張 斌

(1.武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072;2.新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆烏魯木齊830012)

中央和地方財(cái)政支出的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)分析
——基于協(xié)整檢驗(yàn)和向量誤差修正模型

張 斌

(1.武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北武漢430072;2.新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，新疆烏魯木齊830012)

運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)分析、協(xié)整檢驗(yàn)分析和向量誤差修正模型，分析了我國(guó)中央財(cái)政支出和地方財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效應(yīng)，得出了結(jié)論：長(zhǎng)期內(nèi)中央財(cái)政支出提升了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)，而地方財(cái)政支出則降低了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù);短期內(nèi)中央和地方財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整具有滯后效應(yīng);誤差修正項(xiàng)起到了反向調(diào)整作用，但調(diào)整力度比較弱。

財(cái)政支出;產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu);協(xié)整檢驗(yàn);向量誤差;修正模型

一、引言

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是國(guó)民經(jīng)結(jié)構(gòu)的重要體現(xiàn)，它的發(fā)展會(huì)影響到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。當(dāng)勞動(dòng)力、資本等生產(chǎn)要素在各產(chǎn)業(yè)部門(mén)之間配置合理時(shí)，就會(huì)促進(jìn)各部門(mén)產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的協(xié)同效應(yīng)增強(qiáng)，進(jìn)而使產(chǎn)出更快的增長(zhǎng);反之，全要素在各產(chǎn)業(yè)部門(mén)的配置出現(xiàn)了扭曲，不但會(huì)影響產(chǎn)業(yè)自身的發(fā)展，而且還會(huì)降低產(chǎn)業(yè)之間的協(xié)同效應(yīng)，致使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)放緩或倒退。因此，要調(diào)整產(chǎn)業(yè)部門(mén)要素配置的扭曲狀況，就需要通過(guò)市場(chǎng)機(jī)制和政府宏觀調(diào)控對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整。在市場(chǎng)機(jī)制作用下，通過(guò)供求均衡機(jī)制來(lái)推動(dòng)資金、技術(shù)、勞動(dòng)力及其他生產(chǎn)要素在國(guó)民經(jīng)濟(jì)各部門(mén)之間流動(dòng)，實(shí)現(xiàn)全要素在各產(chǎn)業(yè)部門(mén)的重新配置，使要素配置的扭曲狀況得到改善，要素生產(chǎn)率不斷提高，產(chǎn)業(yè)間協(xié)同效應(yīng)增強(qiáng)。但由于市場(chǎng)機(jī)制不完善，市場(chǎng)失靈現(xiàn)象的存在，完全依靠“看不見(jiàn)的手”來(lái)調(diào)節(jié)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是無(wú)法實(shí)現(xiàn)最優(yōu)化的。因此，需要“看得見(jiàn)的手”——政府宏觀調(diào)控來(lái)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整來(lái)進(jìn)行調(diào)控，主要以引導(dǎo)為主，發(fā)揮市場(chǎng)和政府的合力來(lái)增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效果。

我國(guó)主要是通過(guò)中央和地方的兩級(jí)政府的財(cái)政支出來(lái)影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整。對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響主要是通過(guò)變動(dòng)中央和地方財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)，改變社會(huì)生產(chǎn)要素在各產(chǎn)業(yè)部門(mén)之間的積累，促進(jìn)要素重新分配，繼而影響不同產(chǎn)業(yè)的發(fā)展以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的相對(duì)替代和變遷，最終實(shí)現(xiàn)國(guó)家整體產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整和升級(jí)。我國(guó)自改革開(kāi)放以來(lái)，通過(guò)不斷的調(diào)整財(cái)政支出規(guī)模和結(jié)構(gòu)來(lái)推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整，其效果如何，為此，本文將采用實(shí)證分析的方法從長(zhǎng)期和短期兩個(gè)角度來(lái)研究我國(guó)財(cái)政支出政策的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效果。

二、變量選擇和數(shù)據(jù)說(shuō)明

根據(jù)研究需要，本文分別選取了中央本級(jí)財(cái)政支出和地方本級(jí)財(cái)政支出作為中央和地方調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)變量，分析其對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效果。對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)變量，本文摒棄一般采用三次產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)值比例來(lái)反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的做法，而是以三次產(chǎn)業(yè)為對(duì)象，通過(guò)生產(chǎn)函數(shù)變形測(cè)算出產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)見(jiàn)表1，以此來(lái)反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的情況。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)越大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之間的協(xié)同效應(yīng)就越強(qiáng)，就越有利于經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，反之則越低。以上數(shù)據(jù)序列樣本區(qū)間為1978-2010年，統(tǒng)計(jì)資料中的數(shù)據(jù)均為現(xiàn)價(jià)，不能直接使用，本文運(yùn)用CPI平減指數(shù)消除了時(shí)間序列數(shù)據(jù)的價(jià)格因素影響，同時(shí)對(duì)三個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)取了自然對(duì)數(shù)，消除了異方差存在的可能性，最終得出模型的時(shí)間序列數(shù)據(jù)為：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變量指標(biāo)(LNCIT)、中央財(cái)政支出變量指標(biāo)(LNCG)、地方財(cái)政支出變量指標(biāo)(LNLG)。

表1 1978年-2010年我國(guó)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)表

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)初步分析

從圖1可以看出，中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)三者總體基本呈現(xiàn)出平穩(wěn)且逐步增長(zhǎng)趨勢(shì)，說(shuō)明，中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)之間可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，這在協(xié)整檢驗(yàn)中將得到驗(yàn)證。下面首先驗(yàn)證時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。

圖1 中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的分布趨勢(shì)

(二)單位根檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的時(shí)間序列數(shù)據(jù)一般情況下被認(rèn)為是不平穩(wěn)的序列，不能直接用做模型的檢驗(yàn)估計(jì)。因此本文通過(guò)使用ADF檢驗(yàn)法來(lái)檢驗(yàn)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。它的原理是通過(guò)ADF檢驗(yàn)來(lái)判定時(shí)間數(shù)據(jù)序列是否有單位根存在，因?yàn)榇嬖趩挝桓褪欠瞧椒€(wěn)時(shí)間序列了，單位根就是指單位根過(guò)程，可以證明時(shí)間序列中存在單位根過(guò)程就不平穩(wěn)，所建模型不穩(wěn)定。對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列處理的辦法一般是通過(guò)差分的形式消除單位根將其轉(zhuǎn)換成平穩(wěn)時(shí)間序列。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)(LNCIT)、中央財(cái)政支出(LNCG)、地方財(cái)政支出(LNLG)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表2 各指標(biāo)序列及一階差分序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表2檢驗(yàn)結(jié)果表明，在5%顯著水平下，原數(shù)據(jù)序列LNCIT、LNCG、LNLG是非平穩(wěn)序列，但原數(shù)據(jù)序列的一階差分序列是平穩(wěn)的，即都是一階單整序列，記作I(1)。

(三)格蘭杰因果檢驗(yàn)分析

由單位根檢驗(yàn)得知，LNCIT、LNCG、LNLG是非平穩(wěn)序列，但DLNCIT、DLNCG、DLNLG是平穩(wěn)的，因此可以通過(guò)對(duì)原數(shù)據(jù)序列的差分序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)來(lái)考察中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)之間是否存在因果關(guān)系。Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個(gè)變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱(chēng)它們具有Granger因果關(guān)系。Granger因果檢驗(yàn)的任何一種檢驗(yàn)結(jié)果都和滯后長(zhǎng)度的選擇有關(guān)。本文分別選取了滯后長(zhǎng)度為1和4，進(jìn)行了格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可以看出，在10%顯著水平下，滯后期長(zhǎng)度等于1的情況下，中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)之間不存在因果關(guān)系，即短期內(nèi)，中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動(dòng)沒(méi)有影響。滯后二、三期的情況與滯后一期的情況一樣。在滯后期長(zhǎng)度等于4的情況下，中央財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)之間產(chǎn)生了單向的因果關(guān)系，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動(dòng)是引起中央財(cái)政支出變化的原因，而中央財(cái)政支出不是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動(dòng)的原因;地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)之間產(chǎn)生了雙向因果關(guān)系，即地方財(cái)政支出是引起產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動(dòng)的原因，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的變動(dòng)也是引起地方財(cái)政支出變化的原因。Granger因果檢驗(yàn)說(shuō)明了中央財(cái)政支出和地方財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響存在滯后性，而且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整更多的依賴(lài)于地方財(cái)政支出。

(四)協(xié)整檢驗(yàn)分析

協(xié)整檢驗(yàn)主要是來(lái)驗(yàn)證兩個(gè)或兩個(gè)以上的具有同階的非平穩(wěn)時(shí)間序列經(jīng)過(guò)某種線(xiàn)性組合能否得到一個(gè)平穩(wěn)的時(shí)間序列，如果能得到，就表明這兩個(gè)或兩個(gè)以上的非平穩(wěn)時(shí)間序列存在著協(xié)整關(guān)系，也就是經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。單位根檢驗(yàn)驗(yàn)證了中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)都是一階單整序列。它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系，需要通過(guò)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)確定。

本文使用約翰森(JJ)協(xié)整檢驗(yàn)方法，通過(guò)建立VAR模型，然后檢驗(yàn)該模型的回歸系數(shù)，最終判斷中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)之間的協(xié)整關(guān)系。本文根據(jù)數(shù)據(jù)規(guī)模把最大滯后期確定為4，對(duì)不同滯后期統(tǒng)計(jì)得出AIC和SC值，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)階數(shù)為1。接著構(gòu)建滯后1階的VAR模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)并建立向量誤差修正模型。這里本文選擇的是協(xié)整均衡項(xiàng)含有截距項(xiàng)，沒(méi)有趨勢(shì)項(xiàng)的模型形式，運(yùn)用eviews6.0軟件得出跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值及協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果如下：

表4 約翰森協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)，在5%顯著水平下跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都拒絕了不存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，但有無(wú)法拒絕最多存在一個(gè)和兩個(gè)協(xié)整關(guān)系的假設(shè)。檢驗(yàn)結(jié)果表明中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)這3個(gè)系統(tǒng)內(nèi)至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系。系統(tǒng)自動(dòng)輸出中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)之間的協(xié)整關(guān)系估計(jì)系數(shù)，于是可得協(xié)整方程如下：其中()內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤差，［］內(nèi)是T統(tǒng)計(jì)量。

為了驗(yàn)證該協(xié)整方程的穩(wěn)定性，本文對(duì)該模型的殘差序列進(jìn)行了單位根檢驗(yàn)，結(jié)果顯示不存在單位根，因此，所建立的方程(1)是穩(wěn)定的，能夠?qū)?jīng)濟(jì)現(xiàn)象作出解釋。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)和協(xié)整方程可以看出，中央財(cái)政支出、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從方程系數(shù)來(lái)看，中央財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整有正向影響，即增加中央財(cái)政支出有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的增大。而地方財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整卻有負(fù)向影響，即地方財(cái)政支出增長(zhǎng)不但沒(méi)有提高反而降低了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)。原因可能是改革開(kāi)過(guò)程中，“放權(quán)讓利”、“財(cái)政包干”和分稅制的實(shí)施，讓地方政府的獨(dú)立利益逐步強(qiáng)化，以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和財(cái)政收入為主要考核指標(biāo)的地方政府干部考核機(jī)制的利益驅(qū)動(dòng)，使得地方政府在有限的任期內(nèi)，通過(guò)快速提升本地區(qū)經(jīng)濟(jì)規(guī)模的投資項(xiàng)目，來(lái)顯示在任期內(nèi)的政績(jī)。因此，會(huì)導(dǎo)致地方政府的投資的沖動(dòng)性。這種沖動(dòng)性投資帶來(lái)的后果必然是資源的低效率使用或大量浪費(fèi)，嚴(yán)重的環(huán)境污染，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的扭曲，最終帶來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不可持續(xù)。

(五)向量誤差修正模型

向量誤差修正模型(VEC)是一個(gè)有約束的VAR模型，并在解釋變量中含有協(xié)整約束，因此它適用于已知有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列。當(dāng)有一個(gè)大范圍的短期動(dòng)態(tài)波動(dòng)時(shí)，VEC表達(dá)式會(huì)限制內(nèi)生變量的長(zhǎng)期行為收斂于它們的協(xié)整關(guān)系。因?yàn)橐幌盗械牟糠侄唐谡{(diào)整可以修正長(zhǎng)期均衡的偏離，所以協(xié)整項(xiàng)被稱(chēng)為誤差修正項(xiàng)。

在上述協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，以上述協(xié)整方程得出的誤差修正項(xiàng)和LNCIT、LNCG、LNLG三個(gè)序列共同得到一階向量自回歸誤差修正模型，方程如下：其中()內(nèi)是標(biāo)準(zhǔn)誤差，［］內(nèi)是T統(tǒng)計(jì)量

通過(guò)向量誤差修正模型可以看出：1、短期內(nèi)，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)本身而言，它的滯后一階的系數(shù)為正，而協(xié)整方程的誤差修正項(xiàng)為負(fù)數(shù)，說(shuō)明誤差修正項(xiàng)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)具有反向修整機(jī)制，即當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動(dòng)偏離均衡水平過(guò)大時(shí)，誤差修正機(jī)制將降低其偏離程度，使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動(dòng)收斂于長(zhǎng)期均衡水平上。2、中央財(cái)政支出和地方財(cái)政支出短期內(nèi)對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動(dòng)具有正向的促進(jìn)作用，效果上中央財(cái)政支出比地方財(cái)政支出明顯些。中央財(cái)政支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)就增加0.0356%，而地方財(cái)政支出每增加1個(gè)百分點(diǎn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)僅增加0.0258%。3、模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)為-0.0983，負(fù)號(hào)表明誤差修正項(xiàng)具有反向修整機(jī)制，但從系數(shù)來(lái)看，長(zhǎng)期均衡的調(diào)整速度僅為9.83%，調(diào)整速度慢，說(shuō)明長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期波動(dòng)的調(diào)整力度比較弱。

四、結(jié)論及政策建議

本文運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)、協(xié)整分析和向量誤差修正模型對(duì)中央和地方財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整的效應(yīng)進(jìn)行了分析，得出如下結(jié)論：第一，長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，中央財(cái)政支出能夠促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的提升，而地方財(cái)政支出則會(huì)抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的提高;第二，短期來(lái)說(shuō)，中央和地方財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)的變動(dòng)影響具有滯后效應(yīng)，影響效應(yīng)在四年后才開(kāi)始顯現(xiàn)。第三，誤差修正項(xiàng)能夠使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)變動(dòng)收斂于長(zhǎng)期均衡的水平上，但調(diào)整速度比較慢，說(shuō)明他對(duì)短期波動(dòng)的調(diào)整力度不強(qiáng)。

根據(jù)以上分析，筆者提出如下建議：第一，進(jìn)一步完善市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系統(tǒng)的自我調(diào)節(jié)機(jī)制，通過(guò)完善的市場(chǎng)機(jī)制縮短中央和地方財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響的滯后期;第二，規(guī)范地方政府的財(cái)政支出行為，強(qiáng)化地方財(cái)政支出預(yù)算的約束，加大地方財(cái)政支出預(yù)算執(zhí)行情況的審查和監(jiān)督力度，加強(qiáng)地方政府財(cái)政支出績(jī)效考核，建立并嚴(yán)格執(zhí)行地方政府財(cái)政支出績(jī)效考核責(zé)任追究制度;第三，進(jìn)一步推進(jìn)財(cái)政體制改革，完善財(cái)政投融資體制，改革地方政府官員政績(jī)考核的機(jī)制，建立中央和地方宏觀調(diào)控的協(xié)調(diào)機(jī)制，弱化地方政府的利益驅(qū)動(dòng)因素。

［1］趙今朝，龔唯平.產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論分析的新思路［J］.學(xué)術(shù)研究，2009(7).

［2］張宏霞.地方政府投資的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)研究［J］.經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2010(3).

［3］姚金武.改革財(cái)政體制促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整［J］.宏觀經(jīng)濟(jì)管理，2010(6).

［4］郭曄，賴(lài)章福.貨幣政策與財(cái)政政策的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整效應(yīng)比較［J］.經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2010(5).

［5］高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模 -Eviews應(yīng)用及實(shí)例［M］.北京：清華大學(xué)出版社，2009(5).

F224.0

A

1672-1047(2011)06-0077-04

10.3969/j.issn.1672-1047.2011.06.19

2011-11-17

張 斌，男，江蘇邳州人，武漢大學(xué)博士研究生，新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)講師。研究方向：財(cái)稅經(jīng)濟(jì)學(xué)。

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