財(cái)政支出與GDP的規(guī)模和結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究
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財(cái)政支出與GDP的規(guī)模和結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究二號 粗宋體 居中基于我國19782005樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證分析小二號 宋體 居中摘要在標(biāo)題下方空二行(二號字體間距),頂左邊界,五號宋體,“摘要”二字為粗體,首行無縮進(jìn)。另起一行寫中文關(guān)鍵詞,“關(guān)鍵詞” 為粗體,五號宋體。單倍行間距?!瓣P(guān)鍵詞”間以分號相隔:從世界各國的實(shí)踐考察中可以發(fā)現(xiàn),隨著經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展進(jìn)步,國家職能呈現(xiàn)日益擴(kuò)張的趨勢,社會共同需要的范圍與總量也在不斷增長,在質(zhì)的方面已有了更高的要求,這導(dǎo)致了政府財(cái)政支出規(guī)模的擴(kuò)張,并表現(xiàn)為公共支出不斷增長的特征。關(guān)鍵字:財(cái)政支出增長;規(guī)模;結(jié)構(gòu);實(shí)證分析一、引言:文內(nèi)標(biāo)題第一級標(biāo)題為三號宋體,粗體,第一級標(biāo)題居中書寫;第二級標(biāo)題為四號宋體,頂格書寫,第二級標(biāo)題序數(shù)后空一格接著寫標(biāo)題,末尾不加標(biāo)點(diǎn);第三級標(biāo)題為小四號宋體,粗體,第三級標(biāo)題需要首行縮進(jìn)2 字符,書寫序數(shù),后空一格書寫標(biāo)題,末尾不加標(biāo)點(diǎn);第四級以下的標(biāo)題順序采用()、()、()和、,首行縮進(jìn)2 字符。第一、二、三級標(biāo)題之前不空行。就世界各國的正文為小四號宋體,1.5 倍行間距,首行縮進(jìn)2 字。情況來看,財(cái)政支出增長的趨勢具有普遍性。各國財(cái)政支出在 一個(gè)較長的時(shí)期內(nèi)呈現(xiàn)出不斷增長的趨勢,特別是財(cái)政支出絕對數(shù)量于動(dòng)態(tài)相對量的名義增長和實(shí)質(zhì)增長比較明顯。例如美國的財(cái)政支出占GDP的比重,1935年的 9.3到1990年的21:財(cái)政支出總量,1935年的64.12億美元1990年的11518.48億美元,除去物價(jià)因素財(cái)政支出絕對增長為180倍。改革開放以來,我國的財(cái)政支出也呈現(xiàn)出快速上漲趨勢(圖一所示)。財(cái)政支出額從改革開放初的1122.09億元,到2004年的28486.89億元,絕對規(guī)模增長了近26倍,平均每年增長1052.49億元,特別是1996年后進(jìn)入快速增長階段,名義年均增長超過10(19911996的高增長是由于高通貨膨脹率導(dǎo)致的)。于同期的GDP名義增長率相比,平均高出7.3個(gè)百分點(diǎn),其中1999年最高,高達(dá)17.3個(gè)百分點(diǎn)。為了消除支出增長種的價(jià)格因素對變化的影響,通過GDP縮減指數(shù)對名義GDP進(jìn)行了通脹縮減,從縮減后的增長率看,財(cái)政支出的增長也是快速的。19982002年期間財(cái)政支出平均實(shí)際增長率高達(dá)19。圖一在圖的下方正中,五號宋體,粗體 二、理論回顧:為了尋求影響公共支出規(guī)模不斷擴(kuò)大的原因,一個(gè)多世紀(jì)以來,經(jīng)濟(jì)學(xué)家從不同的角度進(jìn)行了研究,其中一些有代表性的理論成果對各國人士與研究財(cái)政支出規(guī)模的確定具有長期的影響,并已成為財(cái)政支出規(guī)模研究的重要組成部分。1、瓦格納法則:瓦格納最早對公共支出規(guī)模不斷擴(kuò)大、數(shù)額不斷增長進(jìn)行研究,并提出這種現(xiàn)象已具有一定規(guī)律性的是19世紀(jì)德國的社會政策財(cái)政論的代表人物瓦格納。瓦格納在對當(dāng)時(shí)歐洲許多國家及美國、日本的公共部門進(jìn)行調(diào)查的基礎(chǔ)上,從政治因素和經(jīng)濟(jì)因素兩方面進(jìn)行了公共支出不斷增長的原因。他認(rèn)為,公共支出不斷增長的政治因素是國家活動(dòng)規(guī)模擴(kuò)大的結(jié)果,而工業(yè)化、城市人均收入的提高是公共支出增長的經(jīng)濟(jì)因素。在此基礎(chǔ)上,他指出公共支出呈現(xiàn)出一種總不斷上升的長期性趨勢,并認(rèn)為其中最基本的原因是工業(yè)化中的社會進(jìn)步對政府活動(dòng)規(guī)模擴(kuò)大的需要,表現(xiàn)在對政府保護(hù)與管理服務(wù)方面的需求的豁達(dá),對政府干預(yù)經(jīng)濟(jì)及直接從事生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)的需要的擴(kuò)大,以及對具有極大的外部經(jīng)濟(jì)效益,但由于種種原因,私人企業(yè)不能或不愿進(jìn)行經(jīng)營的建設(shè)項(xiàng)目,也要求政府接管或直接進(jìn)行經(jīng)營,這些都將引起公共支出的增長。同時(shí),隨著國民收入的改善,人們對文化、教育、衛(wèi)生、福利等公共產(chǎn)品及混合產(chǎn)品的需求會上升,這也將促使公共支出的增長。盡管瓦格納并未對公共支出總量增長與規(guī)模確定的全部原因進(jìn)行分析,但一個(gè)多世紀(jì)以來,瓦格納的研究成果已為眾多國家的財(cái)政支出實(shí)踐所證實(shí),并被稱為“瓦格納法則”,這一法則對以后的經(jīng)濟(jì)學(xué)家對公共支出增長規(guī)律的研究起著重要的基礎(chǔ)性作用。2、發(fā)展階段增長論發(fā)展階段增長論以可以稱為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的財(cái)政支出增長論,是R.A.馬斯格雷夫和W.W.羅斯托的重要研究成果。她們在對不同國家不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的公共支出進(jìn)行研究的基礎(chǔ)上,分析財(cái)政支出規(guī)模變化的原因。從政府彌補(bǔ)市場失靈的角度來看,經(jīng)濟(jì)發(fā)展的財(cái)政支出增長論反映了政府總會在市場發(fā)展的各個(gè)階段選擇干預(yù)市場失靈的重點(diǎn)以及這個(gè)重點(diǎn)在不同時(shí)間段的轉(zhuǎn)換。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期階段,政府的支出的重點(diǎn)在于基礎(chǔ)建設(shè),以克服經(jīng)濟(jì)發(fā)展中出現(xiàn)的基礎(chǔ)設(shè)施瓶頸問題。這樣在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期,政府支出的重點(diǎn)在與基本建設(shè)。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,市場力量的壯大,政府指出的重點(diǎn)由原來的以基礎(chǔ)建設(shè)為主逐漸轉(zhuǎn)向私人消費(fèi)品的補(bǔ)償性公共支出,而這種公共支出的水平完全取決于市場對公共消費(fèi)品的收入彈性。一般說來,隨著私人部門收入的增加,政府公共支出也會不斷攀高。這一時(shí)期私人部門已有較大的發(fā)展,私人資本積累增加,基礎(chǔ)設(shè)施基本建成,公共積累支出在整個(gè)社會總積累的比重會下降,政府投資成為私人投資的補(bǔ)充。當(dāng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步發(fā)展到成熟階段,隨著人均收入的增長,人們對生活質(zhì)量的提高會產(chǎn)生新的要求,并引起私人消費(fèi)品形式的變化,如家庭擁有汽車數(shù)量的增加需要交通及相應(yīng)的基礎(chǔ)設(shè)施有更大的改善,兒女們對教育,醫(yī)療,住房,通訊等服務(wù)的改善要求也會刺激投資的增加,這使公共積累支出又將出現(xiàn)新的較高的增長。同時(shí),隨著經(jīng)濟(jì)的增長,社會活動(dòng)規(guī)模也會日益擴(kuò)大和復(fù)雜化,為保證良好了社會秩序,要求政府設(shè)立各種必要的職能部門來進(jìn)行管理于協(xié)調(diào),從個(gè)人也會是政府的各種管理費(fèi)支出的增長,并促使公共消費(fèi)支出的增長。三、我國財(cái)政支出的規(guī)模實(shí)證分析財(cái)政支出的增長與相應(yīng)的規(guī)模擴(kuò)張已成為政府財(cái)政支出的一個(gè)規(guī)律,但財(cái)政支出過渡增長將會影響一國的經(jīng)濟(jì)社會正常發(fā)展。如何合理控制財(cái)政支出規(guī)模成為各個(gè)國家政府解決的十分重要問題。在控制財(cái)政支出規(guī)模前,要對公共支出規(guī)模進(jìn)行衡量。財(cái)政支出占GDP的比重,財(cái)政支出彈性與邊際財(cái)政支出傾向是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)衡量公共支出規(guī)模的重要指標(biāo)。財(cái)政支出彈性財(cái)政支出增長率/GDP增長率邊際財(cái)政支出傾向財(cái)政支出增加額/GDP增加額模型的建立模型一 簡單線性模型財(cái)政支出的多少又取決于我國的經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展的需要,而衡量經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展水平的重要指標(biāo)就是GDP,為了簡化模型,所以選取GDP作為影響財(cái)政支出的主要變量,建立線性模型,如下:對該模型作OLS估計(jì)得:Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 18:48Sample: 1978 2005Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-542.2871479.5722-1.1307730.2685X0.1723010.00654826.313960.0000R-squared0.963810Mean dependent var8336.983Adjusted R-squared0.962418S.D. dependent var9301.510S.E. of regression1803.204Akaike info criterion17.90127Sum squared resid84540158Schwarz criterion17.99642Log likelihood-248.6177F-statistic692.4243Durbin-Watson stat0.151700Prob(F-statistic)0.000000則模型可估計(jì)為:(479.5722) (0.006548) t= -1.130773 26.31396=0.963810 0.962418 F=692.4243 DW=0.151700從整體來看,模型的擬合程度較高,而且也通過了F 和T檢驗(yàn)。下面將對該模型進(jìn)行異方差和自相關(guān)的檢驗(yàn)。模型檢驗(yàn)異方差檢驗(yàn):1圖形法由圖形可以看出,殘差平方有隨GDP的增大而增大的趨勢,因此,模型很可能存在異方差。但是否確實(shí)存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。White檢驗(yàn):White Heteroskedasticity Test:F-statistic5.173901Probability0.013174Obs*R-squared8.196788Probability0.016599Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 18:57Sample: 1978 2005Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-154166.21224912.-0.1258590.9009X117.073144.992742.6020440.0154X2-0.0005330.000280-1.9069830.0681R-squared0.292742Mean dependent var3019291.Adjusted R-squared0.236162S.D. dependent var4293890.S.E. of regression3752767.Akaike info criterion33.21484Sum squared resid3.52E+14Schwarz criterion33.35758Log likelihood-462.0078F-statistic5.173901Durbin-Watson stat0.581920Prob(F-statistic)0.013174從上表可以看出:n=8.196776,由White檢驗(yàn)知,在a=0.05下,查分布表,得臨界值 0.05(2)=5.9919,因?yàn)?n0.05(2)所以,存在異方差。異方差的修正根據(jù)估計(jì)檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)權(quán)數(shù)w2=1/x2的效果最好。下面給出用權(quán)數(shù)w2的結(jié)果。Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 19:06Sample: 1978 2005Included observations: 28Weighting series: 1/X2VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C666.501156.2294011.853250.0000X0.1265890.01201510.536310.0000Weighted StatisticsR-squared0.993098Mean dependent var1441.482Adjusted R-squared0.992833S.D. dependent var1918.316S.E. of regression162.4046Akaike info criterion13.08681Sum squared resid685757.0Schwarz criterion13.18197Log likelihood-181.2153F-statistic111.0138Durbin-Watson stat1.478345Prob(F-statistic)0.000000Unweighted StatisticsR-squared0.880206Mean dependent var8336.983Adjusted R-squared0.875599S.D. dependent var9301.510S.E. of regression3280.698Sum squared resid2.80E+08Durbin-Watson stat0.072613所以說估計(jì)的結(jié)果如下: (56.22940)(0.012015)t= 11.85325 10.53631=0.993098 0.992833 F=111.0138 DW=1.478345可以看出運(yùn)用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性,參數(shù)t檢驗(yàn)均顯著,可決系數(shù)大幅提高,F(xiàn)檢驗(yàn)也顯著,并說明人口數(shù)量每增加GDP每增加1百億元,財(cái)政支出將增加0.126589百億元。下面將對模型是否存在自相關(guān)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。自相關(guān)檢驗(yàn):我們可以從上面的模型估計(jì)看出,DW=1.478345.查表得dl=1.328 du=1.476.而DWdu,所以認(rèn)為其不存在自相關(guān)。時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)由于本文中用來進(jìn)行計(jì)量分析的數(shù)據(jù)都是時(shí)間序列數(shù)據(jù),所以需要對時(shí)間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。用EVIEWS做圖可以發(fā)現(xiàn):GDP和財(cái)政支出的增長都是隨著時(shí)間的變化而變化的,所以說它們都是非平穩(wěn)的。如圖: 所以,要對X,Y進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以進(jìn)一步確認(rèn)他們是不是協(xié)整的。協(xié)整性檢驗(yàn)首先對X的協(xié)整性進(jìn)行檢驗(yàn),結(jié)果如下:Null Hypothesis: D(X) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.4516210.0702Test critical values:1% level-4.4407395% level-3.63289610% level-3.254671*MacKinnon (1996) one-sided p-values.我們發(fā)現(xiàn),當(dāng)顯著性水平為10%的時(shí)候,X是一階單整的。下面用同樣的方法對Y進(jìn)行單位根檢驗(yàn):Null Hypothesis: D(Y) has a unit rootExogenous: Constantt-StatisticAugmented Dickey-Fuller test statistic6.070442Test critical values:1% level-3.7695975% level-3.00486110% level-2.642242*MacKinnon (1996) one-sided p-values.我們可以發(fā)現(xiàn),Y也是一階單整的。為了進(jìn)一步證明X,Y之間是否存在協(xié)整關(guān)系,我們還要對其殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果如下:Null Hypothesis: E has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic2.6416180.9967Test critical values:1% level-2.6693595% level-1.95640610% level-1.608495*MacKinnon (1996) one-sided p-values.發(fā)現(xiàn)其殘差也是一階單整的,所以我們可以認(rèn)為X,Y是協(xié)整的。X,Y之間存在協(xié)整,表明兩者之間有長均衡關(guān)系,但是從短期來看,未了增強(qiáng)模型等精度,可以把協(xié)整回歸式中的誤差項(xiàng)et看作均衡誤差,通過建立誤差修正模型把X,Y的短期行為同長期變化聯(lián)系起來。誤差修正模型的結(jié)構(gòu)如下:回歸估計(jì)結(jié)果如下:Dependent Variable: DYMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 21:16Sample (adjusted): 1979 2005Included observations: 27 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C160.1124190.08990.8422980.4079DX0.1361310.0273774.9725000.0000E(-1)0.1842440.0737422.4984860.0197R-squared0.811527Mean dependent var1215.126Adjusted R-squared0.795821S.D. dependent var1421.799S.E. of regression642.4568Akaike info criterion15.87292Sum squared resid9906018.Schwarz criterion16.01690Log likelihood-211.2844F-statistic51.66952Durbin-Watson stat0.707496Prob(F-statistic)0.000000最終得到的誤差修正模型為: 190.0899 0.027377 0.073742t= 0.842298 4.972500 2.498486=0.811527 0.795821 F=51.66952 DW=0.707496上述估計(jì)結(jié)果表明,財(cái)政支出的變化不僅取決于GDP的變化,還取決于上一期財(cái)政支出對均衡水平的偏離,誤差項(xiàng)et-1估計(jì)系數(shù)0.184244體現(xiàn)了對偏離的修正,上一期偏離越遠(yuǎn),本期修正的量就越大,即系統(tǒng)存在誤差修正機(jī)制四、我國財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)分析1978年后,我國的財(cái)政支出呈現(xiàn)快速增長,但如圖二所示,1978年后,我國財(cái)政支出占GDP的比重呈倒“U”型變化,具體的是1978年后呈下降趨勢,從30.96下降到1995年的11.67,96年后呈上升趨勢。圖二這種變化是我國自1978您改革開放以來,社會主義市場體制發(fā)生了巨大的變化,從高度集中計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制轉(zhuǎn)變到商品經(jīng)濟(jì),走上社會主義市場經(jīng)濟(jì)。在這個(gè)轉(zhuǎn)型過程中,政府財(cái)政的集中程度逐漸下賤,國名收入分配開始向企業(yè),個(gè)人傾斜,財(cái)政支出占GDP的比重不斷下降,直到20世紀(jì)中期后比重才重新上漲,回到20以上。這種倒“U”型的變化說明我國的財(cái)政支出在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的獨(dú)特變化。按照經(jīng)典的公共支出理論,公共支出隨著GDP的增長而增長。1996前我國的財(cái)政支出比率不斷降低受經(jīng)濟(jì)制度和我國稅收制度的影響。1996年后,我國財(cái)政支出規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈正相關(guān)關(guān)系。據(jù)測算,在19781995年間,我國財(cái)政支出的平均彈性為0.6,表現(xiàn)出這一個(gè)時(shí)期中國支出增長是落后于GDP的增長的,19962004年的財(cái)政支出的平均彈性為2.1,快于GDP的增長,這主要是我國為了克服由于緊縮的財(cái)政措施使我國自1992的高通貨膨脹和1997的亞洲金融危機(jī)導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)萎縮實(shí)施積極的財(cái)政政策,大量的發(fā)行國債,公共支出規(guī)模迅速擴(kuò)大。這種依靠預(yù)算外資金不能使公共支出規(guī)模走上與GDP良性發(fā)展軌道,而且會加重財(cái)政償還國債的負(fù)擔(dān),影響公共支出的正常支出和經(jīng)濟(jì)的正常發(fā)展。在19782004年間,中國的邊際財(cái)政支出傾向?yàn)?.185,表示GDP每增長1元,財(cái)政支出增長為0.185。這種結(jié)果反映我國的財(cái)政支出與GDP增長不適應(yīng),也反映出中國財(cái)政制度上的存在問題,即中國財(cái)政支出制度的無彈性特征。因此改變中國財(cái)政支出彈性小與邊際財(cái)政支出水平低的狀況,還需進(jìn)行財(cái)政制度上的改革。模型二 引入虛擬變量建立模型考慮到我國這二十多年的數(shù)據(jù)受政策性環(huán)境影響很大, 而這個(gè)環(huán)境在1996年前后這兩段時(shí)間內(nèi)是有顯著差別的,這一點(diǎn)我們可以從圖二種看出來:1978年后,我國財(cái)政支出占GDP的比重呈倒“U”型變化,而1996年是分界點(diǎn)。強(qiáng)行用一個(gè)方程回歸很可能導(dǎo)致模型結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定, 所以這里采用引進(jìn)了虛擬變量D對模型進(jìn)行回歸分析。Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 15:27Sample: 1978 2005Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C952.9175222.67974.2793190.0003D1-8556.026851.0563-10.053420.0000X0.1000290.00794712.587440.0000D1*X0.1314010.01039412.641760.0000R-squared0.995301Mean dependent var8336.975Adjusted R-squared0.994713S.D. dependent var9301.490S.E. of regression676.3005Akaike info criterion16.00272Sum squared resid10977178Schwarz criterion16.19303Log likelihood-220.0380F-statistic1694.425Durbin-Watson stat0.770541Prob(F-statistic)0.000000由OLS模型估計(jì)得: (222.6797) (851.0563) (0.007947) (0.010394)t= 4.279319 -10.05342 12.58744 12.64176=0.995301 0.994713 F=1694.452 DW=0.770541由于各個(gè)系數(shù)的t值均大于2,表明各解釋變量的稀疏顯著的不等于0,財(cái)政支出與GDP的關(guān)系式可以寫為以下完整的形式: 1996年以及以前 1996年以后模型檢驗(yàn):(1)異方差檢驗(yàn):圖形法由圖形可以看出,殘差平方有隨GDP的增大而增大的趨勢,因此,模型很可能存在異方差。但是否確實(shí)存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗(yàn)。White檢驗(yàn)法:White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.660348Probability0.004728Obs*R-squared14.40229Probability0.013246Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:21Sample: 1978 2005Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C38888.28293775.70.1323740.8959D1-936635.73153475.-0.2970170.7692X-0.56657226.85215-0.0211000.9834X25.06E-060.0003830.0132270.9896D1*X38.6067258.094020.6645560.5132(D1*X)2-0.0001670.000431-0.3873270.7022R-squared0.514367Mean dependent var392042.1Adjusted R-squared0.403996S.D. dependent var762002.3S.E. of regression588275.4Akaike info criterion29.59519Sum squared resid7.61E+12Schwarz criterion29.88066Log likelihood-408.3326F-statistic4.660348Durbin-Watson stat1.980759Prob(F-statistic)0.004728從上表可以看出:n=14.40228,由White檢驗(yàn)知,在a=0.05下,查分布表,得臨界值 0.05=11.0705,因?yàn)?n=14.40228 0.05=11.0705 所以,存在異方差。異方差的修正根據(jù)估計(jì)檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)權(quán)數(shù)w3=1/sqr(x)的效果最好。下面給出用權(quán)數(shù)w3的結(jié)果。Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/12/07 Time: 13:35Sample: 1978 2005Included observations: 28Weighting series: 1/SQR(X)VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C816.413273.0551311.175300.0000D1-9238.1841011.309-9.1348790.0000X0.1068210.00538119.851750.0000D1*X0.1315530.01038412.669190.0000Weighted Statistics*R-squared0.984653Mean dependent var4348.928Adjusted R-squared0.982735S.D. dependent var2488.409S.E. of regression326.9708Akaike info criterion14.54918Sum squared resid2565837.Schwarz criterion14.73950Log likelihood-199.6886F-statistic1475.508Durbin-Watson stat0.612610Prob(F-statistic)0.000000Unweighted StatisticsR-squared0.994947Mean dependent var8336.975Adjusted R-squared0.994316S.D. dependent var9301.490S.E. of regression701.2655Sum squared resid11802559Durbin-Watson stat0.660260所以說,修正后的原模型估計(jì)可如下: (73.05513) (1011.309) (0.005318) (0.10384)T= 11.17530 -9.134879 19.85175 12.66919=0.984653 0.982735 F=1475.508 DW=0.612610自相關(guān)的檢驗(yàn)因?yàn)樵P偷腄W=0.612610dl=1.818,所以我們有理由認(rèn)為該模型存在自相關(guān)現(xiàn)象,現(xiàn)在對自相關(guān)進(jìn)行修正。自相關(guān)的修正:對e進(jìn)行滯后一期后,得到回歸方程: 所以=0.974767,對原模型進(jìn)行廣義差分,得到廣義差分方程廣義差分的輸出結(jié)果為:Dependent Variable: Y-0.974767*Y(-1)Method: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 17:20Sample (adjusted): 1979 2005Included observations: 27 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C241.7137151.77241.5926060.1249D1-0.974767*D1(-1)-9860.4921982.470-4.9738410.0000X-0.974767*X(-1)0.0759180.0256552.9591560.0070D1*X-0.974767*D1(-1)*X(-1)0.1321920.0259855.0872270.0000R-squared0.915946Mean dependent var1401.567Adjusted R-squared0.904982S.D. dependent var1617.979S.E. of regression498.7409Akaike info criterion15.39800Sum squared resid5721078.Schwarz criterion15.58998Log likelihood-203.8731F-statistic83.54452Durbin-Watson stat1.275551Prob(F-statistic)0.000000所得出的DW=1.275551, 該DW處于(du, dl)之間,所以,進(jìn)行修正后是否仍然存在自相關(guān)無法判斷。但為了謹(jǐn)慎起見,仍然判斷其存在自相關(guān)。由于水平有限,無法對此進(jìn)行進(jìn)一步的修正。時(shí)間序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)由于變量太多,逐一進(jìn)行單位根檢驗(yàn)比較麻煩,現(xiàn)在僅對殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),如果殘差是平穩(wěn)的,則我們有理由相信解釋變量和被解釋變量之間存在著協(xié)整關(guān)系。對e的平穩(wěn)性檢驗(yàn)如下:Null Hypothesis: E has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)t-StatisticProb.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.0737000.0035Test critical values:1% level-2.6569155% level-1.95441410% level-1.609329*MacKinnon (1996) one-sided p-values.Augmented Dickey-Fuller Test EquationDependent Variable: D(E)Method: Least SquaresDate: 12/12/07 Time: 13:18Sample (adjusted): 1980 2005Included observations: 26 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.E(-1)-0.5114220.166387-3.0737000.0052D(E(-1)0.9085400.2040144.4533190.0002R-squared0.431449Mean dependent var-135.0783Adjusted R-squared0.407759S.D. dependent var694.7075S.E. of regression534.6272Akaike info criterion15.47482Sum squared resid6859830.Schwarz criterion15.57160Log likelihood-199.1727Durbin-Watson stat2.170639可以看出,在5%的顯著性水平下,t統(tǒng)計(jì)量的值是-3.073700,小于相應(yīng)的臨界值,從而拒絕H0,表明殘差序列不存在單位根,是平穩(wěn)序列,說明解釋變量和被解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系。所以,最終的模型估計(jì)為: (73.05513) (1011.309) (0.005318) (0.10384)T= 11.17530 -9.134879 19.85175 12.66919=0.984653 0.982735 F=1475.508 DW=0.612610即: 1978-1996 19972005五結(jié)語從以上的實(shí)證分析中我們可以看出我國的財(cái)政支出和GDP有著一定的關(guān)系,并且在不同的時(shí)期,由于政策的不同,以及我國經(jīng)濟(jì)社會建設(shè)的需求不同,財(cái)政支出相對于GDP的結(jié)構(gòu)發(fā)生了一些變化。根據(jù)該實(shí)證分析的結(jié)果,我們可以看到現(xiàn)在以及以前財(cái)政支出和GDP的關(guān)系,為我們作其他的相關(guān)分析提供了很好的理論和數(shù)據(jù)支持。參考書目1龐皓 計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)M 北京:科學(xué)出版社 2006年2上海財(cái)經(jīng)大學(xué)公共政策研究中心 2006中國財(cái)政發(fā)展報(bào)告M 上海:上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社 2006年3孔淑紅 安玉華 公共財(cái)政學(xué)M 北京:對外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)出版社 2003年4李炳鑒 潘明星 王元強(qiáng) 比較財(cái)政學(xué)M 天津:南開大學(xué)出版社 2005年5王國清 馬驍 程謙 財(cái)政學(xué)M 北京:高等教育出版社 2006年6黎君 中國財(cái)政支出比率的實(shí)證分析 中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)J 2004年第3期附表一:19782005年GDP財(cái)政支出19783645.21122.0919794062.61281.819804545.61228.8319814891.61138.419825323.4123019835962.71409.519847208.11701198590162004.25198610275.22204.9198712058.62262.2198815042.82491.2198916992.32823.78199018667.83083.59199121781.53386.62199226923.53742.2199335333.94642.3199448197.95792.62199560793.76823.72199671176.67937.551997789739233.56199884402.310798.18199989677.113187.67200099214.615886.52001109655.218902.582002120332.722053.152003135822.824649.952004159878.328486.892005183084.833930.4818- 1.請仔細(xì)閱讀文檔,確保文檔完整性,對于不預(yù)覽、不比對內(nèi)容而直接下載帶來的問題本站不予受理。
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