1、the reality is this shore, the ideal is the other shore, separated by a turbulent river, and the action is a bridge over the river.通用參考模板（頁眉可刪）財(cái)政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值協(xié)整 財(cái)政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值協(xié)整【1】摘 要：財(cái)政是一個(gè)國家財(cái)富的象征，財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生重要影響。通過建立財(cái)政支出對(duì)gdp影響的回歸模型，探討財(cái)政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，要實(shí)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，實(shí)現(xiàn)國家經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，就要加大財(cái)政的支出，來實(shí)現(xiàn)財(cái)政支出對(duì)gdp的促

2、進(jìn)和經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展。關(guān)鍵詞：財(cái)政支出;國內(nèi)生產(chǎn)總值;影響一、模型的經(jīng)濟(jì)分析財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響。財(cái)政支出的增長與gdp的增長還有所不同，財(cái)政支出的增長在不同的年份呈現(xiàn)不同的趨勢(shì)，是曲線上升的;而宏觀gdp基本處于直線上升的狀態(tài)。因此，把國內(nèi)生產(chǎn)總值選為該模型的被解釋變量。二、數(shù)據(jù)的收集本次實(shí)驗(yàn)分析主要采集的樣本是1990至20_年21個(gè)數(shù)據(jù)，在模型中將國內(nèi)生產(chǎn)總值作為被解釋變量y，引入財(cái)政支出對(duì)模型進(jìn)行回歸分析。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分別_于中國統(tǒng)計(jì)年鑒中國財(cái)政年鑒。國內(nèi)生產(chǎn)總值與財(cái)政支出隨時(shí)間變化趨勢(shì)大致相同，都是呈指數(shù)形的增長趨勢(shì)，在財(cái)政支出投入增多時(shí)，國內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢(shì)，所以

3、我們猜想兩者之間存在一定的函數(shù)變化關(guān)系，為驗(yàn)證這個(gè)猜想，我們需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析從而得出相應(yīng)的結(jié)論來論證事實(shí)。三、模型實(shí)證分析(一)ols檢驗(yàn)。可以看出，財(cái)政支出跟gdp之間存在著顯著的回歸對(duì)數(shù)線性關(guān)系。用最小二乘法估計(jì)。用最小二乘法估計(jì)所示：lny = 0.838144843457_lnx + 3.40039182416(27.96265)(11.68766)r2=0.976277 dw=0.292929 f=781.9099模型檢驗(yàn)： 在假設(shè)其它變量不變的情況下，財(cái)政支出每增加1個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)增加0.838個(gè)單位，這與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致，與實(shí)際相互擬合。由 r2=0.

4、976277，可說明模型在整體上對(duì)數(shù)據(jù)擬合得很好。解釋變量對(duì)被解釋變量“gdp”的97.6%的變化能作出了解釋。針對(duì)h0 ：i= o( i=1，2，3，4)，給定顯著性水平 =0.05下可查表得f(1，19)=4.38由f=781.9099f得出拒絕零假設(shè)，認(rèn)為財(cái)政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在一定的顯著關(guān)系。(二)單位根檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征，我們采用擴(kuò)大的dickey-fuller(adf)的單位根法來檢驗(yàn)各變量水平值及差分的平穩(wěn)性。假定國內(nèi)生產(chǎn)總值為y，財(cái)政支出為x，為了保證數(shù)據(jù)的精確性，我們?nèi)?duì)數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。可知，gdp的二階t統(tǒng)計(jì)量值大于顯著性1%的臨界值，小于5%的臨界值，拒絕

5、原假設(shè)，表明序列是平穩(wěn)的。財(cái)政收入的水平t統(tǒng)計(jì)量大于1%的臨界值，小于顯著性5%的臨界值，可以拒絕原假設(shè)，表明序列在顯著性為5%內(nèi)是平穩(wěn)的，都滿足構(gòu)造協(xié)整方程組的必要條件。(三)協(xié)整檢驗(yàn)。在多變量方程組中，對(duì)于一組變量間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，johansen-juselius的方法優(yōu)于engle-granger的兩步法，所以我們用johansen-juselius的方法來確定模型中協(xié)整向量個(gè)數(shù)，用johansen方法得到的結(jié)果johansen檢驗(yàn)表明在1990-20_年的樣本區(qū)間，各個(gè)變量之間存在一致協(xié)整的向量或長期的均衡關(guān)系，由于各變量都是對(duì)數(shù)的表現(xiàn)形式，這些變量的估計(jì)關(guān)系反映了較長期的變化彈性。

6、檢驗(yàn)殘差的平穩(wěn)性：殘差ec的t 統(tǒng)計(jì)量值小于顯著性水平為1%的臨界值，說明在1%的顯著性水平下，我們可以拒絕原假設(shè)，即表明在1%的顯著性水平不存在單位根，可以說明x和y具有協(xié)整關(guān)系。(四)誤差修正模型。為了進(jìn)一步考察變量間的短期關(guān)系，我們?cè)趨f(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上建立一個(gè)動(dòng)態(tài)的修正模型ecm。誤差修正后的'模型：dlny = 0.838144843457_dlnx + 1_dec + 4.90310549936e-16數(shù)據(jù)結(jié)果表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化不僅取決于財(cái)政支出的變化，還取決于上一期財(cái)政支出的變化，上一期變量值偏離越遠(yuǎn)，本期修正的量就越多，誤差dec估計(jì)的系數(shù)提現(xiàn)了對(duì)偏離的修正，即系統(tǒng)存

7、在著誤差修正。(五)var分析。為了檢驗(yàn)的正確性，我們也采用var模型進(jìn)行分析，在建立var模型時(shí)，主要研究其脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，脈沖響應(yīng)函數(shù)是描述了系統(tǒng)對(duì)其某一個(gè)變量的一個(gè)沖擊或新生所做出的反映，通過計(jì)算出系統(tǒng)中一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可以比較出不同滯后期的脈沖響應(yīng)，可以確定一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的作業(yè)時(shí)滯及作用力大小，方差分解是另一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)的不同方法。它要解決的基本問題是通過數(shù)據(jù)的分析，弄清與研究對(duì)象有關(guān)的各個(gè)因素之間相互作用對(duì)該對(duì)象的影響。它所研究的對(duì)象都假定遵從正態(tài)分布。建立var模型，var模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則說明該模型是穩(wěn)定的。經(jīng)過va

8、r的實(shí)際檢驗(yàn)，我們根據(jù)sc(schwarz criteria)這個(gè)信息判據(jù)選定滯后期數(shù)為1，可以建立財(cái)政支出對(duì)gdp的var 模型。當(dāng)lnx對(duì)lny造成了兩倍單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時(shí)，lny在一定程度上給予反饋給lnx形成響應(yīng)效果，雖然幅度微弱，但還是可以及時(shí)做出響應(yīng)，并在第八年到達(dá)振幅最高點(diǎn)，說明兩者之間存在一定的相互關(guān)系并且有較長的滯后期使得反應(yīng)時(shí)間過長，只有從長期均衡的角度去觀察兩者的變化關(guān)系。四、結(jié)語我國目前正處于經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)軌中，各領(lǐng)域都需要巨額的財(cái)政投入，因此，我國的財(cái)政擔(dān)負(fù)要比其他國家更重一點(diǎn)。近年來，我國財(cái)政收入雖然正在快速增長，但由于財(cái)政支出具有剛性，我國的進(jìn)一步發(fā)展對(duì)財(cái)政支出的需求

9、呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，所要填補(bǔ)的財(cái)政支出越來越大，財(cái)政赤字與對(duì)外負(fù)債也在增加。我們更多的是要研究財(cái)政支出存在的風(fēng)險(xiǎn)，優(yōu)化財(cái)政投入形成合理的支出結(jié)構(gòu)。同時(shí)我們也應(yīng)建立合理的市場經(jīng)濟(jì)體制，使國家經(jīng)濟(jì)更好更快的發(fā)展。切實(shí)提高財(cái)政收入，充分發(fā)揮國家宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控能力。加強(qiáng)機(jī)構(gòu)改革，精簡人員配備，實(shí)現(xiàn)“高性價(jià)比”的行政方式。一個(gè)理性的國家決策人應(yīng)該用最少的財(cái)政支出換回更多的gdp值。不管是從短期還是長期的角度，這都是我們思考的前提。本論文研究的意義是為了更好的探索以上所提建議有利于為了促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的又好又快發(fā)展，以此來提高人民生活水平，實(shí)現(xiàn)國家民族富強(qiáng)，這是時(shí)代所賦予的使命，也是客觀存在的歷史任務(wù)。參考文獻(xiàn)：1張曉

10、峒.eviews使用指南與案例m.北京：機(jī)械工業(yè)出版社，20_.2王文波; 鐘守洋 國民經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展總量指標(biāo)(一) 20_3李均立. 計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型中參數(shù)線性約束條件的檢驗(yàn)方法j. 商業(yè)研究， 20_，(15) .4史代敏;經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列確定趨勢(shì)與隨機(jī)趨勢(shì)辨析j;天津商學(xué)院學(xué)報(bào);.5吳衛(wèi)華;中國貨幣需求函數(shù)的協(xié)整分析j;上海財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào);.我國財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值影響【2】摘要：對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的分析研究具有重要作用和意義。影響gdp的因素較多，_不能全面給予說明。基于此，根據(jù)影響因素的大小、可得性與可比性，選取財(cái)政支出總量(x)這一指標(biāo)，針對(duì)財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響進(jìn)行分析。_運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析

11、方法、計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法以及1982-20_年的gdp數(shù)據(jù)來擬合國內(nèi)生產(chǎn)總值預(yù)測模型，并進(jìn)行簡單的經(jīng)濟(jì)分析。關(guān)鍵詞：財(cái)政支出 國內(nèi)生產(chǎn)總值 預(yù)測模型經(jīng)濟(jì)分析問題的提出隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展和市場化程度的逐漸加深，我國財(cái)政體制正由經(jīng)濟(jì)建設(shè)型財(cái)政向公共財(cái)政逐步轉(zhuǎn)變。關(guān)于我國財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響，成為國內(nèi)的眾多學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)，并取得了大量的研究成果。 國內(nèi)生產(chǎn)總值(gdp)指一個(gè)國家或地區(qū)所有常住單位在一定時(shí)期內(nèi)(通常為1年)生產(chǎn)活動(dòng)的最終成果，即所有常住機(jī)構(gòu)單位或產(chǎn)業(yè)部門一定時(shí)期內(nèi)生產(chǎn)的可供最終使用的產(chǎn)品和勞務(wù)的價(jià)值，包括全部生產(chǎn)活動(dòng)的成果，是一個(gè)頗為全面的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。財(cái)政支出也稱公共財(cái)政支出，是

12、指在市場經(jīng)濟(jì)條件下，政府為提供公共產(chǎn)品和服務(wù)，滿足社會(huì)共同需要而進(jìn)行的財(cái)政資金的支付。財(cái)政支出一般分為政府購買和政府的轉(zhuǎn)移支付兩部分。其中，政府購買是直接影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的一個(gè)重要的組成部分，而政府的轉(zhuǎn)移支付對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生影響則是間接相對(duì)的。從上述理論關(guān)系可以推出，財(cái)政支出是影響國內(nèi)生產(chǎn)總值的一個(gè)重要因素，對(duì)二者之間的關(guān)系進(jìn)行研究具有重要的作用和意義，將更加有利于理解我國財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響關(guān)系。_以1982-20_年的數(shù)據(jù)為依據(jù)，運(yùn)用統(tǒng)計(jì)學(xué)和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究方法對(duì)我國國內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政支出的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析和研究，并運(yùn)用模型進(jìn)行回歸預(yù)測及經(jīng)濟(jì)意義分析。實(shí)證檢驗(yàn)(一)模型構(gòu)建設(shè)gd

13、p(y)為被解釋變量，影響gdp的因素較多，_不能全面給予說明。因此根據(jù)影響因素的大小、可得性與可比性，選取財(cái)政支出總量(x)這一指標(biāo)，針對(duì)財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響進(jìn)行分析。財(cái)政支出是擴(kuò)大內(nèi)需的保證，有利于國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長。1982-20_年我國gdp與財(cái)政支出總量數(shù)據(jù)如表1所示。根據(jù)表1做國內(nèi)總產(chǎn)值(y)和財(cái)政支出(x)的散點(diǎn)圖，如圖1所示。由圖1可知，y與變量x之間存在線性相關(guān)關(guān)系。從而可設(shè)模型的理論方程為：y=0+1x+u(1)(二)參數(shù)估計(jì)對(duì)理論模型運(yùn)用ols進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，用eviews 6.0進(jìn)行運(yùn)算，得到的結(jié)果如表2所示。將上述回歸結(jié)果整理如下：y=17650.75+4.42

14、9057x(3812.074)(0.107010)t=(4.630223)(41.38927)r2=0.983918 f=1713.071dw=0.238244 df=28運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行處理得到回歸結(jié)果如圖2所示。參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表2所示，其中第1列分別為解釋變量名(包括常數(shù)項(xiàng))，第2列為相應(yīng)的參數(shù)估計(jì)值，第3列為參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，第4列為t統(tǒng)計(jì)值，第5列為t檢驗(yàn)的雙側(cè)概率值p，即p(| t | ti)= p。(三)模型檢驗(yàn)1.經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)。所估計(jì)的參數(shù)1= 4.429057，說明財(cái)政支出每相差一元可導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)總值相差 4.429057元。這與經(jīng)濟(jì)學(xué)中邊際產(chǎn)出的意義相符。2.擬合優(yōu)度和

15、統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。擬合優(yōu)度的測量：由表2可以看出，本例中可決系數(shù)為0.983918，說明所建立的模型整體上對(duì)樣本數(shù)據(jù)擬合較好，即解釋變量財(cái)政支出對(duì)被解釋變量國內(nèi)總產(chǎn)值的絕大部分差異作出了解釋。對(duì)回歸系數(shù)的 t檢驗(yàn)：針對(duì)h0：1=0和h0：2=0，由表1中還可以看出，估計(jì)的回歸系數(shù)1的標(biāo)準(zhǔn)誤差和t值分別為se(1)=3812.074，t(1)=4.630223;2的標(biāo)準(zhǔn)誤差和t值分別為：se(2)= 0.107010，t(2)=41.38927，取a= 0.05，查t分布表得自由度為n-2=28的臨界值t 0.025(28)=2.0484。因?yàn)閠(1)=4.630223t0.025(28)=2.0484

16、，所以，拒絕h0：1=0，因?yàn)閠(2)= 41.38927t0.025(28)=2.0484，所以應(yīng)拒絕h0：2=0。這表明財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值有顯著的影響。回歸預(yù)測及經(jīng)濟(jì)意義分析(一)回歸預(yù)測由表1中可以看出，1982-20_年，我國國內(nèi)生產(chǎn)總值保持較高持續(xù)增長率，根據(jù)有關(guān)資料，可得近十五年來我國gdp較上年的增長率，如表3所示。國內(nèi)生產(chǎn)總值受影響的因素眾多，因此，增長率不可能保持固定的幅度，_采用的財(cái)政支出只是影響因素中較重要的一方面。由模型可以看出，財(cái)政支出每增加一元，國內(nèi)生產(chǎn)總值增加4.429057元。由中國統(tǒng)計(jì)年鑒可知，20_年財(cái)政支出為108930.00億元， 20_年1-7月份

17、，國家財(cái)政支出累計(jì)達(dá)到63421億元。運(yùn)用eviews做回歸預(yù)測，可得出，20_年我國gdp為568182.5億元。運(yùn)用eviews軟件進(jìn)行操作可得x和y的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果(見表4)、預(yù)測值和標(biāo)準(zhǔn)誤差的圖形(見圖3)。(二)經(jīng)濟(jì)意義分析由上述有關(guān)圖表可以看出，隨著財(cái)政支出的逐年增加，國內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)不斷增長的態(tài)勢(shì)，其原因是財(cái)政支出拉動(dòng)了內(nèi)需，帶動(dòng)了gdp的增長。從總體上說，我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展依然比較低下，需要政府財(cái)政支出的地方還有很多。從我國的國情來看，財(cái)政支出仍然對(duì)gdp的增長起到了較大的促進(jìn)作用。我國目前正處于經(jīng)濟(jì)崛起的時(shí)期，為了適應(yīng)市場經(jīng)濟(jì)體制的需求，保持高速的經(jīng)濟(jì)增長，要求我國財(cái)政支出必須做出

18、合理的優(yōu)化結(jié)構(gòu)調(diào)整。在通過財(cái)政政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的過程中，應(yīng)注意保持適度的財(cái)政支出規(guī)模，持續(xù)使用積極的財(cái)政政策這種外在的刺激經(jīng)濟(jì)增長的措施并不是長久之計(jì)，只有保持適度的政府支出并且優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，才能促進(jìn)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長。首先，增加經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出，促進(jìn)資源合理配置。在保持國民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行的基礎(chǔ)上，快速發(fā)展國民經(jīng)濟(jì)。其次，合理增加科學(xué)、教育、文化、衛(wèi)生和社會(huì)保障事業(yè)支出，尤其是加大教育事業(yè)的支出力度，縮小收入分配差距，促進(jìn)社會(huì)公平。近兩年來，我國經(jīng)濟(jì)增長率不斷放慢，宏觀經(jīng)濟(jì)整體運(yùn)行平穩(wěn)，繼續(xù)保持較高增速。但在全球經(jīng)濟(jì)低速發(fā)展時(shí)期，我國宏觀經(jīng)濟(jì)將呈現(xiàn)出怎樣的發(fā)展態(tài)勢(shì)?國家陸續(xù)出臺(tái)的一系列“擴(kuò)內(nèi)需、促增長”的

19、重大舉措能否如愿發(fā)揮成效?我國經(jīng)濟(jì)何時(shí)能夠重返平穩(wěn)增長的軌道。由此模型雖然不能直接得出答案，但可以初步地了解到財(cái)政支出將對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的新階段發(fā)揮的舉足輕重的作用，為后續(xù)的深入研究打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。參考文獻(xiàn)：1.郭芳，冷洛.國內(nèi)生產(chǎn)總值影響因素的計(jì)量分析j.云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，20_(23)2.李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)m.高等教育出版社，3.龐皓.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)m.科學(xué)出版社，20_財(cái)政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值協(xié)整【1】摘 要：財(cái)政是一個(gè)國家財(cái)富的象征，財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值產(chǎn)生重要影響。通過建立財(cái)政支出對(duì)gdp影響的回歸模型，探討財(cái)政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系。實(shí)證發(fā)現(xiàn)，要實(shí)現(xiàn)國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加，實(shí)現(xiàn)國家經(jīng)濟(jì)

20、的飛速發(fā)展，就要加大財(cái)政的支出，來實(shí)現(xiàn)財(cái)政支出對(duì)gdp的促進(jìn)和經(jīng)濟(jì)又好又快的發(fā)展。關(guān)鍵詞：財(cái)政支出;國內(nèi)生產(chǎn)總值;影響一、模型的經(jīng)濟(jì)分析財(cái)政支出對(duì)國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響。財(cái)政支出的增長與gdp的增長還有所不同，財(cái)政支出的增長在不同的年份呈現(xiàn)不同的趨勢(shì)，是曲線上升的;而宏觀gdp基本處于直線上升的狀態(tài)。因此，把國內(nèi)生產(chǎn)總值選為該模型的被解釋變量。二、數(shù)據(jù)的收集本次實(shí)驗(yàn)分析主要采集的樣本是1990至20_年21個(gè)數(shù)據(jù)，在模型中將國內(nèi)生產(chǎn)總值作為被解釋變量y，引入財(cái)政支出對(duì)模型進(jìn)行回歸分析。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分別_于中國統(tǒng)計(jì)年鑒中國財(cái)政年鑒。國內(nèi)生產(chǎn)總值與財(cái)政支出隨時(shí)間變化趨勢(shì)大致相同，都是呈指數(shù)形的增長趨勢(shì)，在

21、財(cái)政支出投入增多時(shí)，國內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)出明顯的上升趨勢(shì)，所以我們猜想兩者之間存在一定的函數(shù)變化關(guān)系，為驗(yàn)證這個(gè)猜想，我們需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析從而得出相應(yīng)的結(jié)論來論證事實(shí)。三、模型實(shí)證分析(一)ols檢驗(yàn)。可以看出，財(cái)政支出跟gdp之間存在著顯著的回歸對(duì)數(shù)線性關(guān)系。用最小二乘法估計(jì)。用最小二乘法估計(jì)所示：lny = 0.838144843457_lnx + 3.40039182416(27.96265)(11.68766)r2=0.976277 dw=0.292929 f=781.9099模型檢驗(yàn)： 在假設(shè)其它變量不變的情況下，財(cái)政支出每增加1個(gè)單位，國內(nèi)生產(chǎn)總值會(huì)增加0.838個(gè)單位，這與經(jīng)濟(jì)

22、學(xué)理論分析和經(jīng)驗(yàn)判斷相一致，與實(shí)際相互擬合。由 r2=0.976277，可說明模型在整體上對(duì)數(shù)據(jù)擬合得很好。解釋變量對(duì)被解釋變量“gdp”的97.6%的變化能作出了解釋。針對(duì)h0 ：i= o( i=1，2，3，4)，給定顯著性水平 =0.05下可查表得f(1，19)=4.38由f=781.9099f得出拒絕零假設(shè)，認(rèn)為財(cái)政支出與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間存在一定的顯著關(guān)系。(二)單位根檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征，我們采用擴(kuò)大的dickey-fuller(adf)的單位根法來檢驗(yàn)各變量水平值及差分的平穩(wěn)性。假定國內(nèi)生產(chǎn)總值為y，財(cái)政支出為x，為了保證數(shù)據(jù)的精確性，我們?nèi)?duì)數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)。可知，gdp的二

23、階t統(tǒng)計(jì)量值大于顯著性1%的臨界值，小于5%的臨界值，拒絕原假設(shè)，表明序列是平穩(wěn)的。財(cái)政收入的水平t統(tǒng)計(jì)量大于1%的臨界值，小于顯著性5%的臨界值，可以拒絕原假設(shè)，表明序列在顯著性為5%內(nèi)是平穩(wěn)的，都滿足構(gòu)造協(xié)整方程組的必要條件。(三)協(xié)整檢驗(yàn)。在多變量方程組中，對(duì)于一組變量間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)，johansen-juselius的方法優(yōu)于engle-granger的兩步法，所以我們用johansen-juselius的方法來確定模型中協(xié)整向量個(gè)數(shù)，用johansen方法得到的結(jié)果johansen檢驗(yàn)表明在1990-20_年的樣本區(qū)間，各個(gè)變量之間存在一致協(xié)整的向量或長期的均衡關(guān)系，由于各變量都是

24、對(duì)數(shù)的表現(xiàn)形式，這些變量的估計(jì)關(guān)系反映了較長期的變化彈性。檢驗(yàn)殘差的平穩(wěn)性：殘差ec的t 統(tǒng)計(jì)量值小于顯著性水平為1%的臨界值，說明在1%的顯著性水平下，我們可以拒絕原假設(shè)，即表明在1%的顯著性水平不存在單位根，可以說明x和y具有協(xié)整關(guān)系。(四)誤差修正模型。為了進(jìn)一步考察變量間的短期關(guān)系，我們?cè)趨f(xié)整關(guān)系的基礎(chǔ)上建立一個(gè)動(dòng)態(tài)的修正模型ecm。誤差修正后的'模型：dlny = 0.838144843457_dlnx + 1_dec + 4.90310549936e-16數(shù)據(jù)結(jié)果表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值的變化不僅取決于財(cái)政支出的變化，還取決于上一期財(cái)政支出的變化，上一期變量值偏離越遠(yuǎn)，本期修正的

25、量就越多，誤差dec估計(jì)的系數(shù)提現(xiàn)了對(duì)偏離的修正，即系統(tǒng)存在著誤差修正。(五)var分析。為了檢驗(yàn)的正確性，我們也采用var模型進(jìn)行分析，在建立var模型時(shí)，主要研究其脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，脈沖響應(yīng)函數(shù)是描述了系統(tǒng)對(duì)其某一個(gè)變量的一個(gè)沖擊或新生所做出的反映，通過計(jì)算出系統(tǒng)中一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)，可以比較出不同滯后期的脈沖響應(yīng)，可以確定一個(gè)變量對(duì)另一個(gè)變量的作業(yè)時(shí)滯及作用力大小，方差分解是另一種描述系統(tǒng)動(dòng)態(tài)的不同方法。它要解決的基本問題是通過數(shù)據(jù)的分析，弄清與研究對(duì)象有關(guān)的各個(gè)因素之間相互作用對(duì)該對(duì)象的影響。它所研究的對(duì)象都假定遵從正態(tài)分布。建立var模型，var模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則說明該模型是穩(wěn)定的。經(jīng)過var的實(shí)際檢驗(yàn)，我們根據(jù)sc(schwarz criteria)這個(gè)信息判據(jù)選定滯后期數(shù)為1，可以建立財(cái)政支出對(duì)gdp的var 模型。當(dāng)lnx對(duì)lny造成了兩倍單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時(shí)，lny在一定程度上給予反饋給lnx形成響應(yīng)效果，雖然幅度微弱，但還是可以及時(shí)做出響應(yīng)，并在第八年到達(dá)振幅最高點(diǎn)，說明兩者之間存在一定的相互關(guān)系并且有較長的滯后期使得反應(yīng)時(shí)間過長，只有從長期均衡的角度去觀察兩者的變化關(guān)系。四、結(jié)語我國目前正處于經(jīng)濟(jì)體制