論國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與財(cái)政支出總額關(guān)系的分析

1、國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值與財(cái)政支出總額關(guān)系的分析摘要：許多文獻(xiàn)已經(jīng)論證過(guò)財(cái)政政策在實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期增長(zhǎng)中的作用，我們?cè)谇叭搜芯康幕A(chǔ)上從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)角度分析我國(guó)政府財(cái)政支出和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)關(guān)系，研究財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。同時(shí)，嘗試探討存在財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)和積極財(cái)政政策淡出的情況下，應(yīng)該如何優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，積極的財(cái)政政策應(yīng)怎么樣淡出，以避免財(cái)政風(fēng)險(xiǎn)的擴(kuò)大，并進(jìn)一步提出相關(guān)的建議。我們此次是采用時(shí)間序列分析的方法分析財(cái)政支出總額對(duì)GDP的影響。關(guān)鍵詞：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值 財(cái)政支出總額 時(shí)間序列分析一、引言財(cái)政支出與GDP之間的關(guān)系一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)注的話題。20世紀(jì)30年代，凱恩斯提出了財(cái)政支出乘數(shù)理論，認(rèn)為在有效

2、的需求不足的情況下，增加政府支出，擴(kuò)大社會(huì)總需求，從而減少失業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)；當(dāng)需求過(guò)大時(shí)，通過(guò)減少財(cái)政支出抑制社會(huì)總需求，以實(shí)現(xiàn)供求平衡，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定和增長(zhǎng)。隨著新增長(zhǎng)理論的出現(xiàn)，一部分經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為政府可以實(shí)行一定的財(cái)政支出政策和稅收政策，促進(jìn)技術(shù)的進(jìn)步，從而可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，已經(jīng)有許多的文獻(xiàn)研究了財(cái)政支出和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系。國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值是指在一定時(shí)期內(nèi)（一個(gè)季度或一年），一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的經(jīng)濟(jì)中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價(jià)值，常被公認(rèn)為衡量國(guó)家經(jīng)濟(jì)狀況的最佳指標(biāo)。它不但可反映一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)，更可以反映一國(guó)的國(guó)力與財(cái)富。財(cái)政支出也稱公共財(cái)政支出，是指在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，政府為提供

3、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)政支出是國(guó)家將通過(guò)各種形式籌集上來(lái)的財(cái)政收入進(jìn)行分配和使用的過(guò)程，它是整個(gè)財(cái)務(wù)分配活動(dòng)的第二階段。財(cái)政支出增長(zhǎng)的原因有經(jīng)濟(jì)原因、政治原因，社會(huì)性原因和國(guó)際關(guān)系等。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)離不開(kāi)政府的宏觀調(diào)控，貨幣政策和財(cái)政政策作為宏觀調(diào)控的主要手段，貨幣政策由國(guó)家統(tǒng)一實(shí)施，對(duì)于地方政府財(cái)政政策的制定與實(shí)施是地方政府效能的一種體現(xiàn)。財(cái)政政策的核心是通過(guò)政府的收入和支出調(diào)節(jié)有效需求，實(shí)現(xiàn)一定的政策目標(biāo)。它包括一是財(cái)政收入政策，即通過(guò)增稅或減稅及稅種的選擇投資和消費(fèi)需求，實(shí)現(xiàn)收入和資金的再分配。二是財(cái)政支出政策，即通過(guò)政府預(yù)算支出的增減及財(cái)政赤字的增減影響總

4、需求。三是財(cái)政補(bǔ)貼。本文應(yīng)用時(shí)間序列分析的相關(guān)方法，旨在研究我國(guó)財(cái)政支出與GDP的關(guān)系，以反映我國(guó)財(cái)政對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的調(diào)控。二、數(shù)據(jù)的選取本文選取的數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒200919812008年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列和財(cái)政支出總額的時(shí)間序列，記國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的年度數(shù)據(jù)序列為Xt,記財(cái)政支出總額的年度數(shù)據(jù)序列為Yt。詳見(jiàn)表1：表1 19812008年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政支出總額的數(shù)據(jù)年份國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（億元）財(cái)政支出總額（億元）19814891.61175.7919825323.41212.3319835962.71366.9519847208.11642.86198590162004.251986

5、10275.22122.01198712058.62199.35198815042.82357.24198916992.32664.9199018667.83083.59199121781.53386.62199226923.53742.2199335333.94642.3199448197.95792.62199560793.76823.72199671176.67937.551997789739233.56199884402.310798113187.67200099214.615886.52001109655.218902.582002120332.722053

6、.152003135822.824649.952004159878.328486.892005183217.433930.282006211923.540422.732007257305.649781.35200830067062592.66三、數(shù)據(jù)分析（一）時(shí)序圖首先對(duì)表1的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的年度數(shù)據(jù)序列Xt，財(cái)政支出總額的年度數(shù)據(jù)序列Yt分別繪制時(shí)序圖，以觀察國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的年度數(shù)據(jù)序列Xt和財(cái)政支出總額的年度數(shù)據(jù)序列Yt是否平穩(wěn)，通過(guò)EViews軟件輸出結(jié)果如下圖所示。圖1 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值和財(cái)政支出總額的時(shí)序圖由圖1可知，紅線代表國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的年度數(shù)據(jù)序列Xt的時(shí)序圖，表明了國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值呈現(xiàn)不斷

7、上漲的指數(shù)趨勢(shì)，因此國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的年度數(shù)據(jù)序列Xt不平穩(wěn)；藍(lán)線代表財(cái)政支出總額的年度數(shù)據(jù)序列Yt的時(shí)序圖，雖然在2002年以前財(cái)政支出總額增長(zhǎng)成平穩(wěn)趨勢(shì)，但在2002年以后財(cái)政支出總額卻呈現(xiàn)指數(shù)增長(zhǎng)趨勢(shì)，因此財(cái)政支出總額的年度數(shù)據(jù)序列Yt也不平穩(wěn)，因此兩者之間可能存在協(xié)整關(guān)系。（二）單位根檢驗(yàn)下面我們將分別對(duì)我國(guó)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)Xt和財(cái)政支出總額的時(shí)間序列數(shù)據(jù)Yt進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，通過(guò)Eviews軟件操作得到結(jié)果如下：表2 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列的單位根檢驗(yàn)ADF Test Statistic 2.230517 1% Critical Value*-3.7076 5% Critical

8、 Value-2.9798 10% Critical Value-2.6290由表2可知：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)Xt的ADF的值為2.230517，顯然大于在1%水平下的臨界檢驗(yàn)值-3.7076，大于在在5%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.9798，也大于在10%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.6290，因此國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)Xt是一個(gè)非平穩(wěn)序列。因此需要對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的時(shí)間序列數(shù)據(jù)Xt進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，即logx=lnXt，,以及將指標(biāo)趨勢(shì)序列轉(zhuǎn)化為線性趨勢(shì)序列，通過(guò)Eviews軟件操作，其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)化序列的時(shí)序圖見(jiàn)圖2。表3 財(cái)政支出總額的時(shí)間序列Yt的單位根檢驗(yàn)ADF Test Stat

9、istic 21.56585 1% Critical Value*-3.6959 5% Critical Value-2.9750 10% Critical Value-2.6265由表3可知：財(cái)政支出總額的時(shí)間序列Yt的ADF的值為21.56585，顯然大于在1%水平下的臨界檢驗(yàn)值-3.6959，大于在在5%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.9798，也大于在10%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.6265，因此財(cái)政支出總額的時(shí)間序列Yt是一個(gè)非平穩(wěn)序列。因此財(cái)政支出總額的時(shí)間序列Yt需要進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，即令logy=lnYt, 以及將指標(biāo)趨勢(shì)序列轉(zhuǎn)化為線性趨勢(shì)序列，通過(guò)Eviews軟件操作，其國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)

10、化序列的時(shí)序圖見(jiàn)圖2。圖2 國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)化序列l(wèi)ny和財(cái)政支出總額對(duì)數(shù)化序列l(wèi)nx的時(shí)序圖從圖2觀察可知對(duì)數(shù)化的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列l(wèi)ogx和對(duì)數(shù)化的財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy指數(shù)趨勢(shì)已基本消除，二者具有明顯的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，但上述對(duì)數(shù)序列仍然是非平穩(wěn)序列。分別對(duì)對(duì)數(shù)化的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列l(wèi)ogx 和對(duì)數(shù)化的財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)（表2和表3），檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示。表4 logy序列的單位根檢驗(yàn)t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic 2.724316&#

11、160;1.0000Test critical values:1% level-3.7240705% level-2.986225由表4可知：財(cái)政支出總額的對(duì)數(shù)化的時(shí)間序列數(shù)據(jù)logy的ADF的值為2.724316，顯然大于在1%水平下的臨界檢驗(yàn)值-3.724070，大于在5%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.986225，也大于在10%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.632604，因此財(cái)政支出總額的對(duì)數(shù)化的時(shí)間序列數(shù)據(jù)logy是一個(gè)非平穩(wěn)序列。表5 logx序列的單位根檢驗(yàn)t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-0

12、.894383 0.7714Test critical values:1% level-3.7529465% level-2.99806410% level-2.638752由表5可知：國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)化的時(shí)間序列數(shù)據(jù)logx的ADF的值為-0.894383，顯然大于在1%水平下的臨界檢驗(yàn)值-3.752946，大于在在5%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.998064，也大于在10%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.638752，因此國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)化的時(shí)間序列數(shù)據(jù)logx是一個(gè)非平穩(wěn)序列。因此需要進(jìn)一步對(duì)財(cái)政支出總額的對(duì)數(shù)化的時(shí)間序列數(shù)據(jù)logy和國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值對(duì)數(shù)化的時(shí)間序列數(shù)據(jù)logx做差分，差分序

13、列分別記為logx和logy?，F(xiàn)分別對(duì)二階差分后的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列l(wèi)ogx 和二階差分的財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示。表6 二階差分logx的單位根檢驗(yàn)t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.838915 0.0001Test critical values:1% level-3.7378535% level-2.99187810% level-2.635542由表6可知，二階差分的財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy的ADF的值為-5.838915

14、，顯然小于在1%水平下的臨界檢驗(yàn)值-3.737853，小于在在5%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.991878，也小于在10%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.635542，二階差分的財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy是一個(gè)平穩(wěn)序列。表7 二階差分logy的單位根檢驗(yàn)t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.981638 0.0055Test critical values:1% level-3.7240705% level-2.98622510% level-2.632604由表7可知，二階差分后的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總

15、值時(shí)間序列l(wèi)ogx的ADF的值為-3.981638，顯然小于在1%水平下的臨界檢驗(yàn)值-3.724070，小于在在5%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.986225，也小于在10%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.632604，二階差分的財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy是一個(gè)平穩(wěn)序列。（三）協(xié)整分析1.進(jìn)行協(xié)整回歸由于國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列Xt和財(cái)政支出總額時(shí)間序列Yt分別取對(duì)數(shù)后，即國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列l(wèi)ogx和財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogx，logx時(shí)間序列和logy時(shí)間序列都是二階單整序列，因此他們有可能存在協(xié)整關(guān)系。通過(guò)Eviews軟件操作得到結(jié)果如下：表8 二階差分logy時(shí)間序列和二階差分logx時(shí)間序列的協(xié)整

16、結(jié)果Dependent Variable: D(LNY,2)Method: Least SquaresDate: 07/03/10 Time: 20:28Sample (adjusted): 1983 2008Included observations: 26 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0066210.0093332.7094090.4849D(LNX,2)0.3690030.1817092.0307330.0535R-squared0.846633 

17、60;  Mean dependent var0.007631Adjusted R-squared0.811076    S.D. dependent var0.050404S.E. of regression0.475220    Akaike info criterion-3.181426Sum squared resid0.542015    Schwarz criterion-3.084650Log likelihood43.35854 

18、   F-statistic4.123877Durbin-Watson stat2.617265    Prob(F-statistic)0.053502由表8可知：R2的值大于DWD(LNY,2)= 0.006621+0.369003* D(LNX,2)t： (2.709409) (2.030733)R2=0.8466 DW=2.6172.檢驗(yàn)殘差序列的平穩(wěn)性表9 殘差序列的單位根檢t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-5.3

19、07305 0.0003Test critical values:1% level-3.7378535% level-2.99187810% level-2.635542VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  D(ET(-1)-1.1153860.210160-5.3073050.0000C-0.0003380.012673-2.0266840.9790R-squared0.561469    Mean dependent var0.002614Adjusted R-sq

20、uared0.541536    S.D. dependent var0.091605S.E. of regression0.062026    Akaike info criterion-2.642881Sum squared resid0.084638    Schwarz criterion-2.544710Log likelihood33.71457    F-statistic28.16748Durbin-Watson sta

21、t2.127176    Prob(F-statistic)0.000025由表9可知：一階殘差序列ET的ADF的值為-5.307305，顯然小于在1%水平下的臨界檢驗(yàn)值-3.737853，小于在5%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.991878，也小于在10%水平下的臨界檢驗(yàn)值-2.638752，因此一階差分的et的時(shí)間序列是一個(gè)平穩(wěn)序列。因此et的表達(dá)式如下：D（et）=-0.000338-1.115386*D(ET(-1) DW=2.127 （-2.0267） (-5.3073) 即EG=-5.3073，3.檢驗(yàn)LNY時(shí)間序列與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值X時(shí)間序列間是否存

22、在協(xié)整關(guān)系由于EG=-5.3073，查協(xié)整檢驗(yàn)的EGH或AFG臨界值表（根據(jù)N=2,a=0.05，T=28）可知，EG小于臨界值，因而我們接受et是平穩(wěn)的原假設(shè)，這意味著兩變量是協(xié)整的，或者說(shuō)兩變量存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。（四）建立ECM模型由前面的分析可知，二階差分后的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列l(wèi)ogx是一個(gè)平穩(wěn)序列，二階差分的財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy是一個(gè)平穩(wěn)序列，一階差分的殘差序列et的是一個(gè)平穩(wěn)序列。于是對(duì)二階差分的財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy作為因變量，二階差分后的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值時(shí)間序列l(wèi)ogx和一階差分的殘差序列et作為自變量進(jìn)行回歸估計(jì)，通過(guò)Eviews軟件操作得到結(jié)果如下：表10 EC

23、M模型結(jié)果Dependent Variable: D(LNY,2)Method: Least SquaresDate: 07/03/10 Time: 20:38Sample (adjusted): 1984 2008Included observations: 25 after adjustmentsVariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0046150.0072762.6342580.5325D(LNX,2)0.3400350.1397032.4339800.0235D(ET)0.4738140.1228193.

24、8578110.0009R-squared0.886083    Mean dependent var0.004359Adjusted R-squared0.839364    S.D. dependent var0.048543S.E. of regression0.036347    Akaike info criterion-3.679234Sum squared resid0.029065    Schwarz criterio

25、n-3.532969Log likelihood48.99043    F-statistic10.40425Durbin-Watson stat2.315077    Prob(F-statistic)0.000660由表10可知，我們可以寫成標(biāo)準(zhǔn)的ECM回歸模型結(jié)果如下：D(LNY,2)= 0.004615 +0.340035* D(LNX,2) +0.473814* D(ET) t： (2.634) (2.434) (3.858)R2= 0.8860 DW=2.315ECM回歸方程的回歸系數(shù)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，

26、誤差修正系數(shù)為正，符合正向修正機(jī)制?；貧w結(jié)果表明國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的短期變動(dòng)對(duì)財(cái)政支出總額存在正向影響。此外，由于短期調(diào)整系數(shù)是顯著的，因此它表明每年發(fā)生的財(cái)政支出總額于其長(zhǎng)期均衡值的偏差中的47.38%（0.4738）是被修正的。（五）模型預(yù)測(cè)通過(guò)Eviews軟件對(duì)ECM模型的表達(dá)式進(jìn)行預(yù)測(cè)結(jié)果，詳見(jiàn)表12：表11 預(yù)測(cè)結(jié)果年份2009預(yù)測(cè)值63839.37由表11可知，通過(guò)Eviews軟件對(duì)ECM模型的表達(dá)式進(jìn)行預(yù)測(cè)，預(yù)測(cè)2009年我國(guó)的財(cái)政支出總額為63839.37億元。（六）ARMA模型為了比較ECM模型與ARMA模型的擬合效果，應(yīng)該建立了單一變量的財(cái)政支出總額的ARIMA時(shí)間序列模型。1.

27、模型的建立于識(shí)別我們確定是用AR(P)模型還是MA（q）模型，或者是ARMA(p,q)模型對(duì)財(cái)政支出總額平穩(wěn)的時(shí)間序列l(wèi)ogy進(jìn)行估計(jì)，首先對(duì)財(cái)政支出總額平穩(wěn)的時(shí)間序列l(wèi)ogy坐自相關(guān)圖和偏自相關(guān)圖，圖形如下所示。圖3 logy的自相關(guān)圖和偏自相關(guān)圖由圖3可知，由于自相關(guān)圖滯后K=3之后都在隨機(jī)區(qū)間內(nèi)，從偏自相關(guān)圖可以看出K=1之后都在隨機(jī)區(qū)間內(nèi)。于是我們認(rèn)為財(cái)政支出總額時(shí)間序列l(wèi)ogy應(yīng)該建立ARMA(1,3)模型，下面對(duì)ARMA(1,3)模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到結(jié)果如下表所示。表12 ARMA(1,3)模型參數(shù)估計(jì)Dependent Variable: D(LNY,2)Method: Lea

28、st SquaresDate: 07/04/10 Time: 20:02Sample (adjusted): 1984 2008Included observations: 25 after adjustmentsConvergence achieved after 31 iterationsBackcast: 1981 1983VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C0.0040010.0017632.2701310.0344AR(1)-0.6256380.116549-5.3680070.0000MA(1)0.96

29、52940.1141148.4590190.0000MA(2)-0.8946040.092581-9.6629570.0000MA(3)-0.9690770.125338-7.7316820.0000R-squared0.701417    Mean dependent var0.004359Adjusted R-squared0.641701    S.D. dependent var0.048543S.E. of regression0.029057    Akaike

30、info criterion-4.062248Sum squared resid0.016886    Schwarz criterion-3.818473Log likelihood55.77810    F-statistic11.74578Durbin-Watson stat1.873206    Prob(F-statistic)0.000045Inverted AR Roots     -.63Inverted MA

31、 Roots      .97    -.97-.23i  -.97+.23i由表12可知，ARMA(1,3)模型參數(shù)估計(jì)所得到的結(jié)果表達(dá)式為：D(LNY,2)=0.004001-0.625638*D(LNY,2)t-1-0.965294*Ut-1+0.894604*Ut-2+0.969077*Ut-3 2.ARMA(1,3)模型的檢驗(yàn)現(xiàn)在對(duì)求得的模型的殘差序列進(jìn)行白噪聲檢驗(yàn)，如果殘差序列不是白噪聲序列，則需要對(duì)ARMA(1,3)模型進(jìn)行進(jìn)一步改進(jìn)，如果是白噪聲過(guò)程，則接收估

32、計(jì)得到的模型，ARMA(1,3)模型的殘差序列檢驗(yàn)結(jié)果如下圖所示。圖4 ARMA(1,3)模型的殘差序列檢驗(yàn)由圖4可知，ARMA(1,3)模型的殘差序列是白噪聲序列，接收ARMA(1,3)模型。3模型的預(yù)測(cè)由于財(cái)政支出總額時(shí)間序列二階差分后事平穩(wěn)序列，因此我們最終確定ARIMA(1,2,3)模型，現(xiàn)在用該模型做預(yù)測(cè)，預(yù)測(cè)結(jié)果如下表所示。表13 ARIMA(1,2,4)模型預(yù)測(cè)結(jié)果年份2010預(yù)測(cè)值64439.37由表13可知，通過(guò)Eviews軟件對(duì)ARIMA(1,2,4)模型的表達(dá)式進(jìn)行預(yù)測(cè)，預(yù)測(cè)2009年我國(guó)的財(cái)政支出總額為64439.37億元。由表11和表13的預(yù)測(cè)結(jié)果相比較，我們發(fā)現(xiàn)ECM模型比ARIMA(1,2,3)模型預(yù)測(cè)結(jié)果更為合理，因此我們建立的ECM模型比ARIMA(1,2,3)模型更優(yōu)，因此在對(duì)我國(guó)的財(cái)政支出總額我們應(yīng)該采用ECM模型來(lái)預(yù)測(cè)我國(guó)財(cái)政支出的增長(zhǎng)狀況對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響。三、結(jié)論與對(duì)策（一）