新发展格局下的财政政策选择：政府支出还是税收——基于SVECM 模型的实证研究

李先玲，王 彦，康海媛

（中南民族大学经济学院，湖北武汉 430074）

财政政策作为调控经济的重要手段，被各国广泛用于应对各类危机。2008 年美国“次贷危机”引发全球性金融危机，美国实施了1 500 亿美元经济刺激方案和1 680 亿美元减税计划；中国实施了4万亿元人民币投资规划和5 000 亿元人民币减税计划。2020 年受到新冠疫情的巨大冲击，全球经济陷入自二战以来最严重的深度衰退。据国际货币基金组织（IMF） 统计，截至2020 年11 月，全球主要国家通过的财政刺激计划已高达12 万亿美元。其中，2020年3 月美国推出了2.2 万亿美元的新冠经济刺激法案，4 月又通过4 840 亿美元的追加刺激法案，12月美国又实施了总规模9 000 亿美元的新冠纾困法案和政府拨款法案。2020 年欧盟陆续推出5 400 亿欧元的抗疫救助计划和7 500 亿欧元的欧盟复苏基金。在亚洲，日本推出了三次大规模经济刺激计划，总规模超过300 万亿日元；中国发行了1万亿元人民币抗疫特别国债。虽然世界各国政府对财政刺激计划都抱有很大的期望，但是这些财政政策究竟能够发挥多大的宏观经济效应，是一个值得深入探讨的问题。

当前新冠疫情加剧逆全球化趋势，中国发展面临百年未有之大变局。厘清财政政策在中国经济中发挥的效应，对于构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局，确保我国经济长期持续健康发展，具有重要的现实意义。

一、文献综述

财政政策对宏观经济的影响一直是学术界研究的焦点，国内外学者对该问题开展了大量深入研究，但无论是理论分析还是经验研究都尚未形成统一的结论。从财政收支方向来看，现有相关文献可分为两类：

一是财政支出的宏观经济效果研究。国外学者大多认同财政支出具有连续的正向产出效应，但在财政支出对消费、工资、就业和进出口等宏观经济变量的影响效应上，国外学者仍然存在分歧。D'ALESSANDRO 等[1]、FATAS 等[2]、CALDARA 等[3]认为一个正向的政府支出会持续显著提高私人消费。RENDAHL[4]、BURNSIDE 等[5]认为增加政府支出，有利于降低工资，进而增加就业。而MOUNTFORD 等[6]则认为正向的政府支出对私人消费影响并不显著。RAMEY[7]认为政府支出是挤入还是挤出投资取决于政府支出增加的持续性。BARRO[8]的经典文献表明，虽然战争时期的政府支出乘数大于和平时期，但和平时期政府支出乘数接近0，是因为政府支出挤出了私人消费。而国内学者在财政支出对经济增长、消费、工资、就业等宏观经济变量的影响效应上都存在分歧。尹彦辉等[9]认为，在新冠肺炎疫情冲击下，政府支出可在一定程度上提振消费，增加就业和产出，但也有一定的“负效应”。张晓芳[10]认为，财政支出虽然短期能够促进产出和消费，但在长期会推高利率和汇率，对产出、消费和私人投资产生挤出效应。而王文甫[11]则认为，财政支出对经济增长的短期影响不显著，而且长期有显著抑制作用。卞志村等[12]认为政府支出对消费和投资有挤入效应，而高慧清等[13]则认为财政支出对产出有挤入效应，但对出口有挤出效应。金春雨等[14]认为财政支出效果在不同时期是动态非线性变化的。饶晓辉等[15]认为财政支出的资金投向会影响其经济效应大小。

二是财政收入的宏观经济效果研究。税收是现代国家财政收入的主要来源，因此国内外学者侧重研究税收的宏观经济影响，其研究结论同样存在分歧。国外学者RAMEY[16]、MERTENS 等[17]使用叙事法（Narrative Approach） SVAR 模型识别并估计外生税收变化的宏观经济效应，发现预期外的税收增加对产出以及其他宏观经济变量有很强的负面冲击。MOUNTFORD 等[6]运用符号约束法（Sign-restrictions Approach） SVAR 模型估计，得到类似结论。而BLANCHARD 等[18]使用制度信息法识别财政政策冲击，研究税收对宏观经济的影响，得到截然相反的结论。GUNASINGHE 等[19]认为税收和政府支出具有长期的政策效应，而且税收的反向效应比政府支出的大。国内学者王文甫等[11]使用符号约束SVAR，研究发现财政收入增加会对产出、消费、投资产生负面效应。张岩[20]基于DSGE 模型的研究认为对消费和劳动收入减税会挤入总产出和家庭消费，却挤出私人投资；对资本收入和企业所得减税则会增加私人投资，但会降低产出。蔡明超等[21]基于DGEM 的研究认为，提高消费税等非扭曲性税收，能够促进经济增长，而提高扭曲性税收则会降低经济增长率。金春雨等[14]认为，在亚洲金融危机时期和经济新常态时期，扩大财政收入在短期和长期都会导致产出下降；而在全球金融危机时期，扩大财政收入能促进产出的短期增长。

综合来看，现有相关研究大多使用SVAR、VAR 方法。首先，这类方法适用于平稳时间序列。而多数经济变量是非平稳的，为满足平稳性要求，常需要对变量进行差分处理。但差分后的数据一方面会散失部分原始信息，另一方面存在经济含义不明确的问题。其次，该类方法未考虑变量间的长期协整关系，不区分持久冲击和暂时冲击。另外，现有相关研究大多使用月度或季度数据建模，导致这些研究更多反映短期效应而非长期效应。针对上述问题，本文基于年度数据构建SVECM 模型，既可以充分使用变量水平值信息，又可通过脉冲响应函数、预测方差分解等方法分析宏观经济变量在受到财政政策结构性冲击后的短期和长期动态路径[22]。最后，与向量误差修正模型（VECM） 相比，SVECM通过对VECM施加约束，其结果更具有经济学含义。

二、研究方法及数据来源

（一） SVECM模型介绍

如果模型中变量存在协整关系，p 阶向量误差修正模型VECM（p）可表示为下式：

由于方程（1） 不能明确表示重要变量间的当前关系、模型误差项与结构冲击之间关系，只能间接体现于误差项相关系数矩阵，导致模型经济含义不够明朗[22]。结合Beveridge-Nelson 分解、VECM 误差项和结构冲击，方程（1） 能够表示为如下无穷阶向量移动平均过程MA（∞）：

降秩矩阵Ξ 的秩为K-r，r 是协整关系个数。这意味着矩阵Ξ 最多有r 个列向量能被设置为0。因此，最多有r 个I（0）结构冲击有暂时性效应，至少有（K-r）个I（1）结构冲击具有永久性效应。由于I（1）过程具有永久记忆性，因此永久性冲击可视为I（1）结构信息对单位标准差冲击反应的累积效应。

（二） 变量定义及数据来源

考虑到新发展格局下，我国经济以国内大循环为主，因此宏观经济效应从产出、消费、就业和投资四个方面衡量，相应选取的指标分别为人均实际产出（rpgdp）、第二三产业就业量（emp23）、人均实际消费（rrcons）、人均实际固定资本形成（pfix）。由于财政政策分为政府支出和政府收入两类，因此政府支出政策指标选取人均财政预算支出（pgfin）代表，政府收入政策变量使用人均实际直接税收（pdtax） 和人均实际间接税收（pintax） 两个指标表示；控制变量为居民消费者价格指数（cpi）。其中，间接税收收入计算方法：2000 年及以前使用工商税收与关税之和，减去个人所得税、企业所得税表示；2001 年以后使用增值税、消费税、营业税、进口消费增值税、增值税出口退税、资源税、城镇维护建设税之和表示。直接税收收入计算方法为：2000 年及以前使用农业各税、企业所得税和个人所得税之和表示；2001 年为各项税收总和减去间接税收收入。

以上年度数据主要来源于EPS 数据库、《新中国六十年统计资料汇编》，时间跨度为1952—2019年。其中，居民消费者价格指数、GDP 平减指数以1978 年为基期，其余的人均实际变量计算方法为该变量名义总量除以总人口后再剔除通货膨胀影响。在构建SVEC 模型时，采用这些变量的对数形式（下文中以变量名前添加ln 表示）。

三、建模前的预备检验

（一） 单位根检验

本文使用标准增强DICKEY-FULLER 方法、ZIVOT 和ANDREWS 断点单位根检验方法[24]，分别对8 个变量的水平值及其一阶差分进行检验（见表1）。其中，单位根检验的原假设H0：存在单位根，备选假设H1：不存在单位根。使用ZIVOT 和ANDREWS 断点单位根检验的目的是判断时间序列变量的结构断点是否会影响其单整过程。

从表1 的单位根检验结果可知，在5%显著性水平下，无论是否考虑断点，8 个变量水平值的ADF检验统计量都大于相应临界值，不能拒绝原假设H0，表明这8 个变量是非平稳数据序列。在5%显著性水平下，无论是否考虑断点，8 个变量一阶差分的ADF 检验统计量都小于相应临界值，拒绝原假设H0，表明这8 个变量的一阶差分是平稳的。因此，在5%显著性水平下，本文8 个变量的内源性断点并未影响其平稳性，而且这些变量都是一阶差分平稳过程I（1）。

（二） 协整检验

长期的识别策略是基于模型变量之间的协整关系。为了准确判断模型变量协整的阶数，采用最大特征值检验和迹检验。使用SBIC 和HQIC 信息准则，协整检验的向量自回归（VAR） 模型的滞后阶数选择为滞后1 阶（见表2）。

根据表2 的协整检验结果，按协整关系个数r从小到大，依次判断，直到不能拒绝原假设为止。首先，针对原假设H0∶r≤0，备选假设H1∶r＞0，在5%显著水平下，迹检验、最大特征值检验统计量分别为175.801、79.643，都大于其相应的临界值，拒绝原假设，说明这8 个变量之间存在的协整关系个数大于0。然后，继续检验原假设H0∶r≤1，备选假设H1∶r＞1，在5%显著水平下，迹检验、最大特征值检验统计量分别为96.158、34.746，都小于其相应的临界值，不能拒绝原假设H0∶r≤1，说明这8 个变量之间存在的协整关系个数r 不大于1。因此，综合来看，lnpgfin、lnemp23、lnrpgdp、lnpdtax、lnpintax、lncpi、lnrrcons、lnpfix 之间存在一个长期均衡的协整关系。

四、SVEC 模型分析

（一） 冲击识别

为能够恰好识别结构冲击，需要对8 个变量的SVECM 模型的同期影响矩阵（B） 和长期影响矩阵（ΞB） 施加28 个约束条件。

由于上述8 个变量间存在一个协整关系（r=1），所以长期影响矩阵（ΞB） 中可设置一个零列向量，其秩减少1，该零列向量仅提供7 个独立的零排除约束条件。因此，还需要另外21 个零约束条件来唯一识别SVECM模型。约束条件具体设置方法如下：

首先，根据长期的货币中性假设，价格变量（lncpi） 对模型的所有实际变量仅有短暂影响，无持久影响。这表现为：长期影响矩阵（ΞB） 第6 列全部为零，同期影响矩阵（B） 的第六列全部非零。

其次，基于数据是年度数据，以及政府支出与税率决策的有关时序观点，可以确定变量的排序及短期影响关系：1.与税收相比，政府支出对产出的响应较小（MUINELO-GALLO 等[25]）。根据凯恩斯理论，政府支出具有调节经济的功能，会影响同期就业，进而影响同期产出，但反向关系不成立。因此，排在向量yt前三位的变量依次为政府支出、就业和产出。2.政府税收以总支出为条件[25]。经济活动的扩大可以在短期内增加直接和间接税收收入。因此，总产出对直接和间接税收收入都具有同期影响。而直接税收会影响可支配收入和投资回报，从而影响消费和投资水平，进而决定了间接税收水平。所以，直接税收收入、间接税收收入依次排在总产出后面。3.假定预期价格cpi 将受到实际变量（产出、消费、就业） 和财政政策变量（政府支出、直接税收和间接税收） 的同期影响。4.消费会受到财政政策、就业、产出的同期影响。根据凯恩斯需求理论，当期消费和投资会影响当期产出，从而影响当期价格。5.消费和投资作为驱动经济增长的两大关键因素，消费需求的满足离不开投资，而投资也需要消费提供支撑，因此，两者彼此制约、相互影响。

表1 变量单位根及断点单位根检验结果

表2 协整检验结果

依据上述约束条件和假定，可设置如下同期影响矩阵（B） 和长期影响矩阵（ΞB），实现8 个变量的SVECM模型的恰好识别：

（二） 脉冲响应分析

SVEC 模型利用变量间存在的协整关系来识别结构冲击。由于所有变量都为对数形式，因此所有脉冲响应函数（IRF） 中的相应度量单位都是百分比。在为SVEC 模型的所有IRF 构造置信区间（CI）时，采用基于Bootstrap 重复抽样生成的1 000 个样本构造95%置信区间，该区间具有内在的偏差校正功能，其结果更加可靠[19]。在所有的脉冲响应函数图（图1、图2、图3） 中，实线表示平均响应函数曲线IRF，虚线表示置信区间。

1.政府支出冲击影响。从图1 可看出，当出现政府支出lnpgfin 增加一单位标准差的冲击时，产出lnrpgdp 在第1 年会随之出较大幅度增加（超过2%），在第2 年时lnpgfin 冲击对lnrpgdp 的影响会急剧下降，之后lnpgfin 冲击对lnrpgdp 仍有正向影响，但其影响程度随着时间推移缓慢下降，到第5年其影响程度大致稳定在1%。另外，从统计意义来看，该政府支出lnpgfin 的正向冲击对产出lnrpgdp的影响仅在前两年是显著的，之后都不显著。在第1 年，消费lnrrcons 受到政府支出lnpgfin 的一单位标准差的正向冲击后，仅有小幅增加（不到1%），但是随着时间推移，其影响程度先出现大幅度增加，后大致稳定在4%的水平。但是，从统计意义来看，该正向的政府支出lnpgfin 冲击对消费lnrrcons 的影响在所有时期都是不显著的。政府支出lnpgfin 一单位标准差正向冲击在第1 年对就业lnemp23 有较大幅度的正面影响（大约4.7%），但随后该影响程度呈现先缓慢下降后稳定的趋势。从统计意义来看，一个正向的政府支出lnpgfin 冲击对就业lnemp23 的影响仅在第1 年是显著的，其余所有时期都是不显著的。针对政府支出lnpgfin 的一个正向冲击，投资lnpfix 在第1 年和第2 年都有较大幅度增加（分别约为8.7%和8.9%），随后其影响缓慢下降，到第4 年时其影响已经基本维持在5%左右。从统计意义来看，该正向的政府支出lnpgfin 冲击对lnpgfin 的影响仅在前三年是显著的。

综上可知，当政府支出lnpgfin 增加时，短期会对产出lnrpgdp、就业lnemp23 和投资lnpfix 产生显著的正面影响，从长期来看该冲击的影响具有一定持续性，但该长期影响在统计上并不显著。正向的政府支出冲击，在短期和长期都会对消费lnrrcons产生正面影响，但是该影响在统计上并不显著。此处财政支出政策的短期经济效应结论与RENDAHL[4]、BURNSIDE 等[5]、卞志村等[12]的观点一致，而长期效应经济结论与FATAS 等[2]的观点不完全一致。其原因可能在于：中国经济具有明显的投资驱动特征，当私人部门需求和投资不足时，政府常会实施大规模基础设施建设，短期对消费、投资和就业都有拉动效应，但是由于受到保障和收入水平偏低的影响，居民消费持续增长受到限制。

2.直接税收冲击影响。从图2 可看出，当直接税收lnpdtax 出现增加一单位标准差的负面冲击时，产出lnrpgdp 在第1 年几乎没有受到影响，随后该冲击会先对lnrpgdp 产生微弱的负面影响，接着转变为微弱的正面影响，最后该冲击的影响几乎衰减为零；消费lnrrcons 在第1 年对该冲击几乎没有反应，但是随着时间推移，其影响程度会逐步小幅增加，最终稳定在2%左右水平；该冲击在第1 年对lnemp23有微弱的正面影响，之后该影响程度有小幅增减，在第5 年达到最大值后有细微的下降趋势。该冲击在第1 年对lnpfix 有较弱的负面影响，之后该负面影响继续增强，到第3 年时达到最大，随后该负面影响缓慢减弱，减弱至大约0.9%水平后开始趋于稳定。

综合来看，增加直接税收lnpdtax 的负面冲击，在短期会对产出lnrpgdp、投资lnpfix 产生负面影响，对就业lnemp23、消费lnrrcons 有一定程度的正面影响，但是在统计上这些短期影响都不显著。虽然直接税收lnpdtax 冲击对产出lnrpgdp、投资lnpfix 和消费lnrrcons 的影响有微弱的持续性，但是在统计上其长期影响同样不显著。此处直接税收的经济效应结论与RAMEY[16]、王文甫等[11]的观点不完全一致，其原因在于：一是RAMEY[16]、王文甫等[11]考虑的是总税收；二是与主要发达国家相比，中国直接税占比偏低，特别是个人所得税占比严重偏低。

3.间接税收冲击影响。从图3 可看出，当间接税收lnpintax 增加一单位标准差时，第1 年的产出lnrpgdp 几乎不受影响，随后间接税收lnpintax 冲击对lnrpgdp 产生负面影响，该负面影响先快速增大，然后又快速回落至-0.9%左右，并长期维持在该水平。增加间接税收lnpintax 的负面冲击，该冲击对第1 年消费lnrrcons 有一个非常微弱的正面影响，但随后该正面影响急速下降，并转变为负面影响，在第5 年时该冲击对lnrrcons 的负面影响达到-6%左右，之后在该水平上小幅波动。间接税收lnpintax增加的负面冲击，对第1 年产出lnemp23 几乎没有影响，但在第2 年时该冲击对lnemp23 的负面影响达到最大，随后该影响缓慢减弱，减至-1.5%左右后基本稳定在该水平。间接税收lnpintax 增加的负面冲击，对第1 年投资lnpfix 有微弱的负面影响，之后该负面影响先急速增强，随后在第3 年时达到最大后开始缓慢减弱，并最终稳定在-5%左右。

图1 实际变量对政府支出冲击的脉冲响应函数

图2 实际变量对直接税收冲击的脉冲响应函数

综合来看，增加间接税收lnpintax 的负面冲击，短期对产出lnrpgdp、投资lnpfix、就业lnemp23 和消费lnrrcons 有非常弱的影响，而且在统计上都不显著。虽然间接税收lnindtax 冲击对产出lnrpgdp、投资lnpfix、就业lnemp23 和消费lnrrcons 的影响有一定持续性，但是仅投资lnpfix 的长期影响在统计上是显著的。此处间接税收的经济效应结论与张岩[20]的观点部分一致，也与以增值税为主的间接税是中国最大税种的现实基本相符。这意味着：如果提高间接税，可能会对投资产生长期影响。

图3 实际变量对间接税收冲击的脉冲响应函数

（三） 预测方差分解

1.产出预测方差分解。表3 显示了各变量解释lnrpgdp 预测方差的比例。在第1 年，lncpi 和政府支出lnpgfin 分别解释lnrpgdp 变异的38%和32%，lnrpgdp 和就业lnemp23 分别解释产出lnrpgdp 变异的18%和11%，而直接税收、间接税收、投资和消费对产出lnrpgdp 变异基本无解释能力。第5 年，产出lnrpgdp、投资lnpfix 对产出lnrpgdp 变异的解释比例分别提升至36%、25%，lnpintax 和lnrrcons 的解释比例分别增加至7%和6%，而lnpgfin、lncpi、lnemp23 的解释比例则分别下降至10%、9%和7%。第10 年，lnrpgdp 和lnrrcons 对产出lnrpgdp 变异的解释比例分别增至48%和11%，并且后期继续缓慢增 加；lnpgfin、lnpintax、lncpi 和lnpfix 对 产 出lnrpgdp 变异的解释比例分别为5%、5%、4%和19%，后期都有小幅下降趋势；lnemp23 对产出lnrpgdp 变异的解释比例则一直维持7%；lnpdtax 对产出lnrpgdp 变异仍然没有解释能力。

综合来看，财政支出对产出lnrpgdp 波动有较强的短期解释能力，而财政收入则缺乏短期解释能力；但从长期解释能力来看，产出lnrpgdp 波动主要由其自身解释，间接税收和财政支出的解释能力都不强，而直接税收则无解释能力。这意味着：财政支出政策对GDP 有明显的短期影响，但其影响的持久性有限；而财政收入政策对GDP 短期和长期影响能力都有限。

2.消费预测方差分解。表4 显示了各变量解释消费预测方差的比例。第1 年，消费lnrrcons 变异的90%由其自身解释，lnrpgdp 和lnemp23 仅分别解释消费lnrrcons 变异的9%和1%，而直接税收、间接税收、投资和lncpi 对消费lnrrcons 变异无解释能力。第5 年，消费lnrrcons 对其自身变异的解释比例降至75%，间接税收lnintax、就业lnemp23 的解释比例都增至8%，lnpgfin、lnpfix 的解释比例都上升至3%，产出lnrpgdp 的解释比例则降至3%，lnpdtax 的解释比例微增至1%。第10 年，消费lnrrcons 对其自身变异解释比例继续下降至71%，之后有继续小幅下降的趋势；间接税收lnintax、lnemp23 的解释比例都提高至10%，且lnintax 的后期解释能力有缓慢增加趋势，而lnemp23 的后期解释能力则保持不变；lnpgfin、lnrpgdp 和lnpdtax 的解释比例分别为4%、1%和1%，且后期解释能力都保持不变；lnpfix 的解释比例为3%，后期有小幅增加；lncpi 对消费lnrrcons 变异一直都没有解释能力。

综合来看，在第1 年消费lnrrcons 的波动主要由自身解释，财政支出和财政收入变量都无解释能力；但从中长期来看，财政支出和财政收入对消费波动的解释能力都有增强趋势，其中间接税收增加幅度是最大的。这意味着：财政支出和财政收入政策对消费无明显的短期影响，但是对消费有一定程度的中长期影响。

3.就业预测方差分解。表5 显示了各变量对就业lnemp23 预测方差的解释比例。第1 年，就业lnemp23 变异的85%由其自身解释，剩余15%由政府支出lnpgfin 解释，而其余变量均无解释能力。第5 年，就业lnemp23 仍然可以解释其自身变异的76%，投资lnpfix 可解释的比例上升至12%，政府支出能解释的比例则下降至9%，lnrpgdp 和lnpintax的解释比例分别增加至1%和2%，而lnpdtax、lncpi、lnrrcons 仍然无解释能力。第10 年，lnemp23和lnpgfin 的解释比例分别降至75%和8%，且后期解释能力都有小幅下降；lnrpgdp 和lnpfix 的解释比例分别为2%和13%，后期都有小幅度的上升；而lncpi、lnrpgdp 和lnrrcons 对就业变异几乎无解释能力。

综合来看，在第1 年就业lnemp23 波动主要由自身解释，但财政支出也有一定的解释能力；从中长期来看，财政支出对就业波动的解释能力有一定程度降低，而间接税收的解释能力有小幅度增强。这意味着：财政支出政策对就业有一定程度的短期和长期影响，但是税收政策对就业的短期和长期影响都异常微弱。

4.投资预测方差分解。表6 显示了各变量解释投资lnpfix 预测方差的比例。第1 年，投资lnemp23的变异有41%可由政府支出lnpgfin 解释，有22%可由其自身解释，lncpi 和lnemp23 可分别解释17%和15%，lnrpgdp 和lnrrcons 仅分别解释了4%和1%，而直接税收、间接税收则无解释能力。第5 年，lnpgfin、lnpfix、lnemp23 和lncpi 对投资lnpfix 变异的解释比例分别下降为31%、7%、12%和9%，而lnrpgdp、lnpintax 的解释比例分别大幅上升至15%和22%，lnrrcons 和lnpdtax 的解释比例分别小幅增为3%和1%。第10 年，lnrpgdp、lnpintax 和lnrrcons对投资lnpfix 变异的解释比例分别增加至23%、23%和6%，且后期解释能力都有增加趋势；lnpgfin、lnemp23、lncpi 和lnpfix 对投资lnpfix 变异的解释比例分别下降至30%、7%、5%和4%，后期解释能力都有下降趋势；而lnpdtax 的解释比例则维持在1%的水平。

综合来看，在第1 年投资lnpfix 的波动主要由财政支出解释，而财政收入则无解释能力；从中长期来看，财政支出对投资波动的解释能力有小幅度下降，但仍然保持较高水平，而间接税收的解释能力明显增强，并成为投资lnpfix 波动的主要解释因素之一。这意味着：无论是短期还是长期，财政支出政策对投资都有较大影响；直接和间接税收对投资基本没有短期影响，但是间接税收对投资有较大的长期影响。

五、结论

本文基于SVECM 模型对中国财政政策宏观经济效应的实证分析表明：1.正向财政支出冲击对GDP、就业和投资的短期正面影响显著，但该影响不具有持续性，对消费的短期和长期影响都不显著；2.无论是短期还是长期，直接税收对产出、就业、消费和投资的影响有限；3.正向的间接税收冲击对产出、就业、消费的负面影响并不显著，但对投资的长期负面影响是显著的。

上述结论的政策含义在于：1.继续运用积极财政支出政策应对经济下行压力。结论表明，增加财政支出对投资有短期挤入效应，对产出和就业也有短期正面影响。因此，在当前受疫情影响全球经济严重衰退的背景下，运用积极财政支出政策，既可稳定经济，又可增加投资和就业，是实现党中央“六稳六保”工作的保障。2.优化财政支出结构，提振居民消费。结论显示，增加财政支出虽然对产出、投资、就业有短期正面效应，但是对居民消费无显著影响。其原因可能在于：在传统GDP 指标评价体系下，基建类支出有“立竿见影”的作用，更受地方政府偏好，导致民生保障类支出相对不足，居民不敢消费。因此，有必要增大民生保障性财政支出比重，释放居民消费潜力。3.优化税收结构，降低间接税比重。结论显示，增加间接税有一定程度的负面经济效应，而增加直接税收则没有显著经济效应。其原因可能在于：间接税大多为流转类税，具有易转嫁的特点，而且中国税收制以间接税为主，这导致增加间接税相当于提高商品价格，可能降低商品消费需求，进而影响投资。因此，降低间接税收比重，有利于发挥其对经济的长期正面效应。

表3 产出lnrpgdp 预测方差分解

表4 消费lnrrcons 预测方差分解

表5 就业lnemp23 预测方差分解

表6 投资lnpfix 预测方差分解