計量經(jīng)濟管理學(xué)及財務(wù)知識課程案例分析

課程代碼：081307學(xué)時/學(xué)分：48/3成績：北航研究生精品課程建設(shè)計量經(jīng)濟學(xué)課程案例分析案例主題：【終稿】我國文教支出的影響因素分析任課老師：韓立巖教授組長：車瑜（SY0908340）組員：郭孟（SY0908341）孫寧（SY0908344）吳迪（SY0900345）我國文教支出的影響因素分析組員:車瑜孫寧吳迪郭孟目錄一、主要影響因素的確定 GDP財政支出文教支出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分別繪制財政支出、GDP以及文教支出的走勢圖：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、國內(nèi)生產(chǎn)總值和財政支出的額度。令，，以及。2、描述性統(tǒng)計首先對變量做描述性統(tǒng)計，初步看看變量的走勢和變量間的關(guān)系。圖1是對變量的描述性統(tǒng)計，我們可以看到：除了在1959-1962年之間三個變量有較大波動外，其他年份基本平穩(wěn)；從圖中也可以看出變量的走勢基本保持一致。圖1描述性統(tǒng)計四、模型的初步擬合、檢驗和修正首先，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)濟學(xué)中我們?nèi)匀豢梢哉J為模型的擬合效果較好。從各變量t檢驗的p值看：解釋變量和常數(shù)項都有較大的t值和較小的p值，變量dczzc和常數(shù)項的置信度為99%，變量dgdp的顯著性在*水平（小于10%）。兩個解釋對被解釋變量的作用方向是正向的，符合人們對這種經(jīng)濟問題的認識。在90%的置信度下，接受解釋變量和常數(shù)項的顯著性假設(shè)。方程線性顯著。從F檢驗的結(jié)果看，F(xiàn)統(tǒng)計量很大，對應(yīng)p值幾乎為零，在99%的置信度下通過方程線性關(guān)系成立的假設(shè)。無法初步判斷是否存在序列相關(guān)性。從DW=1.542491的檢驗結(jié)果看，無法判斷是否存在序列相關(guān)性。表1用最小二乘法估計模型然后，分別就三種假設(shè)違背進行計量經(jīng)濟學(xué)檢驗：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檢驗顯著，我們暫時認為存在多從共線性的可能性不大。用相關(guān)系數(shù)法檢驗的結(jié)果見圖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，我們認為應(yīng)該同時引入兩個解釋變量，原模型不存在多從共線性。圖2相關(guān)系數(shù)矩陣然后，對模型進行殘差項的序列相關(guān)檢驗，對殘差的Q檢驗見圖3，從結(jié)果看殘差不存在明顯的自相關(guān)性。為進一步求證，在對殘差作拉格朗日乘數(shù)檢驗，結(jié)果見圖4，統(tǒng)計量5.796339，p值0.055124，p值較小，應(yīng)該否定原假設(shè)，認為存在序列相關(guān)性。圖3原模型Q檢驗圖4原模型LM檢驗下面我們對原模型進行修正，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，模型如下：對模型使用最小二乘法做回歸，得到回歸結(jié)果見圖5.我們可以看到，擬合優(yōu)度比原模型高，說明新模型擬合效果更好。各變量的t檢驗也基本認為可以通過。圖5新模型最小二乘法回歸檢驗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檢驗和LM檢驗，從這兩個圖中看出，我們不能否定“不存在序列相關(guān)”的原假設(shè)，認為新模型不存在序列相關(guān)。圖6新模型的Q檢驗圖7新模型的LM檢驗圖8新模型異方差檢驗檢驗新模型是否存在異方差問題。圖8是對新模型的懷特檢驗。統(tǒng)計量為10.28409，p值為0.245650.我們不能否定原假設(shè)，我們認為不存在異方差問題。新模型的經(jīng)濟意義為：文教支出的增長率不僅受到當年的GDP增長率、財政支出增長率的影響，還會受到上一年的GDP增長率、財政支出增長率的影響。五、模型進一步完善（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檢驗檢驗也一致通過，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)最小二乘回歸進一步檢驗序列相關(guān)和異方差問題。圖10和圖11分別做Q檢驗和LM檢驗，發(fā)現(xiàn)消除了序列相關(guān)。圖12做異方差檢驗，發(fā)現(xiàn)也不存在異方差問題。WLS方法的回歸效果優(yōu)于OLS。圖10修正模型的Q檢驗圖11修正模型的LM檢驗圖12修正模型的懷特檢驗經(jīng)濟意義：文教支出的增長率受GDP增長率和財政支出增長率的影響。這兩個因素對文教支出增長率的作用都是正向的。也就是說，隨著GDP增長加速和財政支出增長加速，文教支出的增長也將加速。六、用工具變量法和啞變量法估計原模型（一）工具變量法對于原模型，我們以原來的解釋變量，及DGDPt-1和DCZZCt-1作為工具變量，看模型的估計能否得到改善?；貧w結(jié)果如圖13.圖13原模型的工具變量法估計結(jié)果我們發(fā)現(xiàn)，與普通最小二乘法估計結(jié)果相比，工具變量法的回歸結(jié)果并沒有很好的改善。（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)分為兩種類型來研究。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A（P）模型進行一階差分,另外從實證來看，方程系數(shù)的T檢驗除了常數(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，我們觀察該方程的殘差，發(fā)現(xiàn)其還比較平穩(wěn)，見下圖：圖17殘差序列Q檢驗此時，我們發(fā)現(xiàn)無論是T檢驗值還是R2值，都較之前有了較大的改進。再觀察此時的殘差，我們發(fā)現(xiàn)了文教支出良好的平穩(wěn)性質(zhì)。我們再檢驗一下的自相關(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）過程。綜上，我們建立關(guān)于文教支出的APIMA模型，并進一步比較得到：圖19arima模型a(p=1，q=1)觀察以上，發(fā)現(xiàn)赤池準則值為11.40231；而施瓦茨準則值為11.47666。為了進一步便于比較，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2四個模型的數(shù)值比較顯然p=2的情況無論是R平方值要小于p=1的情形，同時AIC與SC值都明顯要比p=1的情況來得要小，而當p=3時，AIC和SC的值要比p=2大，綜上來看（p=2q=2）是最優(yōu)情形：分別檢驗p=2和q=2時的殘差，得到：圖23arima（2，1，2）殘差即由ARIMA(2,1,2).另外，通過LM檢驗，我們發(fā)現(xiàn)殘差的自相關(guān)性也見底了不少，因此，我們便得到了一個關(guān)于文教支出（Wj）的ARIMA模型。八、變量協(xié)整關(guān)系檢驗為了檢驗變量之間的協(xié)整關(guān)系，首先對變量進行單位根檢驗，我們選取的方法是ADF檢驗，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：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：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：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GDP的一階滯后項及二階滯后項做ADF檢驗，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，故不能拒絕被檢驗的序列非平穩(wěn)的零假設(shè)，而2differences時滿足條件，拒絕原假設(shè)。由此，我們考慮對GDP取一階差分作為研究對象，其余兩個變量同理可證，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，d_gdp（國內(nèi)生產(chǎn)總值）與d_czzc（財政支出）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)計進行下面的協(xié)整檢驗，我們姑且認為其通過檢驗，也是二階差分平穩(wěn)變量，即d_gdp（國內(nèi)生產(chǎn)總值）、d_czzc（財政支出）和d_wj（文教支出）同為I（2）過程，即我們可以認定gdp（國內(nèi)生產(chǎn)總值）、wj（文教支出）和czzc（財政支出）同為I（3）過程，即其單整階數(shù)相同，因此可以進行協(xié)整檢驗。首先，我們選用E-G兩步法，對gdp（國內(nèi)生產(chǎn)總值）與wj（文教支出）進行協(xié)整檢驗。建立含常數(shù)項的協(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，并對其進行ADF檢驗，檢驗采用含常數(shù)項的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，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。也就是說國內(nèi)生產(chǎn)總值增量與財政支出的增量間存在長期均衡關(guān)系。國內(nèi)生產(chǎn)總值的提高必然會帶來稅收等增加，從而文教支出也會隨之增長。然后，我們選用E-G兩步法，對czzc（財政支出）與wj（文教支出）進行協(xié)整檢驗。建立含常數(shù)項的協(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，并對其進行ADF檢驗，檢驗采用含常數(shù)項的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，無法拒絕零假設(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。也就是說財政支出與文教支出的增量間不存在長期均衡關(guān)系。最后，我們選用擴展的E-G兩步法，對gdp（國內(nèi)生產(chǎn)總值）、wj（財政支出）以及czzc(文教支出)進行協(xié)整檢驗。建立含常數(shù)項的協(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，并對其進行ADF檢驗，檢驗采用含常數(shù)項的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，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。也就是說國內(nèi)生產(chǎn)總值與文教支出的增量以及財政支出增量間存在長期均衡關(guān)系。因為財政支出是國內(nèi)生產(chǎn)總值的重要組成部分，而文教支出在財政支出中也占著很大的比例，因此必然存在著長期均衡的關(guān)系。進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行基于VAR模型的Johanson檢驗。得到結(jié)果如下：表12：Johanson檢驗結(jié)果在E-VIEWS中的表達：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)系個數(shù)為0的原假設(shè)，即協(xié)整向量的個數(shù)至少為1，或者說國內(nèi)生產(chǎn)總值增量、文教支持增量以及財政支出增量三者之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系。我們可以初步推斷出文教支出必然會隨著國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加而增加。結(jié)果與現(xiàn)實經(jīng)濟相吻合?；谝陨涎芯浚覀冞M一步做出三個變量的Granger因果檢驗結(jié)果如下：表13：原變量Granger因果關(guān)系檢驗在E-VIEWS中的表達：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，均拒絕了原假設(shè)，也就是說這三個變量兩兩之間都不能互相作為Granger原因，即不能夠互相解釋。我們對未差分的原變量進行Granger因果檢驗，結(jié)果未改變。九、總結(jié)本文主要使用計量經(jīng)濟學(xué)的分析方法，分析了我國文教支出的影響因素，得出以下幾個結(jié)論：我國文教支出增長率受GDP增長率和財政支出增長率的影響。這兩個因素對文教支出增長率的作用都是正向的。也就是說，隨著GDP增長加速和財政支出增長加速，文教支出的增長也將加速。而且，它們的影響大小基本相等。改革開放前后，我國文教支出有明顯的不同。我國文教支出和GDP、財政支出之間存在一個協(xié)整關(guān)系，即GDP和財政支出對文教支出有長期均衡存在。

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）有限公司及下屬區(qū)域公司所有工程項目付款。術(shù)語和定義3.1工程項目付款：指項目建安工程費、工程建設(shè)其它費的付款，包括合同類和非合同類的付款。3.2合同類付款包括集中采購（含授權(quán)采購）和分散采購所形成的合同付款。3.3非合同類的付款一般指政府相關(guān)部門的規(guī)費及配套費等。4.職責(zé)區(qū)域公司和涉及集團需要工程付款的部門區(qū)域公司和涉及集團需要工程付款的部門根據(jù)合同約定和工程進展情況，填寫《進度、質(zhì)量完成情況確認表》。4.1.2負責(zé)核實供方是否已按合同約定完成規(guī)定的工程量且達到質(zhì)量要求。4.1.3負責(zé)確認按合同約定是否須付款。4.1.4負責(zé)根據(jù)合同經(jīng)濟條款和預(yù)結(jié)算審核情況,確認付款金額。4.1.5項目規(guī)費或配套費的支付需同時提供政府部門有關(guān)文件和規(guī)定。4.1.6負責(zé)核對并填寫付款臺帳。4.1.7負責(zé)填寫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提供《供方履約評估表》的復(fù)印件。工程管理中心負責(zé)確認區(qū)域公司提交的申請中的工程進度和工程質(zhì)量。成本管理中心4.2.1負責(zé)核定區(qū)域公司提交的申請中的工程量及應(yīng)付當期工程款。4.2.2負責(zé)核定應(yīng)付當期工程款。4.2.3負責(zé)核對并填寫部門付款臺帳。4.2.4負責(zé)向財務(wù)管理中心提供月度付款審批金額匯總表。主管副總裁負責(zé)根據(jù)合同執(zhí)行情況，確認是否可以付款。財務(wù)管理中心4.5.1負責(zé)根據(jù)合同經(jīng)濟條款和已付款情況，確認是否須付款及應(yīng)付金額。4.5.2負責(zé)根據(jù)合同經(jīng)濟條款和已付款情況，核對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/總裁批準支付后，辦理費用支付。4.5.4負責(zé)核對并填寫付款臺帳。4.5.5負責(zé)審核預(yù)算外的工程付款董事長/總裁負責(zé)根據(jù)集團總體情況，確認是否付款。5.工作程序填寫付款審批單區(qū)域公司和涉及公司需要工程付款的部門經(jīng)辦人會同顧問單位核實已完工程量，確認按合同約定是否須付款，填寫付款臺帳及付款審批單。區(qū)域公司和涉及公司需要工程付款部門的部門負責(zé)人復(fù)核經(jīng)辦人意見，包括施工進度、質(zhì)量情況及合同執(zhí)行情況，簽署審批意見。分散采購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（含授權(quán)采購）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)計類的合同付款需集團策劃、設(shè)計主管部門（投資發(fā)展中心、研發(fā)設(shè)計中心、工程管理中心）審核確認；5.3.1.2成本管理中心核定當期已完工程量并根據(jù)合同約定核定當期應(yīng)付款，簽署審批意見；a、100萬以內(nèi)的付款，集團工程管理中心、成本管理中心審核后，區(qū)域公司履行付款手續(xù)。b、100萬以上的付款，集團工程管理中心、成本管理中心審核簽署審批意見后提交總裁，總裁根據(jù)集團總體情況，簽署審批意見后區(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)計類的合同付款由集團策劃、設(shè)計主管部門（投資發(fā)展中心、研發(fā)設(shè)計中心、工程管理中心）審核確認；5.3.2.2成本管理中心核定當期已完工程量并根據(jù)合同約定核定當期應(yīng)付款，簽署審批意見；5.3.2.3財務(wù)管理中心經(jīng)辦人根據(jù)合同經(jīng)濟條款和已付款情況，簽署審批意見，財務(wù)管理中心總經(jīng)理確認；5.3.2.4主管副總裁根據(jù)財務(wù)總體情況，簽署審批意見；5.3.2.5董事長/總裁根據(jù)集團總體情況，簽署審批意見。5.3.2.6區(qū)域公司收到集團審核意見后，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，整理成表報送財務(wù)管理中心。財務(wù)管理中心依此表為依據(jù)核對月度資金付款額度。5.5非合同類的付款。區(qū)域公司需提供政府部門有關(guān)文件和規(guī)定，報集團成本管理中心審核后方可履行付款手續(xù)。a、100萬以內(nèi)的非合同類付款，集團相關(guān)部門及工程管理中心、成本管理中心審核后，區(qū)域公司履行付款手續(xù)b、100萬以上的非合同類付款，集團相關(guān)部門及工程管理中心、成本管理中心審核后簽署審批意見后提交總裁，總裁根據(jù)集團總體情況，簽署審批意見后區(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提供《供方履約評估表》的復(fù)印件及成本管理中心的確認單。5.7營銷費用的付款按照《營銷費用管理作業(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《進度、質(zhì)量完成情況確認表》7.4《工程進度款審核表》項目付款審批表（一）注意事項：提交本表時應(yīng)同時提供合同審批表及合同相應(yīng)付款條款的復(fù)印件。總包工程付款應(yīng)提交《工程進度款審核表》和《進度、質(zhì)量完成情況