程線性顯著。從F檢驗(yàn)的結(jié)果看，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量很大，對(duì)應(yīng)p值幾乎為零，在99%的置信度下通過(guò)方程線性關(guān)系成立的假設(shè)。無(wú)法初步判斷是否存在序列相關(guān)性。從DW=1.542491的檢驗(yàn)結(jié)果看，無(wú)法判斷是否存在序列相關(guān)性。表1用最小二乘法估計(jì)模型然后，分別就三種假設(shè)違背進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)：首先看是否存在多從共線性。從上文中我們發(fā)現(xiàn)方程有較高的擬合優(yōu)度、所有解釋變量的t檢驗(yàn)顯著，我們暫時(shí)認(rèn)為存在多從共線性的可能性不大。用相關(guān)系數(shù)法檢驗(yàn)的結(jié)果見(jiàn)圖2，結(jié)果表明解釋變量之間不存在較高的相關(guān)性。所以綜合上面的分析，我們認(rèn)為應(yīng)該同時(shí)引入兩個(gè)解釋變量，原模型不存在多從共線性。圖2相關(guān)系數(shù)矩陣然后，對(duì)模型進(jìn)行殘差項(xiàng)的序列相關(guān)檢驗(yàn)，對(duì)殘差的Q檢驗(yàn)見(jiàn)圖3，從結(jié)果看殘差不存在明顯的自相關(guān)性。為進(jìn)一步求證，在對(duì)殘差作拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)圖4，統(tǒng)計(jì)量5.796339，p值0.055124，p值較小，應(yīng)該否定原假設(shè)，認(rèn)為存在序列相關(guān)性。圖3原模型Q檢驗(yàn)圖4原模型LM檢驗(yàn)下面我們對(duì)原模型進(jìn)行修正，以消除序列相關(guān)性。我們根據(jù)差分法的思想，引入自變量的一階滯后項(xiàng)，模型如下：對(duì)模型使用最小二乘法做回歸，得到回歸結(jié)果見(jiàn)圖5.我們可以看到，擬合優(yōu)度比原模型高，說(shuō)明新模型擬合效果更好。各變量的t檢驗(yàn)也基本認(rèn)為可以通過(guò)。圖5新模型最小二乘法回歸檢驗(yàn)新模型的殘差是否存在序列相關(guān)性。圖6和圖7分別是新模型殘差的Q檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn)，從這兩個(gè)圖中看出，我們不能否定“不存在序列相關(guān)”的原假設(shè)，認(rèn)為新模型不存在序列相關(guān)。圖6新模型的Q檢驗(yàn)圖7新模型的LM檢驗(yàn)圖8新模型異方差檢驗(yàn)檢驗(yàn)新模型是否存在異方差問(wèn)題。圖8是對(duì)新模型的懷特檢驗(yàn)。統(tǒng)計(jì)量為10.28409，p值為0.245650.我們不能否定原假設(shè)，我們認(rèn)為不存在異方差問(wèn)題。新模型的經(jīng)濟(jì)意義為：文教支出的增長(zhǎng)率不僅受到當(dāng)年的GDP增長(zhǎng)率、財(cái)政支出增長(zhǎng)率的影響，還會(huì)受到上一年的GDP增長(zhǎng)率、財(cái)政支出增長(zhǎng)率的影響。五、模型進(jìn)一步完善（WLS）我們可以使用加權(quán)最小二乘法消除原模型的異方差問(wèn)題，從而修正原模型。如圖9，比較WLS和OLS的回歸效果，WLS回歸效果要比最小二乘法效果好。WLS回歸中，擬合優(yōu)度幾乎等于1，t檢驗(yàn)檢驗(yàn)也一致通過(guò)，DW=1.98>1.55（OLS回歸中的DW值），幾乎等于2，消除序列相關(guān)性。圖9原模型的加權(quán)最小二乘回歸進(jìn)一步檢驗(yàn)序列相關(guān)和異方差問(wèn)題。圖10和圖11分別做Q檢驗(yàn)和LM檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)消除了序列相關(guān)。圖12做異方差檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)也不存在異方差問(wèn)題。WLS方法的回歸效果優(yōu)于OLS。圖10修正模型的Q檢驗(yàn)圖11修正模型的LM檢驗(yàn)圖12修正模型的懷特檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)意義：文教支出的增長(zhǎng)率受GDP增長(zhǎng)率和財(cái)政支出增長(zhǎng)率的影響。這兩個(gè)因素對(duì)文教支出增長(zhǎng)率的作用都是正向的。也就是說(shuō)，隨著GDP增長(zhǎng)加速和財(cái)政支出增長(zhǎng)加速，文教支出的增長(zhǎng)也將加速。六、用工具變量法和啞變量法估計(jì)原模型（一）工具變量法對(duì)于原模型，我們以原來(lái)的解釋變量，及DGDPt-1和DCZZCt-1作為工具變量，看模型的估計(jì)能否得到改善?；貧w結(jié)果如圖13.圖13原模型的工具變量法估計(jì)結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，與普通最小二乘法估計(jì)結(jié)果相比，工具變量法的回歸結(jié)果并沒(méi)有很好的改善。（二）啞變量法考慮到恢復(fù)高考制度前后，文教支出可能有明顯的變化，所以用加入啞變量（dum）的方法，把數(shù)據(jù)分為兩種類(lèi)型來(lái)研究。以1978年為界限，之后啞變量的數(shù)值為1，之前啞變量的數(shù)值為0.經(jīng)過(guò)分析，用加法模型回歸效果較為顯著。模型為：DWJ=C(1)*DGDP+C(2)*DCZZC+C(3)*DUM。啞變量加法模型的回歸結(jié)果如下圖14所示。圖14啞變量加法模型加入啞變量后，回歸結(jié)果與原模型的普通最小二乘法回歸結(jié)果相比，解釋變量DGDP的解釋作用更為顯著，但是在其他方面，啞變量加法模型的回歸結(jié)果并沒(méi)有很大的改善。所以，綜合上述分析，加權(quán)最小二乘法是最優(yōu)的回歸結(jié)果。七、有關(guān)ARIMA模型的推導(dǎo)首先我們觀察文教支出（wj）的自相關(guān)函數(shù)與偏相關(guān)函數(shù)。圖15文教支出的Q檢驗(yàn)顯然文教支出(wj)的自相關(guān)函數(shù)帶有拖尾性質(zhì)，而偏相關(guān)函數(shù)具有截尾性質(zhì)，我們可以斷定該支出是非平穩(wěn)序列，顯然P這里等于2或3，為此，我們對(duì)A（P）模型進(jìn)行一階差分,另外從實(shí)證來(lái)看，方程系數(shù)的T檢驗(yàn)除了常數(shù)外，其他效果良好，因此我們考慮放棄常數(shù)，得到新方程：圖16文教支出一階差分b此時(shí)，我們觀察該方程的殘差，發(fā)現(xiàn)其還比較平穩(wěn)，見(jiàn)下圖：圖17殘差序列Q檢驗(yàn)此時(shí)，我們發(fā)現(xiàn)無(wú)論是T檢驗(yàn)值還是R2值，都較之前有了較大的改進(jìn)。再觀察此時(shí)的殘差，我們發(fā)現(xiàn)了文教支出良好的平穩(wěn)性質(zhì)。我們?cè)贆z驗(yàn)一下的自相關(guān)序列性質(zhì)：圖18文教支出一階差分后Q檢驗(yàn)圖顯然我們發(fā)現(xiàn)這里取q=1或者2比較合適，即MA（1）和MA（2）過(guò)程。綜上，我們建立關(guān)于文教支出的APIMA模型，并進(jìn)一步比較得到：圖19arima模型a(p=1，q=1)觀察以上，發(fā)現(xiàn)赤池準(zhǔn)則值為11.40231；而施瓦茨準(zhǔn)則值為11.47666。為了進(jìn)一步便于比較，我們假設(shè)p=1，q=2和p=2，q=1；以及p=2，q=2。分別得到以下三個(gè)圖：圖20arima模型b(p=1，q=2)\圖21arima模型c(p=2，q=1)圖22arima模型d(p=2，q=2)表2四個(gè)模型的數(shù)值比較顯然p=2的情況無(wú)論是R平方值要小于p=1的情形，同時(shí)AIC與SC值都明顯要比p=1的情況來(lái)得要小，而當(dāng)p=3時(shí)，AIC和SC的值要比p=2大，綜上來(lái)看（p=2q=2）是最優(yōu)情形：分別檢驗(yàn)p=2和q=2時(shí)的殘差，得到：圖23arima（2，1，2）殘差即由ARIMA(2,1,2).另外，通過(guò)LM檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)殘差的自相關(guān)性也見(jiàn)底了不少，因此，我們便得到了一個(gè)關(guān)于文教支出（Wj）的ARIMA模型。八、變量協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)為了檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系，首先對(duì)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，我們選取的方法是ADF檢驗(yàn)，先以GDP為例，使用E-VIEWS軟件操作得到結(jié)果如表3、4、5所示：表3：level條件下gdp單位根檢驗(yàn)：NullHypothesis:GDPhasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:2(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=2)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic

3.227786

1.0000Testcriticalvalues:1%level-4.1445845%level-3.49869210%level-3.178578*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(GDP)Method:LeastSquaresDate:01/06/10Time:16:48Sample(adjusted):19552006Includedobservations:52afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

GDP(-1)0.0507390.0157193.2277860.0023D(GDP(-1))1.0627960.1460317.2778860.0000D(GDP(-2))-0.4003360.159542-2.5092790.0156C-167.9215575.5831-0.2917420.7718@TREND(1952)9.60199524.192680.3968970.6932R-squared0.946514

Meandependentvar4058.933AdjustedR-squared0.941962

S.D.dependentvar6757.154S.E.ofregression1627.870

Akaikeinfocriterion17.71914Sumsquaredresid1.25E+08

Schwarzcriterion17.90676Loglikelihood-455.6977

Hannan-Quinncriter.17.79107F-statistic207.9340

Durbin-Watsonstat1.979821Prob(F-statistic)0.000000

表4:1differences條件下gdp單位根檢驗(yàn)：t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic

1.076769

0.9999Testcriticalvalues:1%level-4.1408585%level-3.49696010%level-3.177579

表5:2differences條件下gdp單位根檢驗(yàn)：t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-5.160928

0.0005Testcriticalvalues:1%level-4.1445845%level-3.49869210%level-3.178578如結(jié)果所示，對(duì)GDP的一階滯后項(xiàng)及二階滯后項(xiàng)做ADF檢驗(yàn)，在Level及1difference的情況下，ADF的值均大于1%、5%及10%顯著性水平下的臨界值，故不能拒絕被檢驗(yàn)的序列非平穩(wěn)的零假設(shè)，而2differences時(shí)滿足條件，拒絕原假設(shè)。由此，我們考慮對(duì)GDP取一階差分作為研究對(duì)象，其余兩個(gè)變量同理可證，均取差分。取差分后得到結(jié)果如下：表6：變量單位根檢驗(yàn)變量ADF值10%臨界值5%臨界值1%臨界值結(jié)論d_gdp(level)

2.063236-3.186854-3.513075-4.175640接受H0，不平穩(wěn)d_gdp(1dif)-4.166188-3.186854-3.513075-4.175640接受H0，不平穩(wěn)d_gdp(2dif)-4.700636-3.192902-3.523623-4.198503拒絕H1，平穩(wěn)d_wj(level)

5.020873-3.184230-3.508508-4.165756接受H0，不平穩(wěn)d_wj(1dif)

4.009789-3.186854-3.513075-4.175640接受H0，不平穩(wěn)d_wj(2dif)-2.622891-3.192902-3.523623-4.198503接受H0，不平穩(wěn)d_czzc(level)7.267612-3.181826-3.504330-4.156734接受H0，不平穩(wěn)d_czzc(1dif)2.141501-3.186854-3.513075-4.175640接受H0，不平穩(wěn)d_czzc(2dif)-5.772711-3.186854-3.513075-4.175640拒絕H1，平穩(wěn)可見(jiàn)，d_gdp（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）與d_czzc（財(cái)政支出）都是二階差分平穩(wěn)變量，而d_wj（文教支出）的二階差分仍然未平穩(wěn)，但結(jié)果接近。為了完成課程設(shè)計(jì)進(jìn)行下面的協(xié)整檢驗(yàn)，我們姑且認(rèn)為其通過(guò)檢驗(yàn)，也是二階差分平穩(wěn)變量，即d_gdp（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）、d_czzc（財(cái)政支出）和d_wj（文教支出）同為I（2）過(guò)程，即我們可以認(rèn)定gdp（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）、wj（文教支出）和czzc（財(cái)政支出）同為I（3）過(guò)程，即其單整階數(shù)相同，因此可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。首先，我們選用E-G兩步法，對(duì)gdp（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）與wj（文教支出）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。建立含常數(shù)項(xiàng)的協(xié)整回歸模型：得到如下結(jié)果：表7：gdp與wj協(xié)整回歸結(jié)果DependentVariable:WJMethod:LeastSquaresDate:01/06/10Time:21:41Sample:19532006Includedobservations:54VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C-51.7975832.69166-1.5844280.1192GDP0.0321290.00054459.096860.0000R-squared0.985329Meandependentvar959.5693AdjustedR-squared0.985047S.D.dependentvar1673.886S.E.ofregression204.6869Akaikeinfocriterion13.51717Sumsquaredresid2178631.Schwarzcriterion13.59084Loglikelihood-362.9637Hannan-Quinncriter.13.54558F-statistic3492.439Durbin-Watsonstat0.221719Prob(F-statistic)0.000000求出其殘差序列，并對(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)采用含常數(shù)項(xiàng)的10階之后的ADF模型建立如下：零假設(shè)為，結(jié)果如下表所示：NullHypothesis:RESID01hasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:8(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=10)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-4.622372

0.0030Testcriticalvalues:1%level-4.1756405%level-3.51307510%level-3.186854*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(RESID01)Method:LeastSquaresDate:01/06/10Time:21:42Sample(adjusted):19622006Includedobservations:45afteradjustments可見(jiàn)，拒絕零假設(shè)。殘差序列平穩(wěn)。這意味著序列g(shù)dp與wj存在協(xié)整關(guān)系。也就是說(shuō)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增量與財(cái)政支出的增量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的提高必然會(huì)帶來(lái)稅收等增加，從而文教支出也會(huì)隨之增長(zhǎng)。然后，我們選用E-G兩步法，對(duì)czzc（財(cái)政支出）與wj（文教支出）進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。建立含常數(shù)項(xiàng)的協(xié)整回歸模型：得到如下結(jié)果：表8：czzc與wj協(xié)整回歸結(jié)果DependentVariable:WJMethod:LeastSquaresDate:01/06/10Time:21:49Sample:19532006Includedobservations:54VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-14.1536614.21448-0.9957210.3240CZZC0.1834130.001357135.14560.0000R-squared0.997161

Meandependentvar959.5693AdjustedR-squared0.997106

S.D.dependentvar1673.886S.E.ofregression90.04186

Akaikeinfocriterion11.87476Sumsquaredresid421591.9

Schwarzcriterion11.94843Loglikelihood-318.6185

Hannan-Quinncriter.11.90317F-statistic18264.34

Durbin-Watsonstat0.289859Prob(F-statistic)0.000000DependentVariable:WJMethod:LeastSquaresDate:01/06/10Time:21:49Sample:19532006Includedobservations:54VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-14.1536614.21448-0.9957210.3240CZZC0.1834130.001357135.14560.0000R-squared0.997161

Meandependentvar959.5693AdjustedR-squared0.997106

S.D.dependentvar1673.886S.E.ofregression90.04186

Akaikeinfocriterion11.87476Sumsquaredresid421591.9

Schwarzcriterion11.94843Loglikelihood-318.6185

Hannan-Quinncriter.11.90317F-statistic18264.34

Durbin-Watsonstat0.289859Prob(F-statistic)0.000000

求出其殘差序列，并對(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)采用含常數(shù)項(xiàng)的10階之后的ADF模型建立如下：零假設(shè)為，結(jié)果如下表所示：表9：d_gdp與d_wj協(xié)整殘差序列的單位根檢驗(yàn)NullHypothesis:RESID02hasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:1(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=10)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-3.077947

0.1223Testcriticalvalues:1%level-4.1445845%level-3.49869210%level-3.178578*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(RESID02)Method:LeastSquaresDate:01/06/10Time:21:51Sample(adjusted):19552006Includedobservations:52afteradjustments

可見(jiàn)，無(wú)法拒絕零假設(shè)。殘差序列非平穩(wěn)。這意味著序列czzc與wj不存在協(xié)整關(guān)系。也就是說(shuō)財(cái)政支出與文教支出的增量間不存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。最后，我們選用擴(kuò)展的E-G兩步法，對(duì)gdp（國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值）、wj（財(cái)政支出）以及czzc(文教支出)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。建立含常數(shù)項(xiàng)的協(xié)整回歸模型：得到如下結(jié)果：表10：d_gdp與d_wj以及d_czzc協(xié)整回歸結(jié)果DependentVariable:WJMethod:LeastSquaresDate:01/06/10Time:21:56Sample:19532006Includedobservations:54VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-28.684019.388607-3.0551940.0036GDP0.0084280.0009918.5018600.0000CZZC0.1361790.00562524.208960.0000R-squared0.998826

Meandependentvar959.5693AdjustedR-squared0.998779

S.D.dependentvar1673.886S.E.ofregression58.47860

Akaikeinfocriterion11.02915Sumsquaredresid174407.1

Schwarzcriterion11.13965Loglikelihood-294.7871

Hannan-Quinncriter.11.07177F-statistic21686.70

Durbin-Watsonstat0.673761Prob(F-statistic)0.000000

DependentVariable:WJMethod:LeastSquaresDate:01/06/10Time:21:56Sample:19532006Includedobservations:54VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

C-28.684019.388607-3.0551940.0036GDP0.0084280.0009918.5018600.0000CZZC0.1361790.00562524.208960.0000R-squared0.998826

Meandependentvar959.5693AdjustedR-squared0.998779

S.D.dependentvar1673.886S.E.ofregression58.47860

Akaikeinfocriterion11.02915Sumsquaredresid174407.1

Schwarzcriterion11.13965Loglikelihood-294.7871

Hannan-Quinncriter.11.07177F-statistic21686.70

Durbin-Watsonstat0.673761Prob(F-statistic)0.000000

求出其殘差序列，并對(duì)其進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)采用含常數(shù)項(xiàng)的10階之后的ADF模型建立如下：零假設(shè)為，結(jié)果如下表所示：表11：d_gdp與d_wj以及d_czzc協(xié)整殘差序列的單位根檢驗(yàn)NullHypothesis:RESID03hasaunitrootExogenous:Constant,LinearTrendLagLength:5(AutomaticbasedonSIC,MAXLAG=10)t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-4.646657

0.0026Testcriticalvalues:1%level-4.1611445%level-3.50637410%level-3.183002*MacKinnon(1996)one-sidedp-values.AugmentedDickey-FullerTestEquationDependentVariable:D(RESID03)Method:LeastSquaresDate:01/06/10Time:21:57Sample(adjusted):19592006Includedobservations:48afteradjustments

可見(jiàn)，拒絕零假設(shè)。殘差序列平穩(wěn)。這意味著序列g(shù)dp與wj以及czzc存在協(xié)整關(guān)系。也就是說(shuō)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與文教支出的增量以及財(cái)政支出增量間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。因?yàn)樨?cái)政支出是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的重要組成部分，而文教支出在財(cái)政支出中也占著很大的比例，因此必然存在著長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。進(jìn)一步做誤差修正模型如下，結(jié)果顯示非常良好。DependentVariable:D_WJMethod:LeastSquaresDate:01/06/10Time:22:24Sample(adjusted):19542006Includedobservations:53afteradjustmentsVariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.

D_GDP0.0124740.0033843.6856900.0006D_CZZC0.1240770.0167637.4017190.0000ECM(-1)-0.3780230.161666-2.3382900.0235C-5.2178327.102302-0.7346680.4660R-squared0.973667

Meandependentvar139.7538AdjustedR-squared0.972055

S.D.dependentvar264.2583S.E.ofregression44.17552

Akaikeinfocriterion10.48669Sumsquaredresid95622.36

Schwarzcriterion10.63539Loglikelihood-273.8973

Hannan-Quinncriter.10.54387F-statistic603.9297

Durbin-Watsonstat1.431449Prob(F-statistic)0.000000然后為了拓展我們的研究，在不區(qū)分解釋變量與被解釋變量的前提下嘗試進(jìn)行基于VAR模型的Johanson檢驗(yàn)。得到結(jié)果如下：表12：Johanson檢驗(yàn)結(jié)果在E-VIEWS中的表達(dá)：Date:01/06/10Time:22:03Sample(adjusted):19552006Includedobservations:52afteradjustmentsTrendassumption:NodeterministictrendSeries:WJGDPCZZC

Lagsinterval(infirstdifferences):1to1UnrestrictedCointegrationRankTest(Trace)HypothesizedTrace0.05No.ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb.**None*

0.507900

67.29087

24.27596

0.0000Atmost1*

0.425131

30.41906

12.32090

0.0000Atmost2

0.030882

1.631178

4.129906

0.2366

Tracetestindicates2cointegratingeqn(s)atthe0.05level

*denotesrejectionofthehypothesisatthe0.05level

**MacKinnon-Haug-Michelis(1999)p-valuesUnrestrictedCointegrationRankTest(MaximumEigenvalue)HypothesizedMax-Eigen0.05No.ofCE(s)EigenvalueStatisticCriticalValueProb.**None*

0.507900

36.87181

17.79730

0.0000Atmost1*

0.425131

28.78788

11.22480

0.0000Atmost2

0.030882

1.631178

4.129906

0.2366

Max-eigenvaluetestindicates2cointegratingeqn(s)atthe0.05level

*denotesrejectionofthehypothesisatthe0.05level

**MacKinnon-Haug-Michelis(1999)p-values根據(jù)判別原則，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征根值均大于任何顯著性水平下的臨界值，因此，我們拒絕協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)為0的原假設(shè)，即協(xié)整向量的個(gè)數(shù)至少為1，或者說(shuō)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增量、文教支持增量以及財(cái)政支出增量三者之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。我們可以初步推斷出文教支出必然會(huì)隨著國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增加而增加。結(jié)果與現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)相吻合?；谝陨涎芯?，我們進(jìn)一步做出三個(gè)變量的Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如下：表13：原變量Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)在E-VIEWS中的表達(dá)：PairwiseGrangerCausalityTestsDate:01/06/10Time:20:31Sample:19532006Lags:2

NullHypothesis:ObsF-StatisticProb.

WJdoesnotGrangerCauseGDP

52

10.92970.0001

GDPdoesnotGrangerCauseWJ

3.490030.0386

CZZCdoesnotGrangerCauseGDP

52

7.321910.0017

GDPdoesnotGrangerCauseCZZC

2.028110.1429

CZZCdoesnotGrangerCauseWJ

52

9.074740.0005

WJdoesnotGrangerCauseCZZC

6.168570.0042可見(jiàn)，均拒絕了原假設(shè)，也就是說(shuō)這三個(gè)變量?jī)蓛芍g都不能互相作為Granger原因，即不能夠互相解釋。我們對(duì)未差分的原變量進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果未改變。九、總結(jié)本文主要使用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的分析方法，分析了我國(guó)文教支出的影響因素，得出以下幾個(gè)結(jié)論：我國(guó)文教支出增長(zhǎng)率受GDP增長(zhǎng)率和財(cái)政支出增長(zhǎng)率的影響。這兩個(gè)因素對(duì)文教支出增長(zhǎng)率的作用都是正向的。也就是說(shuō)，隨著GDP增長(zhǎng)加速和財(cái)政支出增長(zhǎng)加速，文教支出的增長(zhǎng)也將加速。而且，它們的影響大小基本相等。改革開(kāi)放前后，我國(guó)文教支出有明顯的不同。我國(guó)文教支出和GDP、財(cái)政支出之間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，即GDP和財(cái)政支出對(duì)文教支出有長(zhǎng)期均衡存在。

工程付款作業(yè)指引編制人編制日期審核人簽發(fā)人修訂記錄日期修訂狀態(tài)修改內(nèi)容修改人審核人簽發(fā)人目的規(guī)范工程付款程序，明確付款審批人職責(zé)。適用范圍海爾地產(chǎn)（集團(tuán)）有限公司及下屬區(qū)域公司所有工程項(xiàng)目付款。術(shù)語(yǔ)和定義3.1工程項(xiàng)目付款：指項(xiàng)目建安工程費(fèi)、工程建設(shè)其它費(fèi)的付款，包括合同類(lèi)和非合同類(lèi)的付款。3.2合同類(lèi)付款包括集中采購(gòu)（含授權(quán)采購(gòu)）和分散采購(gòu)所形成的合同付款。3.3非合同類(lèi)的付款一般指政府相關(guān)部門(mén)的規(guī)費(fèi)及配套費(fèi)等。4.職責(zé)區(qū)域公司和涉及集團(tuán)需要工程付款的部門(mén)區(qū)域公司和涉及集團(tuán)需要工程付款的部門(mén)根據(jù)合同約定和工程進(jìn)展情況，填寫(xiě)《進(jìn)度、質(zhì)量完成情況確認(rèn)表》。4.1.2負(fù)責(zé)核實(shí)供方是否已按合同約定完成規(guī)定的工程量且達(dá)到質(zhì)量要求。4.1.3負(fù)責(zé)確認(rèn)按合同約定是否須付款。4.1.4負(fù)責(zé)根據(jù)合同經(jīng)濟(jì)條款和預(yù)結(jié)算審核情況,確認(rèn)付款金額。4.1.5項(xiàng)目規(guī)費(fèi)或配套費(fèi)的支付需同時(shí)提供政府部門(mén)有關(guān)文件和規(guī)定。4.1.6負(fù)責(zé)核對(duì)并填寫(xiě)付款臺(tái)帳。4.1.7負(fù)責(zé)填寫(xiě)付款審批單及匯總相關(guān)資料。4.1.8合同最終付款需同時(shí)提供《供方履約評(píng)估表》的復(fù)印件。工程管理中心負(fù)責(zé)確認(rèn)區(qū)域公司提交的申請(qǐng)中的工程進(jìn)度和工程質(zhì)量。成本管理中心4.2.1負(fù)責(zé)核定區(qū)域公司提交的申請(qǐng)中的工程量及應(yīng)付當(dāng)期工程款。4.2.2負(fù)責(zé)核定應(yīng)付當(dāng)期工程款。4.2.3負(fù)責(zé)核對(duì)并填寫(xiě)部門(mén)付款臺(tái)帳。4.2.4負(fù)責(zé)向財(cái)務(wù)管理中心提供月度付款審批金額匯總表。主管副總裁負(fù)責(zé)根據(jù)合同執(zhí)行情況，確認(rèn)是否可以付款。財(cái)務(wù)管理中心4.5.1負(fù)責(zé)根據(jù)合同經(jīng)濟(jì)條款和已付款情況，確認(rèn)是否須付款及應(yīng)付金額。4.5.2負(fù)責(zé)根據(jù)合同經(jīng)濟(jì)條款和已付款情況，核對(duì)成本管理中心核定結(jié)果，審批是否須付款及應(yīng)付金額。4.5.3董事長(zhǎng)/總裁批準(zhǔn)支付后，辦理費(fèi)用支付。4.5.4負(fù)責(zé)核對(duì)并填寫(xiě)付款臺(tái)帳。4.5.5負(fù)責(zé)審核預(yù)算外的工程付款董事長(zhǎng)/總裁負(fù)責(zé)根據(jù)集團(tuán)總體情況，確認(rèn)是否付款。5.工作程序填寫(xiě)付款審批單區(qū)域公司和涉及公司需要工程付款的部門(mén)經(jīng)辦人會(huì)同顧問(wèn)單位核實(shí)已完工程量，確認(rèn)按合同約定是否須付款，填寫(xiě)付款臺(tái)帳及付款審批單。區(qū)域公司和涉及公司需要工程付款部門(mén)的部門(mén)負(fù)責(zé)人復(fù)核經(jīng)辦人意見(jiàn)，包括施工進(jìn)度、質(zhì)量情況及合同執(zhí)行情況，簽署審批意見(jiàn)。分散采購(gòu)的合同付款審批按區(qū)域公司付款審批制度執(zhí)行。集中采購(gòu)（含授權(quán)采購(gòu)）的合同付款審批按下述審批流程執(zhí)行。5.3.1審批流程（月度資金預(yù)算內(nèi)）5.3.1.1策劃設(shè)計(jì)類(lèi)的合同付款需集團(tuán)策劃、設(shè)計(jì)主管部門(mén)（投資發(fā)展中心、研發(fā)設(shè)計(jì)中心、工程管理中心）審核確認(rèn)；5.3.1.2成本管理中心核定當(dāng)期已完工程量并根據(jù)合同約定核定當(dāng)期應(yīng)付款，簽署審批意見(jiàn)；a、100萬(wàn)以內(nèi)的付款，集團(tuán)工程管理中心、成本管理中心審核后，區(qū)域公司履行付款手續(xù)。b、100萬(wàn)以上的付款，集團(tuán)工程管理中心、成本管理中心審核簽署審批意見(jiàn)后提交總裁，總裁根據(jù)集團(tuán)總體情況，簽署審批意見(jiàn)后區(qū)域公司方可履行支付手續(xù)。5.3.2付款審批流程（月度資金預(yù)算外）5.3.2.1策劃設(shè)計(jì)類(lèi)的合同付款由集團(tuán)策劃、設(shè)計(jì)主管部門(mén)（投資發(fā)展中心、研發(fā)設(shè)計(jì)中心、工程管理中心）審核確認(rèn)；5.3.2.2成本管理中心核定當(dāng)期已完工程量并根據(jù)合同約定核定當(dāng)期應(yīng)付款，簽署審批意見(jiàn)；5.3.2.3財(cái)務(wù)管理中心經(jīng)辦人根據(jù)合同經(jīng)濟(jì)條款和已付款情況，簽署審批意見(jiàn)，財(cái)務(wù)管理中心總經(jīng)理確認(rèn)；5.3.2.4主管副總裁根據(jù)財(cái)務(wù)總體情況，簽署審批意見(jiàn)；5.3.2.5董事長(zhǎng)/總裁根據(jù)集團(tuán)總體情況，簽署審批意見(jiàn)。5.3.2.6區(qū)域公司收到集團(tuán)審核意見(jiàn)后，方可履行付款手續(xù)。5.4成本管理中心每月匯總付款審批金額，整理成表報(bào)送財(cái)務(wù)管理中心。財(cái)務(wù)管理中心依此表為依據(jù)核對(duì)月度資金付款額度。5.5非合同類(lèi)的付款。區(qū)域公司需提供政府部門(mén)有關(guān)文件和規(guī)定，報(bào)集團(tuán)成本管理中心審核后方可履行付款手續(xù)。a、100萬(wàn)以內(nèi)的非合同類(lèi)付款，集團(tuán)相關(guān)部門(mén)及工程管理中心、成本管理中心審核后，區(qū)域公司履行付款手續(xù)b、100萬(wàn)以上的非合同類(lèi)付款，集團(tuán)相關(guān)部門(mén)及工程管理中心、成本管理中心審核后簽署審批意見(jiàn)后提交總裁，總裁根據(jù)集團(tuán)總體情況，簽署審批意見(jiàn)后區(qū)域公司方可履行支付手續(xù)。5.6合同除保修金外的最后付款需同時(shí)提供《供方履約評(píng)估表》的復(fù)印件及成本管理中心的確認(rèn)單。5.7營(yíng)銷(xiāo)費(fèi)用的付款按照《營(yíng)銷(xiāo)費(fèi)用管理作業(yè)指引》執(zhí)行。5.8保修金支付按照《工程保修金管理規(guī)范》執(zhí)行。6.支持性文件無(wú)7.相關(guān)記錄及表格7.1《工程付款審批表（一）》7.2《工程付款審批表（二）》7.3《進(jìn)度、質(zhì)量完成情況確認(rèn)表》7.4《工程進(jìn)度款審核表》項(xiàng)目付款審批表（一）注意事項(xiàng)：提交本表時(shí)應(yīng)同時(shí)提供合同審批表及合同相應(yīng)付款條款的復(fù)印件?？偘こ谈犊顟?yīng)提交《工程進(jìn)度款審核表》和《進(jìn)度、質(zhì)量完成情況