5 政府財(cái)政支出對(duì)三大產(chǎn)業(yè)增加值的差異性效應(yīng)的SVAR分析

5.1 數(shù)據(jù)的選取和處理

本部分選用中國(guó)1953年至2011年的年度數(shù)據(jù)，樣本容量為59；變量的選取為地方財(cái)政支出、中央財(cái)政支出、第一產(chǎn)業(yè)增加值、第二產(chǎn)業(yè)增加值以及第三產(chǎn)業(yè)增加值五個(gè)變量。其中中央和地方的財(cái)政支出是指當(dāng)年的財(cái)政決算支出，數(shù)據(jù)來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。由于對(duì)變量要扣除物價(jià)影響得到實(shí)際值，才能進(jìn)行回歸分析，本部分選取的物價(jià)指數(shù)為消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI），以1978年為基期（1978=100）。扣除物價(jià)影響后的變量實(shí)際值分別記為實(shí)際地方財(cái)政支出（DF）、實(shí)際中央財(cái)政支出（ZF）、實(shí)際第一產(chǎn)業(yè)增加值（Y1）、實(shí)際第二產(chǎn)業(yè)增加值（Y2）以及實(shí)際第三產(chǎn)業(yè)增加值（Y3）。為了減弱變量的異方差性，我們對(duì)以上五個(gè)變量取自然對(duì)數(shù)，分別記為：LnDF、LnZF、LnY1、LnY2和LnY3。

本部分主要實(shí)證分析中央和地方財(cái)政支出對(duì)三大產(chǎn)業(yè)增加值的影響。我們將變量分為三個(gè)變量組：第一產(chǎn)業(yè)變量組：LnY1、LnDF、LnZF；第二產(chǎn)業(yè)變量組：LnY2、LnDF、LnZF；第三產(chǎn)業(yè)變量組：LnY3、LnDF、LnZF，并對(duì)該三組變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)，并分別建立模型。

5.2 各經(jīng)濟(jì)變量的時(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

當(dāng)選擇的變量的時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律并不伴隨著時(shí)間的逐漸推移而發(fā)生改變，這時(shí)，所選擇的變量的時(shí)間序列是平穩(wěn)的，但是，當(dāng)選擇的變量的時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律伴隨著時(shí)間的逐漸推移而發(fā)生改變時(shí)，對(duì)它們進(jìn)行經(jīng)濟(jì)學(xué)上的統(tǒng)計(jì)回歸分析時(shí)會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象，這對(duì)主題的分析將產(chǎn)生誤差，因此，在對(duì)變量的時(shí)間序列做回歸分析時(shí)，應(yīng)該首先檢驗(yàn)變量的時(shí)間序列是否平穩(wěn)，可以檢驗(yàn)變量的時(shí)間序列平穩(wěn)性的方法有PP檢驗(yàn)、DF檢驗(yàn)、ADF檢驗(yàn)，本部分選擇ADF檢驗(yàn)（Augmented Dickey-Fuller Test）。

在對(duì)變量的時(shí)間序列平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，如果變量的時(shí)間序列的數(shù)據(jù)圖表現(xiàn)出無(wú)規(guī)律的上下波動(dòng)時(shí)，那么在回歸分析中應(yīng)該選擇不包括趨勢(shì)項(xiàng)和截距項(xiàng)；如果變量的時(shí)間序列的數(shù)據(jù)圖表現(xiàn)出隨著時(shí)間的推移有規(guī)律地增加或者減少，但是，這一變化趨勢(shì)又不太陡，應(yīng)該選擇有截距項(xiàng)，沒(méi)有趨勢(shì)項(xiàng)；如果變量的時(shí)間序列的數(shù)據(jù)圖表現(xiàn)出隨著時(shí)間的推移有規(guī)律地增加或者減少，并且這一變化趨勢(shì)比較陡，那么在做回歸分析時(shí)應(yīng)當(dāng)選擇包含有趨勢(shì)項(xiàng)，并且含有截距項(xiàng)。本部分利用Eviews6.0計(jì)量軟件進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，（C, T, L）符號(hào)分別代表常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)，例如（0, T, 2）表示沒(méi)有常數(shù)項(xiàng)、含有時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、滯后階數(shù)為2，以此類(lèi)推（見(jiàn)表5-1）。

從表5-1可以看出，五個(gè)經(jīng)濟(jì)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(shuō)明不能拒絕單位根假設(shè)。也即這四個(gè)變量的水平值序列都是不平穩(wěn)的時(shí)間序列。因此對(duì)這五個(gè)時(shí)間序列進(jìn)行一階差分之后再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如下：

經(jīng)過(guò)一階差分之后可以看出，五個(gè)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(shè)。說(shuō)明這五個(gè)時(shí)間序列經(jīng)過(guò)一階差分之后沒(méi)有單位根，是平穩(wěn)的。由此得出結(jié)論：實(shí)際地方政府支出（DF）增長(zhǎng)率、實(shí)際中央財(cái)政支出（ZF）增長(zhǎng)率以及三大產(chǎn)業(yè)的實(shí)際增加值（Y1、Y2、Y3）的增長(zhǎng)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(jìn)行回歸分析，這樣就不會(huì)出現(xiàn)所謂的虛假回歸問(wèn)題（見(jiàn)表5-2）。

5.3 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)主要用于檢驗(yàn)變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，也即對(duì)該模型中的因變量和自變量是否具有研究的價(jià)值進(jìn)行檢驗(yàn)。本部分根據(jù)數(shù)據(jù)特征采用Johansen檢驗(yàn)法，通過(guò)觀察檢驗(yàn)結(jié)果中的p值在10%的置信區(qū)間是否小于0.1，若小于0.1則說(shuō)明二者間存在協(xié)整關(guān)系，具有繼續(xù)研究的意義和價(jià)值。本部分使用Johansen檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5-3。

通過(guò)表5-3，我們可以得出這樣的結(jié)論：在1%和5%的顯著性水平下，第一產(chǎn)業(yè)變量組的跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值分別拒絕了原假設(shè)——無(wú)協(xié)整（P值為0.0005）和至多1個(gè)協(xié)整（P值為0.002），說(shuō)明第一產(chǎn)業(yè)變量組的三個(gè)變量至少存在兩組協(xié)整向量，即第一產(chǎn)業(yè)變量組的三個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系。第二產(chǎn)業(yè)變量組的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值在5%的水平下拒絕無(wú)協(xié)整的原假設(shè)，即在5%的顯著性水平下，第二產(chǎn)業(yè)變量組至少存在一組協(xié)整向量，即第二產(chǎn)業(yè)變量組的三個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系。第三產(chǎn)業(yè)變量組在1%和5%的顯著性水平下，變量組的跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值分別拒絕了原假設(shè)——無(wú)協(xié)整（P值為0.0009）和至多1個(gè)協(xié)整（P值為0.0092），說(shuō)明第三產(chǎn)業(yè)變量組的三個(gè)變量至少存在兩組協(xié)整向量，即第三產(chǎn)業(yè)變量組的三個(gè)變量存在協(xié)整關(guān)系。

從以上檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，第一、二、三產(chǎn)業(yè)變量組的三個(gè)變量都存在協(xié)整關(guān)系，說(shuō)明變量組內(nèi)的三個(gè)變量之間都存在著長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系，因而，進(jìn)一步對(duì)變量進(jìn)行回歸分析也就是有意義的。

5.4 格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)

美國(guó)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)家格蘭杰（Granger）在1969—1980年間提出了格蘭杰（Granger）因果關(guān)系，通過(guò)該檢驗(yàn)方法可以對(duì)變量在經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中是否存在因果關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證，即格蘭杰（Granger）因果關(guān)系檢驗(yàn)解決了自變量X能否引起Y變化的問(wèn)題，主要是檢驗(yàn)因變量Y會(huì)在多么大的程度上被X解釋?zhuān)约巴ㄟ^(guò)加入X的滯后值，觀察自變量X對(duì)因變量Y的解釋程度或者自變量X的變化對(duì)因變量Y變化的影響貢獻(xiàn)度是否有所提高。因此，當(dāng)自變量X對(duì)因變量Y的貢獻(xiàn)程度很高或者兩者的相關(guān)系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上具有明顯的顯著關(guān)系時(shí)，我們就可以說(shuō)X格蘭杰（Granger）引起Y。本部分格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果的重要性在于為研究地方和中央財(cái)政支出影響第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值變化提供數(shù)據(jù)支持。本部分對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)變量組的三個(gè)變量的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5-4。

從表5-4的結(jié)果中可以看到：在第一產(chǎn)業(yè)變量組中，實(shí)際地方財(cái)政支出和實(shí)際中央財(cái)政出在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明實(shí)際地方財(cái)政支出和實(shí)際中央財(cái)政支出在格蘭杰意義下影響第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值，并且兩者的聯(lián)合檢驗(yàn)也在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

在第二產(chǎn)業(yè)變量組中，地方財(cái)政支出不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明實(shí)際地方財(cái)政支出在格蘭杰意義下對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的影響較弱，而實(shí)際中央財(cái)政支出在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明實(shí)際中央財(cái)政支出在格蘭杰意義下影響第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值，同時(shí)兩者的聯(lián)合檢驗(yàn)也在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

在第三產(chǎn)業(yè)變量組中，實(shí)際中央財(cái)政支出不能拒絕原假設(shè)，說(shuō)明實(shí)際地方財(cái)政支出在格蘭杰意義下對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的影響較弱，而實(shí)際地方財(cái)政出在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，說(shuō)明實(shí)際地方財(cái)政支出在格蘭杰意義下影響第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值，同時(shí)兩者的聯(lián)合檢驗(yàn)也在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)。

5.5 SVAR模型內(nèi)生變量的選擇及其識(shí)別條件

SVAR模型經(jīng)過(guò)多年的發(fā)展已經(jīng)被各經(jīng)濟(jì)類(lèi)研究學(xué)者所采用，并作為非常有影響力、科學(xué)性較強(qiáng)的工具之一，當(dāng)運(yùn)用到財(cái)政支出上時(shí)其回歸估計(jì)的結(jié)果更具有實(shí)際意義，且使得分析的問(wèn)題更加全面和深入，對(duì)之后的經(jīng)濟(jì)研究具有較強(qiáng)的指導(dǎo)意義。本部分對(duì)五個(gè)變量分成三組，并將建立三個(gè)SVAR模型的內(nèi)生變量分別為：[LnY1, LnDF, LnZF]、 [LnY2, LnDF, LnZF]、 [LnY3, LnDF, LnZF]; VAR模型穩(wěn)定的充分必要條件是所有特征根模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)。但是，通過(guò)對(duì)上述VAR模型的檢測(cè)，發(fā)現(xiàn)其所有特征根模的倒數(shù)并不都小于1，從而會(huì)導(dǎo)致建立的SVAR模型不穩(wěn)定，因此，不能將LnDF、LnZF、LnY1、LnY2和LnY3作為內(nèi)生變量使用。由于每個(gè)變量的一階差分是平穩(wěn)數(shù)列，其之間必然存在協(xié)整關(guān)系，因此本部分將變量的一階差分作為內(nèi)生變量，三個(gè)SVAR模型的內(nèi)生變量分別為：[DLnY1, DLnDF, DLnZF]、[DLnY2, DLnDF, DLnZF]、[DLnY3, DLnDF, DLnZF]。對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，得到VAR模型的所有特征根模的倒數(shù)都小于1，位于單位圓內(nèi)，表明該SVAR模型的結(jié)構(gòu)是穩(wěn)定的。

現(xiàn)在來(lái)討論本部分SVAR模型的識(shí)別條件。對(duì)于AB型SVAR模型類(lèi)型，由于模型中的內(nèi)生變量數(shù)量較多，因此相應(yīng)也要施加多個(gè)因素方能滿(mǎn)足SVAR的識(shí)別條件，然后做進(jìn)一步研究。本部分選擇的矩陣A為對(duì)角線(xiàn)為1的矩陣，B矩陣為單位矩陣，相當(dāng)于施加了k2+k=12個(gè)約束條件，滿(mǎn)足了條件，此外，我們假定中央財(cái)政支出和地方政府財(cái)政支出在當(dāng)期沒(méi)有關(guān)系，即a23=0, a32=0。在我們選用AB型SVAR（Aet=But, ut為結(jié)構(gòu)式隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，et為簡(jiǎn)約式隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，B為單位矩陣）基礎(chǔ)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(jié)構(gòu)式?jīng)_擊，簡(jiǎn)化式擾動(dòng)項(xiàng)et是結(jié)構(gòu)式擾動(dòng)項(xiàng)ut的線(xiàn)性組合，因此代表一種符合沖擊。在滿(mǎn)足可識(shí)別的條件下，可以估計(jì)到AB型SVAR模型的所用參數(shù)值：

5.6 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)（impulse response function, IRF）是描述SVAR模型中的一個(gè)內(nèi)生變量的沖擊給其他變量所帶來(lái)的影響，基于上述AB型SVAR模型，可以得到中央和地方政府財(cái)政支出對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)增加值的脈沖響應(yīng)函數(shù)。由于本部分的變量都取其的自然對(duì)數(shù)的差分作為內(nèi)生變量，因此，系數(shù)代表了彈性。

5.6.1 第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)中央和地方政府財(cái)政支出的脈沖響應(yīng)

從圖5-1可以看出，在第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值受到來(lái)自地方財(cái)政支出的沖擊后，在前10期具有較大幅度的波動(dòng)，從第11期后，開(kāi)始逐漸減弱，在0附近微幅波動(dòng)，具體表現(xiàn)為給地方政府財(cái)政支出一個(gè)正的沖擊后，在第1期對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值有正的影響，然后在第2期變?yōu)樽畲蟮呢?fù)影響，在第4期變?yōu)樽畲笳绊懀撕螅绊憦?qiáng)度逐漸減弱。反映在數(shù)值上是：當(dāng)?shù)胤秸?cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率在第1期會(huì)上升到0.02%，在第2期下降0.038%，經(jīng)過(guò)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(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值受到來(lái)自中央財(cái)政支出的沖擊后，在前6期具有較大幅度的波動(dòng)，從第7期后，開(kāi)始逐漸減弱，沖擊效果基本上變?yōu)?，具體表現(xiàn)為給中央財(cái)政支出一個(gè)正的沖擊后，在第1期對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值有最大負(fù)影響，然后經(jīng)過(guò)第2、3期，在第4期變?yōu)樽畲笳绊懀瑥牡?期以后，沖擊效果逐漸減弱，從第10期以后，第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自中央財(cái)政支出的沖擊作用基本為0。反映在數(shù)值上是：當(dāng)中央財(cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率在第1期會(huì)下降到最低值0.059%，經(jīng)過(guò)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(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自地方政府財(cái)政支出沖擊后的累積效應(yīng)在前4期的波動(dòng)幅度較大，在第2期達(dá)到最小值-0.018%，在第4期達(dá)到最大值0.1108%，從第4期后波動(dòng)幅度逐漸減小，第12期以后逐漸穩(wěn)定，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為正，穩(wěn)定在0.105%上下，即當(dāng)?shù)胤截?cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率累積效應(yīng)最小為-0.018%，最大為0.1108%，長(zhǎng)期將維持在0.105%，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為正。

從圖5-4可以看出，第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自中央財(cái)政支出沖擊后的累積效應(yīng)在前8期的波動(dòng)幅度較大，在第1期約為-0.06%，在第2期達(dá)到最小值-0.0699%，在第5期達(dá)到最大值-0.042%，經(jīng)過(guò)小幅波動(dòng)后，穩(wěn)定在-0.048%上下，長(zhǎng)期積累效應(yīng)為負(fù)，即當(dāng)中央財(cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率累積效應(yīng)最小為-0.06%，最大為-0.042%，長(zhǎng)期將維持在-0.048%，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為負(fù)。

5.6.2 第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)中央和地方支出的脈沖響應(yīng)分析的小結(jié)

第一，地方政府財(cái)政支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的增加值影響較大，并且影響時(shí)期較長(zhǎng)，長(zhǎng)期積累效應(yīng)為正，即增加地方政府財(cái)政支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的增加值具有促進(jìn)作用。地方政府的財(cái)政支出對(duì)我國(guó)的第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了擠入效應(yīng)，并且該效應(yīng)還比較明顯。這說(shuō)明我國(guó)的第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)地方政府財(cái)政支出具有較大的正反應(yīng)，在發(fā)展第一產(chǎn)業(yè)時(shí)，應(yīng)特別關(guān)注地方政府財(cái)政的投入，如何保持和完善這種較強(qiáng)的擠入效應(yīng)，對(duì)于促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)的健康和快速發(fā)展至關(guān)重要。從實(shí)證結(jié)果可以看出，我國(guó)地方政府對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)比較合理，我國(guó)應(yīng)該在保持這種擠入效應(yīng)的同時(shí)，繼續(xù)完善和推廣這種投資結(jié)構(gòu)模式。

第二，中央財(cái)政支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的增加值影響較小，并且影響時(shí)期較短，雖然在短期內(nèi)具有正向的促進(jìn)作用，但是長(zhǎng)期積累效應(yīng)為負(fù)，即增加中央財(cái)政支出對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的增加值具有負(fù)作用。通過(guò)實(shí)證結(jié)果可以得出，中央政府的財(cái)政支出為第一產(chǎn)業(yè)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與地方政府財(cái)政支出為第一產(chǎn)業(yè)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)區(qū)別較大，前者產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，而后者產(chǎn)生了明顯的擠入效應(yīng)。說(shuō)明我國(guó)的中央財(cái)政支出在對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的投入上相對(duì)地方政府對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的投入還存在著問(wèn)題。雖然中央的財(cái)政決算支出在近幾年當(dāng)中明顯低于地方政府的決算支出，但前者帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)基本上是負(fù)的，因此，我們不僅要關(guān)注財(cái)政支出規(guī)模，更要認(rèn)真分析財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)是否更加合理。對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)中的中央財(cái)政支出，不僅要適度地調(diào)整支出規(guī)模，而且要注意其支出結(jié)構(gòu)的合理性，要切實(shí)用好用對(duì)中央對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的財(cái)政支持，切實(shí)將資金用到最需要的地方，促進(jìn)第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。

5.6.3 第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)中央和地方政府財(cái)政支出的脈沖響應(yīng)

從圖5-5可以看出，在第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值受到來(lái)自地方政府財(cái)政支出的沖擊后，在前12期具有較大幅度的波動(dòng)，從第13期后，開(kāi)始逐漸減弱，20期以后基本在0附近微幅波動(dòng)，具體表現(xiàn)為給地方政府財(cái)政支出一個(gè)正的沖擊后，在第4、6期分別達(dá)到最大負(fù)影響和最大正影響，且影響的程度也隨之改變。反映在數(shù)值上是：當(dāng)?shù)胤秸?cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率在第1期會(huì)上升0.027%，在第4期下降0.0577%，經(jīng)過(guò)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(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自中央財(cái)政支出的沖擊后，在前15期具有較大幅度的波動(dòng)，從第15期后，開(kāi)始逐漸減弱，25期以后基本在0附近微幅波動(dòng)，具體表現(xiàn)為給中央財(cái)政支出一個(gè)正的沖擊后，在第1期對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值有最大負(fù)影響的，然后影響程度逐漸減弱，第3期以后有逐漸增強(qiáng)，在第5期變?yōu)樽畲笳绊懀撕螅绊憦?qiáng)度逐漸減弱。反映在數(shù)值上是：當(dāng)中央財(cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率在第1期會(huì)下降0.089%，然后逐漸上升，在第5期第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率上升0.124%，達(dá)到最大值，然后逐漸減弱，經(jīng)過(guò)上下波動(dòng)后，在25期以后基本上趨于0。

從圖5-7可以看出，第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自地方財(cái)政支出沖擊后的累積效應(yīng)在前15期的波動(dòng)幅度較大，在第1期達(dá)到最小值0.027%，在第6期達(dá)到最大值0.266%，從第7期后波動(dòng)幅度逐漸在小，第15期以后逐漸穩(wěn)定，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為正，穩(wěn)定在0.185%上下，即當(dāng)?shù)胤截?cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率累積效應(yīng)最小為0.027%，最大為0.266%，長(zhǎng)期將維持在0.185%，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為正。

從圖5-8可以看出，第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自中央財(cái)政支出沖擊后的累積效應(yīng)在前15期的波動(dòng)幅度較大，在第1期約為-0.089%，在第3期達(dá)到最小值-0.117%，在第6期達(dá)到最大值0.016%，經(jīng)過(guò)10期的波動(dòng)后，基本穩(wěn)定在-0.038%上下，長(zhǎng)期積累效應(yīng)為負(fù)，即當(dāng)中央財(cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率累積效應(yīng)最小為-0.089%，最大為0.016%，長(zhǎng)期將維持在-0.038%，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為負(fù)。

5.6.4 第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)中央和地方支出的脈沖響應(yīng)分析的小結(jié)

第一，就地方政府的財(cái)政支出來(lái)看，從影響程度和影響時(shí)間上都反映出其對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的增加值起到較強(qiáng)的積極效應(yīng)。地方政府財(cái)政支出對(duì)我國(guó)的第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了擠入效應(yīng)，并且該效應(yīng)還比較明顯。這說(shuō)明我國(guó)第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)地方財(cái)政支出具有較大的正反應(yīng)，在發(fā)展第二產(chǎn)業(yè)時(shí)，應(yīng)特別關(guān)注地方政府財(cái)政支出的投入，如何保持和完善這種較強(qiáng)的擠入效應(yīng)，對(duì)于促進(jìn)第二產(chǎn)業(yè)的健康和快速發(fā)展至關(guān)重要。從實(shí)證結(jié)果可以看出，我國(guó)地方政府對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)比較合理，發(fā)揮了地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的調(diào)控和輔助職能。

第二，中央財(cái)政支出對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的增加值影響較大（基本為負(fù)影響），并且影響時(shí)期較長(zhǎng)，但是長(zhǎng)期積累效應(yīng)為負(fù)，即增加中央財(cái)政支出對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的增加值具有負(fù)作用。通過(guò)實(shí)證結(jié)果，我們可以清晰地看到，中央財(cái)政支出為第二產(chǎn)業(yè)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與地方政府財(cái)政支出為第二產(chǎn)業(yè)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)完全不同，前者產(chǎn)生了明顯的擠出效應(yīng)，而后者產(chǎn)生了明顯的擠入效應(yīng)。說(shuō)明我國(guó)的中央財(cái)政支出在對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的投入上相對(duì)地方政府對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的投入對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響存在內(nèi)在問(wèn)題。雖然中央政府的財(cái)政決算支出在近幾年當(dāng)中明顯低于地方政府的決算支出，但前者帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是負(fù)的，因此，我們不僅僅要關(guān)注財(cái)政支出規(guī)模，更要認(rèn)真分析財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)是否更加合理，通過(guò)實(shí)證結(jié)果，可以得出，中央政府在對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的投資結(jié)構(gòu)上存在著問(wèn)題，應(yīng)該認(rèn)真研究分析，找出問(wèn)題的根源并加以解決。由于中央財(cái)政支出對(duì)第二產(chǎn)業(yè)的擠出效應(yīng)比較明顯，因此，改變這種影響對(duì)于優(yōu)化和調(diào)整產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)、切實(shí)發(fā)揮中央的宏觀調(diào)控職能至關(guān)重要。

5.6.5 第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)中央和地方政府財(cái)政支出的脈沖響應(yīng)

從圖5-9可以看出，第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自地方政府財(cái)政支出的沖擊后，在前12期具有較大幅度的波動(dòng)，從第13期后，開(kāi)始逐漸減弱，20期以后基本在0附近微幅波動(dòng)；給地方政府財(cái)政支出一個(gè)正的沖擊后，在第1期對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值有負(fù)的影響，然后轉(zhuǎn)為正向影響，從第4期開(kāi)始基本為負(fù)影響，在第2期達(dá)到最大正影響值0.0615%，在第4期達(dá)到最大負(fù)影響值-0.1589%，此后，影響強(qiáng)度逐漸減弱，在20期以后，影響基本變?yōu)?。反映在數(shù)值上是：當(dāng)?shù)胤截?cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率在第1期會(huì)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(dá)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(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值受到來(lái)自中央財(cái)政支出的沖擊后，在前10期具有較大幅度的波動(dòng)，從第10期后，開(kāi)始逐漸減弱，15期以后基本在0附近微幅波動(dòng)；給中央財(cái)政支出一個(gè)正的沖擊后，在第1期對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值有正向影響，在第2期達(dá)到最大值0.074%，第3期以后有逐漸增減弱，在第4期變?yōu)樽畲筘?fù)影響（達(dá)到最低值-0.048%），此后，影響強(qiáng)度逐漸減弱。反映在數(shù)值上是：當(dāng)中央財(cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率在第1期會(huì)上升0.057%，在第2期第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率上升到最大值0.074%，然后逐漸減弱，經(jīng)過(guò)上下波動(dòng)后，在15期以后基本上趨于0。

從圖5-11可以看出，第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自地方政府財(cái)政支出沖擊后的累積效應(yīng)在前15期的波動(dòng)幅度較大，在第3期達(dá)到最大值0.0865%，然后影響逐漸減弱至0，從第4期后負(fù)影響逐漸增強(qiáng)，第20期以后逐漸穩(wěn)定，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為負(fù)，穩(wěn)定在-0.425%上下，即當(dāng)?shù)胤秸?cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率累積效應(yīng)最大為0.266%，然后逐漸減弱，從第4期開(kāi)始第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率累積效應(yīng)變?yōu)樨?fù)值，負(fù)影響逐漸增強(qiáng)，最后長(zhǎng)期將維持在-0.425%，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為負(fù)。

從圖5-12可以看出，第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)于來(lái)自中央財(cái)政支出沖擊后的累積效應(yīng)在前12期的波動(dòng)幅度較大，在第1期約為0.0567%，然后逐漸增強(qiáng)，在第3期達(dá)到最大值0.161%，經(jīng)過(guò)10期的波動(dòng)后，基本穩(wěn)定在0.065%上下，長(zhǎng)期積累效應(yīng)為正，即當(dāng)中央財(cái)政支出的增長(zhǎng)率上升1%時(shí)，第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率累積效應(yīng)最小為最大為0.161%，然后逐漸減弱，最后長(zhǎng)期將維持在0.065%左右，長(zhǎng)期累積效應(yīng)為正。

5.6.6 第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值對(duì)中央和地方支出的脈沖響應(yīng)分析的小結(jié)

第一，地方政府財(cái)政支出對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增加值影響較大，并且影響時(shí)期較長(zhǎng)，但是長(zhǎng)期積累效應(yīng)為負(fù)，即增加地方財(cái)政支出對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增加值具有負(fù)影響。地方政府財(cái)政支出對(duì)我國(guó)的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生了擠出效應(yīng)，并且該效應(yīng)還比較明顯。這說(shuō)明我國(guó)第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展對(duì)地方財(cái)政支出具有較大的依存度，在發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)時(shí)，應(yīng)特別關(guān)注地方政府財(cái)政支出的投入，如何改變這種較強(qiáng)的擠出效應(yīng)，對(duì)于促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的健康和快速發(fā)展至關(guān)重要。在關(guān)注地方政府支出規(guī)模的同時(shí)，應(yīng)該注意調(diào)整對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的投資結(jié)構(gòu)，應(yīng)該刺激私人投資，切實(shí)發(fā)揮財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)的引導(dǎo)和輔助作用，將擠出效應(yīng)降到最低或者改變這種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象。

第二，中央財(cái)政支出對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增加值影響較大，并且影響時(shí)期較長(zhǎng)，長(zhǎng)期積累效應(yīng)為正，即增加中央財(cái)政支出對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的增加值具有促進(jìn)作用。通過(guò)實(shí)證結(jié)果，我們可以清晰地看到，中央財(cái)政支出為第三產(chǎn)業(yè)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與地方政府財(cái)政支出為第三產(chǎn)業(yè)帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)完全不同，前者產(chǎn)生了明顯的擠入效應(yīng)，而后者產(chǎn)生了明顯的擠出效應(yīng)。說(shuō)明我國(guó)的中央財(cái)政支出在對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的投入上相對(duì)地方政府對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的投入更加合理有效。雖然中央政府的財(cái)政決算支出在近幾年當(dāng)中明顯低于地方政府的決算支出，但前者帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)是積極的，因此，我們不僅要關(guān)注財(cái)政支出規(guī)模，更要認(rèn)真分析財(cái)政支出的結(jié)構(gòu)是否更加合理，通過(guò)實(shí)證結(jié)果，可以得出，中央政府在對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的投資結(jié)構(gòu)上日趨合理，地方政府對(duì)第三產(chǎn)業(yè)的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)還存在一些問(wèn)題，應(yīng)該加以調(diào)整。

5.7 方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)是VAR下的一種基于內(nèi)生變量的函數(shù)類(lèi)型，脈沖響應(yīng)函數(shù)對(duì)VAR中的某些內(nèi)生變量進(jìn)行沖擊，然后是進(jìn)入觀察階段，主要觀察受到?jīng)_擊后內(nèi)生變量會(huì)有怎樣的反映。總的來(lái)說(shuō)，脈沖響應(yīng)函數(shù)專(zhuān)注于觀察和解決的東西較細(xì)，而對(duì)于某些只想得出直觀結(jié)果的研究來(lái)說(shuō)不是最佳選擇。因此，針對(duì)這一問(wèn)題，Sims于1980年提出了方差分解方法，該方法通過(guò)貢獻(xiàn)度來(lái)反映每個(gè)沖擊的影響程度，其中每一個(gè)結(jié)構(gòu)的沖擊可能對(duì)內(nèi)生變量產(chǎn)生有差別的影響。方差分解方法不同于脈沖響應(yīng)函數(shù)，不必通過(guò)時(shí)間的序列觀察，可以比較直觀、相對(duì)粗糙地得出變量間的影響情況。但是，具體應(yīng)用時(shí)應(yīng)該根據(jù)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(yīng)函數(shù)不同的是它觀察各個(gè)變量的變化情況。當(dāng)出現(xiàn)一個(gè)新的沖擊時(shí)，方差分解主要是將內(nèi)生變量按照一定的規(guī)則加以分類(lèi)，觀察每一部分對(duì)模型的影響情況，進(jìn)而可得到各自變量對(duì)該因變量的貢獻(xiàn)情況。因此，方差分解注重對(duì)每一個(gè)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(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值增長(zhǎng)率的方差分解結(jié)果。

通過(guò)表5-1可以得出，第1期第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率所有變動(dòng)都來(lái)源于自身的新生標(biāo)準(zhǔn)誤差，貢獻(xiàn)比率為100%，然后自身的貢獻(xiàn)程度逐漸下降，而實(shí)際中央和地方政府財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率逐漸增加，在第2期和第3期中，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率為2.603%和3.142%，明顯小于中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率（第2期為4.435%，第3期為7.455%），說(shuō)明地方政府財(cái)政支出的實(shí)際值在短期內(nèi)對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的影響小于財(cái)政實(shí)際支出帶來(lái)的影響。但是從第4期開(kāi)始，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率要大于中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率，并且隨著時(shí)期的推移，地方財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率從第12期開(kāi)始穩(wěn)定在12.35%左右，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率從第12期開(kāi)始為維持在9.6%左右。總之，在第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值增長(zhǎng)率波動(dòng)的貢獻(xiàn)中（除來(lái)源于自身沖擊的貢獻(xiàn)），地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊的貢獻(xiàn)最大（12.35%），其次是中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊（9.6%），兩者相差不大。

通過(guò)表5-2可以得出，第1期第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率所有變動(dòng)同樣都來(lái)源于自身的新生標(biāo)準(zhǔn)誤差，貢獻(xiàn)比率為100%，然后自身的貢獻(xiàn)程度逐漸下降，而實(shí)際中央和地方政府財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率逐漸增加，但是，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率始終小于中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率波動(dòng)較小，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率波動(dòng)較大，并且隨著時(shí)期的推移，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率從第10期開(kāi)始穩(wěn)定在4.97%左右，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率從第12期開(kāi)始為維持在15.15%左右。總之，在第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值增長(zhǎng)率波動(dòng)的貢獻(xiàn)中（除來(lái)源于自身沖擊的貢獻(xiàn)），中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊的貢獻(xiàn)最大（15.15%），其次是地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊（4.97%），前者是后者的3倍多。

通過(guò)表5-3可以得出，第1期第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的增長(zhǎng)率所有變動(dòng)同樣都來(lái)源于自身的新生標(biāo)準(zhǔn)誤差，貢獻(xiàn)比率為100%，然后自身的貢獻(xiàn)程度逐漸下降，而實(shí)際中央和地方政府財(cái)政支出的貢獻(xiàn)率逐漸增加，但是，地方財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率始終大于中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率波動(dòng)較大，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率波動(dòng)較小，并且隨著時(shí)間的推移，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率從第12期開(kāi)始穩(wěn)定在16.96%左右，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率從第12期開(kāi)始為維持在2.08%以上。總之，在第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值增長(zhǎng)率波動(dòng)的貢獻(xiàn)中（除來(lái)源于自身沖擊的貢獻(xiàn)），地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊的貢獻(xiàn)最大（16.96%），其次是中央財(cái)政實(shí)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(jié)論：

第一，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率依次為12.35%、4.97%、16.96%，即地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率最大，其次是對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率，對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率最小。

第二，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率依次為9.6%、15.15%、2.08%，即中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率最大，其次是對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率，對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率最小。

第三，在對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率中，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)最大（12.35%）；在對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率中，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)最大（15.15%）；在對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率中，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)率最大（16.96%）。這說(shuō)明地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一、三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率大于中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)率，但是中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率大于地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)率。

根據(jù)上述實(shí)證結(jié)果的結(jié)論，我們可以看出，中央和地方政府財(cái)政支出對(duì)于三大產(chǎn)業(yè)的影響效果存在明顯的差異，并且該效果在產(chǎn)業(yè)之間也存在著明顯的區(qū)別。對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和調(diào)整，應(yīng)該更加關(guān)注地方政府的作用，因?yàn)榈胤秸畬?duì)財(cái)政資金的使用，對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的增加值有更加明顯的效果，調(diào)節(jié)效果比較大；對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和調(diào)整，應(yīng)該更加注重中央財(cái)政支出，因?yàn)橹醒胝呢?cái)政支出對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)的總體影響效果更大，合理正確地分配中央政府財(cái)政支出的資金對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)的調(diào)整起著更為重要的角色。在第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和完善問(wèn)題上，應(yīng)該把關(guān)注的重點(diǎn)更多地轉(zhuǎn)移到地方政府的財(cái)政支出優(yōu)化上。

5.8 小結(jié)

第一，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率依次為12.35%、4.97%、16.96%，即地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率最大，其次是對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率，對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率最小。

第二，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一、二、三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率依次為9.6%、15.15%、2.08%，即中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率最大，其次是對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率，對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率最小。

第三，在對(duì)第一產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率中，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)最大（12.35%）；在對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率中，中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)最大（15.15%）；在對(duì)第三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率中，地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)率最大（16.96%）；即地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第一、三產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率大于中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)率，但是中央財(cái)政實(shí)際支出沖擊對(duì)第二產(chǎn)業(yè)實(shí)際增加值的貢獻(xiàn)率大于地方政府財(cái)政實(shí)際支出沖擊貢獻(xiàn)率。

根據(jù)上述實(shí)證結(jié)果的結(jié)論，我們可以看出，中央和地方政府財(cái)政支出對(duì)于三大產(chǎn)業(yè)的影響效果存在明顯的差異，并且該效果在產(chǎn)業(yè)之間也存在著明顯的區(qū)別。對(duì)于第一產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和調(diào)整，應(yīng)該更加關(guān)注地方政府的作用，因?yàn)榈胤秸畬?duì)財(cái)政資金的使用，對(duì)第一產(chǎn)業(yè)的增加值有更加明顯的效果，調(diào)節(jié)效果比較大；對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和調(diào)整，應(yīng)該更加注重中央財(cái)政支出，因?yàn)橹醒胝呢?cái)政支出對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)的總體影響效果更大，合理正確地分配中央政府財(cái)政支出的資金，對(duì)于第二產(chǎn)業(yè)的調(diào)整起著更為重要的角色。在第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和完善問(wèn)題上，應(yīng)該把關(guān)注的重點(diǎn)更多地轉(zhuǎn)移到地方政府的財(cái)政支出優(yōu)化上。