武曉利，晁江鋒

（廈門(mén)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，福建 廈門(mén) 361005）

一、引 言

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，但是居民消費(fèi)卻萎靡不振。根據(jù)世界銀行的標(biāo)準(zhǔn)，2010年我國(guó)人均GDP為7 129美元，已經(jīng)進(jìn)入中等偏上收入國(guó)家的行列，消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的轉(zhuǎn)變對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步發(fā)展至關(guān)重要，而目前居民消費(fèi)率偏低所體現(xiàn)的我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡，已經(jīng)成為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)能否持續(xù)健康發(fā)展的重要因素。所以，刺激居民消費(fèi)和提高居民消費(fèi)率成為學(xué)者和政府關(guān)注的焦點(diǎn)。

財(cái)政支出政策對(duì)居民消費(fèi)的影響一直是宏觀經(jīng)濟(jì)研究的熱點(diǎn)。目前，國(guó)內(nèi)許多學(xué)者在政府財(cái)政支出政策對(duì)居民消費(fèi)的影響機(jī)制方面做了大量的研究工作，但得到的結(jié)論并不一致。一些觀點(diǎn)認(rèn)為政府支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)（黃賾琳，2005；徐忠等，2010；等）；也有一些觀點(diǎn)認(rèn)為政府支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)（李廣眾，2005；潘彬、羅新星和徐選華，2006；胡永剛和郭新強(qiáng)，2012；等）。由于財(cái)政支出按其目的和功能可劃分為許多類(lèi)別，每個(gè)類(lèi)別的政府支出對(duì)居民消費(fèi)影響的顯著性不盡相同。圖1給出了1978－2012年不同類(lèi)別的政府支出占政府總支出的比重，其中：政府投資性支出包括經(jīng)濟(jì)建設(shè)、基礎(chǔ)設(shè)施以及能源的投資和開(kāi)發(fā)等；政府服務(wù)性支出包括科教文衛(wèi)、社會(huì)保障以及公共安全、國(guó)防等；政府消費(fèi)性支出包括行政管理費(fèi)以及政府工作人員的薪酬等?？梢钥闯?，在不同的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)階段，我國(guó)政府支出的側(cè)重點(diǎn)也不相同；自1978年至今，政府投資性支出比重下降趨勢(shì)較為明顯，政府服務(wù)性支出比重緩慢上升，政府消費(fèi)性支出比重也在不斷提高。由于財(cái)政支出是影響居民消費(fèi)行為的一個(gè)重要原因，所以政府支出結(jié)構(gòu)的變化對(duì)居民消費(fèi)行為也會(huì)產(chǎn)生一定的影響。

本文分別將政府財(cái)政支出中的消費(fèi)性支出、轉(zhuǎn)移支付、投資性支出以及服務(wù)性支出引入三部門(mén)動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型，研究不同類(lèi)型的財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的影響。

圖1 投資性支出、服務(wù)性支出和消費(fèi)性支出占政府支出比重的對(duì)比圖①數(shù)據(jù)來(lái)源：《中國(guó)財(cái)政年鑒》和CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)。

二、文獻(xiàn)綜述

目前國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)影響效應(yīng)的研究，并沒(méi)有得到一致的結(jié)論，歸納起來(lái)主要有以下三方面的觀點(diǎn)。

第一，財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)，支持該觀點(diǎn)的代表性文獻(xiàn)有：潘彬、羅新星和徐選華（2006）采用1995－2004年時(shí)間序列資料和城市與農(nóng)村居民家庭資料進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)施積極的財(cái)政政策，合理擴(kuò)大政府財(cái)政支出能夠有效地刺激居民消費(fèi)；李廣眾（2005）認(rèn)為，中國(guó)政府財(cái)政支出的增加能夠拉動(dòng)居民消費(fèi)，尤其是城鎮(zhèn)居民消費(fèi)，所以擴(kuò)張性的財(cái)政政策對(duì)刺激居民消費(fèi)有積極作用；胡永剛和郭新強(qiáng)（2012）認(rèn)為，目前中國(guó)的政府財(cái)政支出政策對(duì)居民消費(fèi)有擠入作用，擴(kuò)張性財(cái)政政策具有刺激居民消費(fèi)的作用，同時(shí)指出我國(guó)的財(cái)政支出規(guī)模已接近最優(yōu)臨界點(diǎn)，繼續(xù)單純?cè)黾迂?cái)政支出拉動(dòng)居民消費(fèi)的作用將不明顯，只有提高財(cái)政支出效率和優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)才能真正達(dá)到刺激居民消費(fèi)的目的；官永彬和張應(yīng)良（2008）認(rèn)為，從總體層面看，我國(guó)的政府支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，并且對(duì)城鎮(zhèn)居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)大于對(duì)農(nóng)村居民的擠入效應(yīng)。

第二，財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)，支持該觀點(diǎn)的代表性文獻(xiàn)有：申琳和馬丹（2007）認(rèn)為，1978－2005年政府財(cái)政支出通過(guò)消費(fèi)傾斜渠道和資源撤出渠道影響居民消費(fèi)，前者會(huì)促使居民消費(fèi)上升，后者會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)下降，兩者的綜合影響最終導(dǎo)致居民消費(fèi)的下滑，這意味著我國(guó)財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)有擠出效應(yīng)。徐忠等（2010）認(rèn)為，目前我國(guó)政府營(yíng)利性財(cái)政支出擠出了公共財(cái)政職能支出，帶來(lái)公共支出不足，從而導(dǎo)致居民增加預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，減少現(xiàn)期消費(fèi)，對(duì)消費(fèi)具有擠出效應(yīng)；黃賾琳（2005）利用隨機(jī)動(dòng)態(tài)一般均衡方法將政府支出作為外生隨機(jī)沖擊變量引入模型，模擬結(jié)果發(fā)現(xiàn)改革開(kāi)放后政府支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生一定程度的擠出效應(yīng)。

第三，從財(cái)政支出結(jié)構(gòu)層面上分析，不同類(lèi)型的財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的效應(yīng)不同，比如：張治覺(jué)和吳定玉（2007）指出，政府投資性支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出效應(yīng)，而政府消費(fèi)性支出和轉(zhuǎn)移性支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生擠入效應(yīng)；而官永彬和張應(yīng)良（2008）則認(rèn)為，政府投資性支出和轉(zhuǎn)移性支出在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，而政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)；武彥民和張遠(yuǎn)（2011）利用誤差修正模型作為分析工具，指出經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出和文教科衛(wèi)支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，而社會(huì)保障支出和行政支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)。

動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型框架作為一種新的分析方法，為研究財(cái)政政策的宏觀效應(yīng)提供了一個(gè)新的分析視角。DSGE模型不僅能夠較好地模擬宏觀經(jīng)濟(jì)中各種類(lèi)型的沖擊源，而且能夠?qū)ζ鋫鲗?dǎo)機(jī)制進(jìn)行有效地分析。Ambler和Paquet（1996）、McGrattan（1997）、Edelberg（1999）等將政府支出引入DSGE模型中，解釋政府支出與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系，并且取得良好的結(jié)果。Linnemann等（2004）、Coenen和Straub（2005）、Gali等（2004）、Bouakez和Rebei（2007）等將政府支出引入DSGE模型，研究政府支出與居民消費(fèi)之間的關(guān)系，從不同角度得到增加政府支出會(huì)擠入居民消費(fèi)的結(jié)論。

一般而言，政府支出以三種形式進(jìn)入DSGE模型，一是進(jìn)入家庭的效用函數(shù)，如Tsungwu（2001）、黃賾琳（2005）、王文甫（2010）等；二是進(jìn)入廠商的生產(chǎn)函數(shù)，如Park（2009）、Kuhn等（2010）、胡永剛和郭新強(qiáng)（2012）等；三是同時(shí)進(jìn)入效用函數(shù)和生產(chǎn)函數(shù)，如Baxter和King（1993）、Turnovsky和Fisher（1995）等。本文在動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型框架下，將不同類(lèi)型的政府支出分別加入家庭的效用函數(shù)和廠商的生產(chǎn)函數(shù)，分析不同類(lèi)型的政府支出對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的影響與傳導(dǎo)機(jī)制。

本文主要從以下幾個(gè)方面區(qū)別于現(xiàn)有研究。一是模型設(shè)定，把政府支出按其目的和功能劃分為政府消費(fèi)性支出、政府轉(zhuǎn)移支付、政府投資性支出和政府服務(wù)性支出，并將其引入三部門(mén)的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型，具體做法是：將消費(fèi)性支出和轉(zhuǎn)移支付引入家庭部門(mén)，將投資性支出和服務(wù)性支出引入廠商部門(mén)。其目的是研究不類(lèi)型的政府支出對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的影響與傳導(dǎo)機(jī)制。二是參數(shù)估計(jì)方法，區(qū)別于McGrattan（1994和1997）采用的極大似然估計(jì)方法，本文利用貝葉斯估計(jì)方法（Bayes Estimation）對(duì)動(dòng)態(tài)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。研究發(fā)現(xiàn)：（1）增加政府消費(fèi)性支出，由于其外部性，居民消費(fèi)和消費(fèi)率會(huì)在短期內(nèi)增加，但是之后會(huì)快速下降至初始水平以下。所以，從長(zhǎng)期看，增加政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)，并且導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降。（2）增加政府轉(zhuǎn)移支付，通過(guò)增加居民收入水平和改善消費(fèi)預(yù)期，刺激居民消費(fèi)，提高居民消費(fèi)率。故增加政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，并且促使居民消費(fèi)率提高。（3）增加政府投資性支出，能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增加就業(yè)機(jī)會(huì)，提高居民收入水平，進(jìn)而刺激居民消費(fèi)，即增加政府投資性支出也對(duì)居民消費(fèi)有擠入效應(yīng)，但在一段時(shí)期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降。（4）增加政府服務(wù)性支出，通過(guò)間接地增加居民收入水平和減少居民對(duì)未來(lái)不確定性的擔(dān)憂，能有效拉動(dòng)消費(fèi)，提高消費(fèi)率。所以，增加政府服務(wù)性支出能夠顯著擠入居民消費(fèi)、提高消費(fèi)率。

三、模型構(gòu)建

本文在動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡框架下，分別引入消費(fèi)性支出、轉(zhuǎn)移支付、投資性支出以及服務(wù)性支出四類(lèi)政府支出，目的是研究不同類(lèi)型的財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)行為的影響機(jī)制。本文模型由代表性家庭、代表性廠商以及政府三個(gè)部門(mén)構(gòu)成。其中，家庭在每個(gè)時(shí)期向廠商提供勞動(dòng)和私人資本，從而獲得工資報(bào)酬和資本租金；廠商雇用勞動(dòng)，租借資本，同時(shí)使用政府提供的投資性支出和服務(wù)性支出進(jìn)行生產(chǎn)活動(dòng)，并且廠商按其產(chǎn)出向政府繳納比例稅；政府向廠商所征稅收全部用于政府的消費(fèi)性支出、轉(zhuǎn)移支付、投資性支出和服務(wù)性支出。

（一）代表性家庭。假定經(jīng)濟(jì)體中包含無(wú)數(shù)個(gè)同質(zhì)家庭，每個(gè)家庭偏好相同且能生存無(wú)窮期，家庭效用函數(shù)采用CRRA效用形式，其中政府消費(fèi)性支出引入的形式參考黃賾琳（2005）的做法。代表性家庭在每一期規(guī)劃其消費(fèi)與勞動(dòng)供給以最大化一生效用為目標(biāo)，也即：其中，E0表示基于0期信息形成的條件期望算子；0＜β＜1，表示主觀貼現(xiàn)率；θ1表示家庭消費(fèi)的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避彈性；θ2表示家庭勞動(dòng)供給的跨期替代彈性；φ表示休閑相對(duì)于消費(fèi)的權(quán)重；Ct表示第t期代表性家庭的消費(fèi)；G1t代表第t期政府的消費(fèi)性支出；γ表示代表性家庭消費(fèi)與政府消費(fèi)性支出的關(guān)系系數(shù)；Nt表示第t期代表性家庭的勞動(dòng)供給。

家庭的預(yù)算約束為：

其中，G2t表示政府在t期的轉(zhuǎn)移支付。

求解代表性家庭的最大化問(wèn)題，可得一階條件與橫截性條件如下：

其中，λt為約束條件（2）式的Lagrange乘子，式（3）的右邊代表家庭t期消費(fèi)的邊際效用。（4）式為消費(fèi)與勞動(dòng)的Euler方程，表示t期內(nèi)勞動(dòng)所帶來(lái)的邊際損失等于消費(fèi)所產(chǎn)生的邊際效用。（5）式反映家庭消費(fèi)的最優(yōu)規(guī)劃，即t期消費(fèi)的邊際效用等于t＋1期消費(fèi)所帶來(lái)效用的貼現(xiàn)值。（6）式為家庭效用最大化須滿足的橫截性條件。

（二）代表性廠商。在完全競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)中，廠商均是同質(zhì)的，每個(gè)廠商具有相同的技術(shù)條件。代表性廠商通過(guò)租借私人資本和勞動(dòng)進(jìn)行生產(chǎn)，參考Kuhn等（2010）、Baxter和King（1993）的做法，同時(shí)引入存量形式的政府投資性支出和流量形式的政府服務(wù)性支出，則Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)的具體形式可表達(dá)為：

其中，Yt表示t期的產(chǎn)出；Kpt表示t期的私人資本存量；Kgt表示t期的政府資本存量；G4t表示t期的政府服務(wù)性支出；Nt表示t期的勞動(dòng)投入；Zt表示t期外生的技術(shù)水平，是一個(gè)隨機(jī)變量，假定其服從AR（1）過(guò)程如下：

私人的資本積累方程為：

其中，δp表示私人資本的折舊率，Ipt表示t期的私人投資。

政府的資本積累方程為：

其中，δg表示政府資本的折舊率，G3t表示政府在t期的投資性支出。

廠商在t期需要支付家庭的工資Wt、資本租金rt、承擔(dān)私人資本折舊率δp，同時(shí)按τ的稅率向政府繳納企業(yè)所得稅。所以，廠商利潤(rùn)最大化問(wèn)題可表達(dá)為：

求解該最優(yōu)化問(wèn)題，可以得到如下關(guān)于Kpt和Nt的最優(yōu)一階條件：

（三）政府部門(mén)。政府在t期向廠商征收τYt的稅收全部用于政府消費(fèi)性支出G1t、政府轉(zhuǎn)移支付G2t、政府投資性支出G3t和政府服務(wù)性支出G4t，則政府在t期的預(yù)算約束為：

對(duì)財(cái)政支出規(guī)則有如下四種：一是平衡預(yù)算規(guī)則；二是盯住產(chǎn)出缺口規(guī)則；三是盯住債務(wù)變化規(guī)則；四是慣性支出規(guī)則。參考王文甫（2010）的做法，在這里，四類(lèi)政府支出規(guī)則我們均采用慣性支出規(guī)則，則有以下式子成立：

其中，、和分別表示政府消費(fèi)性支出G1t、政府轉(zhuǎn)移支付G2t、政府投資性支出G3t和政府服務(wù)性支出G4t的穩(wěn)態(tài)值；｛是相互獨(dú)立的隨機(jī)變量，其中i＝1、2、3、4。

（四）均衡系統(tǒng)。給定代表性家庭的偏好、代表性廠商的技術(shù)水平、私人的資源約束、政府的資源約束、狀態(tài)變量 ｛Kpt－1，Ct－1，Kgt－1，N＊，Zt－1，G1t－1，G2t－1，G3t－1，G4t－1｝，以及技術(shù)沖擊和政府財(cái)政支出沖擊 ｛Zt，G1t，G2t，G3t，G4t｝，當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到均衡狀態(tài)時(shí)，代表性家庭實(shí)現(xiàn)效用最大化、代表性廠商實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，并且消費(fèi)品市場(chǎng)、資本市場(chǎng)以及勞動(dòng)力市場(chǎng)均出清。

四、模型參數(shù)校準(zhǔn)與貝葉斯估計(jì)

根據(jù)劉斌（2008）所采用的規(guī)則，模型中參數(shù)的賦值方法分為兩種：一是對(duì)靜態(tài)參數(shù)采用校準(zhǔn)的方法進(jìn)行賦值，二是對(duì)動(dòng)態(tài)參數(shù)采用貝葉斯估計(jì)的方法進(jìn)行賦值。根據(jù)本文DSGE模型的設(shè)定，需要確認(rèn)的相關(guān)靜態(tài)參數(shù)包括：主觀貼現(xiàn)因子β、私人資本產(chǎn)出彈性α1、政府資本的邊際產(chǎn)出彈性α2、政府服務(wù)性支出的邊際產(chǎn)出彈性α3、私人資本折舊率δp、政府資本折舊率δg、家庭消費(fèi)與政府消費(fèi)性支出關(guān)系系數(shù)γ、休閑相對(duì)于消費(fèi)的權(quán)重φ、消費(fèi)與勞動(dòng)供給的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避參數(shù)θ1、θ2；動(dòng)態(tài)參數(shù)包括：技術(shù)沖擊、政府消費(fèi)性支出沖擊、政府轉(zhuǎn)移支付沖擊、政府投資性支出沖擊以及政府服務(wù)性支出沖擊的一階自回歸參數(shù)ρ、ρ1、ρ2、ρ3、ρ4和波動(dòng)參數(shù)εt、ε、ε、ε、ε。

（一）靜態(tài)參數(shù)的校準(zhǔn)檢驗(yàn)。

1．消費(fèi)和勞動(dòng)供給的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)θ1和θ2。關(guān)于我國(guó)消費(fèi)的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)θ1的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，陳學(xué)彬等（2005）的實(shí)證研究結(jié)果為0．77；李春吉等（2006）的估計(jì)值為0．9；黃賾琳（2005）根據(jù)居民消費(fèi)行為建立了相關(guān)計(jì)量模型，估算的消費(fèi)相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)值也在0．7－1．0；本文的校準(zhǔn)結(jié)果為θ1＝0．87?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)對(duì)勞動(dòng)供給的跨期替代彈性的研究結(jié)果差異較大，F(xiàn)uentes-Albero（2009）利用微觀數(shù)據(jù)估計(jì)出θ2的取值范圍為0．2－0．72；Hansan（1985）在勞動(dòng)不可分模型中校準(zhǔn)得到θ2＝100；也有基于效用函數(shù)形式和穩(wěn)態(tài)平衡路徑校準(zhǔn)得到θ2的取值為2或者3。通過(guò)校準(zhǔn)，本文取θ2＝4。

2．家庭消費(fèi)與政府消費(fèi)性支出關(guān)系系數(shù)γ和休閑相對(duì)于消費(fèi)的權(quán)重φ。關(guān)于這兩個(gè)參數(shù)的校準(zhǔn)，本文采用從社會(huì)計(jì)劃者的角度求解效用最大化問(wèn)題，則有：

該社會(huì)計(jì)劃者問(wèn)題的一階條件為：

由（21）式和（22）式可得：

可以發(fā)現(xiàn)，（25）式給出了居民消費(fèi)與政府消費(fèi)性支出之間的關(guān)系，參數(shù)γ表示Ct與G1t之間的比例關(guān)系。我們利用1978－2011年居民實(shí)際消費(fèi)數(shù)據(jù)和政府實(shí)際消費(fèi)性支出數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)政府消費(fèi)性支出大概占居民消費(fèi)水平的0．06。故我們?nèi)ˇ茫?．06，由（23）式可得：

可以發(fā)現(xiàn)，（26）式給出了休閑相對(duì)于消費(fèi)的權(quán)重φ的表達(dá)式，我們利用1978－2011年實(shí)際產(chǎn)出、居民實(shí)際消費(fèi)以及政府實(shí)際消費(fèi)性支出的數(shù)據(jù)進(jìn)行估算，可得φ＝0．599。

3．效用貼現(xiàn)因子β。本文采用1979－2012年的物價(jià)水平來(lái)校準(zhǔn)居民的主觀貼現(xiàn)率。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的年度居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，可估算出1979－2012年的物價(jià)水平平均上升了約4．5%，故主觀貼現(xiàn)率β設(shè)定為95%。

4．私人資本折舊率δp和政府資本折舊率δg。目前國(guó)外對(duì)資本折舊率的估計(jì)值均在0．1左右。由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的獨(dú)特性，根據(jù)黃勇峰、任若恩和劉曉生（2002）的結(jié)論，我國(guó)制造業(yè)折舊率高達(dá)0．17。本文參照國(guó)內(nèi)外的相關(guān)研究結(jié)果，私人資本折舊率δp校準(zhǔn)為0．12。而政府投資性支出主要用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、能源建設(shè)、水利水電建設(shè)等方面，相對(duì)于私人投資的折舊率而言，這些方面的折舊率相對(duì)較低，故我們?cè)O(shè)定政府投資折舊率δg＝0．05。

5．私人資本的邊際產(chǎn)出彈性α1、政府資本的邊際產(chǎn)出彈性α2和政府服務(wù)性支出的邊際產(chǎn)出彈性α3。可以通過(guò)估計(jì)廠商生產(chǎn)函數(shù)來(lái)進(jìn)一步估計(jì)獲得這三個(gè)邊際產(chǎn)出彈性。胡永剛和郭新強(qiáng)（2012）的估計(jì)結(jié)果是這方面具有代表性的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，本文采用其估計(jì)結(jié)果，取私人資本產(chǎn)出彈性為α1＝0．6，政府資本的邊際產(chǎn)出彈性為α2＝0．21，政府服務(wù)性支出的邊際產(chǎn)出彈性為α3＝0．15。

所有參數(shù)估計(jì)見(jiàn)表1所示。

表1 靜態(tài)參數(shù)的校準(zhǔn)結(jié)果

（二）動(dòng)態(tài)參數(shù)的校準(zhǔn)檢驗(yàn)。由于動(dòng)態(tài)參數(shù)不能夠直接獲得，為了保證參數(shù)的精確性，本文采用貝葉斯估計(jì)（Bayes Estimation）方法進(jìn)行估計(jì)。由于動(dòng)態(tài)參數(shù)是五種沖擊的一階自回歸參數(shù)和波動(dòng)參數(shù)，故本文采用我國(guó)1978－2011年的年度實(shí)際GDP和居民實(shí)際消費(fèi)作為樣本。

關(guān)于相關(guān)參數(shù)初值與先驗(yàn)分布的選取，本文遵循以下過(guò)程：一是關(guān)于先驗(yàn)均值的選取，根據(jù)已有文獻(xiàn)的估算，技術(shù)沖擊一階相關(guān)系數(shù)的均值多數(shù)在0．7左右，故本文ρz的先驗(yàn)均值取為0．75；根據(jù)我國(guó)政府支出的真實(shí)數(shù)據(jù)進(jìn)行估算，四類(lèi)政府支出的一階自相關(guān)系數(shù)均在0．3－0．4，故本文將四類(lèi)政府財(cái)政支出沖擊一階自相關(guān)系數(shù)的先驗(yàn)均值均取為0．35；關(guān)于沖擊的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)先驗(yàn)均值的選取，由于相關(guān)國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)對(duì)上述沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差的估計(jì)值均在0．02－0．08（黃賾琳，2005；李春吉等，2010；王燕武和王俊海，2011），故本文隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的先驗(yàn)均值均取為0．05。二是關(guān)于先驗(yàn)分布的選取，本文參考相關(guān)外文文獻(xiàn)的做法，一階自回歸參數(shù)均服從Beta分布，波動(dòng)參數(shù)均服從較為分散和平滑的逆伽瑪（Inv．Gamma）分布（Smets和 Wouters，2007；Gerali，等2010；Khan和Tsoukalas，2012）。見(jiàn)表2和圖2。

表2 動(dòng)態(tài)參數(shù)的貝葉斯估計(jì)結(jié)果

五、模型動(dòng)態(tài)模擬與效應(yīng)分析

（一）政府財(cái)政支出政策對(duì)居民消費(fèi)的影響效應(yīng)分析。由圖3（a）可見(jiàn)，給定1%單位正向的政府消費(fèi)性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)是立即正向地偏離初始狀態(tài)，并且偏離幅度達(dá)到最大值，隨后快速下降，在

沖擊發(fā)生后2期內(nèi)回歸到初始狀態(tài)。但政府消費(fèi)性支出沖擊的影響并未消失，居民消費(fèi)繼續(xù)負(fù)向地偏離初始狀態(tài)，在第5期居民消費(fèi)下降到最小值，隨后漸漸回升，直到23期以后逐漸回歸到初始狀態(tài)，并一直保持不變?？傊?，面對(duì)正向的政府消費(fèi)性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)在很長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)是負(fù)向的。

圖3 居民消費(fèi)對(duì)財(cái)政支出政策沖擊的脈沖響應(yīng)

由圖3（b）可見(jiàn)，給定1%單位正向的政府轉(zhuǎn)移支付沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)是立即正向地偏離初始狀態(tài)，且偏離幅度達(dá)到最大值2．4×10－4。然后，居民消費(fèi)漸漸地向初始狀態(tài)回歸，大約在政府轉(zhuǎn)移支付沖擊發(fā)生后第38期，居民消費(fèi)回歸到初始狀態(tài)，之后保持不變?？梢园l(fā)現(xiàn)，面對(duì)正向的政府轉(zhuǎn)移支付沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)為正。

由圖3（c）可見(jiàn)，給定1%單位正向的政府投資性支出沖擊，居民消費(fèi)行為微幅正向地偏離初始狀態(tài)，這種反應(yīng)僅僅保持兩期。在沖擊發(fā)生后第3期，居民消費(fèi)快速地正向偏離初始狀態(tài)，大約在第15期偏離幅度達(dá)到最大值4×10－5。然后，居民消費(fèi)漸漸地向初始狀態(tài)回歸?？傊?，面對(duì)正向的政府投資性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)也為正。

由圖3（d）可見(jiàn)，給定1%單位正向的政府服務(wù)性支出沖擊，居民消費(fèi)在前兩期微幅正向地偏離初始狀態(tài)，在第3期居民消費(fèi)急速正向地偏離初始狀態(tài)，并在第4期偏離幅度達(dá)到最大值1．9×10－4。然后，居民消費(fèi)緩慢地向初始狀態(tài)回歸，大約在政府服務(wù)性支出沖擊發(fā)生后第38期，居民消費(fèi)回歸到初始狀態(tài)?？梢园l(fā)現(xiàn)，面對(duì)正向的政府服務(wù)性支出沖擊時(shí)，居民消費(fèi)的反應(yīng)同樣為正。

對(duì)以上數(shù)值模擬結(jié)果進(jìn)行歸納，可得到以下結(jié)論：（1）給定政府消費(fèi)性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)在很長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)為負(fù)。這說(shuō)明增加政府消費(fèi)性支出，對(duì)居民消費(fèi)行為具有擠出效應(yīng)；（2）給定政府轉(zhuǎn)移支付沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)為正。這意味著加大政府轉(zhuǎn)移支付力度，能夠在很長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)刺激居民消費(fèi)，也就是說(shuō)增加政府轉(zhuǎn)移支付，對(duì)居民消費(fèi)行為有擠入效應(yīng)。（3）給定政府投資性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)為正。這意味著增加政府投資性支出，對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)。（4）給定政府服務(wù)性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)為正。這說(shuō)明增加政府服務(wù)性支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)。

（二）政府財(cái)政支出政策對(duì)居民消費(fèi)率的效應(yīng)分析。目前中國(guó)持續(xù)偏低的居民消費(fèi)率已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的障礙，為此我們考察調(diào)整政府財(cái)政支出政策對(duì)居民消費(fèi)率的影響效應(yīng)。在這里，參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的指標(biāo)解釋、汪偉和郭新強(qiáng)（2011）的做法，居民消費(fèi)率定義為居民最終消費(fèi)占居民可支配收入的比重。圖4描述了居民消費(fèi)率關(guān)于四類(lèi)財(cái)政支出沖擊的脈沖響應(yīng)圖。

圖4 居民消費(fèi)率對(duì)財(cái)政支出政策沖擊的脈沖響應(yīng)

由圖4（a）可見(jiàn)，給定1%正向的政府消費(fèi)性支出沖擊，居民消費(fèi)率的反應(yīng)是：當(dāng)期立即正向地偏離初始狀態(tài)，并且偏離幅度達(dá)到最大值8×10－5，隨后快速下降，第2期后回歸到初始狀態(tài)，但它并沒(méi)有停止，繼續(xù)負(fù)向地偏離初始狀態(tài)，并在第4期居民消費(fèi)率下降到最小值－1×10－5，隨后緩慢回升，直到第23期以后逐漸回歸到初始狀態(tài)，并一直保持不變?？傊?，面對(duì)正向的政府消費(fèi)性支出沖擊，居民消費(fèi)率的反應(yīng)在很長(zhǎng)的一段時(shí)期內(nèi)是負(fù)向的。

由圖4（b）可見(jiàn)，給定1%正向的政府轉(zhuǎn)移支付沖擊，居民消費(fèi)率的反應(yīng)是：當(dāng)期立即正向地偏離初始狀態(tài)約1×10－4，接著在第1期內(nèi)立即下降到0值，但是并未保持，而是繼續(xù)負(fù)向地偏離初始狀態(tài)，在第2期下降到最小值－3．5×10－4。然后開(kāi)始迅速上升，在第4期回歸到初始狀態(tài)，之后并未繼續(xù)保持，而是又正向地偏離初始狀態(tài)，約在第6期達(dá)到最高點(diǎn)0．6×10－4，之后漸漸向初始狀態(tài)回歸，大約在第20期回歸到初始狀態(tài)，之后一直保持不變?？傊鎸?duì)正向的政府轉(zhuǎn)移支付沖擊，居民消費(fèi)率的反應(yīng)是先立即上升和快速下降，之后再快速上升，最后緩慢下降至初始狀態(tài)，從持續(xù)的時(shí)期長(zhǎng)短看，居民消費(fèi)率在較長(zhǎng)的一段時(shí)期內(nèi)對(duì)正向的政府轉(zhuǎn)移支付沖擊的反應(yīng)為正。

由圖4（c）可見(jiàn)，給定1%單位正向的政府投資性支出沖擊，居民消費(fèi)率的反應(yīng)是：第1期和第2期居民消費(fèi)率微幅正向地偏離初始狀態(tài)，在第2期后急劇下降，穿過(guò)初始狀態(tài)，繼續(xù)負(fù)向偏離，在第4期時(shí)達(dá)到負(fù)向偏離的最大幅度－12．5×10－5，然后逐漸上升，在第15期回到初始狀態(tài)，但并未保持不變，而是繼續(xù)上升至偏離初始狀態(tài)約2．5×10－5后，基本保持不變?？傊鎸?duì)正向的政府投資性支出沖擊，居民消費(fèi)率的反應(yīng)幾乎呈快降緩升趨勢(shì)，并且在達(dá)到正向偏離穩(wěn)定狀態(tài)最大幅度后，幾乎持續(xù)保持不變?？傮w來(lái)講，居民消費(fèi)率在較長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)對(duì)正向的政府投資性支出沖擊的反應(yīng)為正。

由圖4（d）可見(jiàn)，給定1%單位正向的政府服務(wù)性支出沖擊，居民消費(fèi)率的反應(yīng)是：在沖擊發(fā)生后立即負(fù)向地偏離初始狀態(tài)，并在第2期達(dá)到負(fù)向偏離的最大幅度－3×10－4，然后快速上升，并在第4期回到初始狀態(tài)，但并未保持不變，而是繼續(xù)上升正向地偏離初始狀態(tài)，在第6期達(dá)到正向偏離的最大幅度0．6×10－4，之后緩慢下降，直到第22期回歸到初始狀態(tài)?？傊?，面對(duì)正向的政府服務(wù)性支出沖擊，居民消費(fèi)率的反應(yīng)是先快速下降至最低點(diǎn)，然后快速上升至最高點(diǎn)，之后緩慢回歸到初始狀態(tài)?？梢园l(fā)現(xiàn)，居民消費(fèi)率在較長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)對(duì)正向政府服務(wù)性支出沖擊的反應(yīng)為正。

（三）政府財(cái)政支出政策傳導(dǎo)機(jī)制分析。下面通過(guò)四個(gè)層面分別討論政府消費(fèi)性支出、政府轉(zhuǎn)移支付、政府投資性支出和政府服務(wù)性支出對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的傳導(dǎo)機(jī)制。

第一，政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的傳導(dǎo)機(jī)制。對(duì)于正向的政府消費(fèi)性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)是立即上升，之后急劇下降，并在長(zhǎng)期內(nèi)反應(yīng)為負(fù)；居民消費(fèi)率的反應(yīng)與居民消費(fèi)的反應(yīng)幾乎一致。產(chǎn)生這樣的效應(yīng)主要通過(guò)以下的傳導(dǎo)機(jī)制：政府消費(fèi)性支出的增加，由于其外部性，也會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)的增加和消費(fèi)率的提高。但是由于增加政府消費(fèi)性支出，就意味著減少政府用于科教文衛(wèi)、社會(huì)保障以及經(jīng)濟(jì)建設(shè)方面的支出，這樣就會(huì)減弱政府調(diào)整收入分配以及優(yōu)化資源配置的作用，居民的收入水平和消費(fèi)需求就會(huì)受到削減。所以在居民消費(fèi)和消費(fèi)率立即增加后，會(huì)出現(xiàn)急速下降并保持負(fù)向反應(yīng)的現(xiàn)象，從中長(zhǎng)期看，增加政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)。

第二，政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的傳導(dǎo)機(jī)制。對(duì)于正向的政府轉(zhuǎn)移支付沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)是立即上升，然后緩慢回歸；居民消費(fèi)率的反應(yīng)是先降后升，但在長(zhǎng)期內(nèi)反應(yīng)為正。產(chǎn)生這樣的效應(yīng)主要通過(guò)以下渠道：增加政府轉(zhuǎn)移支付能夠直接提高居民的收入水平，刺激居民消費(fèi)的上升，所以增加政府轉(zhuǎn)移支付會(huì)擠入居民消費(fèi)。但是由于在短期內(nèi)居民的消費(fèi)習(xí)慣不會(huì)發(fā)生太大的改變，所以相對(duì)于收入增加的幅度而言，消費(fèi)增加的幅度較小，故居民消費(fèi)率在短期內(nèi)呈下降趨勢(shì)。但是從長(zhǎng)期看，由于政府轉(zhuǎn)移支付能夠改善居民的收入預(yù)期，居民消費(fèi)行為會(huì)隨之調(diào)整，增加消費(fèi)，所以居民消費(fèi)率會(huì)提高。

第三，政府投資性支出對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的傳導(dǎo)機(jī)制。對(duì)于正向的政府投資性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)是先升后降；居民消費(fèi)率的反應(yīng)是先降后升，并且在很長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)為正。產(chǎn)生這樣的效應(yīng)主要通過(guò)以下傳導(dǎo)機(jī)制：增加政府投資性支出，能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增加就業(yè)機(jī)會(huì)，從而在中長(zhǎng)期提高居民的收入水平，刺激居民消費(fèi)，所以增加政府投資性支出能夠擠入居民消費(fèi)。但是在增加政府投資性支出后的很長(zhǎng)的一段時(shí)期內(nèi)居民消費(fèi)率的反應(yīng)為負(fù)，而且下降的幅度也比較大，這說(shuō)明雖然增加政府投資性支出能夠擠入居民消費(fèi)，但是消費(fèi)增長(zhǎng)的幅度相對(duì)于投資和收入增長(zhǎng)的幅度來(lái)講還是較小，所以增加政府投資性支出會(huì)在一段時(shí)期內(nèi)導(dǎo)致居民消費(fèi)率的下降。

第四，政府服務(wù)性支出對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的傳導(dǎo)機(jī)制。對(duì)于正向的政府服務(wù)性支出沖擊，居民消費(fèi)的反應(yīng)先是微幅增加，然后快速上升，之后緩慢回歸；居民消費(fèi)率的反應(yīng)是先降后升，但在長(zhǎng)期內(nèi)反應(yīng)為正。產(chǎn)生這樣的效應(yīng)主要通過(guò)以下兩種渠道：（1）增加政府服務(wù)性支出，可以減少或者替代居民在科教文衛(wèi)等方面的支出，這就意味著間接地提高了居民的收入水平。由于在短期內(nèi)居民的消費(fèi)習(xí)慣不會(huì)立即發(fā)生改變，所以在增加政府服務(wù)性支出后的一定時(shí)期內(nèi)居民消費(fèi)不會(huì)發(fā)生大幅增加，從而就出現(xiàn)了短期內(nèi)居民消費(fèi)的微幅增加和居民消費(fèi)率的急劇下降。（2）增加政府服務(wù)性支出，同時(shí)可以減少居民對(duì)未來(lái)不確定性的擔(dān)心，這樣居民就會(huì)相應(yīng)地減少預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄，增加消費(fèi)，所以從中長(zhǎng)期看，增加政府服務(wù)性支出能夠有效地?cái)D入居民消費(fèi)，并且提高居民消費(fèi)率。

（四）模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)。為了使模型的結(jié)論更加可靠，不會(huì)因?yàn)閰?shù)取值的改變而發(fā)生本質(zhì)性的變化，故對(duì)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體方法是選擇不同的參數(shù)進(jìn)行數(shù)值模擬。分別令家庭消費(fèi)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)θ1在［0．75，0．98］區(qū)間取值，家庭勞動(dòng)供給的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)θ2在［0．25，6］區(qū)間取值，私人資本的產(chǎn)出彈性α1在［0．5，0．6］區(qū)間取值，政府資本的邊際產(chǎn)出彈性α2在［0．15，0．25］區(qū)間取值，政府服務(wù)性支出的邊際產(chǎn)出彈性α3在［0．11，0．25］區(qū)間取值，模擬結(jié)果表明（模擬圖略），居民消費(fèi)和居民消費(fèi)率在不同的參數(shù)設(shè)定下，對(duì)沖擊響應(yīng)的動(dòng)態(tài)軌跡沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化，也就是說(shuō)，居民消費(fèi)和居民消費(fèi)率對(duì)政府財(cái)政支出沖擊的脈沖響應(yīng)是穩(wěn)健的。

六、結(jié) 論

改革開(kāi)放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，而居民消費(fèi)率持續(xù)偏低的經(jīng)濟(jì)事實(shí)已經(jīng)成為影響我國(guó)經(jīng)濟(jì)健康持續(xù)發(fā)展的障礙。政府財(cái)政支出是優(yōu)化資源配置、調(diào)節(jié)收入分配和穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要手段。政府支出結(jié)構(gòu)的調(diào)整會(huì)影響居民的消費(fèi)行為，進(jìn)而影響居民的消費(fèi)率。本文將政府財(cái)政支出按其目的和功能劃分為政府消費(fèi)性支出、政府轉(zhuǎn)移支付、政府投資性支出和政府服務(wù)性支出四個(gè)部分，并將其引入三部門(mén)動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型，研究不同類(lèi)型的財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)和消費(fèi)率的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，增加政府消費(fèi)性支出，由于其外部性，居民消費(fèi)和消費(fèi)率會(huì)在短期內(nèi)上升，但是之后會(huì)立即下降至初始水平以下。所以，從長(zhǎng)期看，增加政府消費(fèi)性支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠出效應(yīng)，并且導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降。第二，增加政府轉(zhuǎn)移支付，可以通過(guò)增加居民收入水平和改善消費(fèi)預(yù)期，刺激居民消費(fèi)，提高居民消費(fèi)率。所以增加政府轉(zhuǎn)移支付對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，并且能夠提高居民消費(fèi)率。第三，增加政府投資性支出，能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，增加就業(yè)機(jī)會(huì)，提高居民收入水平，刺激居民消費(fèi)，所以，增加政府投資性支出能夠擠入居民消費(fèi)。但相對(duì)于政府投資性支出對(duì)居民收入水平的影響而言，其對(duì)居民消費(fèi)的影響相對(duì)較小，故在一段時(shí)期內(nèi)，居民消費(fèi)率仍呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。所以，增加政府投資性支出對(duì)居民消費(fèi)具有擠入效應(yīng)，但在一段時(shí)期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致居民消費(fèi)率下降。第四，增加政府服務(wù)性支出，通過(guò)間接地增加居民收入水平和減少居民對(duì)未來(lái)不確定性的擔(dān)憂，有效地刺激消費(fèi)，并提高消費(fèi)率。所以，增加政府服務(wù)性支出能夠有效地?cái)D入居民消費(fèi)、提高居民消費(fèi)率。

通過(guò)以上研究和分析，我們提出如下政策建議：（1）在合適的范圍內(nèi)適當(dāng)縮減包括政府行政支出費(fèi)用在內(nèi)的政府消費(fèi)性支出，優(yōu)化政府組織結(jié)構(gòu)，提高政府辦公效率。（2）進(jìn)一步完善政府轉(zhuǎn)移支付增長(zhǎng)機(jī)制，加大對(duì)農(nóng)村居民以及貧困地區(qū)居民的轉(zhuǎn)移支付力度，縮小收入差距，提高其消費(fèi)能力。（3）將政府投資性支出投入到急需資本和資金的產(chǎn)業(yè)或地區(qū)，避免繼續(xù)造成產(chǎn)能過(guò)剩的情況。（4）增加政府在科教文衛(wèi)、社會(huì)保障等民生方面的支出，擴(kuò)大社會(huì)保障體制覆蓋范圍，穩(wěn)定和改善居民收入預(yù)期，提高居民消費(fèi)傾向?？傊?，優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)，充分發(fā)揮財(cái)政政策在促消費(fèi)、擴(kuò)內(nèi)需、調(diào)結(jié)構(gòu)等方面的重要作用，能夠改善我國(guó)居民消費(fèi)與消費(fèi)率長(zhǎng)期低迷的局面。

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