新發展格局下的財政政策選擇：政府支出還是稅收
——基于SVECM 模型的實證研究

李先玲，王 彥，康海媛

（中南民族大學經濟學院，湖北武漢 430074）

財政政策作為調控經濟的重要手段，被各國廣泛用于應對各類危機。2008 年美國“次貸危機”引發全球性金融危機，美國實施了1 500 億美元經濟刺激方案和1 680 億美元減稅計劃；中國實施了4萬億元人民幣投資規劃和5 000 億元人民幣減稅計劃。2020 年受到新冠疫情的巨大沖擊，全球經濟陷入自二戰以來最嚴重的深度衰退。據國際貨幣基金組織（IMF） 統計，截至2020 年11 月，全球主要國家通過的財政刺激計劃已高達12 萬億美元。其中，2020年3 月美國推出了2.2 萬億美元的新冠經濟刺激法案，4 月又通過4 840 億美元的追加刺激法案，12月美國又實施了總規模9 000 億美元的新冠紓困法案和政府撥款法案。2020 年歐盟陸續推出5 400 億歐元的抗疫救助計劃和7 500 億歐元的歐盟復蘇基金。在亞洲，日本推出了三次大規模經濟刺激計劃，總規模超過300 萬億日元；中國發行了1萬億元人民幣抗疫特別國債。雖然世界各國政府對財政刺激計劃都抱有很大的期望，但是這些財政政策究竟能夠發揮多大的宏觀經濟效應，是一個值得深入探討的問題。

當前新冠疫情加劇逆全球化趨勢，中國發展面臨百年未有之大變局。厘清財政政策在中國經濟中發揮的效應，對于構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局，確保我國經濟長期持續健康發展，具有重要的現實意義。

一、文獻綜述

財政政策對宏觀經濟的影響一直是學術界研究的焦點，國內外學者對該問題開展了大量深入研究，但無論是理論分析還是經驗研究都尚未形成統一的結論。從財政收支方向來看，現有相關文獻可分為兩類：

一是財政支出的宏觀經濟效果研究。國外學者大多認同財政支出具有連續的正向產出效應，但在財政支出對消費、工資、就業和進出口等宏觀經濟變量的影響效應上，國外學者仍然存在分歧。D'ALESSANDRO 等[1]、FATAS 等[2]、CALDARA 等[3]認為一個正向的政府支出會持續顯著提高私人消費。RENDAHL[4]、BURNSIDE 等[5]認為增加政府支出，有利于降低工資，進而增加就業。而MOUNTFORD 等[6]則認為正向的政府支出對私人消費影響并不顯著。RAMEY[7]認為政府支出是擠入還是擠出投資取決于政府支出增加的持續性。BARRO[8]的經典文獻表明，雖然戰爭時期的政府支出乘數大于和平時期，但和平時期政府支出乘數接近0，是因為政府支出擠出了私人消費。而國內學者在財政支出對經濟增長、消費、工資、就業等宏觀經濟變量的影響效應上都存在分歧。尹彥輝等[9]認為，在新冠肺炎疫情沖擊下，政府支出可在一定程度上提振消費，增加就業和產出，但也有一定的“負效應”。張曉芳[10]認為，財政支出雖然短期能夠促進產出和消費，但在長期會推高利率和匯率，對產出、消費和私人投資產生擠出效應。而王文甫[11]則認為，財政支出對經濟增長的短期影響不顯著，而且長期有顯著抑制作用。卞志村等[12]認為政府支出對消費和投資有擠入效應，而高慧清等[13]則認為財政支出對產出有擠入效應，但對出口有擠出效應。金春雨等[14]認為財政支出效果在不同時期是動態非線性變化的。饒曉輝等[15]認為財政支出的資金投向會影響其經濟效應大小。

二是財政收入的宏觀經濟效果研究。稅收是現代國家財政收入的主要來源，因此國內外學者側重研究稅收的宏觀經濟影響，其研究結論同樣存在分歧。國外學者RAMEY[16]、MERTENS 等[17]使用敘事法（Narrative Approach） SVAR 模型識別并估計外生稅收變化的宏觀經濟效應，發現預期外的稅收增加對產出以及其他宏觀經濟變量有很強的負面沖擊。MOUNTFORD 等[6]運用符號約束法（Sign-restrictions Approach） SVAR 模型估計，得到類似結論。而BLANCHARD 等[18]使用制度信息法識別財政政策沖擊，研究稅收對宏觀經濟的影響，得到截然相反的結論。GUNASINGHE 等[19]認為稅收和政府支出具有長期的政策效應，而且稅收的反向效應比政府支出的大。國內學者王文甫等[11]使用符號約束SVAR，研究發現財政收入增加會對產出、消費、投資產生負面效應。張巖[20]基于DSGE 模型的研究認為對消費和勞動收入減稅會擠入總產出和家庭消費，卻擠出私人投資；對資本收入和企業所得減稅則會增加私人投資，但會降低產出。蔡明超等[21]基于DGEM 的研究認為，提高消費稅等非扭曲性稅收，能夠促進經濟增長，而提高扭曲性稅收則會降低經濟增長率。金春雨等[14]認為，在亞洲金融危機時期和經濟新常態時期，擴大財政收入在短期和長期都會導致產出下降；而在全球金融危機時期，擴大財政收入能促進產出的短期增長。

綜合來看，現有相關研究大多使用SVAR、VAR 方法。首先，這類方法適用于平穩時間序列。而多數經濟變量是非平穩的，為滿足平穩性要求，常需要對變量進行差分處理。但差分后的數據一方面會散失部分原始信息，另一方面存在經濟含義不明確的問題。其次，該類方法未考慮變量間的長期協整關系，不區分持久沖擊和暫時沖擊。另外，現有相關研究大多使用月度或季度數據建模，導致這些研究更多反映短期效應而非長期效應。針對上述問題，本文基于年度數據構建SVECM 模型，既可以充分使用變量水平值信息，又可通過脈沖響應函數、預測方差分解等方法分析宏觀經濟變量在受到財政政策結構性沖擊后的短期和長期動態路徑[22]。最后，與向量誤差修正模型（VECM） 相比，SVECM通過對VECM施加約束，其結果更具有經濟學含義。

二、研究方法及數據來源

（一） SVECM模型介紹

如果模型中變量存在協整關系，p 階向量誤差修正模型VECM（p）可表示為下式：

由于方程（1） 不能明確表示重要變量間的當前關系、模型誤差項與結構沖擊之間關系，只能間接體現于誤差項相關系數矩陣，導致模型經濟含義不夠明朗[22]。結合Beveridge-Nelson 分解、VECM 誤差項和結構沖擊，方程（1） 能夠表示為如下無窮階向量移動平均過程MA（∞）：

降秩矩陣Ξ 的秩為K-r，r 是協整關系個數。這意味著矩陣Ξ 最多有r 個列向量能被設置為0。因此，最多有r 個I（0）結構沖擊有暫時性效應，至少有（K-r）個I（1）結構沖擊具有永久性效應。由于I（1）過程具有永久記憶性，因此永久性沖擊可視為I（1）結構信息對單位標準差沖擊反應的累積效應。

（二） 變量定義及數據來源

考慮到新發展格局下，我國經濟以國內大循環為主，因此宏觀經濟效應從產出、消費、就業和投資四個方面衡量，相應選取的指標分別為人均實際產出（rpgdp）、第二三產業就業量（emp23）、人均實際消費（rrcons）、人均實際固定資本形成（pfix）。由于財政政策分為政府支出和政府收入兩類，因此政府支出政策指標選取人均財政預算支出（pgfin）代表，政府收入政策變量使用人均實際直接稅收（pdtax） 和人均實際間接稅收（pintax） 兩個指標表示；控制變量為居民消費者價格指數（cpi）。其中，間接稅收收入計算方法：2000 年及以前使用工商稅收與關稅之和，減去個人所得稅、企業所得稅表示；2001 年以后使用增值稅、消費稅、營業稅、進口消費增值稅、增值稅出口退稅、資源稅、城鎮維護建設稅之和表示。直接稅收收入計算方法為：2000 年及以前使用農業各稅、企業所得稅和個人所得稅之和表示；2001 年為各項稅收總和減去間接稅收收入。

以上年度數據主要來源于EPS 數據庫、《新中國六十年統計資料匯編》，時間跨度為1952—2019年。其中，居民消費者價格指數、GDP 平減指數以1978 年為基期，其余的人均實際變量計算方法為該變量名義總量除以總人口后再剔除通貨膨脹影響。在構建SVEC 模型時，采用這些變量的對數形式（下文中以變量名前添加ln 表示）。

三、建模前的預備檢驗

（一） 單位根檢驗

本文使用標準增強DICKEY-FULLER 方法、ZIVOT 和ANDREWS 斷點單位根檢驗方法[24]，分別對8 個變量的水平值及其一階差分進行檢驗（見表1）。其中，單位根檢驗的原假設H0：存在單位根，備選假設H1：不存在單位根。使用ZIVOT 和ANDREWS 斷點單位根檢驗的目的是判斷時間序列變量的結構斷點是否會影響其單整過程。

從表1 的單位根檢驗結果可知，在5%顯著性水平下，無論是否考慮斷點，8 個變量水平值的ADF檢驗統計量都大于相應臨界值，不能拒絕原假設H0，表明這8 個變量是非平穩數據序列。在5%顯著性水平下，無論是否考慮斷點，8 個變量一階差分的ADF 檢驗統計量都小于相應臨界值，拒絕原假設H0，表明這8 個變量的一階差分是平穩的。因此，在5%顯著性水平下，本文8 個變量的內源性斷點并未影響其平穩性，而且這些變量都是一階差分平穩過程I（1）。

（二） 協整檢驗

長期的識別策略是基于模型變量之間的協整關系。為了準確判斷模型變量協整的階數，采用最大特征值檢驗和跡檢驗。使用SBIC 和HQIC 信息準則，協整檢驗的向量自回歸（VAR） 模型的滯后階數選擇為滯后1 階（見表2）。

根據表2 的協整檢驗結果，按協整關系個數r從小到大，依次判斷，直到不能拒絕原假設為止。首先，針對原假設H0∶r≤0，備選假設H1∶r＞0，在5%顯著水平下，跡檢驗、最大特征值檢驗統計量分別為175.801、79.643，都大于其相應的臨界值，拒絕原假設，說明這8 個變量之間存在的協整關系個數大于0。然后，繼續檢驗原假設H0∶r≤1，備選假設H1∶r＞1，在5%顯著水平下，跡檢驗、最大特征值檢驗統計量分別為96.158、34.746，都小于其相應的臨界值，不能拒絕原假設H0∶r≤1，說明這8 個變量之間存在的協整關系個數r 不大于1。因此，綜合來看，lnpgfin、lnemp23、lnrpgdp、lnpdtax、lnpintax、lncpi、lnrrcons、lnpfix 之間存在一個長期均衡的協整關系。

四、SVEC 模型分析

（一） 沖擊識別

為能夠恰好識別結構沖擊，需要對8 個變量的SVECM 模型的同期影響矩陣（B） 和長期影響矩陣（ΞB） 施加28 個約束條件。

由于上述8 個變量間存在一個協整關系（r=1），所以長期影響矩陣（ΞB） 中可設置一個零列向量，其秩減少1，該零列向量僅提供7 個獨立的零排除約束條件。因此，還需要另外21 個零約束條件來唯一識別SVECM模型。約束條件具體設置方法如下：

首先，根據長期的貨幣中性假設，價格變量（lncpi） 對模型的所有實際變量僅有短暫影響，無持久影響。這表現為：長期影響矩陣（ΞB） 第6 列全部為零，同期影響矩陣（B） 的第六列全部非零。

其次，基于數據是年度數據，以及政府支出與稅率決策的有關時序觀點，可以確定變量的排序及短期影響關系：1.與稅收相比，政府支出對產出的響應較小（MUINELO-GALLO 等[25]）。根據凱恩斯理論，政府支出具有調節經濟的功能，會影響同期就業，進而影響同期產出，但反向關系不成立。因此，排在向量yt前三位的變量依次為政府支出、就業和產出。2.政府稅收以總支出為條件[25]。經濟活動的擴大可以在短期內增加直接和間接稅收收入。因此，總產出對直接和間接稅收收入都具有同期影響。而直接稅收會影響可支配收入和投資回報，從而影響消費和投資水平，進而決定了間接稅收水平。所以，直接稅收收入、間接稅收收入依次排在總產出后面。3.假定預期價格cpi 將受到實際變量（產出、消費、就業） 和財政政策變量（政府支出、直接稅收和間接稅收） 的同期影響。4.消費會受到財政政策、就業、產出的同期影響。根據凱恩斯需求理論，當期消費和投資會影響當期產出，從而影響當期價格。5.消費和投資作為驅動經濟增長的兩大關鍵因素，消費需求的滿足離不開投資，而投資也需要消費提供支撐，因此，兩者彼此制約、相互影響。

表1 變量單位根及斷點單位根檢驗結果

表2 協整檢驗結果

依據上述約束條件和假定，可設置如下同期影響矩陣（B） 和長期影響矩陣（ΞB），實現8 個變量的SVECM模型的恰好識別：

（二） 脈沖響應分析

SVEC 模型利用變量間存在的協整關系來識別結構沖擊。由于所有變量都為對數形式，因此所有脈沖響應函數（IRF） 中的相應度量單位都是百分比。在為SVEC 模型的所有IRF 構造置信區間（CI）時，采用基于Bootstrap 重復抽樣生成的1 000 個樣本構造95%置信區間，該區間具有內在的偏差校正功能，其結果更加可靠[19]。在所有的脈沖響應函數圖（圖1、圖2、圖3） 中，實線表示平均響應函數曲線IRF，虛線表示置信區間。

1.政府支出沖擊影響。從圖1 可看出，當出現政府支出lnpgfin 增加一單位標準差的沖擊時，產出lnrpgdp 在第1 年會隨之出較大幅度增加（超過2%），在第2 年時lnpgfin 沖擊對lnrpgdp 的影響會急劇下降，之后lnpgfin 沖擊對lnrpgdp 仍有正向影響，但其影響程度隨著時間推移緩慢下降，到第5年其影響程度大致穩定在1%。另外，從統計意義來看，該政府支出lnpgfin 的正向沖擊對產出lnrpgdp的影響僅在前兩年是顯著的，之后都不顯著。在第1 年，消費lnrrcons 受到政府支出lnpgfin 的一單位標準差的正向沖擊后，僅有小幅增加（不到1%），但是隨著時間推移，其影響程度先出現大幅度增加，后大致穩定在4%的水平。但是，從統計意義來看，該正向的政府支出lnpgfin 沖擊對消費lnrrcons 的影響在所有時期都是不顯著的。政府支出lnpgfin 一單位標準差正向沖擊在第1 年對就業lnemp23 有較大幅度的正面影響（大約4.7%），但隨后該影響程度呈現先緩慢下降后穩定的趨勢。從統計意義來看，一個正向的政府支出lnpgfin 沖擊對就業lnemp23 的影響僅在第1 年是顯著的，其余所有時期都是不顯著的。針對政府支出lnpgfin 的一個正向沖擊，投資lnpfix 在第1 年和第2 年都有較大幅度增加（分別約為8.7%和8.9%），隨后其影響緩慢下降，到第4 年時其影響已經基本維持在5%左右。從統計意義來看，該正向的政府支出lnpgfin 沖擊對lnpgfin 的影響僅在前三年是顯著的。

綜上可知，當政府支出lnpgfin 增加時，短期會對產出lnrpgdp、就業lnemp23 和投資lnpfix 產生顯著的正面影響，從長期來看該沖擊的影響具有一定持續性，但該長期影響在統計上并不顯著。正向的政府支出沖擊，在短期和長期都會對消費lnrrcons產生正面影響，但是該影響在統計上并不顯著。此處財政支出政策的短期經濟效應結論與RENDAHL[4]、BURNSIDE 等[5]、卞志村等[12]的觀點一致，而長期效應經濟結論與FATAS 等[2]的觀點不完全一致。其原因可能在于：中國經濟具有明顯的投資驅動特征，當私人部門需求和投資不足時，政府常會實施大規模基礎設施建設，短期對消費、投資和就業都有拉動效應，但是由于受到保障和收入水平偏低的影響，居民消費持續增長受到限制。

2.直接稅收沖擊影響。從圖2 可看出，當直接稅收lnpdtax 出現增加一單位標準差的負面沖擊時，產出lnrpgdp 在第1 年幾乎沒有受到影響，隨后該沖擊會先對lnrpgdp 產生微弱的負面影響，接著轉變為微弱的正面影響，最后該沖擊的影響幾乎衰減為零；消費lnrrcons 在第1 年對該沖擊幾乎沒有反應，但是隨著時間推移，其影響程度會逐步小幅增加，最終穩定在2%左右水平；該沖擊在第1 年對lnemp23有微弱的正面影響，之后該影響程度有小幅增減，在第5 年達到最大值后有細微的下降趨勢。該沖擊在第1 年對lnpfix 有較弱的負面影響，之后該負面影響繼續增強，到第3 年時達到最大，隨后該負面影響緩慢減弱，減弱至大約0.9%水平后開始趨于穩定。

綜合來看，增加直接稅收lnpdtax 的負面沖擊，在短期會對產出lnrpgdp、投資lnpfix 產生負面影響，對就業lnemp23、消費lnrrcons 有一定程度的正面影響，但是在統計上這些短期影響都不顯著。雖然直接稅收lnpdtax 沖擊對產出lnrpgdp、投資lnpfix 和消費lnrrcons 的影響有微弱的持續性，但是在統計上其長期影響同樣不顯著。此處直接稅收的經濟效應結論與RAMEY[16]、王文甫等[11]的觀點不完全一致，其原因在于：一是RAMEY[16]、王文甫等[11]考慮的是總稅收；二是與主要發達國家相比，中國直接稅占比偏低，特別是個人所得稅占比嚴重偏低。

3.間接稅收沖擊影響。從圖3 可看出，當間接稅收lnpintax 增加一單位標準差時，第1 年的產出lnrpgdp 幾乎不受影響，隨后間接稅收lnpintax 沖擊對lnrpgdp 產生負面影響，該負面影響先快速增大，然后又快速回落至-0.9%左右，并長期維持在該水平。增加間接稅收lnpintax 的負面沖擊，該沖擊對第1 年消費lnrrcons 有一個非常微弱的正面影響，但隨后該正面影響急速下降，并轉變為負面影響，在第5 年時該沖擊對lnrrcons 的負面影響達到-6%左右，之后在該水平上小幅波動。間接稅收lnpintax增加的負面沖擊，對第1 年產出lnemp23 幾乎沒有影響，但在第2 年時該沖擊對lnemp23 的負面影響達到最大，隨后該影響緩慢減弱，減至-1.5%左右后基本穩定在該水平。間接稅收lnpintax 增加的負面沖擊，對第1 年投資lnpfix 有微弱的負面影響，之后該負面影響先急速增強，隨后在第3 年時達到最大后開始緩慢減弱，并最終穩定在-5%左右。

圖1 實際變量對政府支出沖擊的脈沖響應函數

圖2 實際變量對直接稅收沖擊的脈沖響應函數

綜合來看，增加間接稅收lnpintax 的負面沖擊，短期對產出lnrpgdp、投資lnpfix、就業lnemp23 和消費lnrrcons 有非常弱的影響，而且在統計上都不顯著。雖然間接稅收lnindtax 沖擊對產出lnrpgdp、投資lnpfix、就業lnemp23 和消費lnrrcons 的影響有一定持續性，但是僅投資lnpfix 的長期影響在統計上是顯著的。此處間接稅收的經濟效應結論與張巖[20]的觀點部分一致，也與以增值稅為主的間接稅是中國最大稅種的現實基本相符。這意味著：如果提高間接稅，可能會對投資產生長期影響。

圖3 實際變量對間接稅收沖擊的脈沖響應函數

（三） 預測方差分解

1.產出預測方差分解。表3 顯示了各變量解釋lnrpgdp 預測方差的比例。在第1 年，lncpi 和政府支出lnpgfin 分別解釋lnrpgdp 變異的38%和32%，lnrpgdp 和就業lnemp23 分別解釋產出lnrpgdp 變異的18%和11%，而直接稅收、間接稅收、投資和消費對產出lnrpgdp 變異基本無解釋能力。第5 年，產出lnrpgdp、投資lnpfix 對產出lnrpgdp 變異的解釋比例分別提升至36%、25%，lnpintax 和lnrrcons 的解釋比例分別增加至7%和6%，而lnpgfin、lncpi、lnemp23 的解釋比例則分別下降至10%、9%和7%。第10 年，lnrpgdp 和lnrrcons 對產出lnrpgdp 變異的解釋比例分別增至48%和11%，并且后期繼續緩慢增 加；lnpgfin、lnpintax、lncpi 和lnpfix 對 產 出lnrpgdp 變異的解釋比例分別為5%、5%、4%和19%，后期都有小幅下降趨勢；lnemp23 對產出lnrpgdp 變異的解釋比例則一直維持7%；lnpdtax 對產出lnrpgdp 變異仍然沒有解釋能力。

綜合來看，財政支出對產出lnrpgdp 波動有較強的短期解釋能力，而財政收入則缺乏短期解釋能力；但從長期解釋能力來看，產出lnrpgdp 波動主要由其自身解釋，間接稅收和財政支出的解釋能力都不強，而直接稅收則無解釋能力。這意味著：財政支出政策對GDP 有明顯的短期影響，但其影響的持久性有限；而財政收入政策對GDP 短期和長期影響能力都有限。

2.消費預測方差分解。表4 顯示了各變量解釋消費預測方差的比例。第1 年，消費lnrrcons 變異的90%由其自身解釋，lnrpgdp 和lnemp23 僅分別解釋消費lnrrcons 變異的9%和1%，而直接稅收、間接稅收、投資和lncpi 對消費lnrrcons 變異無解釋能力。第5 年，消費lnrrcons 對其自身變異的解釋比例降至75%，間接稅收lnintax、就業lnemp23 的解釋比例都增至8%，lnpgfin、lnpfix 的解釋比例都上升至3%，產出lnrpgdp 的解釋比例則降至3%，lnpdtax 的解釋比例微增至1%。第10 年，消費lnrrcons 對其自身變異解釋比例繼續下降至71%，之后有繼續小幅下降的趨勢；間接稅收lnintax、lnemp23 的解釋比例都提高至10%，且lnintax 的后期解釋能力有緩慢增加趨勢，而lnemp23 的后期解釋能力則保持不變；lnpgfin、lnrpgdp 和lnpdtax 的解釋比例分別為4%、1%和1%，且后期解釋能力都保持不變；lnpfix 的解釋比例為3%，后期有小幅增加；lncpi 對消費lnrrcons 變異一直都沒有解釋能力。

綜合來看，在第1 年消費lnrrcons 的波動主要由自身解釋，財政支出和財政收入變量都無解釋能力；但從中長期來看，財政支出和財政收入對消費波動的解釋能力都有增強趨勢，其中間接稅收增加幅度是最大的。這意味著：財政支出和財政收入政策對消費無明顯的短期影響，但是對消費有一定程度的中長期影響。

3.就業預測方差分解。表5 顯示了各變量對就業lnemp23 預測方差的解釋比例。第1 年，就業lnemp23 變異的85%由其自身解釋，剩余15%由政府支出lnpgfin 解釋，而其余變量均無解釋能力。第5 年，就業lnemp23 仍然可以解釋其自身變異的76%，投資lnpfix 可解釋的比例上升至12%，政府支出能解釋的比例則下降至9%，lnrpgdp 和lnpintax的解釋比例分別增加至1%和2%，而lnpdtax、lncpi、lnrrcons 仍然無解釋能力。第10 年，lnemp23和lnpgfin 的解釋比例分別降至75%和8%，且后期解釋能力都有小幅下降；lnrpgdp 和lnpfix 的解釋比例分別為2%和13%，后期都有小幅度的上升；而lncpi、lnrpgdp 和lnrrcons 對就業變異幾乎無解釋能力。

綜合來看，在第1 年就業lnemp23 波動主要由自身解釋，但財政支出也有一定的解釋能力；從中長期來看，財政支出對就業波動的解釋能力有一定程度降低，而間接稅收的解釋能力有小幅度增強。這意味著：財政支出政策對就業有一定程度的短期和長期影響，但是稅收政策對就業的短期和長期影響都異常微弱。

4.投資預測方差分解。表6 顯示了各變量解釋投資lnpfix 預測方差的比例。第1 年，投資lnemp23的變異有41%可由政府支出lnpgfin 解釋，有22%可由其自身解釋，lncpi 和lnemp23 可分別解釋17%和15%，lnrpgdp 和lnrrcons 僅分別解釋了4%和1%，而直接稅收、間接稅收則無解釋能力。第5 年，lnpgfin、lnpfix、lnemp23 和lncpi 對投資lnpfix 變異的解釋比例分別下降為31%、7%、12%和9%，而lnrpgdp、lnpintax 的解釋比例分別大幅上升至15%和22%，lnrrcons 和lnpdtax 的解釋比例分別小幅增為3%和1%。第10 年，lnrpgdp、lnpintax 和lnrrcons對投資lnpfix 變異的解釋比例分別增加至23%、23%和6%，且后期解釋能力都有增加趨勢；lnpgfin、lnemp23、lncpi 和lnpfix 對投資lnpfix 變異的解釋比例分別下降至30%、7%、5%和4%，后期解釋能力都有下降趨勢；而lnpdtax 的解釋比例則維持在1%的水平。

綜合來看，在第1 年投資lnpfix 的波動主要由財政支出解釋，而財政收入則無解釋能力；從中長期來看，財政支出對投資波動的解釋能力有小幅度下降，但仍然保持較高水平，而間接稅收的解釋能力明顯增強，并成為投資lnpfix 波動的主要解釋因素之一。這意味著：無論是短期還是長期，財政支出政策對投資都有較大影響；直接和間接稅收對投資基本沒有短期影響，但是間接稅收對投資有較大的長期影響。

五、結論

本文基于SVECM 模型對中國財政政策宏觀經濟效應的實證分析表明：1.正向財政支出沖擊對GDP、就業和投資的短期正面影響顯著，但該影響不具有持續性，對消費的短期和長期影響都不顯著；2.無論是短期還是長期，直接稅收對產出、就業、消費和投資的影響有限；3.正向的間接稅收沖擊對產出、就業、消費的負面影響并不顯著，但對投資的長期負面影響是顯著的。

上述結論的政策含義在于：1.繼續運用積極財政支出政策應對經濟下行壓力。結論表明，增加財政支出對投資有短期擠入效應，對產出和就業也有短期正面影響。因此，在當前受疫情影響全球經濟嚴重衰退的背景下，運用積極財政支出政策，既可穩定經濟，又可增加投資和就業，是實現黨中央“六穩六保”工作的保障。2.優化財政支出結構，提振居民消費。結論顯示，增加財政支出雖然對產出、投資、就業有短期正面效應，但是對居民消費無顯著影響。其原因可能在于：在傳統GDP 指標評價體系下，基建類支出有“立竿見影”的作用，更受地方政府偏好，導致民生保障類支出相對不足，居民不敢消費。因此，有必要增大民生保障性財政支出比重，釋放居民消費潛力。3.優化稅收結構，降低間接稅比重。結論顯示，增加間接稅有一定程度的負面經濟效應，而增加直接稅收則沒有顯著經濟效應。其原因可能在于：間接稅大多為流轉類稅，具有易轉嫁的特點，而且中國稅收制以間接稅為主，這導致增加間接稅相當于提高商品價格，可能降低商品消費需求，進而影響投資。因此，降低間接稅收比重，有利于發揮其對經濟的長期正面效應。

表3 產出lnrpgdp 預測方差分解

表4 消費lnrrcons 預測方差分解

表5 就業lnemp23 預測方差分解

表6 投資lnpfix 預測方差分解