財政支出與GDP的規(guī)模和結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究

1、財政支出與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。“關(guān)鍵詞”間以分號相隔：從世界各國的實踐考察中可以發(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：財政支出增長；規(guī)模；結(jié)構(gòu)；實證分析一、引言：文內(nèi)標(biāo)題第一級標(biāo)題為三號宋體，粗體，第一

2、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；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；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，財政支出增長的趨勢具有普遍性。各國財政支出在 一個較長的時期內(nèi)呈現(xiàn)出不斷增長的趨勢，特別是財政支出絕對數(shù)量于動態(tài)相對量的名義增長和實質(zhì)增長比較明顯。例如美國的財政支出占GDP的比重，1935年的 9.3到1990年的21：財政支出總

3、量，1935年的64.12億美元1990年的11518.48億美元，除去物價因素財政支出絕對增長為180倍。改革開放以來，我國的財政支出也呈現(xiàn)出快速上漲趨勢（圖一所示）。財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個百分點，其中1999年最高，高達(dá)17.3個百分點。為了消除支出增長種的價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，

4、從縮減后的增長率看，財政支出的增長也是快速的。19982002年期間財政支出平均實際增長率高達(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政支出規(guī)模的確定具有長期的影響，并已成為財政支出規(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)德國的社會政策財政論的代表人物瓦格納。瓦格納在對當(dāng)時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)

5、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，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

6、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，但一個多世紀(jì)以來，瓦格納的研究成果已為眾多國家的財政支出實踐所證實，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)展的財政支出增長論反映了政府總會在市場發(fā)展的各個階段選擇干預(yù)市場失靈的重點以及這個重點在不同時間段的轉(zhuǎn)換。在經(jīng)濟(jì)

7、發(fā)展的早期階段，政府的支出的重點在于基礎(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，政府指出的重點由原來的以基礎(chǔ)建設(shè)為主逐漸轉(zhuǎn)向私人消費品的補(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，并引起私人消費品形式

8、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，隨著經(jīng)濟(jì)的增長，社會活動規(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)，從個人也會是政府的各種管理費支出的增長，并促使公共消費支出的增長。三、我國財政支出的規(guī)模實證分析財政支出的增長與相應(yīng)的規(guī)模擴(kuò)張已成為政府財政支出的一個規(guī)律，但財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。如何合理控制財政支出規(guī)模成為各個國家政府解決的十分重要問題。在控制財政支出規(guī)模前，要對公共支

9、出規(guī)模進(jìn)行衡量。財政支出占GDP的比重，財政支出彈性與邊際財政支出傾向是現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)衡量公共支出規(guī)模的重要指標(biāo)。財政支出彈性財政支出增長率/GDP增長率邊際財政支出傾向財政支出增加額/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作為影響財政支出的主要變量，建立線性模型，如下：對該模型作OLS估計得：Dependent Variable: YMethod: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 18:48Sample: 1978 2005Includ

10、ed observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-542.2871479.5722-1.1307730.2685X0.1723010.00654826.313960.0000R-squared0.963810    Mean dependent var8336.983Adjusted R-squared0.962418    S.D. dependent var9301.510S.E. of regressio

11、n1803.204    Akaike info criterion17.90127Sum squared resid84540158    Schwarz criterion17.99642Log likelihood-248.6177    F-statistic692.4243Durbin-Watson stat0.151700    Prob(F-statistic)0.000000則模型可估計為：（479.5722） （0.0

12、06548） 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。下面將對該模型進(jìn)行異方差和自相關(guān)的檢驗。模型檢驗異方差檢驗：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。但是否確實存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗。White檢驗：White Heteroskedasticity Test:F-statistic5.173901    Probability0.013174Obs*R

13、-squared8.196788    Probability0.016599Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 18:57Sample: 1978 2005Included observations: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C-154166.21224912.-0.1258590.9009X117.073144.992742.602

14、0440.0154X2-0.0005330.000280-1.9069830.0681R-squared0.292742    Mean dependent var3019291.Adjusted R-squared0.236162    S.D. dependent var4293890.S.E. of regression3752767.    Akaike info criterion33.21484Sum squared resid3.52E+14 

15、0;  Schwarz criterion33.35758Log likelihood-462.0078    F-statistic5.173901Durbin-Watson stat0.581920    Prob(F-statistic)0.013174從上表可以看出：n=8.196776，由White檢驗知，在a=0.05下，查分布表，得臨界值 0.05（2）=5.9919，因為 n0.05（2）所以，存在異方差。異方差的修正根據(jù)估計檢驗，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)

16、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-squared0.993098 &

17、#160;  Mean dependent var1441.482Adjusted R-squared0.992833    S.D. dependent var1918.316S.E. of regression162.4046    Akaike info criterion13.08681Sum squared resid685757.0    Schwarz criterion13.18197Log likelihood-181.2153 

18、;   F-statistic111.0138Durbin-Watson stat1.478345    Prob(F-statistic)0.000000Unweighted StatisticsR-squared0.880206    Mean dependent var8336.983Adjusted R-squared0.875599    S.D. dependent var9301.510S.E. of regression3280.

19、698    Sum squared resid2.80E+08Durbin-Watson stat0.072613所以說估計的結(jié)果如下： （56.22940）（0.012015）t= 11.85325 10.53631=0.993098 0.992833 F=111.0138 DW=1.478345可以看出運用加權(quán)最小二乘法消除了異方差性，參數(shù)t檢驗均顯著，可決系數(shù)大幅提高，F(xiàn)檢驗也顯著，并說明人口數(shù)量每增加GDP每增加1百億元，財政支出將增加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。自相關(guān)檢驗：我們可以從上面的模型估計看出，D

20、W=1.478345.查表得dl=1.328 du=1.476.而DW>du，所以認(rèn)為其不存在自相關(guān)。時間序列的平穩(wěn)性檢驗由于本文中用來進(jìn)行計量分析的數(shù)據(jù)都是時間序列數(shù)據(jù)，所以需要對時間序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。用EVIEWS做圖可以發(fā)現(xiàn)：GDP和財政支出的增長都是隨著時間的變化而變化的，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，以進(jìn)一步確認(rèn)他們是不是協(xié)整的。協(xié)整性檢驗首先對X的協(xié)整性進(jìn)行檢驗，結(jié)果如下：Null Hypothesis: D(X) has a unit rootExogenous: Constant, Linear TrendLag Length: 4

21、(Automatic based on SIC, MAXLAG=6)t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.451621 0.0702Test 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：Null Hypothesis: D(Y) h

22、as a unit rootExogenous: Constantt-StatisticAugmented Dickey-Fuller test statistic 6.070442Test 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。結(jié)果如下：Null Hypothesis: E has a unit rootEx

23、ogenous: NoneLag Length: 4 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)t-Statistic  Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic 2.641618 0.9967Test 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

24、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. 

25、60;C160.1124190.08990.8422980.4079DX0.1361310.0273774.9725000.0000E(-1)0.1842440.0737422.4984860.0197R-squared0.811527    Mean dependent var1215.126Adjusted R-squared0.795821    S.D. dependent var1421.799S.E. of regression642.4568    Akaike

26、 info criterion15.87292Sum squared resid9906018.    Schwarz criterion16.01690Log likelihood-211.2844    F-statistic51.66952Durbin-Watson stat0.707496    Prob(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

27、.498486=0.811527 0.795821 F=51.66952 DW=0.707496上述估計結(jié)果表明，財政支出的變化不僅取決于GDP的變化，還取決于上一期財政支出對均衡水平的偏離，誤差項et-1估計系數(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、我國財政支出的結(jié)構(gòu)分析1978年后，我國的財政支出呈現(xiàn)快速增長，但如圖二所示，1978年后，我國財政支出占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

28、制發(fā)生了巨大的變化，從高度集中計劃經(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)。在這個轉(zhuǎn)型過程中，政府財政的集中程度逐漸下賤，國名收入分配開始向企業(yè)，個人傾斜，財政支出占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政支出在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型中的獨特變化。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，我國財政支出的平均彈性為0.6，表現(xiàn)出這一個時期中國支出增長是落后于GDP的增長的，19

29、962004年的財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)萎縮實施積極的財政政策，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，中國的邊際財政支出傾向為0.185，表示GDP每增長1元，財政支出增長為0.185。這種結(jié)果反映我國的財政支出與GDP增長不適應(yīng)，也反映出中國財政制度上的存在問題，即中國財政支出制度的無彈性特征。因此改變中國財政支出彈性

30、小與邊際財政支出水平低的狀況，還需進(jìn)行財政制度上的改革。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, 而這個環(huán)境在1996年前后這兩段時間內(nèi)是有顯著差別的，這一點我們可以從圖二種看出來：1978年后，我國財政支出占GDP的比重呈倒“U”型變化，而1996年是分界點。強(qiáng)行用一個方程回歸很可能導(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 observatio

31、ns: 28VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.  C952.9175222.67974.2793190.0003D1-8556.026851.0563-10.053420.0000X0.1000290.00794712.587440.0000D1*X0.1314010.01039412.641760.0000R-squared0.995301    Mean dependent var8336.975Adjusted R-squared0.994713  &#

32、160; S.D. dependent var9301.490S.E. of regression676.3005    Akaike info criterion16.00272Sum squared resid10977178    Schwarz criterion16.19303Log likelihood-220.0380    F-statistic1694.425Durbin-Watson stat0.770541   &

33、#160;Prob(F-statistic)0.000000由OLS模型估計得： （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：（1）異方差檢驗：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

34、實存在異方差還應(yīng)通過更進(jìn)一步的檢驗。White檢驗法：White Heteroskedasticity Test:F-statistic4.660348    Probability0.004728Obs*R-squared14.40229    Probability0.013246Test Equation:Dependent Variable: RESID2Method: Least SquaresDate: 12/11/07 Time: 16:21Sample: 1978 2005Included obse

35、rvations: 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-squared0.514367  

36、;  Mean dependent var392042.1Adjusted R-squared0.403996    S.D. dependent var762002.3S.E. of regression588275.4    Akaike info criterion29.59519Sum squared resid7.61E+12    Schwarz criterion29.88066Log likelihood-408.3326 

37、60;  F-statistic4.660348Durbin-Watson stat1.980759    Prob(F-statistic)0.004728從上表可以看出：n=14.40228，由White檢驗知，在a=0.05下，查分布表，得臨界值 0.05=11.0705，因為 n=14.40228 0.05=11.0705 所以，存在異方差。異方差的修正根據(jù)估計檢驗，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:

38、 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-sq

39、uared0.984653    Mean dependent var4348.928Adjusted R-squared0.982735    S.D. dependent var2488.409S.E. of regression326.9708    Akaike info criterion14.54918Sum squared resid2565837.    Schwarz criterion14.73950Log like

40、lihood-199.6886    F-statistic1475.508Durbin-Watson stat0.612610    Prob(F-statistic)0.000000Unweighted StatisticsR-squared0.994947    Mean dependent var8336.975Adjusted R-squared0.994316    S.D. dependent var9301.490S.E

41、. of regression701.2655    Sum squared resid11802559Durbin-Watson stat0.660260所以說，修正后的原模型估計可如下： (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)的檢驗因為原模型的DW=0.612610<dl=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)

42、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.  C241.7137151.7724

43、1.5926060.1249D1-0.974767*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-squared0.915946    Mean dependent var1401.567Adjusted R-squared0.904982    S.D. dependent va

44、r1617.979S.E. of regression498.7409    Akaike info criterion15.39800Sum squared resid5721078.    Schwarz criterion15.58998Log likelihood-203.8731    F-statistic83.54452Durbin-Watson stat1.275551    Prob(F-statistic)0.000

45、000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。時間序列平穩(wěn)性檢驗由于變量太多，逐一進(jìn)行單位根檢驗比較麻煩，現(xiàn)在僅對殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，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)性檢驗如下：Null Hypothesis: E has a unit rootExogenous: NoneLag Length: 1 (Automatic based on SIC, MAXLAG=6)t-Statistic

46、60; Prob.*Augmented Dickey-Fuller test statistic-3.073700 0.0035Test 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)-0.5114220.16638