计量经济管理学及财务知识课程案例分析

课程代码：081307学时/学分：48/3成绩：北航研究生精品课程建设计量经济学课程案例分析案例主题：【终稿】我国文教支出的影响因素分析任课老师：韩立岩教授组长：车瑜（SY0908340）组员：郭孟（SY0908341）孙宁（SY0908344）吴迪（SY0900345）我国文教支出的影响因素分析组员:车瑜孙宁吴迪郭孟目录一、主要影响因素的确定 GDP财政支出文教支出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分别绘制财政支出、GDP以及文教支出的走势图：三、建立模型1、建立多重线性模型：设wj、gdp、czzc分别为每年的文教支出、国内生产总值和财政支出的额度。令，，以及。2、描述性统计首先对变量做描述性统计，初步看看变量的走势和变量间的关系。图1是对变量的描述性统计，我们可以看到：除了在1959-1962年之间三个变量有较大波动外，其他年份基本平稳；从图中也可以看出变量的走势基本保持一致。图1描述性统计四、模型的初步拟合、检验和修正首先，使用普通最小二乘法拟合模型，得到初步拟合结果见图1，从图1中我们得到以下信息：拟合优度不高。为0.476823，调整的为0.456305，拟合优度不高。尽管如此，在经济学中我们仍然可以认为模型的拟合效果较好。从各变量t检验的p值看：解释变量和常数项都有较大的t值和较小的p值，变量dczzc和常数项的置信度为99%，变量dgdp的显著性在*水平（小于10%）。两个解释对被解释变量的作用方向是正向的，符合人们对这种经济问题的认识。在90%的置信度下，接受解释变量和常数项的显著性假设。方程线性显著。从F检验的结果看，F统计量很大，对应p值几乎为零，在99%的置信度下通过方程线性关系成立的假设。无法初步判断是否存在序列相关性。从DW=1.542491的检验结果看，无法判断是否存在序列相关性。表1用最小二乘法估计模型然后，分别就三种假设违背进行计量经济学检验：首先看是否存在多从共线性。从上文中我们发现方程有较高的拟合优度、所有解释变量的t检验显著，我们暂时认为存在多从共线性的可能性不大。用相关系数法检验的结果见图2，结果表明解释变量之间不存在较高的相关性。所以综合上面的分析，我们认为应该同时引入两个解释变量，原模型不存在多从共线性。图2相关系数矩阵然后，对模型进行残差项的序列相关检验，对残差的Q检验见图3，从结果看残差不存在明显的自相关性。为进一步求证，在对残差作拉格朗日乘数检验，结果见图4，统计量5.796339，p值0.055124，p值较小，应该否定原假设，认为存在序列相关性。图3原模型Q检验图4原模型LM检验下面我们对原模型进行修正，以消除序列相关性。我们根据差分法的思想，引入自变量的一阶滞后项，模型如下：对模型使用最小二乘法做回归，得到回归结果见图5.我们可以看到，拟合优度比原模型高，说明新模型拟合效果更好。各变量的t检验也基本认为可以通过。图5新模型最小二乘法回归检验新模型的残差是否存在序列相关性。图6和图7分别是新模型残差的Q检验和LM检验，从这两个图中看出，我们不能否定“不存在序列相关”的原假设，认为新模型不存在序列相关。图6新模型的Q检验图7新模型的LM检验图8新模型异方差检验检验新模型是否存在异方差问题。图8是对新模型的怀特检验。统计量为10.28409，p值为0.245650.我们不能否定原假设，我们认为不存在异方差问题。新模型的经济意义为：文教支出的增长率不仅受到当年的GDP增长率、财政支出增长率的影响，还会受到上一年的GDP增长率、财政支出增长率的影响。五、模型进一步完善（WLS）我们可以使用加权最小二乘法消除原模型的异方差问题，从而修正原模型。如图9，比较WLS和OLS的回归效果，WLS回归效果要比最小二乘法效果好。WLS回归中，拟合优度几乎等于1，t检验检验也一致通过，DW=1.98>1.55（OLS回归中的DW值），几乎等于2，消除序列相关性。图9原模型的加权最小二乘回归进一步检验序列相关和异方差问题。图10和图11分别做Q检验和LM检验，发现消除了序列相关。图12做异方差检验，发现也不存在异方差问题。WLS方法的回归效果优于OLS。图10修正模型的Q检验图11修正模型的LM检验图12修正模型的怀特检验经济意义：文教支出的增长率受GDP增长率和财政支出增长率的影响。这两个因素对文教支出增长率的作用都是正向的。也就是说，随着GDP增长加速和财政支出增长加速，文教支出的增长也将加速。六、用工具变量法和哑变量法估计原模型（一）工具变量法对于原模型，我们以原来的解释变量，及DGDPt-1和DCZZCt-1作为工具变量，看模型的估计能否得到改善。回归结果如图13.图13原模型的工具变量法估计结果我们发现，与普通最小二乘法估计结果相比，工具变量法的回归结果并没有很好的改善。（二）哑变量法考虑到恢复高考制度前后，文教支出可能有明显的变化，所以用加入哑变量（dum）的方法，把数据分为两种类型来研究。以1978年为界限，之后哑变量的数值为1，之前哑变量的数值为0.经过分析，用加法模型回归效果较为显著。模型为：DWJ=C(1)*DGDP+C(2)*DCZZC+C(3)*DUM。哑变量加法模型的回归结果如下图14所示。图14哑变量加法模型加入哑变量后，回归结果与原模型的普通最小二乘法回归结果相比，解释变量DGDP的解释作用更为显著，但是在其他方面，哑变量加法模型的回归结果并没有很大的改善。所以，综合上述分析，加权最小二乘法是最优的回归结果。七、有关ARIMA模型的推导首先我们观察文教支出（wj）的自相关函数与偏相关函数。图15文教支出的Q检验显然文教支出(wj)的自相关函数带有拖尾性质，而偏相关函数具有截尾性质，我们可以断定该支出是非平稳序列，显然P这里等于2或3，为此，我们对A（P）模型进行一阶差分,另外从实证来看，方程系数的T检验除了常数外，其他效果良好，因此我们考虑放弃常数，得到新方程：图16文教支出一阶差分b此时，我们观察该方程的残差，发现其还比较平稳，见下图：图17残差序列Q检验此时，我们发现无论是T检验值还是R2值，都较之前有了较大的改进。再观察此时的残差，我们发现了文教支出良好的平稳性质。我们再检验一下的自相关序列性质：图18文教支出一阶差分后Q检验图显然我们发现这里取q=1或者2比较合适，即MA（1）和MA（2）过程。综上，我们建立关于文教支出的APIMA模型，并进一步比较得到：图19arima模型a(p=1，q=1)观察以上，发现赤池准则值为11.40231；而施瓦茨准则值为11.47666。为了进一步便于比较，我们假设p=1，q=2和p=2，q=1；以及p=2，q=2。分别得到以下三个图：图20arima模型b(p=1，q=2)\图21arima模型c(p=2，q=1)图22arima模型d(p=2，q=2)表2四个模型的数值比较显然p=2的情况无论是R平方值要小于p=1的情形，同时AIC与SC值都明显要比p=1的情况来得要小，而当p=3时，AIC和SC的值要比p=2大，综上来看（p=2q=2）是最优情形：分别检验p=2和q=2时的残差，得到：图23arima（2，1，2）残差即由ARIMA(2,1,2).另外，通过LM检验，我们发现残差的自相关性也见底了不少，因此，我们便得到了一个关于文教支出（Wj）的ARIMA模型。八、变量协整关系检验为了检验变量之间的协整关系，首先对变量进行单位根检验，我们选取的方法是ADF检验，先以GDP为例，使用E-VIEWS软件操作得到结果如表3、4、5所示：表3：level条件下gdp单位根检验：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条件下gdp单位根检验：t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic

1.076769

0.9999Testcriticalvalues:1%level-4.1408585%level-3.49696010%level-3.177579

表5:2differences条件下gdp单位根检验：t-Statistic

Prob.*AugmentedDickey-Fullerteststatistic-5.160928

0.0005Testcriticalvalues:1%level-4.1445845%level-3.49869210%level-3.178578如结果所示，对GDP的一阶滞后项及二阶滞后项做ADF检验，在Level及1difference的情况下，ADF的值均大于1%、5%及10%显著性水平下的临界值，故不能拒绝被检验的序列非平稳的零假设，而2differences时满足条件，拒绝原假设。由此，我们考虑对GDP取一阶差分作为研究对象，其余两个变量同理可证，均取差分。取差分后得到结果如下：表6：变量单位根检验变量ADF值10%临界值5%临界值1%临界值结论d_gdp(level)

2.063236-3.186854-3.513075-4.175640接受H0，不平稳d_gdp(1dif)-4.166188-3.186854-3.513075-4.175640接受H0，不平稳d_gdp(2dif)-4.700636-3.192902-3.523623-4.198503拒绝H1，平稳d_wj(level)

5.020873-3.184230-3.508508-4.165756接受H0，不平稳d_wj(1dif)

4.009789-3.186854-3.513075-4.175640接受H0，不平稳d_wj(2dif)-2.622891-3.192902-3.523623-4.198503接受H0，不平稳d_czzc(level)7.267612-3.181826-3.504330-4.156734接受H0，不平稳d_czzc(1dif)2.141501-3.186854-3.513075-4.175640接受H0，不平稳d_czzc(2dif)-5.772711-3.186854-3.513075-4.175640拒绝H1，平稳可见，d_gdp（国内生产总值）与d_czzc（财政支出）都是二阶差分平稳变量，而d_wj（文教支出）的二阶差分仍然未平稳，但结果接近。为了完成课程设计进行下面的协整检验，我们姑且认为其通过检验，也是二阶差分平稳变量，即d_gdp（国内生产总值）、d_czzc（财政支出）和d_wj（文教支出）同为I（2）过程，即我们可以认定gdp（国内生产总值）、wj（文教支出）和czzc（财政支出）同为I（3）过程，即其单整阶数相同，因此可以进行协整检验。首先，我们选用E-G两步法，对gdp（国内生产总值）与wj（文教支出）进行协整检验。建立含常数项的协整回归模型：得到如下结果：表7：gdp与wj协整回归结果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求出其残差序列，并对其进行ADF检验，检验采用含常数项的10阶之后的ADF模型建立如下：零假设为，结果如下表所示：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可见，拒绝零假设。残差序列平稳。这意味着序列gdp与wj存在协整关系。也就是说国内生产总值增量与财政支出的增量间存在长期均衡关系。国内生产总值的提高必然会带来税收等增加，从而文教支出也会随之增长。然后，我们选用E-G两步法，对czzc（财政支出）与wj（文教支出）进行协整检验。建立含常数项的协整回归模型：得到如下结果：表8：czzc与wj协整回归结果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

求出其残差序列，并对其进行ADF检验，检验采用含常数项的10阶之后的ADF模型建立如下：零假设为，结果如下表所示：表9：d_gdp与d_wj协整残差序列的单位根检验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

可见，无法拒绝零假设。残差序列非平稳。这意味着序列czzc与wj不存在协整关系。也就是说财政支出与文教支出的增量间不存在长期均衡关系。最后，我们选用扩展的E-G两步法，对gdp（国内生产总值）、wj（财政支出）以及czzc(文教支出)进行协整检验。建立含常数项的协整回归模型：得到如下结果：表10：d_gdp与d_wj以及d_czzc协整回归结果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

求出其残差序列，并对其进行ADF检验，检验采用含常数项的10阶之后的ADF模型建立如下：零假设为，结果如下表所示：表11：d_gdp与d_wj以及d_czzc协整残差序列的单位根检验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

可见，拒绝零假设。残差序列平稳。这意味着序列gdp与wj以及czzc存在协整关系。也就是说国内生产总值与文教支出的增量以及财政支出增量间存在长期均衡关系。因为财政支出是国内生产总值的重要组成部分，而文教支出在财政支出中也占着很大的比例，因此必然存在着长期均衡的关系。进一步做误差修正模型如下，结果显示非常良好。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然后为了拓展我们的研究，在不区分解释变量与被解释变量的前提下尝试进行基于VAR模型的Johanson检验。得到结果如下：表12：Johanson检验结果在E-VIEWS中的表达：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根据判别原则，迹统计量和最大特征根值均大于任何显著性水平下的临界值，因此，我们拒绝协整关系个数为0的原假设，即协整向量的个数至少为1，或者说国内生产总值增量、文教支持增量以及财政支出增量三者之间至少存在一个协整关系。我们可以初步推断出文教支出必然会随着国内生产总值的增加而增加。结果与现实经济相吻合。基于以上研究，我们进一步做出三个变量的Granger因果检验结果如下：表13：原变量Granger因果关系检验在E-VIEWS中的表达：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可见，均拒绝了原假设，也就是说这三个变量两两之间都不能互相作为Granger原因，即不能够互相解释。我们对未差分的原变量进行Granger因果检验，结果未改变。九、总结本文主要使用计量经济学的分析方法，分析了我国文教支出的影响因素，得出以下几个结论：我国文教支出增长率受GDP增长率和财政支出增长率的影响。这两个因素对文教支出增长率的作用都是正向的。也就是说，随着GDP增长加速和财政支出增长加速，文教支出的增长也将加速。而且，它们的影响大小基本相等。改革开放前后，我国文教支出有明显的不同。我国文教支出和GDP、财政支出之间存在一个协整关系，即GDP和财政支出对文教支出有长期均衡存在。

工程付款作业指引编制人编制日期审核人签发人修订记录日期修订状态修改内容修改人审核人签发人目的规范工程付款程序，明确付款审批人职责。适用范围海尔地产（集团）有限公司及下属区域公司所有工程项目付款。术语和定义3.1工程项目付款：指项目建安工程费、工程建设其它费的付款，包括合同类和非合同类的付款。3.2合同类付款包括集中采购（含授权采购）和分散采购所形成的合同付款。3.3非合同类的付款一般指政府相关部门的规费及配套费等。4.职责区域公司和涉及集团需要工程付款的部门区域公司和涉及集团需要工程付款的部门根据合同约定和工程进展情况，填写《进度、质量完成情况确认表》。4.1.2负责核实供方是否已按合同约定完成规定的工程量且达到质量要求。4.1.3负责确认按合同约定是否须付款。4.1.4负责根据合同经济条款和预结算审核情况,确认付款金额。4.1.5项目规费或配套费的支付需同时提供政府部门有关文件和规定。4.1.6负责核对并填写付款台帐。4.1.7负责填写付款审批单及汇总相关资料。4.1.8合同最终付款需同时提供《供方履约评估表》的复印件。工程管理中心负责确认区域公司提交的申请中的工程进度和工程质量。成本管理中心4.2.1负责核定区域公司提交的申请中的工程量及应付当期工程款。4.2.2负责核定应付当期工程款。4.2.3负责核对并填写部门付款台帐。4.2.4负责向财务管理中心提供月度付款审批金额汇总表。主管副总裁负责根据合同执行情况，确认是否可以付款。财务管理中心4.5.1负责根据合同经济条款和已付款情况，确认是否须付款及应付金额。4.5.2负责根据合同经济条款和已付款情况，核对成本管理中心核定结果，审批是否须付款及应付金额。4.5.3董事长/总裁批准支付后，办理费用支付。4.5.4负责核对并填写付款台帐。4.5.5负责审核预算外的工程付款董事长/总裁负责根据集团总体情况，确认是否付款。5.工作程序填写付款审批单区域公司和涉及公司需要工程付款的部门经办人会同顾问单位核实已完工程量，确认按合同约定是否须付款，填写付款台帐及付款审批单。区域公司和涉及公司需要工程付款部门的部门负责人复核经办人意见，包括施工进度、质量情况及合同执行情况，签署审批意见。分散采购的合同付款审批按区域公司付款审批制度执行。集中采购（含授权采购）的合同付款审批按下述审批流程执行。5.3.1审批流程（月度资金预算内）5.3.1.1策划设计类的合同付款需集团策划、设计主管部门（投资发展中心、研发设计中心、工程管理中心）审核确认；5.3.1.2成本管理中心核定当期已完工程量并根据合同约定核定当期应付款，签署审批意见；a、100万以内的付款，集团工程管理中心、成本管理中心审核后，区域公司履行付款手续。b、100万以上的付款，集团工程管理中心、成本管理中心审核签署审批意见后提交总裁，总裁根据集团总体情况，签署审批意见后区域公司方可履行支付手续。5.3.2付款审批流程（月度资金预算外）5.3.2.1策划设计类的合同付款由集团策划、设计主管部门（投资发展中心、研发设计中心、工程管理中心）审核确认；5.3.2.2成本管理中心核定当期已完工程量并根据合同约定核定当期应付款，签署审批意见；5.3.2.3财务管理中心经办人根据合同经济条款和已付款情况，签署审批意见，财务管理中心总经理确认；5.3.2.4主管副总裁根据财务总体情况，签署审批意见；5.3.2.5董事长/总裁根据集团总体情况，签署审批意见。5.3.2.6区域公司收到集团审核意见后，方可履行付款手续。5.4成本管理中心每月汇总付款审批金额，整理成表报送财务管理中心。财务管理中心依此表为依据核对月度资金付款额度。5.5非合同类的付款。区域公司需提供政府部门有关文件和规定，报集团成本管理中心审核后方可履行付款手续。a、100万以内的非合同类付款，集团相关部门及工程管理中心、成本管理中心审核后，区域公司履行付款手续b、100万以上的非合同类付款，集团相关部门及工程管理中心、成本管理中心审核后签署审批意见后提交总裁，总裁根据集团总体情况，签署审批意见后区域公司方可履行支付手续。5.6合同除保修金外的最后付款需同时提供《供方履约评估表》的复印件及成本管理中心的确认单。5.7营销费用的付款按照《营销费用管理作业指引》执行。5.8保修金支付按照《工程保修金管理规范》执行。6.支持性文件无7.相关记录及表格7.1《工程付款审批表（一）》7.2《工程付款审批表（二）》7.3《进度、质量完成情况确认表》7.4《工程进度款审核表》项目付款审批表（一）注意事项：提交本表时应同时提供合同审批表及合同相应付款条款的复印件。总包工程付款应提交《工程进度款审核表》和《进度、质量完成情况