财政学从来都是同治理国家的问题联系在一起的，从宏观层面上说，财政学是与政府主管下的经济建设、文教卫生、科技进步、社会保障、财政补贴、税收、公债、国家预算、宏观调控等联系在一起的。从微观的层面上来说财政收支与个人、企业的活动规模、活动方式紧密相联，以种种形式影响着个人和企业的决策。按照帕累托的观点，经济学意义上的效率是指资源配置达到这样一种状态，即在不使一些人境况变坏的情况下，没有可能会使另一些人的处境变好。政府的目标是以各种手段重新配置资源，使资源效率增大。从这样的角度考察财政学，主要在于发现财政活动的规律性；按照“新公共管理”理论所谓“政府应向私人学习”的解释，政府部门也是一个产业部门，只不过其具有特殊性。
二、财政学专业及课程研究
从世界范围来看,近半个世纪以来高校的课程建设和经济社会、科学技术、信息技术的高速发展是联系在一起的，面对新的财政学科，新的课程建设理念和方法不断被创造出来。一般认为，半个多世纪以来西方发达国家高校课程出现过三次改革浪潮，上个世纪50、60年代为第一次改革，70、80年代为第二次改革，90年代以后为第三次改革。总体来说改革具有三大特征。第一次改革称为“作为学科知识的科学”时期，目标是培养科学家，课程设置的导向是为新的科学发现奠定基础，课程改革的焦点是学科知识的现代化、结构化。第二次改革称为“作为相关知识的科学”时期，目的是将科学作为改善个人和社会生活的工具，课程改革的焦点是理解理论知识与社会之间的关系。第三次改革称为“作为不完善知识的科学”时期，目的是缩小计划课程与实际实施课程之间的差距，其焦点是个人、社会和文化对科学知识形成产生的影响。”古希腊文献记载：有人问斯巴达国王男孩子应该学习什么时，国王说：“他们应当学习他们成丁之后所要做的事情！”说明西方国家应用型教育的理念渊远流长。日本京都大学校长KazuoOIKE在谈及课程建设目标时表示希望“能为整个社会做出贡献”。卡内基梅隆大学也认为，对优质高等教育资源的需求在急速增加。让优质的资源拥有者采取措施来满足这种日益增长的需求。为此，卡内基梅隆自002年就启动了“开放学习项目”（OLI，OpenLearningInitiative），通过建设一个共享的平台改造传统的课程。
三、总结
大众财政是与市场经济存在本质讨论的。市场经济的疏散决策决定了大众财政的民主性子。大众议决同当局订立左券，现实控制着政治决策权。民主财政论对我国财政体制改造以及财政资金屈从的前进等标题有侧重要的开发。
比年来有关大众财政的讨论已经由理论探究上升到政策选择层次。各方人士知无不言，对大众财政的看法和框架筹划提出了许多真知灼见，为在我国创建大众财政的底子框架打下了良好的理论底子。但是，仍然存在着某些底子标题尚未引起普遍存眷，分外是对大众财政本质真相是什么的标题，人们并没有多少相识。这样，对大众财政的讨论就通常显得过于菲薄、流于情势。本文偶然对当前的讨论作出评价，只想对此标题作一开端探究，以期引起各方作进一步研究的兴趣。
一、市场经济与大众财政
要探究大众财政的本质，离不开对市场经济的相识。由于大众财政作为财政范畴生长到市场经济阶段的产物，与市场经济有着本质讨论。市场经济的一个重要制度特性便是决策主体的多元化，或谓疏散决策。福利经济学第肯定理陈诉我们，如果市场是竞争性的和完全的，且没有外部性，那么疏散化平衡便是帕累托有屈从的。凭据西方经济学的最底子假定：经济中存在无数个厂商和斲丧者，那么议决斲丧者寻求自身屈从最大化，厂商寻求利润最大化的疏散决策，可以到达整个社会福利最大化（虽然，进一步的拓展中包罗了当局主体，而其目的函数也是寻求社会福利最大化的）。字串4
从政治学意义上，市场经济中疏散决策便是民主决策，因而市场经济也是民主经济。在得到这一结论之后，本文转向分析市场经济中当局存在的价钱和动因。
市场经济中确当局是在疏散决策底子上的团体选择的产物。在一个非常，私人商品和服务的交易重要依赖于市场的志愿的疏散决策。而在斲丧上具有非排他性、非竞争性的大众物品的存在，则要求有更强、更庞大确当局，对私人物品的偏好可以议决市场价钱机制所袒露，而大众物品的偏好难以在市场上表现出来，效果，一些物品大概生产的太少（比如：教诲和对穷人的收入再分配），而另一些物品又大概生产得太多（如污染和犯法）。这些大众物品都须要由当局来提供。
有人大概会提出质疑：我们可以议决差异情势的志愿举动处置惩罚大众物品标题，孕育产生更有屈从、更为同等的效果。比喻，我们可以相助修一条公路，使几小我私家获益，也可以议决变化污染量的志愿市场，相助低沉污染程度。但志愿举动面临两大难题，一是大众物品的性诘责题，比如大众服务大概招致“搭便车”举动，如果相助者修了路，但无力监测和控制这条路的使用，那么其他人就可以不付资当地使用它；二是达成和实验市场交易的交易用度大概太高。两个标题相互关联，修路的相助者大概能够达协议，但如果打扫其他人的资本过高，就不行制止“搭便车”举动。字串6
上述困难使得志愿举动大概、但总体上并不克不及办理市场失灵标题。客观上要求组成一个当局；提供大众物品并拥有欺压课税和发表执法的权利。但必须明确，市场经济的疏散特性不行能容忍一个独裁当局的存在，而只能孕育产生一个民主当局。由于当局的欺压性权利是由社会大众赋予的，是在疏散决策底子上团体选择的效果，用来办理疏散决策难以办理的种种标题。脱离了团体地民主决策，当局的权利就失去了基本。如果当局举动不克不及得到大众的支持，则当局的日子也就为期不远了。这一点在引入左券看法之后便会越发明确。
二、民主财政的焦点是左券部署
前文分析表明，当局是民主决策底子上团体选择的效果。那么，民主决策是议决何种机制来支配当局政策的呢？更进一步的，当局是怎样有用地提供大众物品的呢？这就回到经济学中的底子看法－－左券。
左券是一个或一组答应，当事人双方都以左券的履举动使命，取得举动权利。就左券孕育产生的源头看，第一源头是由于社会创造的配合需求和喜欢，社会的结谈判稳固等；第二源头在于劳动的专业化和交换；第三源头在于选择性。左券的实质在于筹划未来交换历程所孕育产生确当事人之间的种种干系。
市场经济本身便是一种左券经济，市场经济下的种种交易举动都是议决左券来完成的。在私人物品部门，生产者和斲丧者议决订立左券来实现交易。凭据左券，生产者向斲丧者提物，并取得斲丧者付出的价款；斲丧者从产物的斲丧中受益，但要付出人为。如果生产者提供的产物格次价高，则斲丧者可以拒绝付款并选择其他生产者。市场价钱机制保证了左券的推行。字串7
同样，大众物品生产部门也存在着当局（生产者）与大众（斲丧者）之间的左券。凭据这种左券，当局要为大众提供大众产物和服务，为此须要向大众征税来筹集资金；而大众从当局提供的大众物品中受益，但要付出纳税的价钱。如果当局不克不及为大众提供得意的大众服务，就会失去大众的支持，如果应当局是一个独裁独裁确当局，还大概维持一个时期（但也有限度），如果是在民主政体下，应当局将会在推选中当选民所扬弃。因而，可以说投票机制保证了大众左券的推行。
如果对大众左券作进一步深入的分析可以看出，它与私人左券照旧有着很大区别的。首先，大众左券的订立者一方是大众团体，单个小我私家无法变化当局决策历程，但是，大众作为团体，就可变化当局税收和付出程度，以致可以变化当局财政制度。在民主制度下，小我私家在所偶然候都是一个潜伏到场者，不论他是否现实到场。更进一步，由于偏好差异而造成的优点辩说，可以议决订定公正的投票端正加以办理，使政治选择能够切合多数人的优点。
其次，也是最重要的，私人左券通常是完全信息的左券，订立双方对私人物品的信息都是很明确的；而大众左券则差异，当局会比大众对政策实验效果有更多的相识，比如，当局更明确修筑一条公路的拨款是否得到了有用使用。字串1
这就存在着一个序贯博弈（信息差异错误称下的动态博弈）：
辽宁省文化建设迅速发展的同时，该领域仍然存在思想观念滞后、居民文化消费结构单一、文化建设经费投入不足、文化资源挖掘利用不够等问题。较为突出的有：文化建设缺乏原创意识，文化领域经费投入不足，资金缺口较大，传统文化资源转化率低，文化建设结构不合理，文化创新能力不足。制约辽宁省文化建设发展的因素是多方面的，其中主要表现在文化建设核心关键技术自主研发能力不强、文化创新投入体制不完善、文化建设创新平台建设的缺失、文化创新人才支撑不足、文化建设制度创新需要加强以及体制机制、思想认识方面的障碍。而以上这些制约因素的形成，都与该领域的财政政策不足有直接或间接的关系。
（一）财政支持文化建设发展的总量不足尽管辽宁省财政对文化的经费投入逐年增加，文化建设有了较快发展，但就总体而言，辽宁省公共文化服务经费投入仍显不足，作为衡量文化建设投入的两项重要指标，即文化事业支出占财政支出比重、文化事业支出占科教文卫事业支出的比重都偏低。
（二）财政支出结构不尽合理首先，在财政投入的用途上，工资等维持性开支所占比例较高，而用于发展文化建设的经费严重不足，因此资金使用效率不高；其次，财政支出项目结构不尽合理，导致有限的财政支出未能全部用于满足广大人民群众基本的文化需求。
（三）财政投入的城乡、区域结构失衡辽宁省落后地区和发达地区的公共文化建设，无论是经费的基数，还是经费的增长速度，都存在明显差距。从城乡结构来看，省会沈阳及其它中心城市文化建设的财政投入较多，增长较快；而中小城市，尤其是农村地区则长期缺乏必要的财政投资，文化建设的资金缺口比较明显。
（四）公共财政在促进文化建设发展中的定位模糊地区文化建设主要由公共文化事业与文化产业两部分组成。公共财政对这两方面发挥的作用应当有所区别，不能采取“一刀切”的策略。对于公益性文化事业，必须坚持以政府为主导，以公共财政为支撑，以公益性文化单位为依托，按照公益性、均等性、便利性等要求，加强文化基础设施建设，完善公共文化服务网络，让人民群众广泛享有免费或优惠的基本公共文化服务。而对于经营性文化产业，应当以市场调节为基本手段，以经济效益为第一目标，通过各种财政政策手段为文化市场主体建立健全公平、公正、公开的市场竞争环境，努力促进文化产品产业化。
辽宁省文化产业的公共财政政策体系存在的不完善之处包括：对于文化企业的税收优惠政策并没有发挥长效激励作用，针对文化企业的税收减免政策适用范围、时效有限，难以形成持续有效的驱动力；税收优惠力度偏小，难以成为社会资本投资文化产业的增长点；公共财政的扶持在社会实践中主要偏于实力比较强大、拥有雄厚政治资源的国有文化企业或国家控股文化企业，而对于比较弱小、相对更需要资金支持的中小文化企业扶持力度较小。在无形资产难以有形质押的情况下，相对安全的投资对象必然获得有限公共财政资源和社会金融资本的青睐，愈是资金困难的民营中小文化企业获得融资愈是困难。“锦上添花易，雪中送炭难”。
二、优化辽宁省文化建设财政政策的建议
（一）增加财政投入基于前文分析，辽宁省文化建设支出占财政支出比重、文化建设支出占科教文卫事业支出比重都偏低，因此，应当逐年加大文化建设财政投入的绝对量，提高文化建设支出占财政支出比例。同时应当进一步拓宽文化建设投入来源渠道，重视文化事业费等专项用于文化改革发展资金的征收、管理和使用。
（二）优化财政支出结构对省内具有传统文化资源优势的文化项目，对省内未来文化产业发展具有重要战略意义的文化项目，对知名文化品牌和具有领军、先导作用的文化项目，对文化与科技相融合、代表文化产业发展潮流和方向的新兴创新型文化产业，对保障广大人民群众基本文化需求的文化事业应当予以重点扶持。
（三）加强文化领域人才培养文化建设的发展需要大批掌握最新科学知识和精湛专业技能的文化人才。文化建设的竞争归根到底是人才的竞争。增强文化建设“软实力”的一项重要内容就是文化人才的培养。因此，财政加大对文化建设的投入，应当协调文化、教育、人事等相关部门，大力开展“文化人才工程”，鼓励各类优秀的文化艺术人才脱颖而出。要制定优惠资助政策，拓宽引进人才渠道，吸引海内外高层次文化人才来省内发展；扶助省内高等院校人文学科和文化艺术类专业，提高其教育质量和办学水平，加快文化后备人才的培养；设立专项财政资金鼓励基层文化骨干人员进修培训。
（四）促进科技与文化的结合文化建设的发展和文化产品的不断丰富，离不开科学技术的支持，高端技术作为文化建设的动力和传播文化的载体，决定了文化产品的质量和文化传播的效果，提升文化建设领域的科技研发能力是其中不可忽视的一环。辽宁省应当运用财政手段，着力增强文化科技自主创新，促进辽宁省文化建设发展的社会支撑平台建设，加强文化领域核心技术、关键技术、共性技术攻关，加速文化科技创新成果转化和应用，提高各文化领域的技术装备水平。
因为中国财政政策对不同地区的经济具有不亚于货币政策的影响，故而本文在构建VAR模型的时候，同时采用了货币政策、财政政策、区域经济和区域物价水平等四个变量进行分析；并将样本区间设定为1979-2010年。在变量选取上，可以从金融机构贷款额、M0、M1、M2、拆借利率等货币政策工具中选取适合中国的货币政策变量。基于中国货币政策的实践经验以及数据的可得性，选取M1为货币政策变量。由于M1数据从1990年才开始公布，故而1979年至1989年的相关数据由M0代替。财政政策变量用中央政府财政支出增长率数据表示，并利用HP滤波处理之后得到的周期（Cycle）部分代替。由于货币、财政政策的目标为经济增长和物价稳定，所以用全国GDP和商品价格指数以及各省市GDP和商品价格指数作为货币、财政政策的最终目标变量。考虑到数据的可得性，选取1979-2010年的全国GDP、CPI、商品价格指数及M1、中央政府财政支出、人口数等全国年度数据；选取各省区的GDP商品价格指数、人口数等地区年度数据。GDP等样本数据来自《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、中经网统计数据库。对相关变量进行如下处理：首先，利用1978年为基年的定基比商品价格指数作为物价指数，将M1、省区GDP、中央政府财政支出变换为实际值。其中对区域GDP数据取自然对数并求一阶差分，以得到平稳序列。为了剔除因人口增长快慢而扭曲的货币政策对区域经济的影响，以各省区的人均GDP作为区域经济变量数据2。其次，与大部分研究直接得到各省区物价指数的平均值不同，我们以各个地区的实际生产总值占四大地区的实际国内生产总值总和的比重为权重，计算得到加权平均后的各省市商品价格指数（以商品价格指数1978=100为基准来求实际值）。这一做法提高了物价指数的精确度。最后，对各变量的实际值进行平稳化处理。
二、平稳性和协整检验及格兰杰因果关系
（一）平稳性检验
利用VAR模型做格兰杰（Granger）因果检验以及脉冲响应分析需满足序列平稳性条件，故利用ADF单位根分析检验各序列的平稳性。的单位根检验表明，财政政策变量（CZ）、货币政策变量、四大地区物价变量（SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI）、以及四大地区产出变量（SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI）取自然对数后的一阶差分值满足平稳性条件，且是一阶单整的
（二）协整检验
结合单位根检验和各个变量的图示，确定协整分析的常数项和时间趋势项；并利用AIC或SC最小准则确定最佳滞后阶数，对各变量进行协整分析。说明，经过对数变换后的地区人均GDP（LNGDP）、物价水平、货币和财政变量间只存在一个协整关系。因此初步判断货币、财政政策与产出和物价之间存在长期的稳定关系。
三、VAR模型及脉冲响应函数分析
（一）VAR模型估计结果
对实证模型的选择，近似主题的文献较多采用VAR、SVAR、VECM等模型做实证分析。虽然这些计量模型均无法准确捕捉改革开放后30年中的区域经济结构与宏观经济政策工具的变迁4，但考虑到研究的可行性以及参照同类文献的做法有利于比较，故本文仍采用VAR模型做实证分析5。利用VAR（k）模型对货币量（M1）、财政支出（CZ）分别与东部、东北部、中部、西部等不同区域的人均GDP及价格指数进行分析。东部、东北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原则确定，分别为3、1、1、1。表4货币量（M1）、财政支出（CZ）与四大区域产出及价格VAR模型估计结果注：估计结果下方的R-Squared值是单个方程的拟合优度。对货币量（M1）、财政支出（CZ）与东部人均GDP（SI_GR_DONG）、价格指数（SI_PR_DONG）四个变量之间的VAR（3）模型估计结果表明，前二个方程拟合优度稍小为0.72，后两个方程的拟合优度均在0.8以上，表明模型能较好解释变量之间的关系。因此本文主要考虑后两个方程的估计结果。货币量（M1）、财政支出（CZ）与东北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、价格指数（SI_PR_DONGBEI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.73之外，其他三个方程的拟合优度均在0.5以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。为了分析完整性，对东北、中部以及西部区域也进行脉冲响应分析。货币量（M1）、财政支出（CZ）与中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、价格指数（SI_PR_ZHONG）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.63之外，其他三个方程的拟合优度均在0.37以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。货币量（M1）、财政支出（CZ）与西部人均GDP（SI_GR_XI）、价格指数（SI_PR_XI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个个方程拟合优度为0.65之外，其他三个方程的拟合优度均在0.33以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。不过，VAR模型相对不那么在意拟合度和系数的显著性问题。下面采用脉冲响应函数来描述货币政策与财政政策的冲击，对各区域人均GDP和加权平均的商品零售价格指数造成的动态影响
（二）脉冲响应函数及累计脉冲响应函数的分析结果
在各VAR模型中，分别考虑狭义货币供应量（M1）及中央财政支出（CZ）变动在未来10年内对东部、东北部、中部、西部等4大区域人均GDP实际值、关于货币政策区域经济效应，东部、东北部、中部、西部四大区域在经历货币政策冲击之后，在第一年达到最大响应值，分别为0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。从大小来看，“东部中部东北部西部”。从区域经济效应累计值来看，货币政策冲击产生后，东部、东北部、中部区域在第二年达到最大累计响应值，而西部则第一年已达到最大累计响应值，分别为0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累计响应值大小来排序，也得到了“东部中部东北部西部”的类似排序。可见，货币政策区域效应的地区差异性并未随时间而有大的变化。另外，中国货币政策对西部区域几乎不产生影响。这点和Granger因果检验的结果是吻合的。关于货币政策区域物价效应，之前的Granger因果分析表明，在1%显著水平下，M1与中国各个区域的物价之间具有双向因果关系。而从脉冲响应分析结果来看，四大区域均在第二年达到响应峰值，分别为2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按响应大小来排序，为“东部东北部中部西部”。虽然货币政策区域价格效应也存在地区差异性效应，但是其区域价格效应差异远远小于区域经济效应。从上述脉冲响应分析结果可见，中国货币政策主要影响东部区域的经济和物价水平，其次为东北和中部区域，对西部区域的影响比较小。有意思的是，中国财政政策区域经济效应的大小排序恰好相反，为“西部中部东北东部”。并且财政政策达到响应峰值时间也属西部是最快的。不仅如此，财政政策累计效应也得到了“西部中部东北东部”的同样结果。可见与货币政策类似，财政政策区域经济效应的地区差异性也未随时间而起大的变化。综合来看，上述关于货币政策、财政政策区域经济效应的地区差异性结果，为我们构建合理的且相互补充的财政、货币政策组合提供了许多的可能性。这一结论和格兰杰检验结果具有相互印证性6。关于货币政策的时差，在整个区域货币政策实施第一年达到效应峰值，除了西部区域之外，第二年累计效应达到峰值，第三年开始起效应变为负。财政政策效应在西部第一年、在中部第二年、在东北第三年、在东部第四年达到效应峰值。不难发现，虽然从财政政策效应的大小来看，西部区域效果最明显，但其效果保持的时间较短。这可能与中西部区域支柱产业不足、区域竞争优势较低、区域产业单一等原因有关；财政政策实施初期主要投入在基础实施建设上，因而实行初期效果较明显，但因缺乏强有力的产业支撑，其后续拉动经济的作用有限，导致了其效果保持的时间较短。因此，截至目前，通过财政政策尚无法充分弥补因货币政策实施所导致的区域经济差距。有效发挥财政和货币政策组合的效力，可能需要更为有力的产业政策的配合。
四、结论
社会主义新农村建设是指对农村进行政治、经济、文化、教育、卫生、科技和社会发展等各个领域和诸多环节的建设，它包涵了社会主义物质文明和精神文明两个层次。也是统筹城乡经济发展，缩小城乡差距，实现农村小康水平，构建和谐社会的具体概括。财政作为国民经济重要的调节部门，如何通过财政政策促进社会主义新农村建设，是财政部门在新形势下重要的历史性任务。
一、政府积极为农村公共服务创造条件
社会主义新农村建设是一个涉及范围极其广泛的领域，包括农业基础设施建设、农业科技推广、农村公共卫生、农村义务教育、环境保护、文化娱乐、公共安全等诸多方面。从财政支持的角度讲，主要是为农村提供公共产品和公共服务。
二、加大财政转移支付力度，为不发达地区提供均等的公共服务和公共产品
社会主义新农村建设的重要内容是为农村提供公共服务，需要政府通过财政投入保证社会成员获得均等的公共产品和公共服务，体现社会公平原则。中央应根据地区经济发展水平、农村地区人口数量、地区财政收入水平等有关数据，制定地区财政收支平衡指标，确定地区财政应承担的公共服务支出水平，然后，中央财政根据全国公共服务平均水平，确定中央财政转移支付数额。同样一省区域内，由于同样存在经济基础、地理条件、资源情况的差异，因而也存在财政收入水平和支出水平的不同，存在着本地区农村公共服务水平的不同，需要省市级财政通过本省市范围内的财政转移支付来弥补财政收支缺口以及农村地区公共服务和公共产品投入的不足，使本地区农村人口获得均等的公共产品和公共服务，改善本地区农业生态环境和农业基础设施，提高落后地区教育水平和医疗水平，从而缩小与发达地区的差距。
三、引导社会资金投入社会主义新农村建设，弥补政府资金的不足
适应市场经济条件下农村公共服务发展的需要，通过国家、社会和个人多渠道共同投资，可以拓宽投资渠道和服务范围，促进社会主义农村建设的速度和提高公共服务的效率。首先，引导社会和个人投入农村公共服务。其次，合理利用国债资金和外国政府贷款。再次，鼓励社会团体和个人的福利赞助和捐赠。
四、加大农业基础设施投入力度，改善社会主义新农村建设的基础环境
一是大力加强农业重大工程的建设，搞好农田水利、中低产田改造和生态环境的保护。对一些重大农业基础设施建设工程，要实行中央和地方共同负责制，逐步扩大中央和省级小型农田水利补助专项资金规模，要继续搞好退耕还林、天然林保护、山区综合开发等生态建设工程，改善农业发展的生态环境。二是加大农村基础设施建设，改善农村交通条件，解决贫困地区人畜吃水困难，推进农村安全饮水工程建设速度。
五、加大农业科技和社会化服务体系支持力度，促进农业产业化发展
一是提高农业科技占财政支出的比重，保证农业科技投入稳定增长。每年要安排一定比例的国债资金用于农业科技投入，用于农业重大科技工程和重点农业科研基地的建设。二是要利用财政贴息、财政补贴和税收政策来引导社会资金投入农业科技。三是要发挥农业科技推广和社会化服务组织对农业产业化的促进作用，通过社会化服务组织联系科研机构和农业生产环节的桥梁作用，调动社会资源用于科技成果转化，支持农业科研单位和企业的多种形式的结合，鼓励有条件的企业根据市场需要搞科研，培养“公司+农户”、“科研+基地+农户”等多种科技推广和农业产业化发展模式，培养农业科技龙头企业，推动农业产业化发展。
六、加大农村公共卫生投入，改善农村医疗条件
一是加大财政支持力度，提高卫生投入比重，保证各级政府卫生预算支出不低于同期财政经常性支出增长的速度，并保证各级政府卫生投入向农村公共卫生倾斜。二是加强农村公共卫生经费管理，提高医疗服务水平，山西省已经制定了实施全省公共卫生体系和医疗救助体系规划，中央和省财政都投入了大量的资金，用于加强县、乡、村三级医疗服务网络的建设。财政部门要加强经费的监督管理，保证项目资的安全和有效使用。三是加快推进农村医疗救助制度建设步伐，加大对医疗救助资金的支持力度，扩大救助范围，提高救助水平，重点解决好农村五保户等贫困家庭的医疗救助问题。四是严格合作医疗资金管理，建立稳定的新型农村合作医疗筹资机制。认真总结试点工作以来一些有效的做法，积极探索形式多样、简便有效、农民认可的筹资办法。同时要加强资金管理，将提高补助标准所增加的资金最大程度地用到农民身上，以要避免出现基金透支，防范基金支出风险。
七、加大农村义务教育投入力度，改善农村教育条件
因为中国财政政策对不同地区的经济具有不亚于货币政策的影响，故而本文在构建VAR模型的时候，同时采用了货币政策、财政政策、区域经济和区域物价水平等四个变量进行分析；并将样本区间设定为1979-2010年。在变量选取上，可以从金融机构贷款额、M0、M1、M2、拆借利率等货币政策工具中选取适合中国的货币政策变量。基于中国货币政策的实践经验以及数据的可得性，选取M1为货币政策变量。由于M1数据从1990年才开始公布，故而1979年至1989年的相关数据由M0代替。财政政策变量用中央政府财政支出增长率数据表示，并利用HP滤波处理之后得到的周期（Cycle）部分代替。由于货币、财政政策的目标为经济增长和物价稳定，所以用全国GDP和商品价格指数以及各省市GDP和商品价格指数作为货币、财政政策的最终目标变量。考虑到数据的可得性，选取1979-2010年的全国GDP、CPI、商品价格指数及M1、中央政府财政支出、人口数等全国年度数据；选取各省区的GDP商品价格指数、人口数等地区年度数据。GDP等样本数据来自《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、中经网统计数据库。对相关变量进行如下处理：首先，利用1978年为基年的定基比商品价格指数作为物价指数，将M1、省区GDP、中央政府财政支出变换为实际值。其中对区域GDP数据取自然对数并求一阶差分，以得到平稳序列。为了剔除因人口增长快慢而扭曲的货币政策对区域经济的影响，以各省区的人均GDP作为区域经济变量数据2。其次，与大部分研究直接得到各省区物价指数的平均值不同，我们以各个地区的实际生产总值占四大地区的实际国内生产总值总和的比重为权重，计算得到加权平均后的各省市商品价格指数（以商品价格指数1978=100为基准来求实际值）。这一做法提高了物价指数的精确度。最后，对各变量的实际值进行平稳化处理。
二、平稳性和协整检验及格兰杰因果关系
（一）平稳性检验
利用VAR模型做格兰杰（Granger）因果检验以及脉冲响应分析需满足序列平稳性条件，故利用ADF单位根分析检验各序列的平稳性。的单位根检验表明，财政政策变量（CZ）、货币政策变量、四大地区物价变量（SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI）、以及四大地区产出变量（SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI）取自然对数后的一阶差分值满足平稳性条件，且是一阶单整的
（二）协整检验
结合单位根检验和各个变量的图示，确定协整分析的常数项和时间趋势项；并利用AIC或SC最小准则确定最佳滞后阶数，对各变量进行协整分析。说明，经过对数变换后的地区人均GDP（LNGDP）、物价水平、货币和财政变量间只存在一个协整关系。因此初步判断货币、财政政策与产出和物价之间存在长期的稳定关系。
三、VAR模型及脉冲响应函数分析
（一）VAR模型估计结果
对实证模型的选择，近似主题的文献较多采用VAR、SVAR、VECM等模型做实证分析。虽然这些计量模型均无法准确捕捉改革开放后30年中的区域经济结构与宏观经济政策工具的变迁4，但考虑到研究的可行性以及参照同类文献的做法有利于比较，故本文仍采用VAR模型做实证分析5。利用VAR（k）模型对货币量（M1）、财政支出（CZ）分别与东部、东北部、中部、西部等不同区域的人均GDP及价格指数进行分析。东部、东北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原则确定，分别为3、1、1、1。表4货币量（M1）、财政支出（CZ）与四大区域产出及价格VAR模型估计结果注：估计结果下方的R-Squared值是单个方程的拟合优度。对货币量（M1）、财政支出（CZ）与东部人均GDP（SI_GR_DONG）、价格指数（SI_PR_DONG）四个变量之间的VAR（3）模型估计结果表明，前二个方程拟合优度稍小为0.72，后两个方程的拟合优度均在0.8以上，表明模型能较好解释变量之间的关系。因此本文主要考虑后两个方程的估计结果。货币量（M1）、财政支出（CZ）与东北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、价格指数（SI_PR_DONGBEI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.73之外，其他三个方程的拟合优度均在0.5以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。为了分析完整性，对东北、中部以及西部区域也进行脉冲响应分析。货币量（M1）、财政支出（CZ）与中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、价格指数（SI_PR_ZHONG）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.63之外，其他三个方程的拟合优度均在0.37以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。货币量（M1）、财政支出（CZ）与西部人均GDP（SI_GR_XI）、价格指数（SI_PR_XI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个个方程拟合优度为0.65之外，其他三个方程的拟合优度均在0.33以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。不过，VAR模型相对不那么在意拟合度和系数的显著性问题。下面采用脉冲响应函数来描述货币政策与财政政策的冲击，对各区域人均GDP和加权平均的商品零售价格指数造成的动态影响
（二）脉冲响应函数及累计脉冲响应函数的分析结果
在各VAR模型中，分别考虑狭义货币供应量（M1）及中央财政支出（CZ）变动在未来10年内对东部、东北部、中部、西部等4大区域人均GDP实际值、关于货币政策区域经济效应，东部、东北部、中部、西部四大区域在经历货币政策冲击之后，在第一年达到最大响应值，分别为0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。从大小来看，“东部中部东北部西部”。从区域经济效应累计值来看，货币政策冲击产生后，东部、东北部、中部区域在第二年达到最大累计响应值，而西部则第一年已达到最大累计响应值，分别为0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累计响应值大小来排序，也得到了“东部中部东北部西部”的类似排序。可见，货币政策区域效应的地区差异性并未随时间而有大的变化。另外，中国货币政策对西部区域几乎不产生影响。这点和Granger因果检验的结果是吻合的。关于货币政策区域物价效应，之前的Granger因果分析表明，在1%显著水平下，M1与中国各个区域的物价之间具有双向因果关系。而从脉冲响应分析结果来看，四大区域均在第二年达到响应峰值，分别为2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按响应大小来排序，为“东部东北部中部西部”。虽然货币政策区域价格效应也存在地区差异性效应，但是其区域价格效应差异远远小于区域经济效应。从上述脉冲响应分析结果可见，中国货币政策主要影响东部区域的经济和物价水平，其次为东北和中部区域，对西部区域的影响比较小。有意思的是，中国财政政策区域经济效应的大小排序恰好相反，为“西部中部东北东部”。并且财政政策达到响应峰值时间也属西部是最快的。不仅如此，财政政策累计效应也得到了“西部中部东北东部”的同样结果。可见与货币政策类似，财政政策区域经济效应的地区差异性也未随时间而起大的变化。综合来看，上述关于货币政策、财政政策区域经济效应的地区差异性结果，为我们构建合理的且相互补充的财政、货币政策组合提供了许多的可能性。这一结论和格兰杰检验结果具有相互印证性6。关于货币政策的时差，在整个区域货币政策实施第一年达到效应峰值，除了西部区域之外，第二年累计效应达到峰值，第三年开始起效应变为负。财政政策效应在西部第一年、在中部第二年、在东北第三年、在东部第四年达到效应峰值。不难发现，虽然从财政政策效应的大小来看，西部区域效果最明显，但其效果保持的时间较短。这可能与中西部区域支柱产业不足、区域竞争优势较低、区域产业单一等原因有关；财政政策实施初期主要投入在基础实施建设上，因而实行初期效果较明显，但因缺乏强有力的产业支撑，其后续拉动经济的作用有限，导致了其效果保持的时间较短。因此，截至目前，通过财政政策尚无法充分弥补因货币政策实施所导致的区域经济差距。有效发挥财政和货币政策组合的效力，可能需要更为有力的产业政策的配合。
四、结论
因为中国财政政策对不同地区的经济具有不亚于货币政策的影响，故而本文在构建VAR模型的时候，同时采用了货币政策、财政政策、区域经济和区域物价水平等四个变量进行分析；并将样本区间设定为1979-2010年。在变量选取上，可以从金融机构贷款额、M0、M1、M2、拆借利率等货币政策工具中选取适合中国的货币政策变量。基于中国货币政策的实践经验以及数据的可得性，选取M1为货币政策变量。由于M1数据从1990年才开始公布，故而1979年至1989年的相关数据由M0代替。财政政策变量用中央政府财政支出增长率数据表示，并利用HP滤波处理之后得到的周期（Cycle）部分代替。由于货币、财政政策的目标为经济增长和物价稳定，所以用全国GDP和商品价格指数以及各省市GDP和商品价格指数作为货币、财政政策的最终目标变量。考虑到数据的可得性，选取1979-2010年的全国GDP、CPI、商品价格指数及M1、中央政府财政支出、人口数等全国年度数据；选取各省区的GDP商品价格指数、人口数等地区年度数据。GDP等样本数据来自《中国统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》、中经网统计数据库。对相关变量进行如下处理：首先，利用1978年为基年的定基比商品价格指数作为物价指数，将M1、省区GDP、中央政府财政支出变换为实际值。其中对区域GDP数据取自然对数并求一阶差分，以得到平稳序列。为了剔除因人口增长快慢而扭曲的货币政策对区域经济的影响，以各省区的人均GDP作为区域经济变量数据2。其次，与大部分研究直接得到各省区物价指数的平均值不同，我们以各个地区的实际生产总值占四大地区的实际国内生产总值总和的比重为权重，计算得到加权平均后的各省市商品价格指数（以商品价格指数1978=100为基准来求实际值）。这一做法提高了物价指数的精确度。最后，对各变量的实际值进行平稳化处理。
二、平稳性和协整检验及格兰杰因果关系
（一）平稳性检验
利用VAR模型做格兰杰（Granger）因果检验以及脉冲响应分析需满足序列平稳性条件，故利用ADF单位根分析检验各序列的平稳性。的单位根检验表明，财政政策变量（CZ）、货币政策变量、四大地区物价变量（SI_PR_DONG、SI_PR_DONGBEI、SI_PR_ZHONG、SI_PR_XI）、以及四大地区产出变量（SI_GR_DONG、SI_GR_DONGBEI、SI_GR_ZHONG、SI_GR_XI）取自然对数后的一阶差分值满足平稳性条件，且是一阶单整的
（二）协整检验
结合单位根检验和各个变量的图示，确定协整分析的常数项和时间趋势项；并利用AIC或SC最小准则确定最佳滞后阶数，对各变量进行协整分析。说明，经过对数变换后的地区人均GDP（LNGDP）、物价水平、货币和财量间只存在一个协整关系。因此初步判断货币、财政政策与产出和物价之间存在长期的稳定关系。
三、VAR模型及脉冲响应函数分析
（一）VAR模型估计结果
对实证模型的选择，近似主题的文献较多采用VAR、SVAR、VECM等模型做实证分析。虽然这些计量模型均无法准确捕捉改革开放后30年中的区域经济结构与宏观经济政策工具的变迁4，但考虑到研究的可行性以及参照同类文献的做法有利于比较，故本文仍采用VAR模型做实证分析5。利用VAR（k）模型对货币量（M1）、财政支出（CZ）分别与东部、东北部、中部、西部等不同区域的人均GDP及价格指数进行分析。东部、东北部、中部、西部的不同k值采用AIC或SC最小原则确定，分别为3、1、1、1。表4货币量（M1）、财政支出（CZ）与四大区域产出及价格VAR模型估计结果注：估计结果下方的R-Squared值是单个方程的拟合优度。对货币量（M1）、财政支出（CZ）与东部人均GDP（SI_GR_DONG）、价格指数（SI_PR_DONG）四个变量之间的VAR（3）模型估计结果表明，前二个方程拟合优度稍小为0.72，后两个方程的拟合优度均在0.8以上，表明模型能较好解释变量之间的关系。因此本文主要考虑后两个方程的估计结果。货币量（M1）、财政支出（CZ）与东北部人均GDP（SI_GR_DONGBEI）、价格指数（SI_PR_DONGBEI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.73之外，其他三个方程的拟合优度均在0.5以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。为了分析完整性，对东北、中部以及西部区域也进行脉冲响应分析。货币量（M1）、财政支出（CZ）与中部人均GDP（SI_GR_ZHONG）、价格指数（SI_PR_ZHONG）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个方程拟合优度为0.63之外，其他三个方程的拟合优度均在0.37以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。货币量（M1）、财政支出（CZ）与西部人均GDP（SI_GR_XI）、价格指数（SI_PR_XI）四个变量之间VAR（1）模型估计结果表明，除了第四个个方程拟合优度为0.65之外，其他三个方程的拟合优度均在0.33以下，表明模型解释变量之间的关系比较差。不过，VAR模型相对不那么在意拟合度和系数的显著性问题。下面采用脉冲响应函数来描述货币政策与财政政策的冲击，对各区域人均GDP和加权平均的商品零售价格指数造成的动态影响
（二）脉冲响应函数及累计脉冲响应函数的分析结果
在各VAR模型中，分别考虑狭义货币供应量（M1）及中央财政支出（CZ）变动在未来10年内对东部、东北部、中部、西部等4大区域人均GDP实际值、关于货币政策区域经济效应，东部、东北部、中部、西部四大区域在经历货币政策冲击之后，在第一年达到最大响应值，分别为0.020272、0.014757、0.014913、0.001565。从大小来看，“东部>中部>东北部>西部”。从区域经济效应累计值来看，货币政策冲击产生后，东部、东北部、中部区域在第二年达到最大累计响应值，而西部则第一年已达到最大累计响应值，分别为0.031895、0.018998、0.022865、0.001565。按累计响应值大小来排序，也得到了“东部>中部>东北部>西部”的类似排序。可见，货币政策区域效应的地区差异性并未随时间而有大的变化。另外，中国货币政策对西部区域几乎不产生影响。这点和Granger因果检验的结果是吻合的。关于货币政策区域物价效应，之前的Granger因果分析表明，在1%显著水平下，M1与中国各个区域的物价之间具有双向因果关系。而从脉冲响应分析结果来看，四大区域均在第二年达到响应峰值，分别为2.59148、2.136434、2.119478、1.789887。按响应大小来排序，为“东部>东北部>中部>西部”。虽然货币政策区域价格效应也存在地区差异性效应，但是其区域价格效应差异远远小于区域经济效应。从上述脉冲响应分析结果可见，中国货币政策主要影响东部区域的经济和物价水平，其次为东北和中部区域，对西部区域的影响比较小。有意思的是，中国财政政策区域经济效应的大小排序恰好相反，为“西部>中部>东北>东部”。并且财政政策达到响应峰值时间也属西部是最快的。不仅如此，财政政策累计效应也得到了“西部>中部>东北>东部”的同样结果。可见与货币政策类似，财政政策区域经济效应的地区差异性也未随时间而起大的变化。综合来看，上述关于货币政策、财政政策区域经济效应的地区差异性结果，为我们构建合理的且相互补充的财政、货币政策组合提供了许多的可能性。这一结论和格兰杰检验结果具有相互印证性6。关于货币政策的时差，在整个区域货币政策实施第一年达到效应峰值，除了西部区域之外，第二年累计效应达到峰值，第三年开始起效应变为负。财政政策效应在西部第一年、在中部第二年、在东北第三年、在东部第四年达到效应峰值。不难发现，虽然从财政政策效应的大小来看，西部区域效果最明显，但其效果保持的时间较短。这可能与中西部区域支柱产业不足、区域竞争优势较低、区域产业单一等原因有关；财政政策实施初期主要投入在基础实施建设上，因而实行初期效果较明显，但因缺乏强有力的产业支撑，其后续拉动经济的作用有限，导致了其效果保持的时间较短。因此，截至目前，通过财政政策尚无法充分弥补因货币政策实施所导致的区域经济差距。有效发挥财政和货币政策组合的效力，可能需要更为有力的产业政策的配合。
四、结论
