5 政府財政支出對三大產業增加值的差異性效應的SVAR分析

5.1 數據的選取和處理

本部分選用中國1953年至2011年的年度數據，樣本容量為59；變量的選取為地方財政支出、中央財政支出、第一產業增加值、第二產業增加值以及第三產業增加值五個變量。其中中央和地方的財政支出是指當年的財政決算支出，數據來源于中經網統計數據庫和《新中國60年統計資料匯編》。由于對變量要扣除物價影響得到實際值，才能進行回歸分析，本部分選取的物價指數為消費者物價指數（CPI），以1978年為基期（1978=100）。扣除物價影響后的變量實際值分別記為實際地方財政支出（DF）、實際中央財政支出（ZF）、實際第一產業增加值（Y1）、實際第二產業增加值（Y2）以及實際第三產業增加值（Y3）。為了減弱變量的異方差性，我們對以上五個變量取自然對數，分別記為：LnDF、LnZF、LnY1、LnY2和LnY3。

本部分主要實證分析中央和地方財政支出對三大產業增加值的影響。我們將變量分為三個變量組：第一產業變量組：LnY1、LnDF、LnZF；第二產業變量組：LnY2、LnDF、LnZF；第三產業變量組：LnY3、LnDF、LnZF，并對該三組變量進行協整檢驗和格蘭杰因果檢驗，并分別建立模型。

5.2 各經濟變量的時間序列的平穩性檢驗

當選擇的變量的時間序列的統計規律并不伴隨著時間的逐漸推移而發生改變，這時，所選擇的變量的時間序列是平穩的，但是，當選擇的變量的時間序列的統計規律伴隨著時間的逐漸推移而發生改變時，對它們進行經濟學上的統計回歸分析時會出現“偽回歸”的現象，這對主題的分析將產生誤差，因此，在對變量的時間序列做回歸分析時，應該首先檢驗變量的時間序列是否平穩，可以檢驗變量的時間序列平穩性的方法有PP檢驗、DF檢驗、ADF檢驗，本部分選擇ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller Test）。

在對變量的時間序列平穩性進行檢驗時，如果變量的時間序列的數據圖表現出無規律的上下波動時，那么在回歸分析中應該選擇不包括趨勢項和截距項；如果變量的時間序列的數據圖表現出隨著時間的推移有規律地增加或者減少，但是，這一變化趨勢又不太陡，應該選擇有截距項，沒有趨勢項；如果變量的時間序列的數據圖表現出隨著時間的推移有規律地增加或者減少，并且這一變化趨勢比較陡，那么在做回歸分析時應當選擇包含有趨勢項，并且含有截距項。本部分利用Eviews6.0計量軟件進行ADF檢驗，（C, T, L）符號分別代表常數項、時間趨勢項和滯后階數，例如（0, T, 2）表示沒有常數項、含有時間趨勢項、滯后階數為2，以此類推（見表5-1）。

從表5-1可以看出，五個經濟變量水平值的ADF值都大于其在1%、5%和10%的顯著性水平的臨界值，說明不能拒絕單位根假設。也即這四個變量的水平值序列都是不平穩的時間序列。因此對這五個時間序列進行一階差分之后再進行ADF檢驗，其檢驗結果如下：

經過一階差分之后可以看出，五個變量的ADF值都小于其在1%、5%和10%的顯著性水平的臨界值，則拒絕單位根假設。說明這五個時間序列經過一階差分之后沒有單位根，是平穩的。由此得出結論：實際地方政府支出（DF）增長率、實際中央財政支出（ZF）增長率以及三大產業的實際增加值（Y1、Y2、Y3）的增長率都是一階單整序列，即都是I（1）序列。這樣，我們就可以利用一階差分的序列進行回歸分析，這樣就不會出現所謂的虛假回歸問題（見表5-2）。

5.3 協整檢驗

協整檢驗主要用于檢驗變量之間是否具有協整關系，也即對該模型中的因變量和自變量是否具有研究的價值進行檢驗。本部分根據數據特征采用Johansen檢驗法，通過觀察檢驗結果中的p值在10%的置信區間是否小于0.1，若小于0.1則說明二者間存在協整關系，具有繼續研究的意義和價值。本部分使用Johansen檢驗，檢驗結果見表5-3。

通過表5-3，我們可以得出這樣的結論：在1%和5%的顯著性水平下，第一產業變量組的跡統計量和最大特征值分別拒絕了原假設——無協整（P值為0.0005）和至多1個協整（P值為0.002），說明第一產業變量組的三個變量至少存在兩組協整向量，即第一產業變量組的三個變量存在協整關系。第二產業變量組的協整檢驗結果表明，跡統計量和最大特征值在5%的水平下拒絕無協整的原假設，即在5%的顯著性水平下，第二產業變量組至少存在一組協整向量，即第二產業變量組的三個變量存在協整關系。第三產業變量組在1%和5%的顯著性水平下，變量組的跡統計量和最大特征值分別拒絕了原假設——無協整（P值為0.0009）和至多1個協整（P值為0.0092），說明第三產業變量組的三個變量至少存在兩組協整向量，即第三產業變量組的三個變量存在協整關系。

從以上檢驗結果可以看出，第一、二、三產業變量組的三個變量都存在協整關系，說明變量組內的三個變量之間都存在著長期穩定的關系，因而，進一步對變量進行回歸分析也就是有意義的。

5.4 格蘭杰（Granger）因果關系檢驗

美國的計量經濟學家格蘭杰（Granger）在1969—1980年間提出了格蘭杰（Granger）因果關系，通過該檢驗方法可以對變量在經濟系統中是否存在因果關系進行驗證，即格蘭杰（Granger）因果關系檢驗解決了自變量X能否引起Y變化的問題，主要是檢驗因變量Y會在多么大的程度上被X解釋，以及通過加入X的滯后值，觀察自變量X對因變量Y的解釋程度或者自變量X的變化對因變量Y變化的影響貢獻度是否有所提高。因此，當自變量X對因變量Y的貢獻程度很高或者兩者的相關系數在統計上具有明顯的顯著關系時，我們就可以說X格蘭杰（Granger）引起Y。本部分格蘭杰因果檢驗的結果的重要性在于為研究地方和中央財政支出影響第一、二、三產業增加值變化提供數據支持。本部分對第一、二、三產業變量組的三個變量的格蘭杰因果關系檢驗結果見表5-4。

從表5-4的結果中可以看到：在第一產業變量組中，實際地方財政支出和實際中央財政出在5%的顯著性水平下拒絕原假設，說明實際地方財政支出和實際中央財政支出在格蘭杰意義下影響第一產業實際增加值，并且兩者的聯合檢驗也在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

在第二產業變量組中，地方財政支出不能拒絕原假設，說明實際地方財政支出在格蘭杰意義下對第二產業實際增加值的影響較弱，而實際中央財政支出在5%的顯著性水平下拒絕原假設，說明實際中央財政支出在格蘭杰意義下影響第二產業實際增加值，同時兩者的聯合檢驗也在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

在第三產業變量組中，實際中央財政支出不能拒絕原假設，說明實際地方財政支出在格蘭杰意義下對第三產業實際增加值的影響較弱，而實際地方財政出在1%的顯著性水平下拒絕原假設，說明實際地方財政支出在格蘭杰意義下影響第三產業實際增加值，同時兩者的聯合檢驗也在5%的顯著性水平下拒絕原假設。

5.5 SVAR模型內生變量的選擇及其識別條件

SVAR模型經過多年的發展已經被各經濟類研究學者所采用，并作為非常有影響力、科學性較強的工具之一，當運用到財政支出上時其回歸估計的結果更具有實際意義，且使得分析的問題更加全面和深入，對之后的經濟研究具有較強的指導意義。本部分對五個變量分成三組，并將建立三個SVAR模型的內生變量分別為：[LnY1, LnDF, LnZF]、 [LnY2, LnDF, LnZF]、 [LnY3, LnDF, LnZF]; VAR模型穩定的充分必要條件是所有特征根模的倒數小于1，即位于單位圓內。但是，通過對上述VAR模型的檢測，發現其所有特征根模的倒數并不都小于1，從而會導致建立的SVAR模型不穩定，因此，不能將LnDF、LnZF、LnY1、LnY2和LnY3作為內生變量使用。由于每個變量的一階差分是平穩數列，其之間必然存在協整關系，因此本部分將變量的一階差分作為內生變量，三個SVAR模型的內生變量分別為：[DLnY1, DLnDF, DLnZF]、[DLnY2, DLnDF, DLnZF]、[DLnY3, DLnDF, DLnZF]。對模型進行平穩性檢驗，得到VAR模型的所有特征根模的倒數都小于1，位于單位圓內，表明該SVAR模型的結構是穩定的。

現在來討論本部分SVAR模型的識別條件。對于AB型SVAR模型類型，由于模型中的內生變量數量較多，因此相應也要施加多個因素方能滿足SVAR的識別條件，然后做進一步研究。本部分選擇的矩陣A為對角線為1的矩陣，B矩陣為單位矩陣，相當于施加了k2+k=12個約束條件，滿足了條件，此外，我們假定中央財政支出和地方政府財政支出在當期沒有關系，即a23=0, a32=0。在我們選用AB型SVAR（Aet=But, ut為結構式隨機擾動項，et為簡約式隨機擾動項，B為單位矩陣）基礎上，本部分的SVAR模型可以建立為：

其中u1t, u2t, u3t, udf-t和uzf-t分別表示作用在DLnY1, DLnY2, DLnY3, DLnDF和DLnZF上的結構式沖擊，簡化式擾動項et是結構式擾動項ut的線性組合，因此代表一種符合沖擊。在滿足可識別的條件下，可以估計到AB型SVAR模型的所用參數值：

5.6 脈沖響應分析

脈沖響應函數（impulse response function, IRF）是描述SVAR模型中的一個內生變量的沖擊給其他變量所帶來的影響，基于上述AB型SVAR模型，可以得到中央和地方政府財政支出對第一、二、三產業增加值的脈沖響應函數。由于本部分的變量都取其的自然對數的差分作為內生變量，因此，系數代表了彈性。

5.6.1 第一產業實際增加值對中央和地方政府財政支出的脈沖響應

從圖5-1可以看出，在第一產業實際增加值受到來自地方財政支出的沖擊后，在前10期具有較大幅度的波動，從第11期后，開始逐漸減弱，在0附近微幅波動，具體表現為給地方政府財政支出一個正的沖擊后，在第1期對第一產業實際增加值有正的影響，然后在第2期變為最大的負影響，在第4期變為最大正影響，此后，影響強度逐漸減弱。反映在數值上是：當地方政府財政支出的增長率上升1%時，第一產業實際增加值的增長率在第1期會上升到0.02%，在第2期下降0.038%，經過第3期的上升階段，在第4期上升到最大值0.09%，然后逐漸減弱，在20期以后基本上趨于0。

從圖5-2可以看出，在第一產業實際增加值受到來自中央財政支出的沖擊后，在前6期具有較大幅度的波動，從第7期后，開始逐漸減弱，沖擊效果基本上變為0，具體表現為給中央財政支出一個正的沖擊后，在第1期對第一產業實際增加值有最大負影響，然后經過第2、3期，在第4期變為最大正影響，從第4期以后，沖擊效果逐漸減弱，從第10期以后，第一產業實際增加值對于來自中央財政支出的沖擊作用基本為0。反映在數值上是：當中央財政支出的增長率上升1%時，第一產業實際增加值的增長率在第1期會下降到最低值0.059%，經過第2、3期的上升階段，在第4期上升到最大值0.013%，然后逐漸減弱，在10期以后基本上趨于0。

從圖5-3可以看出，第一產業實際增加值對于來自地方政府財政支出沖擊后的累積效應在前4期的波動幅度較大，在第2期達到最小值-0.018%，在第4期達到最大值0.1108%，從第4期后波動幅度逐漸減小，第12期以后逐漸穩定，長期累積效應為正，穩定在0.105%上下，即當地方財政支出的增長率上升1%時，第一產業實際增加值的增長率累積效應最小為-0.018%，最大為0.1108%，長期將維持在0.105%，長期累積效應為正。

從圖5-4可以看出，第一產業實際增加值對于來自中央財政支出沖擊后的累積效應在前8期的波動幅度較大，在第1期約為-0.06%，在第2期達到最小值-0.0699%，在第5期達到最大值-0.042%，經過小幅波動后，穩定在-0.048%上下，長期積累效應為負，即當中央財政支出的增長率上升1%時，第一產業實際增加值的增長率累積效應最小為-0.06%，最大為-0.042%，長期將維持在-0.048%，長期累積效應為負。

5.6.2 第一產業實際增加值對中央和地方支出的脈沖響應分析的小結

第一，地方政府財政支出對第一產業的增加值影響較大，并且影響時期較長，長期積累效應為正，即增加地方政府財政支出對第一產業的增加值具有促進作用。地方政府的財政支出對我國的第一產業產生了擠入效應，并且該效應還比較明顯。這說明我國的第一產業的發展對地方政府財政支出具有較大的正反應，在發展第一產業時，應特別關注地方政府財政的投入，如何保持和完善這種較強的擠入效應，對于促進第一產業的健康和快速發展至關重要。從實證結果可以看出，我國地方政府對第一產業的財政支出結構比較合理，我國應該在保持這種擠入效應的同時，繼續完善和推廣這種投資結構模式。

第二，中央財政支出對第一產業的增加值影響較小，并且影響時期較短，雖然在短期內具有正向的促進作用，但是長期積累效應為負，即增加中央財政支出對第一產業的增加值具有負作用。通過實證結果可以得出，中央政府的財政支出為第一產業帶來的經濟效應與地方政府財政支出為第一產業帶來的經濟效應區別較大，前者產生了擠出效應，而后者產生了明顯的擠入效應。說明我國的中央財政支出在對第一產業的投入上相對地方政府對第一產業的投入還存在著問題。雖然中央的財政決算支出在近幾年當中明顯低于地方政府的決算支出，但前者帶來的經濟效應基本上是負的，因此，我們不僅要關注財政支出規模，更要認真分析財政支出的結構是否更加合理。對于第一產業中的中央財政支出，不僅要適度地調整支出規模，而且要注意其支出結構的合理性，要切實用好用對中央對第一產業的財政支持，切實將資金用到最需要的地方，促進第一產業的發展。

5.6.3 第二產業實際增加值對中央和地方政府財政支出的脈沖響應

從圖5-5可以看出，在第二產業實際增加值受到來自地方政府財政支出的沖擊后，在前12期具有較大幅度的波動，從第13期后，開始逐漸減弱，20期以后基本在0附近微幅波動，具體表現為給地方政府財政支出一個正的沖擊后，在第4、6期分別達到最大負影響和最大正影響，且影響的程度也隨之改變。反映在數值上是：當地方政府財政支出的增長率上升1%時，第二產業實際增加值的增長率在第1期會上升0.027%，在第4期下降0.0577%，經過第5期的上升階段，在第6期上升到最大值0.124%，然后逐漸減弱，在20期以后基本上趨于0。

從圖5-6可以看出，第二產業實際增加值對于來自中央財政支出的沖擊后，在前15期具有較大幅度的波動，從第15期后，開始逐漸減弱，25期以后基本在0附近微幅波動，具體表現為給中央財政支出一個正的沖擊后，在第1期對第一產業實際增加值有最大負影響的，然后影響程度逐漸減弱，第3期以后有逐漸增強，在第5期變為最大正影響，此后，影響強度逐漸減弱。反映在數值上是：當中央財政支出的增長率上升1%時，第二產業實際增加值的增長率在第1期會下降0.089%，然后逐漸上升，在第5期第二產業實際增加值的增長率上升0.124%，達到最大值，然后逐漸減弱，經過上下波動后，在25期以后基本上趨于0。

從圖5-7可以看出，第二產業實際增加值對于來自地方財政支出沖擊后的累積效應在前15期的波動幅度較大，在第1期達到最小值0.027%，在第6期達到最大值0.266%，從第7期后波動幅度逐漸在小，第15期以后逐漸穩定，長期累積效應為正，穩定在0.185%上下，即當地方財政支出的增長率上升1%時，第二產業實際增加值的增長率累積效應最小為0.027%，最大為0.266%，長期將維持在0.185%，長期累積效應為正。

從圖5-8可以看出，第二產業實際增加值對于來自中央財政支出沖擊后的累積效應在前15期的波動幅度較大，在第1期約為-0.089%，在第3期達到最小值-0.117%，在第6期達到最大值0.016%，經過10期的波動后，基本穩定在-0.038%上下，長期積累效應為負，即當中央財政支出的增長率上升1%時，第二產業實際增加值的增長率累積效應最小為-0.089%，最大為0.016%，長期將維持在-0.038%，長期累積效應為負。

5.6.4 第二產業實際增加值對中央和地方支出的脈沖響應分析的小結

第一，就地方政府的財政支出來看，從影響程度和影響時間上都反映出其對第二產業的增加值起到較強的積極效應。地方政府財政支出對我國的第二產業產生了擠入效應，并且該效應還比較明顯。這說明我國第二產業的發展對地方財政支出具有較大的正反應，在發展第二產業時，應特別關注地方政府財政支出的投入，如何保持和完善這種較強的擠入效應，對于促進第二產業的健康和快速發展至關重要。從實證結果可以看出，我國地方政府對第二產業的財政支出結構比較合理，發揮了地方政府對經濟的調控和輔助職能。

第二，中央財政支出對第二產業的增加值影響較大（基本為負影響），并且影響時期較長，但是長期積累效應為負，即增加中央財政支出對第二產業的增加值具有負作用。通過實證結果，我們可以清晰地看到，中央財政支出為第二產業帶來的經濟效應與地方政府財政支出為第二產業帶來的經濟效應完全不同，前者產生了明顯的擠出效應，而后者產生了明顯的擠入效應。說明我國的中央財政支出在對第二產業的投入上相對地方政府對第二產業的投入對經濟的影響存在內在問題。雖然中央政府的財政決算支出在近幾年當中明顯低于地方政府的決算支出，但前者帶來的經濟效應是負的，因此，我們不僅僅要關注財政支出規模，更要認真分析財政支出的結構是否更加合理，通過實證結果，可以得出，中央政府在對第二產業的投資結構上存在著問題，應該認真研究分析，找出問題的根源并加以解決。由于中央財政支出對第二產業的擠出效應比較明顯，因此，改變這種影響對于優化和調整產業的結構、切實發揮中央的宏觀調控職能至關重要。

5.6.5 第三產業實際增加值對中央和地方政府財政支出的脈沖響應

從圖5-9可以看出，第三產業實際增加值對于來自地方政府財政支出的沖擊后，在前12期具有較大幅度的波動，從第13期后，開始逐漸減弱，20期以后基本在0附近微幅波動；給地方政府財政支出一個正的沖擊后，在第1期對第三產業實際增加值有負的影響，然后轉為正向影響，從第4期開始基本為負影響，在第2期達到最大正影響值0.0615%，在第4期達到最大負影響值-0.1589%，此后，影響強度逐漸減弱，在20期以后，影響基本變為0。反映在數值上是：當地方財政支出的增長率上升1%時，第三產業實際增加值的增長率在第1期會下降0.017%，在第2期上升到最大值0.0615%，在第4期下降到-0.1589%，達到最低值，然后逐漸減弱，在20期以后基本上趨于0。

從圖5-10可以看出，在第三產業實際增加值受到來自中央財政支出的沖擊后，在前10期具有較大幅度的波動，從第10期后，開始逐漸減弱，15期以后基本在0附近微幅波動；給中央財政支出一個正的沖擊后，在第1期對第三產業實際增加值有正向影響，在第2期達到最大值0.074%，第3期以后有逐漸增減弱，在第4期變為最大負影響（達到最低值-0.048%），此后，影響強度逐漸減弱。反映在數值上是：當中央財政支出的增長率上升1%時，第三產業實際增加值的增長率在第1期會上升0.057%，在第2期第三產業實際增加值的增長率上升到最大值0.074%，然后逐漸減弱，經過上下波動后，在15期以后基本上趨于0。

從圖5-11可以看出，第三產業實際增加值對于來自地方政府財政支出沖擊后的累積效應在前15期的波動幅度較大，在第3期達到最大值0.0865%，然后影響逐漸減弱至0，從第4期后負影響逐漸增強，第20期以后逐漸穩定，長期累積效應為負，穩定在-0.425%上下，即當地方政府財政支出的增長率上升1%時，第三產業實際增加值的增長率累積效應最大為0.266%，然后逐漸減弱，從第4期開始第三產業實際增加值的增長率累積效應變為負值，負影響逐漸增強，最后長期將維持在-0.425%，長期累積效應為負。

從圖5-12可以看出，第三產業實際增加值對于來自中央財政支出沖擊后的累積效應在前12期的波動幅度較大，在第1期約為0.0567%，然后逐漸增強，在第3期達到最大值0.161%，經過10期的波動后，基本穩定在0.065%上下，長期積累效應為正，即當中央財政支出的增長率上升1%時，第三產業實際增加值的增長率累積效應最小為最大為0.161%，然后逐漸減弱，最后長期將維持在0.065%左右，長期累積效應為正。

5.6.6 第三產業實際增加值對中央和地方支出的脈沖響應分析的小結

第一，地方政府財政支出對第三產業的增加值影響較大，并且影響時期較長，但是長期積累效應為負，即增加地方財政支出對第三產業的增加值具有負影響。地方政府財政支出對我國的第三產業產生了擠出效應，并且該效應還比較明顯。這說明我國第三產業的發展對地方財政支出具有較大的依存度，在發展第三產業時，應特別關注地方政府財政支出的投入，如何改變這種較強的擠出效應，對于促進第三產業的健康和快速發展至關重要。在關注地方政府支出規模的同時，應該注意調整對第三產業的投資結構，應該刺激私人投資，切實發揮財政支出對經濟的引導和輔助作用，將擠出效應降到最低或者改變這種經濟現象。

第二，中央財政支出對第三產業的增加值影響較大，并且影響時期較長，長期積累效應為正，即增加中央財政支出對第三產業的增加值具有促進作用。通過實證結果，我們可以清晰地看到，中央財政支出為第三產業帶來的經濟效應與地方政府財政支出為第三產業帶來的經濟效應完全不同，前者產生了明顯的擠入效應，而后者產生了明顯的擠出效應。說明我國的中央財政支出在對第三產業的投入上相對地方政府對第三產業的投入更加合理有效。雖然中央政府的財政決算支出在近幾年當中明顯低于地方政府的決算支出，但前者帶來的經濟效應是積極的，因此，我們不僅要關注財政支出規模，更要認真分析財政支出的結構是否更加合理，通過實證結果，可以得出，中央政府在對第三產業的投資結構上日趨合理，地方政府對第三產業的財政支出結構還存在一些問題，應該加以調整。

5.7 方差分解分析

脈沖響應函數是VAR下的一種基于內生變量的函數類型，脈沖響應函數對VAR中的某些內生變量進行沖擊，然后是進入觀察階段，主要觀察受到沖擊后內生變量會有怎樣的反映。總的來說，脈沖響應函數專注于觀察和解決的東西較細，而對于某些只想得出直觀結果的研究來說不是最佳選擇。因此，針對這一問題，Sims于1980年提出了方差分解方法，該方法通過貢獻度來反映每個沖擊的影響程度，其中每一個結構的沖擊可能對內生變量產生有差別的影響。方差分解方法不同于脈沖響應函數，不必通過時間的序列觀察，可以比較直觀、相對粗糙地得出變量間的影響情況。但是，具體應用時應該根據研究需要，選擇適合研究目的的方法。

方差分解重在分解，它和脈沖響應函數不同的是它觀察各個變量的變化情況。當出現一個新的沖擊時，方差分解主要是將內生變量按照一定的規則加以分類，觀察每一部分對模型的影響情況，進而可得到各自變量對該因變量的貢獻情況。因此，方差分解注重對每一個變量的考察。基于本部分建立的SVAR模型，可以得到第一、二、三產業實際增加值增長率的方差分解結果。

通過表5-1可以得出，第1期第一產業實際增加值的增長率所有變動都來源于自身的新生標準誤差，貢獻比率為100%，然后自身的貢獻程度逐漸下降，而實際中央和地方政府財政支出的貢獻率逐漸增加，在第2期和第3期中，地方政府財政實際支出沖擊對第一產業實際增加值的貢獻率為2.603%和3.142%，明顯小于中央財政實際支出沖擊對第一產業實際增加值的貢獻率（第2期為4.435%，第3期為7.455%），說明地方政府財政支出的實際值在短期內對第一產業實際增加值的影響小于財政實際支出帶來的影響。但是從第4期開始，地方政府財政實際支出沖擊對第一產業實際增加值的貢獻率要大于中央財政實際支出沖擊對第一產業實際增加值的貢獻率，并且隨著時期的推移，地方財政實際支出沖擊對第一產業實際增加值的貢獻率從第12期開始穩定在12.35%左右，中央財政實際支出沖擊對第一產業實際增加值的貢獻率從第12期開始為維持在9.6%左右。總之，在第一產業實際增加值增長率波動的貢獻中（除來源于自身沖擊的貢獻），地方政府財政實際支出沖擊的貢獻最大（12.35%），其次是中央財政實際支出沖擊（9.6%），兩者相差不大。

通過表5-2可以得出，第1期第二產業實際增加值的增長率所有變動同樣都來源于自身的新生標準誤差，貢獻比率為100%，然后自身的貢獻程度逐漸下降，而實際中央和地方政府財政支出的貢獻率逐漸增加，但是，地方政府財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率始終小于中央財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率，地方政府財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率波動較小，中央財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率波動較大，并且隨著時期的推移，地方政府財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率從第10期開始穩定在4.97%左右，中央財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率從第12期開始為維持在15.15%左右。總之，在第二產業實際增加值增長率波動的貢獻中（除來源于自身沖擊的貢獻），中央財政實際支出沖擊的貢獻最大（15.15%），其次是地方政府財政實際支出沖擊（4.97%），前者是后者的3倍多。

通過表5-3可以得出，第1期第三產業實際增加值的增長率所有變動同樣都來源于自身的新生標準誤差，貢獻比率為100%，然后自身的貢獻程度逐漸下降，而實際中央和地方政府財政支出的貢獻率逐漸增加，但是，地方財政實際支出沖擊對第三產業實際增加值的貢獻率始終大于中央財政實際支出沖擊對第三產業實際增加值的貢獻率，地方政府財政實際支出沖擊對第三產業實際增加值的貢獻率波動較大，中央財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率波動較小，并且隨著時間的推移，地方政府財政實際支出沖擊對第三產業實際增加值的貢獻率從第12期開始穩定在16.96%左右，中央財政實際支出沖擊對第三產業實際增加值的貢獻率從第12期開始為維持在2.08%以上。總之，在第三產業實際增加值增長率波動的貢獻中（除來源于自身沖擊的貢獻），地方政府財政實際支出沖擊的貢獻最大（16.96%），其次是中央財政實際支出沖擊（2.08%），兩者相差較大，前者是后者的8倍多。

由此可以得出結論：

第一，地方政府財政實際支出沖擊對第一、二、三產業實際增加值的貢獻率依次為12.35%、4.97%、16.96%，即地方政府財政實際支出沖擊對第三產業實際增加值的貢獻率最大，其次是對第一產業實際增加值的貢獻率，對第二產業實際增加值的貢獻率最小。

第二，中央財政實際支出沖擊對第一、二、三產業實際增加值的貢獻率依次為9.6%、15.15%、2.08%，即中央財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率最大，其次是對第一產業實際增加值的貢獻率，對第三產業實際增加值的貢獻率最小。

第三，在對第一產業實際增加值的貢獻率中，地方政府財政實際支出沖擊貢獻最大（12.35%）；在對第二產業實際增加值的貢獻率中，中央財政實際支出沖擊貢獻最大（15.15%）；在對第三產業實際增加值的貢獻率中，地方政府財政實際支出沖擊貢獻率最大（16.96%）。這說明地方政府財政實際支出沖擊對第一、三產業實際增加值的貢獻率大于中央財政實際支出沖擊貢獻率，但是中央財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率大于地方政府財政實際支出沖擊貢獻率。

根據上述實證結果的結論，我們可以看出，中央和地方政府財政支出對于三大產業的影響效果存在明顯的差異，并且該效果在產業之間也存在著明顯的區別。對于第一產業的發展和調整，應該更加關注地方政府的作用，因為地方政府對財政資金的使用，對第一產業的增加值有更加明顯的效果，調節效果比較大；對于第二產業的發展和調整，應該更加注重中央財政支出，因為中央政府的財政支出對于第二產業的總體影響效果更大，合理正確地分配中央政府財政支出的資金對于第二產業的調整起著更為重要的角色。在第三產業的發展和完善問題上，應該把關注的重點更多地轉移到地方政府的財政支出優化上。

5.8 小結

第一，地方政府財政實際支出沖擊對第一、二、三產業實際增加值的貢獻率依次為12.35%、4.97%、16.96%，即地方政府財政實際支出沖擊對第三產業實際增加值的貢獻率最大，其次是對第一產業實際增加值的貢獻率，對第二產業實際增加值的貢獻率最小。

第二，中央財政實際支出沖擊對第一、二、三產業實際增加值的貢獻率依次為9.6%、15.15%、2.08%，即中央財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率最大，其次是對第一產業實際增加值的貢獻率，對第三產業實際增加值的貢獻率最小。

第三，在對第一產業實際增加值的貢獻率中，地方政府財政實際支出沖擊貢獻最大（12.35%）；在對第二產業實際增加值的貢獻率中，中央財政實際支出沖擊貢獻最大（15.15%）；在對第三產業實際增加值的貢獻率中，地方政府財政實際支出沖擊貢獻率最大（16.96%）；即地方政府財政實際支出沖擊對第一、三產業實際增加值的貢獻率大于中央財政實際支出沖擊貢獻率，但是中央財政實際支出沖擊對第二產業實際增加值的貢獻率大于地方政府財政實際支出沖擊貢獻率。

根據上述實證結果的結論，我們可以看出，中央和地方政府財政支出對于三大產業的影響效果存在明顯的差異，并且該效果在產業之間也存在著明顯的區別。對于第一產業的發展和調整，應該更加關注地方政府的作用，因為地方政府對財政資金的使用，對第一產業的增加值有更加明顯的效果，調節效果比較大；對于第二產業的發展和調整，應該更加注重中央財政支出，因為中央政府的財政支出對于第二產業的總體影響效果更大，合理正確地分配中央政府財政支出的資金，對于第二產業的調整起著更為重要的角色。在第三產業的發展和完善問題上，應該把關注的重點更多地轉移到地方政府的財政支出優化上。