論國內(nèi)生產(chǎn)總值與財政支出總額關(guān)系的分析(文件)
【正文】 模型與 ARMA 模型的擬合效果，應(yīng)該建立了單一變量的財政支出總額的 ARIMA 時間序列模型。表12 ARMA(1,3)模型參數(shù)估計Dependent Variable: D(LNY,2)Method: Least SquaresDate: 07/04/10 Time: 20:02Sample (adjusted): 1984 2022Included observations: 25 after adjustmentsConvergence achieved after 31 iterationsBackcast: 1981 1983Variable Coefficient Std. Error tStatistic Prob. C AR(1) MA(1) MA(2) MA(3) Rsquared Mean dependent var Adjusted Rsquared . dependent var . of regression Akaike info criterion Sum squared resid Schwarz criterion Log likelihood Fstatistic DurbinWatson stat Prob(Fstatistic) Inverted AR Roots Inverted MA Roots .97 +.23i由表 12 可知，ARMA(1,3)模型參數(shù)估計所得到的結(jié)果表達式為：D(LNY,2)=*D(LNY,2)*Ut1+*Ut2+*Ut3 (1,3)模型的檢驗現(xiàn)在對求得的模型的殘差序列進行白噪聲檢驗，如果殘差序列不是白噪聲序列，則需要對 ARMA(1,3)模型進行進一步改進，如果是白噪聲過程，則接收估計得到的模型，ARMA(1,3)模型的殘差序列檢驗結(jié)果如下圖所示。由表 11 和表 13 的預(yù)測結(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)，因此在對我國的財政支出總額我們應(yīng)該采用 ECM 模型來預(yù)測我國財政支出的增長狀況對我國經(jīng)濟發(fā)展水平的影響。最后，從以上的分析中我們可以看出我國的財政支出和 GDP 有著一定的關(guān)系，并且在不同的時期，由于政策的不同，以及我國經(jīng)濟社會建設(shè)的需求不同，財政支出相對于 GDP 的結(jié)構(gòu)發(fā)生了一些變化。GDP 的增長會刺激財政支出的增加。這項措施可以影響社會總需求的增減，從而調(diào)節(jié)市場。這項措施可以引起投資和消費的增加或減少。這項措施可以增減社會購買力。隨著經(jīng)濟的持續(xù)增長，國家對經(jīng)濟社會和生態(tài)環(huán)境等各方面的調(diào)節(jié)都需要強有力的財政政策。（二）對策10 / 11我國財政支出的增長時伴隨著 GDP 的增長而增長的。就長期而言，我國的財政支出與 GDP 之間具有統(tǒng)計上的高度相關(guān)性。3．模型的預(yù)測由于財政支出總額時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，預(yù)測結(jié)果如下表所示。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 之后都在隨機區(qū)間內(nèi)，從偏自相關(guān)圖可以看出 K=1 之后都在隨機區(qū)間內(nèi)。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)生的財政支出總額于其長期均衡值的偏差中的 %（）是被修正的。因此 et 的表達式如下：D（et）=*D(ET(1)) DW= （） () 即 EG=， LNY 時間序列與國內(nèi)生產(chǎn)總值 X 時間序列間是否存在協(xié)整關(guān)系由于 EG=，查協(xié)整檢驗的 EGH 或 AFG 臨界值表（根據(jù)N=2,a=，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，或者說兩變量存在長期的協(xié)整關(guān)系。5 / 11表 6 二階差分{▽logx}的單位根檢驗tStatistic Prob.*Augmented DickeyFuller test statistic Test critic
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