李先玲，王 彥，康海媛

（中南民族大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北武漢 430074）

財(cái)政政策作為調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要手段，被各國廣泛用于應(yīng)對各類危機(jī)。2008 年美國“次貸危機(jī)”引發(fā)全球性金融危機(jī)，美國實(shí)施了1 500 億美元經(jīng)濟(jì)刺激方案和1 680 億美元減稅計(jì)劃；中國實(shí)施了4萬億元人民幣投資規(guī)劃和5 000 億元人民幣減稅計(jì)劃。2020 年受到新冠疫情的巨大沖擊，全球經(jīng)濟(jì)陷入自二戰(zhàn)以來最嚴(yán)重的深度衰退。據(jù)國際貨幣基金組織（IMF） 統(tǒng)計(jì)，截至2020 年11 月，全球主要國家通過的財(cái)政刺激計(jì)劃已高達(dá)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(jīng)濟(jì)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(shí)施了總規(guī)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(xù)推出5 400 億歐元的抗疫救助計(jì)劃和7 500 億歐元的歐盟復(fù)蘇基金。在亞洲，日本推出了三次大規(guī)模經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃，總規(guī)模超過300 萬億日元；中國發(fā)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(cái)政刺激計(jì)劃都抱有很大的期望，但是這些財(cái)政政策究竟能夠發(fā)揮多大的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，是一個(gè)值得深入探討的問題。

當(dāng)前新冠疫情加劇逆全球化趨勢，中國發(fā)展面臨百年未有之大變局。厘清財(cái)政政策在中國經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮的效應(yīng)，對于構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局，確保我國經(jīng)濟(jì)長期持續(xù)健康發(fā)展，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

一、文獻(xiàn)綜述

財(cái)政政策對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響一直是學(xué)術(shù)界研究的焦點(diǎn)，國內(nèi)外學(xué)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(jīng)驗(yàn)研究都尚未形成統(tǒng)一的結(jié)論。從財(cái)政收支方向來看，現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)可分為兩類：

一是財(cái)政支出的宏觀經(jīng)濟(jì)效果研究。國外學(xué)者大多認(rèn)同財(cái)政支出具有連續(xù)的正向產(chǎn)出效應(yīng)，但在財(cái)政支出對消費(fèi)、工資、就業(yè)和進(jìn)出口等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響效應(yīng)上，國外學(xué)者仍然存在分歧。D'ALESSANDRO 等[1]、FATAS 等[2]、CALDARA 等[3]認(rèn)為一個(gè)正向的政府支出會(huì)持續(xù)顯著提高私人消費(fèi)。RENDAHL[4]、BURNSIDE 等[5]認(rèn)為增加政府支出，有利于降低工資，進(jìn)而增加就業(yè)。而MOUNTFORD 等[6]則認(rèn)為正向的政府支出對私人消費(fèi)影響并不顯著。RAMEY[7]認(rèn)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(xù)性。BARRO[8]的經(jīng)典文獻(xiàn)表明，雖然戰(zhàn)爭時(shí)期的政府支出乘數(shù)大于和平時(shí)期，但和平時(shí)期政府支出乘數(shù)接近0，是因?yàn)檎С鰯D出了私人消費(fèi)。而國內(nèi)學(xué)者在財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)增長、消費(fèi)、工資、就業(yè)等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響效應(yīng)上都存在分歧。尹彥輝等[9]認(rèn)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(fèi)，增加就業(yè)和產(chǎn)出，但也有一定的“負(fù)效應(yīng)”。張曉芳[10]認(rèn)為，財(cái)政支出雖然短期能夠促進(jìn)產(chǎn)出和消費(fèi)，但在長期會(huì)推高利率和匯率，對產(chǎn)出、消費(fèi)和私人投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。而王文甫[11]則認(rèn)為，財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)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(rèn)為政府支出對消費(fèi)和投資有擠入效應(yīng)，而高慧清等[13]則認(rèn)為財(cái)政支出對產(chǎn)出有擠入效應(yīng)，但對出口有擠出效應(yīng)。金春雨等[14]認(rèn)為財(cái)政支出效果在不同時(shí)期是動(dòng)態(tài)非線性變化的。饒曉輝等[15]認(rèn)為財(cái)政支出的資金投向會(huì)影響其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)大小。

二是財(cái)政收入的宏觀經(jīng)濟(jì)效果研究。稅收是現(xiàn)代國家財(cái)政收入的主要來源，因此國內(nèi)外學(xué)者側(cè)重研究稅收的宏觀經(jīng)濟(jì)影響，其研究結(jié)論同樣存在分歧。國外學(xué)者RAMEY[16]、MERTENS 等[17]使用敘事法（Narrative Approach） SVAR 模型識(shí)別并估計(jì)外生稅收變化的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)預(yù)期外的稅收增加對產(chǎn)出以及其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量有很強(qiáng)的負(fù)面沖擊。MOUNTFORD 等[6]運(yùn)用符號約束法（Sign-restrictions Approach） SVAR 模型估計(jì)，得到類似結(jié)論。而BLANCHARD 等[18]使用制度信息法識(shí)別財(cái)政政策沖擊，研究稅收對宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，得到截然相反的結(jié)論。GUNASINGHE 等[19]認(rèn)為稅收和政府支出具有長期的政策效應(yīng)，而且稅收的反向效應(yīng)比政府支出的大。國內(nèi)學(xué)者王文甫等[11]使用符號約束SVAR，研究發(fā)現(xiàn)財(cái)政收入增加會(huì)對產(chǎn)出、消費(fèi)、投資產(chǎn)生負(fù)面效應(yīng)。張巖[20]基于DSGE 模型的研究認(rèn)為對消費(fèi)和勞動(dòng)收入減稅會(huì)擠入總產(chǎn)出和家庭消費(fèi)，卻擠出私人投資；對資本收入和企業(yè)所得減稅則會(huì)增加私人投資，但會(huì)降低產(chǎn)出。蔡明超等[21]基于DGEM 的研究認(rèn)為，提高消費(fèi)稅等非扭曲性稅收，能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，而提高扭曲性稅收則會(huì)降低經(jīng)濟(jì)增長率。金春雨等[14]認(rèn)為，在亞洲金融危機(jī)時(shí)期和經(jīng)濟(jì)新常態(tài)時(shí)期，擴(kuò)大財(cái)政收入在短期和長期都會(huì)導(dǎo)致產(chǎn)出下降；而在全球金融危機(jī)時(shí)期，擴(kuò)大財(cái)政收入能促進(jìn)產(chǎn)出的短期增長。

綜合來看，現(xiàn)有相關(guān)研究大多使用SVAR、VAR 方法。首先，這類方法適用于平穩(wěn)時(shí)間序列。而多數(shù)經(jīng)濟(jì)變量是非平穩(wěn)的，為滿足平穩(wěn)性要求，常需要對變量進(jìn)行差分處理。但差分后的數(shù)據(jù)一方面會(huì)散失部分原始信息，另一方面存在經(jīng)濟(jì)含義不明確的問題。其次，該類方法未考慮變量間的長期協(xié)整關(guān)系，不區(qū)分持久沖擊和暫時(shí)沖擊。另外，現(xiàn)有相關(guān)研究大多使用月度或季度數(shù)據(jù)建模，導(dǎo)致這些研究更多反映短期效應(yīng)而非長期效應(yīng)。針對上述問題，本文基于年度數(shù)據(jù)構(gòu)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(yīng)函數(shù)、預(yù)測方差分解等方法分析宏觀經(jīng)濟(jì)變量在受到財(cái)政政策結(jié)構(gòu)性沖擊后的短期和長期動(dòng)態(tài)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(jié)果更具有經(jīng)濟(jì)學(xué)含義。

二、研究方法及數(shù)據(jù)來源

（一） SVECM模型介紹

如果模型中變量存在協(xié)整關(guān)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(dāng)前關(guān)系、模型誤差項(xiàng)與結(jié)構(gòu)沖擊之間關(guān)系，只能間接體現(xiàn)于誤差項(xiàng)相關(guān)系數(shù)矩陣，導(dǎo)致模型經(jīng)濟(jì)含義不夠明朗[22]。結(jié)合Beveridge-Nelson 分解、VECM 誤差項(xiàng)和結(jié)構(gòu)沖擊，方程（1） 能夠表示為如下無窮階向量移動(dòng)平均過程MA（∞）：

降秩矩陣Ξ 的秩為K-r，r 是協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)。這意味著矩陣Ξ 最多有r 個(gè)列向量能被設(shè)置為0。因此，最多有r 個(gè)I（0）結(jié)構(gòu)沖擊有暫時(shí)性效應(yīng)，至少有（K-r）個(gè)I（1）結(jié)構(gòu)沖擊具有永久性效應(yīng)。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(jié)構(gòu)信息對單位標(biāo)準(zhǔn)差沖擊反應(yīng)的累積效應(yīng)。

（二） 變量定義及數(shù)據(jù)來源

考慮到新發(fā)展格局下，我國經(jīng)濟(jì)以國內(nèi)大循環(huán)為主，因此宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)從產(chǎn)出、消費(fèi)、就業(yè)和投資四個(gè)方面衡量，相應(yīng)選取的指標(biāo)分別為人均實(shí)際產(chǎn)出（rpgdp）、第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)量（emp23）、人均實(shí)際消費(fèi)（rrcons）、人均實(shí)際固定資本形成（pfix）。由于財(cái)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(biāo)選取人均財(cái)政預(yù)算支出（pgfin）代表，政府收入政策變量使用人均實(shí)際直接稅收（pdtax） 和人均實(shí)際間接稅收（pintax） 兩個(gè)指標(biāo)表示；控制變量為居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（cpi）。其中，間接稅收收入計(jì)算方法：2000 年及以前使用工商稅收與關(guān)稅之和，減去個(gè)人所得稅、企業(yè)所得稅表示；2001 年以后使用增值稅、消費(fèi)稅、營業(yè)稅、進(jìn)口消費(fèi)增值稅、增值稅出口退稅、資源稅、城鎮(zhèn)維護(hù)建設(shè)稅之和表示。直接稅收收入計(jì)算方法為：2000 年及以前使用農(nóng)業(yè)各稅、企業(yè)所得稅和個(gè)人所得稅之和表示；2001 年為各項(xiàng)稅收總和減去間接稅收收入。

以上年度數(shù)據(jù)主要來源于EPS 數(shù)據(jù)庫、《新中國六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》，時(shí)間跨度為1952—2019年。其中，居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)、GDP 平減指數(shù)以1978 年為基期，其余的人均實(shí)際變量計(jì)算方法為該變量名義總量除以總?cè)丝诤笤偬蕹ㄘ浥蛎浻绊憽Ｔ跇?gòu)建SVEC 模型時(shí)，采用這些變量的對數(shù)形式（下文中以變量名前添加ln 表示）。

三、建模前的預(yù)備檢驗(yàn)

（一） 單位根檢驗(yàn)

本文使用標(biāo)準(zhǔn)增強(qiáng)DICKEY-FULLER 方法、ZIVOT 和ANDREWS 斷點(diǎn)單位根檢驗(yàn)方法[24]，分別對8 個(gè)變量的水平值及其一階差分進(jìn)行檢驗(yàn)（見表1）。其中，單位根檢驗(yàn)的原假設(shè)H0：存在單位根，備選假設(shè)H1：不存在單位根。使用ZIVOT 和ANDREWS 斷點(diǎn)單位根檢驗(yàn)的目的是判斷時(shí)間序列變量的結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)是否會(huì)影響其單整過程。

從表1 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%顯著性水平下，無論是否考慮斷點(diǎn)，8 個(gè)變量水平值的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都大于相應(yīng)臨界值，不能拒絕原假設(shè)H0，表明這8 個(gè)變量是非平穩(wěn)數(shù)據(jù)序列。在5%顯著性水平下，無論是否考慮斷點(diǎn)，8 個(gè)變量一階差分的ADF 檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都小于相應(yīng)臨界值，拒絕原假設(shè)H0，表明這8 個(gè)變量的一階差分是平穩(wěn)的。因此，在5%顯著性水平下，本文8 個(gè)變量的內(nèi)源性斷點(diǎn)并未影響其平穩(wěn)性，而且這些變量都是一階差分平穩(wěn)過程I（1）。

（二） 協(xié)整檢驗(yàn)

長期的識(shí)別策略是基于模型變量之間的協(xié)整關(guān)系。為了準(zhǔn)確判斷模型變量協(xié)整的階數(shù)，采用最大特征值檢驗(yàn)和跡檢驗(yàn)。使用SBIC 和HQIC 信息準(zhǔn)則，協(xié)整檢驗(yàn)的向量自回歸（VAR） 模型的滯后階數(shù)選擇為滯后1 階（見表2）。

根據(jù)表2 的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果，按協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)r從小到大，依次判斷，直到不能拒絕原假設(shè)為止。首先，針對原假設(shè)H0∶r≤0，備選假設(shè)H1∶r＞0，在5%顯著水平下，跡檢驗(yàn)、最大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為175.801、79.643，都大于其相應(yīng)的臨界值，拒絕原假設(shè)，說明這8 個(gè)變量之間存在的協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)大于0。然后，繼續(xù)檢驗(yàn)原假設(shè)H0∶r≤1，備選假設(shè)H1∶r＞1，在5%顯著水平下，跡檢驗(yàn)、最大特征值檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為96.158、34.746，都小于其相應(yīng)的臨界值，不能拒絕原假設(shè)H0∶r≤1，說明這8 個(gè)變量之間存在的協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)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(gè)長期均衡的協(xié)整關(guān)系。

四、SVEC 模型分析

（一） 沖擊識(shí)別

為能夠恰好識(shí)別結(jié)構(gòu)沖擊，需要對8 個(gè)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(gè)約束條件。

由于上述8 個(gè)變量間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系（r=1），所以長期影響矩陣（ΞB） 中可設(shè)置一個(gè)零列向量，其秩減少1，該零列向量僅提供7 個(gè)獨(dú)立的零排除約束條件。因此，還需要另外21 個(gè)零約束條件來唯一識(shí)別SVECM模型。約束條件具體設(shè)置方法如下：

首先，根據(jù)長期的貨幣中性假設(shè)，價(jià)格變量（lncpi） 對模型的所有實(shí)際變量僅有短暫影響，無持久影響。這表現(xiàn)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(shù)據(jù)是年度數(shù)據(jù)，以及政府支出與稅率決策的有關(guān)時(shí)序觀點(diǎn)，可以確定變量的排序及短期影響關(guān)系：1.與稅收相比，政府支出對產(chǎn)出的響應(yīng)較?。∕UINELO-GALLO 等[25]）。根據(jù)凱恩斯理論，政府支出具有調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)的功能，會(huì)影響同期就業(yè)，進(jìn)而影響同期產(chǎn)出，但反向關(guān)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(yè)和產(chǎn)出。2.政府稅收以總支出為條件[25]。經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的擴(kuò)大可以在短期內(nèi)增加直接和間接稅收收入。因此，總產(chǎn)出對直接和間接稅收收入都具有同期影響。而直接稅收會(huì)影響可支配收入和投資回報(bào)，從而影響消費(fèi)和投資水平，進(jìn)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(chǎn)出后面。3.假定預(yù)期價(jià)格cpi 將受到實(shí)際變量（產(chǎn)出、消費(fèi)、就業(yè)） 和財(cái)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(fèi)會(huì)受到財(cái)政政策、就業(yè)、產(chǎn)出的同期影響。根據(jù)凱恩斯需求理論，當(dāng)期消費(fèi)和投資會(huì)影響當(dāng)期產(chǎn)出，從而影響當(dāng)期價(jià)格。5.消費(fèi)和投資作為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的兩大關(guān)鍵因素，消費(fèi)需求的滿足離不開投資，而投資也需要消費(fèi)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(diǎn)單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

依據(jù)上述約束條件和假定，可設(shè)置如下同期影響矩陣（B） 和長期影響矩陣（ΞB），實(shí)現(xiàn)8 個(gè)變量的SVECM模型的恰好識(shí)別：

（二） 脈沖響應(yīng)分析

SVEC 模型利用變量間存在的協(xié)整關(guān)系來識(shí)別結(jié)構(gòu)沖擊。由于所有變量都為對數(shù)形式，因此所有脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF） 中的相應(yīng)度量單位都是百分比。在為SVEC 模型的所有IRF 構(gòu)造置信區(qū)間（CI）時(shí)，采用基于Bootstrap 重復(fù)抽樣生成的1 000 個(gè)樣本構(gòu)造95%置信區(qū)間，該區(qū)間具有內(nèi)在的偏差校正功能，其結(jié)果更加可靠[19]。在所有的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖（圖1、圖2、圖3） 中，實(shí)線表示平均響應(yīng)函數(shù)曲線IRF，虛線表示置信區(qū)間。

1.政府支出沖擊影響。從圖1 可看出，當(dāng)出現(xiàn)政府支出lnpgfin 增加一單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時(shí)，產(chǎn)出lnrpgdp 在第1 年會(huì)隨之出較大幅度增加（超過2%），在第2 年時(shí)lnpgfin 沖擊對lnrpgdp 的影響會(huì)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(shí)間推移緩慢下降，到第5年其影響程度大致穩(wěn)定在1%。另外，從統(tǒng)計(jì)意義來看，該政府支出lnpgfin 的正向沖擊對產(chǎn)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(fèi)lnrrcons 受到政府支出lnpgfin 的一單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，僅有小幅增加（不到1%），但是隨著時(shí)間推移，其影響程度先出現(xiàn)大幅度增加，后大致穩(wěn)定在4%的水平。但是，從統(tǒng)計(jì)意義來看，該正向的政府支出lnpgfin 沖擊對消費(fèi)lnrrcons 的影響在所有時(shí)期都是不顯著的。政府支出lnpgfin 一單位標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊在第1 年對就業(yè)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(xiàn)先緩慢下降后穩(wěn)定的趨勢。從統(tǒng)計(jì)意義來看，一個(gè)正向的政府支出lnpgfin 沖擊對就業(yè)lnemp23 的影響僅在第1 年是顯著的，其余所有時(shí)期都是不顯著的。針對政府支出lnpgfin 的一個(gè)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(shí)其影響已經(jīng)基本維持在5%左右。從統(tǒng)計(jì)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(dāng)政府支出lnpgfin 增加時(shí)，短期會(huì)對產(chǎn)出lnrpgdp、就業(yè)lnemp23 和投資lnpfix 產(chǎn)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(xù)性，但該長期影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。正向的政府支出沖擊，在短期和長期都會(huì)對消費(fèi)lnrrcons產(chǎn)生正面影響，但是該影響在統(tǒng)計(jì)上并不顯著。此處財(cái)政支出政策的短期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)結(jié)論與RENDAHL[4]、BURNSIDE 等[5]、卞志村等[12]的觀點(diǎn)一致，而長期效應(yīng)經(jīng)濟(jì)結(jié)論與FATAS 等[2]的觀點(diǎn)不完全一致。其原因可能在于：中國經(jīng)濟(jì)具有明顯的投資驅(qū)動(dòng)特征，當(dāng)私人部門需求和投資不足時(shí)，政府常會(huì)實(shí)施大規(guī)模基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，短期對消費(fèi)、投資和就業(yè)都有拉動(dòng)效應(yīng)，但是由于受到保障和收入水平偏低的影響，居民消費(fèi)持續(xù)增長受到限制。

2.直接稅收沖擊影響。從圖2 可看出，當(dāng)直接稅收lnpdtax 出現(xiàn)增加一單位標(biāo)準(zhǔn)差的負(fù)面沖擊時(shí)，產(chǎn)出lnrpgdp 在第1 年幾乎沒有受到影響，隨后該沖擊會(huì)先對lnrpgdp 產(chǎn)生微弱的負(fù)面影響，接著轉(zhuǎn)變?yōu)槲⑷醯恼嬗绊?，最后該沖擊的影響幾乎衰減為零；消費(fèi)lnrrcons 在第1 年對該沖擊幾乎沒有反應(yīng)，但是隨著時(shí)間推移，其影響程度會(huì)逐步小幅增加，最終穩(wěn)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(dá)到最大值后有細(xì)微的下降趨勢。該沖擊在第1 年對lnpfix 有較弱的負(fù)面影響，之后該負(fù)面影響繼續(xù)增強(qiáng)，到第3 年時(shí)達(dá)到最大，隨后該負(fù)面影響緩慢減弱，減弱至大約0.9%水平后開始趨于穩(wěn)定。

綜合來看，增加直接稅收lnpdtax 的負(fù)面沖擊，在短期會(huì)對產(chǎn)出lnrpgdp、投資lnpfix 產(chǎn)生負(fù)面影響，對就業(yè)lnemp23、消費(fèi)lnrrcons 有一定程度的正面影響，但是在統(tǒng)計(jì)上這些短期影響都不顯著。雖然直接稅收lnpdtax 沖擊對產(chǎn)出lnrpgdp、投資lnpfix 和消費(fèi)lnrrcons 的影響有微弱的持續(xù)性，但是在統(tǒng)計(jì)上其長期影響同樣不顯著。此處直接稅收的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)結(jié)論與RAMEY[16]、王文甫等[11]的觀點(diǎn)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(fā)達(dá)國家相比，中國直接稅占比偏低，特別是個(gè)人所得稅占比嚴(yán)重偏低。

3.間接稅收沖擊影響。從圖3 可看出，當(dāng)間接稅收lnpintax 增加一單位標(biāo)準(zhǔn)差時(shí)，第1 年的產(chǎn)出lnrpgdp 幾乎不受影響，隨后間接稅收lnpintax 沖擊對lnrpgdp 產(chǎn)生負(fù)面影響，該負(fù)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(fù)面沖擊，該沖擊對第1 年消費(fèi)lnrrcons 有一個(gè)非常微弱的正面影響，但隨后該正面影響急速下降，并轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)面影響，在第5 年時(shí)該沖擊對lnrrcons 的負(fù)面影響達(dá)到-6%左右，之后在該水平上小幅波動(dòng)。間接稅收lnpintax增加的負(fù)面沖擊，對第1 年產(chǎn)出lnemp23 幾乎沒有影響，但在第2 年時(shí)該沖擊對lnemp23 的負(fù)面影響達(dá)到最大，隨后該影響緩慢減弱，減至-1.5%左右后基本穩(wěn)定在該水平。間接稅收lnpintax 增加的負(fù)面沖擊，對第1 年投資lnpfix 有微弱的負(fù)面影響，之后該負(fù)面影響先急速增強(qiáng)，隨后在第3 年時(shí)達(dá)到最大后開始緩慢減弱，并最終穩(wěn)定在-5%左右。

圖1 實(shí)際變量對政府支出沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)

圖2 實(shí)際變量對直接稅收沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)

綜合來看，增加間接稅收lnpintax 的負(fù)面沖擊，短期對產(chǎn)出lnrpgdp、投資lnpfix、就業(yè)lnemp23 和消費(fèi)lnrrcons 有非常弱的影響，而且在統(tǒng)計(jì)上都不顯著。雖然間接稅收lnindtax 沖擊對產(chǎn)出lnrpgdp、投資lnpfix、就業(yè)lnemp23 和消費(fèi)lnrrcons 的影響有一定持續(xù)性，但是僅投資lnpfix 的長期影響在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。此處間接稅收的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)結(jié)論與張巖[20]的觀點(diǎn)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(xiàn)實(shí)基本相符。這意味著：如果提高間接稅，可能會(huì)對投資產(chǎn)生長期影響。

圖3 實(shí)際變量對間接稅收沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)

（三） 預(yù)測方差分解

1.產(chǎn)出預(yù)測方差分解。表3 顯示了各變量解釋lnrpgdp 預(yù)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(yè)lnemp23 分別解釋產(chǎn)出lnrpgdp 變異的18%和11%，而直接稅收、間接稅收、投資和消費(fèi)對產(chǎn)出lnrpgdp 變異基本無解釋能力。第5 年，產(chǎn)出lnrpgdp、投資lnpfix 對產(chǎn)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(chǎn)出lnrpgdp 變異的解釋比例分別增至48%和11%，并且后期繼續(xù)緩慢增 加；lnpgfin、lnpintax、lncpi 和lnpfix 對 產(chǎn) 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(chǎn)出lnrpgdp 變異的解釋比例則一直維持7%；lnpdtax 對產(chǎn)出lnrpgdp 變異仍然沒有解釋能力。

綜合來看，財(cái)政支出對產(chǎn)出lnrpgdp 波動(dòng)有較強(qiáng)的短期解釋能力，而財(cái)政收入則缺乏短期解釋能力；但從長期解釋能力來看，產(chǎn)出lnrpgdp 波動(dòng)主要由其自身解釋，間接稅收和財(cái)政支出的解釋能力都不強(qiáng)，而直接稅收則無解釋能力。這意味著：財(cái)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(cái)政收入政策對GDP 短期和長期影響能力都有限。

2.消費(fèi)預(yù)測方差分解。表4 顯示了各變量解釋消費(fèi)預(yù)測方差的比例。第1 年，消費(fèi)lnrrcons 變異的90%由其自身解釋，lnrpgdp 和lnemp23 僅分別解釋消費(fèi)lnrrcons 變異的9%和1%，而直接稅收、間接稅收、投資和lncpi 對消費(fèi)lnrrcons 變異無解釋能力。第5 年，消費(fèi)lnrrcons 對其自身變異的解釋比例降至75%，間接稅收lnintax、就業(yè)lnemp23 的解釋比例都增至8%，lnpgfin、lnpfix 的解釋比例都上升至3%，產(chǎn)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(fèi)lnrrcons 對其自身變異解釋比例繼續(xù)下降至71%，之后有繼續(xù)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(fèi)lnrrcons 變異一直都沒有解釋能力。

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

3.就業(yè)預(yù)測方差分解。表5 顯示了各變量對就業(yè)lnemp23 預(yù)測方差的解釋比例。第1 年，就業(yè)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(yè)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(yè)變異幾乎無解釋能力。

綜合來看，在第1 年就業(yè)lnemp23 波動(dòng)主要由自身解釋，但財(cái)政支出也有一定的解釋能力；從中長期來看，財(cái)政支出對就業(yè)波動(dòng)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(qiáng)。這意味著：財(cái)政支出政策對就業(yè)有一定程度的短期和長期影響，但是稅收政策對就業(yè)的短期和長期影響都異常微弱。

4.投資預(yù)測方差分解。表6 顯示了各變量解釋投資lnpfix 預(yù)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(dòng)主要由財(cái)政支出解釋，而財(cái)政收入則無解釋能力；從中長期來看，財(cái)政支出對投資波動(dòng)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(qiáng)，并成為投資lnpfix 波動(dòng)的主要解釋因素之一。這意味著：無論是短期還是長期，財(cái)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(jié)論

本文基于SVECM 模型對中國財(cái)政政策宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的實(shí)證分析表明：1.正向財(cái)政支出沖擊對GDP、就業(yè)和投資的短期正面影響顯著，但該影響不具有持續(xù)性，對消費(fèi)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(chǎn)出、就業(yè)、消費(fèi)和投資的影響有限；3.正向的間接稅收沖擊對產(chǎn)出、就業(yè)、消費(fèi)的負(fù)面影響并不顯著，但對投資的長期負(fù)面影響是顯著的。

上述結(jié)論的政策含義在于：1.繼續(xù)運(yùn)用積極財(cái)政支出政策應(yīng)對經(jīng)濟(jì)下行壓力。結(jié)論表明，增加財(cái)政支出對投資有短期擠入效應(yīng)，對產(chǎn)出和就業(yè)也有短期正面影響。因此，在當(dāng)前受疫情影響全球經(jīng)濟(jì)嚴(yán)重衰退的背景下，運(yùn)用積極財(cái)政支出政策，既可穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)，又可增加投資和就業(yè)，是實(shí)現(xiàn)黨中央“六穩(wěn)六?！惫ぷ鞯谋Ｕ稀?.優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，提振居民消費(fèi)。結(jié)論顯示，增加財(cái)政支出雖然對產(chǎn)出、投資、就業(yè)有短期正面效應(yīng)，但是對居民消費(fèi)無顯著影響。其原因可能在于：在傳統(tǒng)GDP 指標(biāo)評價(jià)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(dǎo)致民生保障類支出相對不足，居民不敢消費(fèi)。因此，有必要增大民生保障性財(cái)政支出比重，釋放居民消費(fèi)潛力。3.優(yōu)化稅收結(jié)構(gòu)，降低間接稅比重。結(jié)論顯示，增加間接稅有一定程度的負(fù)面經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而增加直接稅收則沒有顯著經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。其原因可能在于：間接稅大多為流轉(zhuǎn)類稅，具有易轉(zhuǎn)嫁的特點(diǎn)，而且中國稅收制以間接稅為主，這導(dǎo)致增加間接稅相當(dāng)于提高商品價(jià)格，可能降低商品消費(fèi)需求，進(jìn)而影響投資。因此，降低間接稅收比重，有利于發(fā)揮其對經(jīng)濟(jì)的長期正面效應(yīng)。

表3 產(chǎn)出lnrpgdp 預(yù)測方差分解

表4 消費(fèi)lnrrcons 預(yù)測方差分解

表5 就業(yè)lnemp23 預(yù)測方差分解

表6 投資lnpfix 預(yù)測方差分解