魯君駟，陳 默，張 鶴

(1.吉林大學 數(shù)量經(jīng)濟研究中心，長春 130012;2.包商銀行 博士后科研工作站，北京 100101;3.中國人民大學 財政金融學院，北京 100872)

政府支出的宏觀經(jīng)濟效應研究

魯君駟1，陳 默2，張 鶴3

(1.吉林大學 數(shù)量經(jīng)濟研究中心，長春 130012;2.包商銀行 博士后科研工作站，北京 100101;3.中國人民大學 財政金融學院，北京 100872)

隨著動態(tài)隨機一般均衡模型的不斷發(fā)展和完善，很多學者將流動性約束消費者、價格黏性、工資黏性等變量引入模型，以分析財政支出沖擊的宏觀經(jīng)濟效應。但是，國外對發(fā)展中國家的財政政策研究和模擬很少，且均以利率為準則，不符合中國貨幣供應量為基礎的現(xiàn)實?；诖?，研究構建符合中國國情的新凱恩斯動態(tài)隨機一般均衡模型，并在模型中引入異質性消費者用以刻畫經(jīng)濟中不同消費人群，同時將中國的貨幣供應量規(guī)則納入到模型中，以貨幣供應量控制方程為基準，探討政府支出沖擊下產(chǎn)出、消費、就業(yè)等主要宏觀變量的變化路徑具有重要意義。

政府支出；經(jīng)濟效應；動態(tài)隨機一般均衡模型；異質性消費者；貨幣供應量

隨著經(jīng)濟金融的全球化進程加快，危及世界經(jīng)濟穩(wěn)定的國際金融危機頻繁出現(xiàn)，各國政府普遍采取積極的財政政策，通過增加政府融資、提高政府支出，達到短期內拉動經(jīng)濟增長、保證經(jīng)濟穩(wěn)定的宏觀調控目的。即使像美國這樣一個主要依賴于利率調控的國家，財政政策也達到了具有支配性的地位(Favero和Monacelli，2005)。中國從1998年“逆向調節(jié)”的財政政策初次實施，到2008年面對全球性金融危機實施的4萬億元的大規(guī)?；A設施建設投資，一直使用加大政府支出的辦法解決經(jīng)濟短期衰退的問題，以維持經(jīng)濟高速穩(wěn)定發(fā)展。但政府支出沖擊對一國經(jīng)濟行為的影響如何，這些影響是如何通過各個宏觀經(jīng)濟變量進行傳導的？這是宏觀經(jīng)濟政策研究的又一核心問題，至今尚無定論。

從理論角度來看，新古典的RBC理論假設經(jīng)濟中的消費者存在的形式為無限存活的李嘉圖式家庭，他們在生命中的任何時期的消費決策都要基于跨期的預算約束做出，因此政府支出的增加會對私人部門產(chǎn)生擠出效應，這種負的財富效應會直接導致消費的減少，實際工資水平的下降，進而引起勞動供給的增加，并帶動最終產(chǎn)出的增加(Kydland和 Prescott，1982；King 和 Prescott，1984；Hanson，1985)。與RBC理論不同，凱恩斯學派假設經(jīng)濟中消費者的存在形式為非李嘉圖式的，他們的消費取決于當期的可支配收入，因此模型對于政府支出的效應研究很大程度上取決于政府的融資方式。該理論認為，政府支出的增加會帶來消費的增加和實際工資水平的上升，同時勞動需求增加，最終產(chǎn)出也隨之增加。

在經(jīng)驗研究方面，有關政府支出沖擊的產(chǎn)出效應、產(chǎn)出乘數(shù)和擠出效應等一直是研究的核心內容。Aschauer(1989)根據(jù)美國的經(jīng)驗證據(jù)研究認為，如果政府支出被看作是生產(chǎn)要素投入，且與私人資本是互補關系時，公共投入的增加會使私人資本的邊際生產(chǎn)率上升，此時公共投資將促進私人投資；Fisher(1993)實證研究認為，政府的預算盈余與私人投資存在著正相關關系。另外，很多學者利用VAR方法估計政府沖擊對各個宏觀經(jīng)濟變量的影響，得到了正向的政府支出沖擊會產(chǎn)生持久的正向產(chǎn)出效應的結論(Blanchard和Perotti，2002；Caldara和Kamps，2008；Bilbiie et al.，2008；Mountford和Uhlig，2009)。這些經(jīng)驗研究在兩個方面產(chǎn)生了分歧：一是政府支出沖擊的消費反應不同，二是政府支出沖擊所產(chǎn)生的勞動力市場上實際工資和就業(yè)的反應不同。

隨著動態(tài)隨機一般均衡模型(DSGE)的不斷發(fā)展和完善，很多學者將流動性約束消費者、價格黏性、工資黏性等變量引入模型，以分析財政支出沖擊的宏觀經(jīng)濟效應(Eichenbaum和Fisher，2005；Gali，2007；Colciago，2011；Furlanetto，2011)。但是，國外對發(fā)展中國家的財政政策研究和模擬很少，且均以利率為準則，不符合中國貨幣供應量為基礎的現(xiàn)實。近年來，雖然有部分國內學者對DSGE模型進行了一定的研究，但多數(shù)用于研究貨幣政策問題，用于研究財政政策問題的成果還不多。因此，綜合考慮以上因素，本文致力于構建符合中國國情的新凱恩斯動態(tài)隨機一般均衡模型，并在模型中引入異質性消費者，以刻畫經(jīng)濟中不同消費人群，同時將中國的貨幣供應量規(guī)則納入模型中，以貨幣供應量控制方程為基準，探討政府支出沖擊下產(chǎn)出、消費、就業(yè)等主要宏觀變量的變化路徑。

一、基本假設與模型構建

本文假設經(jīng)濟活動中包含家庭、中間品廠商、最終品廠商、中央銀行和政府五部分，其中，家庭分為李嘉圖家庭和非李嘉圖家庭，家庭為中間品廠商提供勞動，并在最終品廠商購買產(chǎn)品；最終品廠商賣產(chǎn)品給家庭，在中間品廠商獲得原料；中間品廠商利用家庭提供勞動進行生產(chǎn)。假設最終品市場是完全競爭市場，勞動力市場和中間品市場是壟斷競爭市場，工資和中間品價格具有黏性，中央銀行以貨幣供應量為貨幣規(guī)則。

1.家庭。參照Gali(2007)的做法，通過加總的方法引入異質性消費者[1]。假設無限期界的家庭構成一個指標連續(xù)統(tǒng)(continuum)，用i表示，i∈(0,1)。其中，λ比例的消費者不存在流動性約束，可以通過金融市場來調整或平滑每一期的消費，從而實現(xiàn)跨期最優(yōu)選擇，即跨期內的效用最大化，我們稱其為最優(yōu)化的李嘉圖家庭。剩余的1-λ比例的消費者不擁有任何的資產(chǎn)和債務，他們僅消費當期的勞動收入，我們稱其為經(jīng)驗形式的非李嘉圖家庭。

(1)李嘉圖家庭。假設代表性李嘉圖家庭以追求一生的效用最大化為最終目標，他們從消費商品和持有貨幣中獲得正的效用，而在提供勞動中獲得負的效用。家庭擁有可以提供的勞動力和用于消費與投資的資本，可以作為生產(chǎn)要素提供給廠商用于賺取工資和租金，并且假設勞動力市場和資本市場都是完全競爭性市場。代表性李嘉圖家庭的跨期效用函數(shù)如下：

(1)

(2)

資本積累方程是：

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

(2)非李嘉圖家庭。假設非李嘉圖家庭消費遵循僅能糊口的形式，并全部消費掉當期的工資收入。當他們面對工資收入波動時無法平滑他們的消費路徑，應對利率變化時也無法做到跨期替代。雖然與李嘉圖家庭有著相同的偏好，但是他們不能參與金融市場活動，消費只依賴于當期的可支配性收入。非李嘉圖家庭最大化效用函數(shù)為：

(9)

預算約束為：

(10)

在完全競爭的勞動力市場假設下，經(jīng)驗型家庭的勞動供給必須滿足如下表達式：

(11)

(3)加總：

(12)

(13)

2.廠商。假設最終品是完全競爭市場，最終品廠商只生產(chǎn)同一種產(chǎn)品。中間品原料所在的中間品市場是壟斷競爭的。

(1)最終品廠商。具有不變收益技術的完全競爭廠商生產(chǎn)最終商品，最終品市場的生產(chǎn)函數(shù)是D-S形式：

(14)

其中，Xt(j)表示中間投入品的數(shù)量，εp表示不同中間品之間的替代彈性，當εp→∞時，變成完全競爭的情況，即所有中間品都是可以完全替代的。j表示不同的中間品，j∈[0,1]。假設最終產(chǎn)品的價格為Pt，中間產(chǎn)品的價格為Pt(j)，最終產(chǎn)品廠商通過投入中間產(chǎn)品生產(chǎn)所能獲得的最大利潤為：

(15)

最小化成本，可以得到需求函數(shù)：

(16)

其中，由于假設最終品市場是完全競爭的，那么最終品廠商成本最小化時也是利潤最大化時，其利潤水平為零，總的價格水平Pt符合如下表示：

(17)

(2)中間品廠商。因為是異質性中間品商品，所以每個產(chǎn)品j的生產(chǎn)函數(shù)如下：

Yt(j)=AtKt(j)αNt(j)1-α

(18)

在這里，Kt(j)和Nt(j)表示j公司所雇傭的資本和勞動。At表征企業(yè)的技術水平，本文假定其服從AR(1)過程：

(19)

(20)

對于所有廠商，實際邊際成本如下：

(21)

因為中間廠商是壟斷競爭廠商的供給方，對于中間品有定價權。凈利潤不為零，所以利潤最大化預期價格函數(shù)如下：

(22)

預算約束為：

(23)

從而得到一階條件：

(24)

(25)

3.中央銀行(貨幣政策部門)。Burdekin和Siklos(2005)研究認為,中國的貨幣政策遵循的是McCallum 規(guī)則。如果假設GDP增長率是8%，目標通貨膨脹率是4%，Liu 和Zhang(2007)研究發(fā)現(xiàn)，McCallum 規(guī)則不符合中國的數(shù)據(jù)模擬顯示，特別是在1997年以前，數(shù)值模擬上得到的結果與真實數(shù)據(jù)的結果有很大差別，甚至在1993—1994年超過40%。McCallum 規(guī)則最主要的缺點是沒有考慮前瞻性行為。本文定義如下貨幣供應量規(guī)則：

(26)

(27)

4.政府部門(財政政策部門)。我們假設政府部門的財政收入來源為稅收收入和發(fā)行債券收入，財政支出行為包括政府支出和支付到期債券。那么政府部門的預算約束定義為：

(28)

tt=φbbt+φggt

(29)

在這里，φb>0且φg>0。本文參考Gali(2007)和胡愛華(2012)的做法，假定財政政策規(guī)則是外生的，這樣做一方面可以保證財政部門的清償能力，使政府部門的預算約束得以滿足，同時閉合模型，這就在一定程度上排除了政府債務不平穩(wěn)增長所帶來的爆炸性可能，從而保證模型中的經(jīng)濟主體愿意持有政府債券；另一方面可以對政府部門的行為進行相應的模擬。

我們同時假設財政支出是外生的，并遵循AR(1)的一階自回歸過程：

(30)

產(chǎn)品市場出清：Yt(j)=Xt(j)

總產(chǎn)出等于總支出：Yt=Ct+Gt+It

(31)

6.對數(shù)線性化均衡條件。分別對方程(3)、(4)、(5)、(6)、(7)、(8)進行對數(shù)線性化可以得到：

kt+1=δit+(1-δ)kt

(32)

(33)

(34)

it-kt=ηqt

(35)

(36)

(37)

由名義貨幣供應量增長率和實際貨幣余額及通貨膨脹率之間的關系可以得到：

ht=mt-mt-1+πt

(38)

在穩(wěn)態(tài)值附近對數(shù)線性化最終產(chǎn)品市場出清條件可以得到：

yt=γcct+γiit+gt

(39)

其中，γi=1-γ，分別對方程(10)、(11)、(12)、(13)、(18)、(20)、(24)、(25)、(26)、(28)、(29)式進行對數(shù)線性化可以得到：

(40)

(41)

(42)

(43)

yt=at+(1-α)*nt+α*kt

(44)

(45)

πt=βEt{πt+1}-λp*(yt-nt-wt)

(46)

(47)

bt+1=(1+ρ)*(bt+gt-tt)

(48)

tt=φbbt+φggt

(49)

對(19)、(27)和(30)表示的三個外生沖擊(技術沖擊、貨幣供應量沖擊和政府支出沖擊)方程進行對數(shù)線性化可以得到：

(50)

(51)

(52)

至此，由(32)～(52)式構成了本文DSGE模型的對數(shù)線性化方程，模型系統(tǒng)包括21個內生變量和21個方程，整個系統(tǒng)為一個典型的新凱恩斯主義分析框架。

二、模型參數(shù)估計

1參數(shù)校準。本文依照中國的實際情況和已有文獻估算相同意義參數(shù)值情況對部分結構參數(shù)進行賦值。貼現(xiàn)因子β表示穩(wěn)態(tài)時均衡利率倒數(shù)，自1992年以來，中國的年均名義利率約為8%，由于本文采用季度數(shù)據(jù)建模，所以設定β=0.98；依據(jù)陳昆亭和龔六堂(2006)年度折舊率按0.1計算，季度折舊率近似等于0.025；Gali(2007)對實際工資彈性的倒數(shù)φ取值0.2，王文甫(2010)利用數(shù)值模擬的方法對這個參數(shù)的敏感性進行了檢驗，認為支出在一定區(qū)間內是比較穩(wěn)定的，本文也令φ=0.2；實際貨幣需求的利率彈性的倒數(shù)v依據(jù)胡愛華(2012)取值0.3；Zhang(2009)給出了最終品廠商與中間品廠商之間的替代彈性ε=4.61, 本文也依照這一參數(shù)估計結果校準，此外，其給出的黏性價格導致不能改變價格廠商的比例θ=0.84，投資對托賓Q的彈性為η=1；Gali(2007)校準的人口結構參數(shù)λ為0.5，但依據(jù)中國國情，達不到發(fā)達國家的比例，依據(jù)王文甫(2010)的研究設定為0.8；有很多學者估計產(chǎn)出對資本的彈性α，且差別不大(王小魯和樊綱，2000)，本文取α=0.5。

2.數(shù)據(jù)來源及處理。本文利用GDP、財政支出和狹義貨幣供應量(M0)的季度數(shù)據(jù)進行參數(shù)估計，樣本區(qū)間為1992年第一季度至2013年第三季度，數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)網(wǎng)。由于最終要估計的是模型中變量對應的對數(shù)線性化的結果，所以需要對上面三個序列進行處理和調整后再將這三組數(shù)據(jù)代入模型進行參數(shù)估計。

3.參數(shù)估計方法及結果。除了前文所述的參數(shù)校準的方法取值外，剩下的模型參數(shù)采用貝葉斯估計的方法獲得。在MATLAB-7.7環(huán)境下運用DYNARE-4.0.2工具箱進行蒙特卡洛馬爾科夫鏈(MCMC)抽樣得到的模型參數(shù)估計結果見下表。

表 貝葉斯估計參數(shù)值

從上表可以看出， 幾乎所有的結構參數(shù)的后驗分布都為正態(tài)分布， 所以本文運用貝葉斯估計方法對模型結構參數(shù)進行的估計是十分有效的， 參數(shù)估計在統(tǒng)計上也十分顯著。 對貨幣供應量規(guī)則的參數(shù)估計表明， 貨幣供應量增長率具有一定的慣性， 貨幣供應量增長率對其上期數(shù)值的響應為0.3152。 而貨幣供應量增長率對預期通脹的響應達到了-0.9325， 對產(chǎn)出缺口的響應達到了-0.5462， 說明通脹預期與產(chǎn)出缺口對于貨幣供應量的增長產(chǎn)生了顯著的負效應， 即通脹預期和產(chǎn)出缺口越大， 貨幣供應量增長率越低， 這與中國的經(jīng)濟實際情況相符。 此外， 還說明中國中央銀行在運用貨幣政策工具對貨幣供應量進行調整時， 會根據(jù)通脹預期和產(chǎn)出缺口進行反方向的調節(jié)。 財政政策方面， 稅收增長率對債券和政府支出的響應僅為0.1680和0.2213， 說明債券和政府支出對于稅收的增長存在一定的正效應， 即政府支出和國債支出的增加會部分通過稅收的增加進行融資， 但影響的數(shù)值較小， 影響效果不是很顯著。 這也說明本部分的經(jīng)驗式的財政規(guī)則不一定是模擬中國政府財政行為的最優(yōu)規(guī)則， 至于不同財政規(guī)則下的模型討論， 將另文進行說明。 兩個外生沖擊的估計值達到了0.9426和0.7246， 說明政府支出沖擊和生產(chǎn)率沖擊都具有高度的持久性， 政府支出的變化和生產(chǎn)率的變化對經(jīng)濟存在持久的影響， 這一結果與現(xiàn)階段中國的實際經(jīng)濟運行情況相符。 改革開放以來， 技術進步和制度變革一直是拉動中國經(jīng)濟增長的重要因素， 因此體現(xiàn)技術進步和制度變革的生產(chǎn)率沖擊對實體經(jīng)濟產(chǎn)生顯著的持久影響毋庸置疑。 而財政政策具有相當?shù)膽T性， 特別是近些年中國頻繁采用擴大政府支出的積極財政政策對宏觀經(jīng)濟形勢進行相機抉擇， 政策的連續(xù)性和要達到的保持經(jīng)濟平穩(wěn)連續(xù)增長的政策目標，在一定程度上使得政府支出沖擊的持久性較高。

4.政府支出的宏觀經(jīng)濟效應。根據(jù)前文估計的DSGE模型運用脈沖響應分析外生沖擊的宏觀經(jīng)濟效應。由于本文的重點是考察政府支出的宏觀經(jīng)濟效應問題，因此這里只給出了政府支出沖擊的脈沖響應圖(見下頁圖)。圖中顯示了一單位正的標準差在政府支出沖擊下各個內生變量從0到40期的脈沖響應。其中，橫軸代表時間軸，縱軸表征各變量對穩(wěn)態(tài)值的偏離水平。

三、結 論

本文基于新凱恩斯動態(tài)隨機一般均衡模型(DSGE)的分析框架，結合我國經(jīng)濟運行實際情況，把異質性消費者和貨幣供應量規(guī)則的實際情況納入模型框架之內，形成了更加符合我國國情的動態(tài)隨機一般均衡模型(DSGE)，并根據(jù)該模型探討了政府支出沖擊對我國宏觀經(jīng)濟行為的影響。具體結論如下： 一是政府支出政策的實施對中國經(jīng)濟增長存在著持續(xù)的正向拉動作用， 政府支出的凱恩斯效應在中國得到了驗證。 其中，政策實施初期對于經(jīng)濟增長的拉動作用最為顯著，但隨著政策的實施，政策效果有逐漸減弱的趨勢，部分原因可能是由于政策的時效性問題， 部分原因可能是由于財政支出當期的增加最終還要通過以后各期的稅收增加或發(fā)行國債及減支行為進行償還， 而這些行為都會產(chǎn)生負的財富效應從而抑制經(jīng)濟增長。二是政府支出對于居民消費存在一定的擠出效應，由于李嘉圖家庭消費者占中國總消費群體的絕大多數(shù)， 因此政府支出對于總消費水平的影響也表現(xiàn)出了其對李嘉圖消費者的影響效果， 擠出效應明顯。 而出現(xiàn)這種政府支出擠出消費的原因， 部分可能是由于政府支出存在的負財富效應，部分原因可以從勞動力市場的變化中找到。 三是政府支出對于勞動供給產(chǎn)生了正向的拉動作用并對實際工資水平產(chǎn)生了負向影響。 政府支出的增加使得政策實施初期就業(yè)機會增多， 但隨著勞動供給逐漸大于勞動需求， 工資水平相應下降， 這使得不受流動性約束的李嘉圖家庭不再愿意提供廉價的勞動力， 從而使其勞動供給由正轉負。 但非李嘉圖家庭的消費僅能依靠當期的收入獲得， 迫使其勞動供給水平一直維持在正向， 并始終大于勞動需求， 因此實際工資水平一直維持在穩(wěn)態(tài)值以下， 實際工資水平的負向響應也從另一個側面使消費水平受到擠出效應的影響。 四是政府支出對于私人投資產(chǎn)生了持續(xù)的擠出效應且并未對通脹產(chǎn)生正向影響。 政府支出對私人投資的擠出效應會同實際工資水平的負向表現(xiàn)(廠商生產(chǎn)的實際邊際成本下降)以及總消費的負向表現(xiàn)使得價格水平并未表現(xiàn)出向上的壓力， 從而政府支出未產(chǎn)生拉動通脹的效果。 五是本文對于貨幣政策和財政政策的參數(shù)估計表明， 貨幣供應量增長率具有一定的慣性， 通脹預期與產(chǎn)出缺口對于貨幣供應量的增長產(chǎn)生了顯著的負效應； 債券和政府支出對于稅收的增長存在一定的正效應， 但影響不是很顯著， 本部分的經(jīng)驗式的財政規(guī)則不見得是模擬中國政府財政行為的最優(yōu)規(guī)則， 基于不同財政規(guī)則對模型進行進一步的討論有現(xiàn)實的必要。

[1] GALI,VALLES, LOPEZ-SALIDO. Understanding the Effects of Government Spending on Consumption[J].Journal of the European Economic Association,2007,5(1): 227-270.

圖 政府支出的脈沖響應圖

[責任編輯：房宏琳，曾 博]

2015-03-20

國家社會科學基金重大項目“中國潛在經(jīng)濟增長率計算及結構轉換路徑研究”(12&ZD197)；教育部人文社會科學青年項目“開放經(jīng)濟條件下資本流動對中國經(jīng)濟的影響”(13YJC790192)

魯君駟(1966—)，男，博士研究生，從事宏觀經(jīng)濟政策研究；陳默(1987—)，男，博士后流動站研究人員，從事宏觀經(jīng)濟政策研究；張鶴(1980—)，女，副教授，從事宏觀經(jīng)濟政策研究。

F812.45

A

1002-462X(2015)08-0104-06