我国政府采购市场开放问题研究是个庞大复杂的课题和长期的工程。政府采购开放涉及方方面面不断变化的领域，如GPA等有关政府采购的国际和区域规制、国外政府采购实践、我国国内政府采购制度、财税体制和经济体制改革，且上述规制、做法以及国内情况都在不断发生变化。GPA目前的缔约方主要是发达国家和地区，这些国家和地区的政府采购制度已运行了200多年，而如果以我国《政府采购法》颁布时间为起点计算，我国政府采购制度的建立时间仅仅9年多，还面临着诸如政府采购体制不完善、政府采购法制尚不健全、从事政府采购的专业人员缺乏等许多现实困难，而且我国企业的整体竞争力还比较低，企业管理水平不高，缺乏国际竞争经验，加之对GPA和发达成员的政府采购实践以及GPA对国内制度的影响的了解和研究还很缺乏。因此，国外政府采购市场到底有多大？尤其是与国外同业相比，国内各产业的竞争力怎样？政府采购市场开放对国内制度及经济各方面的影响有多深刻？国内政府采购市场究竟开放到多大程度为宜？这些问题无论是从理论还是实践角度，我国的经验、研究，尤其是实证分析都严重欠缺，一切尚在摸索阶段。上述原因决定了我国对该领域研究的长期性和复杂性以及实践的挑战性。有鉴于此，本书研究的深度和广度也有待于随着我国政府采购实践的不断发展而进一步拓展，并力争渐臻完善和成熟，这也是笔者下一步研究的目标。

此外，因受我国现阶段统计方法和公布的统计资料限制，本书对1978—2010年我国政府购买性支出相关项目对GDP增长贡献进行实证分析时，对数据样本的选取和界定存在局限性，虽然该缺陷并不影响模型结论，但笔者仍会随着我国统计方法的调整和最新统计资料的公布，对模型做后续研究。

资料来源：根据GOVERNMENT PROCUREMENT：THE PLURILATERAL AGREEMENT ON GOVERNMENT PROCUREMENT（GPA）Parties and observers to the GPA.［2011-12-25］．http://www.wto.org/english/tratop_e/gproc_e/overview_e.htm整理而得。

注：*为正在谈判加入的成员。

数据来源：由于1989年以前绝大部分年份的数据均未在《2011年中国统计年鉴》中列明，故本模型1978—1988年GDP、FE、GI及GC数据取自《中国统计年鉴2001》。1989—2010年GDP、FE数据取自《中国统计年鉴2011》。1989—2006年GI、GC数据取自《中国统计年鉴2007》。因2007年财政收支科目实施了较大改革，特别是财政支出项目口径变化很大，2007—2010年GI、GC数据取自《中国统计年鉴2011》。TE数据则根据同年FE及GI、GC数据计算而得。调整方法见本书第10章10.3.2。

数据来源：本例计算结果是根据附录表2提供的相关基础数据，通过使用经济计量分析软件EViews3.1得出。(www.daowen.com)

附录表4：1978—2010年我国政府购买性支出相关项目对GDP增长贡献的时间序列自回归动态分布滞后一期模型Q统计值结果⁽²⁾

数据来源：本例计算结果是根据附录表2提供的相关基础数据，通过使用经济计量分析软件EViews3.1得出。

【注释】

(1)结论部分的阐述按照在本书各章中出现的先后排序。

(2)D-W统计量只能检验一阶自相关，而且要求回归中有常数项，并且回归因子中没有被解释变量的滞后项。虽然它在自相关检验中十分重要且应用广泛，但是仍然是一个有偏检验。因此检验序列相关更一般的方法是计算残差到任一设定滞后期为止的自相关系数和偏自相关系数。Q统计量通过对自相关系数求和来检验序列相关。Q统计量可以用于检验所有自相关系数为零的假设，也就是说该序列为白噪音。在零假设下，Q服从X²分布，由于序列是ARMA估计的残差，自由度等于自相关系数的个数减去估计时自回归和移动平均项的个数。查X²分布表，P（X²＞3.841）=0.05，P（X²＞6.635）=0.01。所以P（3.841＜X²＜6.635）=0.034，可以看出Q服从X²分布。滞后四期以后也服从分布。当滞后期为1时，自相关系数为0.082。因Q统计量随机项自相关系数取值在-1和1之间，越靠近这两个值，自相关性越强，相反越临近0时，自相性越弱。因此，模型的随机误差序列是白噪声序列，可以判定该模型基本不存在自相关。