郭 晨，劉洪愧，鄒恒甫

(中央財經(jīng)大學(xué)中國經(jīng)濟與管理研究院，北京 100081)

政府消費性支出的總量乘數(shù)和結(jié)構(gòu)乘數(shù)

郭 晨，劉洪愧，鄒恒甫

(中央財經(jīng)大學(xué)中國經(jīng)濟與管理研究院，北京 100081)

2008年金融危機后，大規(guī)模財政支出成為各國刺激經(jīng)濟的主要措施之一。然而，在這些支出中，各國政府消費的產(chǎn)品差異明顯。有鑒于此，本文構(gòu)建了一個包含制造業(yè)和服務(wù)業(yè)兩部門的新凱恩斯模型，并通過計算總量支出乘數(shù)和結(jié)構(gòu)支出乘數(shù)來研究政府消費不同產(chǎn)品對總產(chǎn)出和兩部門產(chǎn)出的影響。研究發(fā)現(xiàn),需求引致、要素流動、政府總支出的擠出和財富效應(yīng)是政府消費發(fā)生作用的四種機制；政府增加制造業(yè)消費，會通過財富效應(yīng)等機制擠出政府總支出，使總產(chǎn)出增加和制造業(yè)產(chǎn)出增加，但會使服務(wù)業(yè)產(chǎn)出下降；政府增加服務(wù)業(yè)消費時，會使服務(wù)業(yè)產(chǎn)出上升，但將顯著擠出政府總支出，使總產(chǎn)出和制造業(yè)產(chǎn)出下降。

政府消費性支出；總量乘數(shù)；結(jié)構(gòu)乘數(shù)

一、導(dǎo) 論

2008年金融危機爆發(fā)以來，各國政府均使用大規(guī)模財政支出計劃以刺激經(jīng)濟(如美國的復(fù)蘇和再投資法案，歐洲戰(zhàn)略投資計劃以及我國的“四萬億”經(jīng)濟刺激計劃)。在此背景下，學(xué)術(shù)界對政府消費性支出的總量效果進行了大量研究(Christiano等，2011)以及(Mountford和Uhlig，2009)[1][2]。然而，學(xué)者們普遍忽略了在這些財政支出計劃中，政府消費的產(chǎn)品大相徑庭。美國的復(fù)蘇和再投資法案中政府消費性支出集中于服務(wù)業(yè)產(chǎn)品；歐洲戰(zhàn)略投資計劃及我國的“四萬億”經(jīng)濟刺激計劃則側(cè)重于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、政府消費制造業(yè)產(chǎn)品較多。政府消費不同的產(chǎn)品對總產(chǎn)出的作用效果是否與政府消費單一產(chǎn)品時的結(jié)論一致？對各個生產(chǎn)部門產(chǎn)出的影響又有何差異？這些兼具理論和現(xiàn)實意義的問題還有待回答。

梳理國外政府消費性支出與經(jīng)濟波動的文獻，我們發(fā)現(xiàn)相關(guān)研究主要著眼于政府總消費性支出對經(jīng)濟總量的影響。Aiyagari等(1992)及Baxter和King(1993)在新古典模型中討論政府消費性支出對產(chǎn)出的效果，前者發(fā)現(xiàn)暫時性政府消費性支出的增加對經(jīng)濟影響較弱；后者估算了支出乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)短期產(chǎn)出支出乘數(shù)小于1[3][4]。以Christiano等(2011)和Farhi(2013)為代表的學(xué)者則在新凱恩斯模型中討論了政府消費性支出乘數(shù)。Christiano等(2011)發(fā)現(xiàn)貨幣政策為Taylor規(guī)則時，政府消費性支出乘數(shù)約為1.05，而在零利率下限約束時，支出乘數(shù)高達3.7，消費性支出對產(chǎn)出具有強烈的刺激作用[1]。Farhi(2013)也發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟處于流動性陷阱中時，支出乘數(shù)較大[5]。實證方面，Ramey(2011)對政府支出乘數(shù)估計發(fā)現(xiàn)，政府支出對產(chǎn)出的乘數(shù)在-0.5至2之間[6]。然而，大部分實證文獻只討論政府總支出對產(chǎn)出的作用，沒有細(xì)致地研究政府消費性支出對產(chǎn)出的影響大小。

近年來，國內(nèi)學(xué)者也開始了相關(guān)研究。王國靜和田國強(2014)在含有消費互補性、支出外部性和政策規(guī)則內(nèi)生性三個特征的DSGE框架下估計出政府消費性支出乘數(shù)為0.7904[7]。楊慎可(2013)引入了消費和勞動不可分的效用函數(shù)，發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)支出乘數(shù)約為1.99，長期穩(wěn)定在1.34[8]。楊慎可(2014)在含有成本渠道的新凱恩斯模型中估計不同時期政府消費對產(chǎn)出的支出乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)政府支出在短期內(nèi)對產(chǎn)出拉動效果明顯，乘數(shù)約為2.15，長期穩(wěn)定在0.77[9]?？偨Y(jié)相關(guān)研究，我們發(fā)現(xiàn)政府消費性支出乘數(shù)受到經(jīng)濟環(huán)境和模型設(shè)定的影響較大，不考慮零利率下限約束的極端情況，支出乘數(shù)約在-0.5至2.15之間。政府消費單一產(chǎn)品對宏觀經(jīng)濟作用大小的研究已較為豐富，從政府消費不同產(chǎn)品對宏觀經(jīng)濟影響的文獻仍較為匱乏。

有鑒于此，本文通過構(gòu)造包含制造業(yè)和服務(wù)業(yè)兩部門的新凱恩斯模型，來研究政府消費性支出購買制造業(yè)和服務(wù)業(yè)產(chǎn)品對主要經(jīng)濟變量的不同影響。與現(xiàn)有研究相比，本文的貢獻和結(jié)論主要包括以下兩點：第一，本文研究了政府消費性支出購買制造業(yè)和服務(wù)業(yè)產(chǎn)品這兩種情況下，支出增加對主要經(jīng)濟變量的影響。本文發(fā)現(xiàn)政府消費不同產(chǎn)品時，支出通過四個機制對經(jīng)濟發(fā)生作用：需求引致、要素流動、政府支出的內(nèi)部作用以及財富效應(yīng)。政府消費不同產(chǎn)品時，主要經(jīng)濟變量的變動具有較大差異。從總量來看，購買制造業(yè)產(chǎn)品可以刺激總產(chǎn)出上升；但是購買服務(wù)業(yè)產(chǎn)品會造成總產(chǎn)出的下降；消費和投資也具有類似表現(xiàn)。從結(jié)構(gòu)的角度分析，政府增加某種產(chǎn)品的消費會帶動本部門產(chǎn)出的上升，但會導(dǎo)致另一部門產(chǎn)出的下滑。第二，本文分別估計了政府增加對制造業(yè)產(chǎn)品消費和對服務(wù)業(yè)產(chǎn)品消費兩種情況下的政府支出乘數(shù)。特別地，本文還區(qū)分和計算了總量乘數(shù)(即政府對制造業(yè)產(chǎn)品/服務(wù)業(yè)產(chǎn)品消費性支出現(xiàn)值或政府總支出的現(xiàn)值變動1%，總產(chǎn)出現(xiàn)值變動的百分比)和結(jié)構(gòu)乘數(shù)(即政府對制造業(yè)產(chǎn)品/服務(wù)業(yè)產(chǎn)品支出現(xiàn)值變動1%，制造業(yè)部門產(chǎn)出現(xiàn)值、服務(wù)業(yè)部門產(chǎn)出現(xiàn)值以及政府總支出現(xiàn)值變動的百分比)，從而更為細(xì)致地分析了政府消費不同產(chǎn)品對不同部門以及政府總支出的影響。我們發(fā)現(xiàn)，政府增加消費某種產(chǎn)品，會對政府總支出造成一定程度的擠出，本文度量了這種影響的大小，研究表明相對于制造業(yè)產(chǎn)品，增加消費服務(wù)業(yè)產(chǎn)品對總支出的擠出程度更大。

二、模型構(gòu)建

假設(shè)經(jīng)濟中存在兩個生產(chǎn)部門：第一個為制造業(yè)部門，第二個部門為服務(wù)業(yè)部門。制造業(yè)產(chǎn)品既可用于消費，也可用于投資，而服務(wù)業(yè)產(chǎn)品只用于消費。經(jīng)濟中共有七個主體：代表性消費者，兩個生產(chǎn)部門的中間品廠商和最終品廠商，負(fù)責(zé)財政政策的財政部門以及負(fù)責(zé)貨幣政策的央行。

(一)消費者

假設(shè)經(jīng)濟中存在連續(xù)統(tǒng)的消費者，他們通過選擇消費、勞動供給量、債券持有量、投資及資本存量來最大化其效用。消費者的效用函數(shù)形式為：

消費者的預(yù)算約束可以表示為：

其中，Pt為價格指數(shù)。通貨膨脹Πt=Pt/Pt-1。根據(jù)成本最小化問題，可以得到：

(二)廠商

產(chǎn)品的生產(chǎn)經(jīng)過兩個步驟：中間品廠商運用生產(chǎn)技術(shù)資本和勞動生產(chǎn)中間產(chǎn)品，并在完全競爭市場上將其銷售給零售商；具有壟斷勢力的零售商生產(chǎn)最終產(chǎn)品并銷售給消費者。制造業(yè)和服務(wù)業(yè)部門的主要區(qū)別在于前者為資本密集型行業(yè)，而后者為勞動密集型行業(yè)，兩者資本和勞動的產(chǎn)出彈性有所不同。

1.制造業(yè)部門

其中，α1和α2分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性，α1+α2=1。中間品廠商追求利潤最大化。

2.服務(wù)業(yè)部門

服務(wù)業(yè)部門廠商的行為與制造業(yè)部門類似，區(qū)別只在于中間廠商的生產(chǎn)技術(shù)和零售商的調(diào)價比例有所不同。

其中，γ1和γ2分別為資本和勞動的產(chǎn)出彈性，γ1+γ2=1。廠商追求利潤最大化。

(三)央行

根據(jù)Clarida等(2001)[11]，央行采用前瞻性的Taylor規(guī)則，具體形式為：

(四)財政部門

政府通過征收總量稅(T)和發(fā)行債券(B)為支出融資。政府支出用于消費兩個部門的產(chǎn)品，記作G1t和G2t。總消費支出記為Gt，Gt=G1t+G2t。政府的預(yù)算約束為：

(五)外生沖擊

(六)市場出清

商品市場、資本市場和勞動力市場的出清條件分別為：

Y2t=C2t+G2t

Kt=K1t+K2t

Nt=N1t+N2t

根據(jù)Walras定律，商品市場、資本市場和勞動力市場同時出清時，債券市場也出清。本模型經(jīng)濟系統(tǒng)的均衡為：(1)消費者在給定約束條件下最大化其預(yù)期效用；(2)給定投入品的價格水平，廠商最大化利潤；(3)各個市場均出清。給定外生沖擊的隨機過程和變量的初始狀態(tài)時，均衡系統(tǒng)由消費者的一階條件，廠商的一階條件及市場出清條件構(gòu)成。

三、參數(shù)的校準(zhǔn)和估計

本文參數(shù)的確定綜合使用校準(zhǔn)和直接估計兩種方法。對于一些簡單參數(shù)，本文使用校準(zhǔn)法確定其數(shù)值,對于較為復(fù)雜的參數(shù)，通過設(shè)定其先驗分布，運用觀測數(shù)據(jù)，使用貝葉斯方法對其估計。

本文選取的觀測數(shù)據(jù)為1992年1季度至2006年1季度的消費、投資、制造業(yè)產(chǎn)出、服務(wù)業(yè)產(chǎn)出和政府消費性支出。數(shù)據(jù)來源為Wind數(shù)據(jù)庫。本文將社會消費品零售總額作為消費，第二產(chǎn)業(yè)GDP作為制造業(yè)產(chǎn)出，第三產(chǎn)業(yè)GDP為服務(wù)業(yè)產(chǎn)出。根據(jù)政府消費性支出與政府總支出的比例和政府總支出的數(shù)據(jù)，得到政府消費性支出。由于消費和投資數(shù)據(jù)具有明顯的季節(jié)性特征，通過X12方法進行季節(jié)性調(diào)整。由于投資數(shù)據(jù)為年度數(shù)據(jù)，我們使用Chow-Lin差值方法將其轉(zhuǎn)換為季度數(shù)據(jù)。將調(diào)整后的數(shù)據(jù)進行對數(shù)差分，運用ADF方法和PP方法檢驗后發(fā)現(xiàn)處理后的數(shù)據(jù)均平穩(wěn)。

(一)基本參數(shù)的校準(zhǔn)

基本參數(shù)的類別、說明以及校準(zhǔn)值如下表所示。根據(jù)Zhang(2009)，1992年到2011年的年平均名義利率約為8%，季度利率為2%[12]。根據(jù)βR=1，得到消費者的貼現(xiàn)率β約為0.98。對跨期替代彈性的倒數(shù)σ，根據(jù)楊子暉(2006)的研究將跨期替代彈性取為2.34，相應(yīng)的σ為0.4274[13]。對效用函數(shù)中閑暇的效用比率φ,根據(jù)王國靜和田國強(2014)本文設(shè)定為20[8]。對于消費中制造業(yè)產(chǎn)品的份額θ，根據(jù)《中國住戶調(diào)查年鑒》2000年-2012年城鎮(zhèn)及農(nóng)村居民家庭消費構(gòu)成的數(shù)據(jù)，將居住、交通通信、文教娛樂和醫(yī)療保健支出作為消費者對服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的消費，其余作為對制造業(yè)產(chǎn)品的消費，進而得到制造業(yè)產(chǎn)品消費的比例，對2000年-2012年各年的制造業(yè)產(chǎn)品消費比例取均值得到θ約為0.5788。本文依據(jù)Christiano等(2011)，將替代彈性ν確定為10[1]。

表1 模型中參數(shù)的取值情況，M1&M2

根據(jù)陳昆亭和龔六堂(2004)和胡永剛和郭新強(2012)，將年度折舊率定為0.10，則季度折舊率δ為0.025[14][15]。張倩肖(2007)利用隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)模型和生產(chǎn)技術(shù)非效率函數(shù)兩個模型分別估計得到制造業(yè)中資本產(chǎn)出彈性：0.7147和0.8229[16]。本文取其均值0.7688作為α1的值，勞動產(chǎn)出彈性α2為0.2312。顧乃華和李江帆(2006)使用1992-2002年我國大陸28省的面板數(shù)據(jù)，估計得到服務(wù)業(yè)生產(chǎn)中資本和勞動力的產(chǎn)出彈性分別為0.5660和0.4340，本文據(jù)此確定γ1和γ2[17]。金雪軍等(2013)對中國商品市場名義價格粘性程度進行估計，發(fā)現(xiàn)工業(yè)品調(diào)價周期為78天，服務(wù)品調(diào)價周期為123天。通過計算可得θ1為0.3340，θ2為0.7860[18]。

政府支出占產(chǎn)出的比例，文獻中校準(zhǔn)后取值范圍在0.15至0.20之間。我們采用胡永剛和郭新強(2012)的校準(zhǔn)值，0.1880[15]。根據(jù)王玉華(2007)，對1978-2005年政府消費性支出占政府總支出的比例取均值，為73.8%，則G/Y約為0.1387(0.1880×73.8%)[19]。文獻中鮮有估計政府購買制造業(yè)產(chǎn)品的比重，實際數(shù)據(jù)也較難獲得?？紤]到我國政府支出相當(dāng)大的部分用于基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，使用制造業(yè)產(chǎn)品的比例較高，根據(jù)蘇治等(2013)中表1數(shù)據(jù)，本文確定為0.7[20]。劉金全和王雄威(2012)以及鄭挺國和王霞(2011)的研究均表明我國Taylor規(guī)則中通脹反應(yīng)系數(shù)較高，產(chǎn)出反應(yīng)系數(shù)較低[21][22]。綜合相關(guān)文獻取φπ=1.5，φy=0.5。

(二)其他參數(shù)先驗分布的設(shè)定

文獻中勞動供給彈性φ的取值范圍較大，本文假設(shè)勞動供給彈性φ服從均值為5，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2的正態(tài)分布。對于投資成本參數(shù)s″(1)和資本利用成本函數(shù)曲率χ，根據(jù)Justiniano(2010)等，假設(shè)前者服從均值為7、方差為0.5的Gamma分布；后者服從均值為5.5、標(biāo)準(zhǔn)差為0.2的Gamma分布[23]。制造業(yè)和服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的替代彈性ε1和ε2，分別服從均值為2、標(biāo)準(zhǔn)差為0.5的Gamma分布。

對5個外生沖擊過程的AR(1)系數(shù){ρ1,ρ2,ρμ,ρr,ρg1,ρg2}以及標(biāo)準(zhǔn)差{σ1,σ2,σμ,σr,σg1,σg2}，根據(jù)Smets和Wouters(2007)，假設(shè){ρ1,ρ2,ρμ,ρr,ρg1,ρg2}均相互獨立地服從均值為0.5、標(biāo)準(zhǔn)差為0.2的Beta分布；{σ1,σ2,σμ,σr,σg1,σg2}則相互獨立地服從均值為0.1的Inverse Gamma分布[24]。

(三)其他參數(shù)的估計結(jié)果

表2給出了其他參數(shù)的貝葉斯估計情況，包括參數(shù)的先驗分布、先驗均值、標(biāo)準(zhǔn)差、后驗均值以及90%的置信區(qū)間*限于篇幅，參數(shù)先驗分布和后驗分布圖此處不再給出，如有需要可向作者索取。。

表2 其他參數(shù)的先驗分布與后驗估計，M1&M2

四、模型M1：政府增加消費制造業(yè)產(chǎn)品

(一)脈沖響應(yīng)分析

為了討論政府支出沖擊對宏觀經(jīng)濟的影響、分析政府支出沖擊下模型的傳導(dǎo)機制和動態(tài)特征，我們模擬了模型主要經(jīng)濟變量的脈沖反應(yīng)，由于篇幅限制，反應(yīng)圖略去，有需要者可向作者索取。

假設(shè)政府消費制造業(yè)產(chǎn)品的支出增加一個單位標(biāo)準(zhǔn)差，政府消費制造業(yè)支出增加通過需求引致機制、要素流動機制、政府支出內(nèi)部作用和財富效應(yīng)對經(jīng)濟變量產(chǎn)生影響。

首先是需求引致機制和要素流動機制。G1上升意味著對制造業(yè)產(chǎn)品的需求增加，促使其產(chǎn)品價格上升，制造業(yè)廠商增加生產(chǎn)，對勞動及資本的需求上升，這是需求引致機制；勞動力市場完全競爭，工資水平上升；制造業(yè)部門資本需求的上升也會拉高資本價格，資本實際回報率Rk上升，生產(chǎn)要素在部門間重新配置。具體地，在第1期，制造業(yè)所使用的資本K1及勞動N1分別上升。由于要素價格上升，服務(wù)業(yè)使用的生產(chǎn)要素下降。其次是政府支出的內(nèi)部作用。在當(dāng)期，政府總支出一定的情況下，G1上升將導(dǎo)致下降。G2的減少使服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的需求萎縮，導(dǎo)致服務(wù)業(yè)部門產(chǎn)出進一步下降，其所使用的資本K2和勞動N2下降。最后是財富效應(yīng)。由于政府支出的增加通過向居民征收總量稅和發(fā)行債券來融資，會產(chǎn)生負(fù)的財富效應(yīng)，家庭重新選擇消費、投資及勞動供給。總勞動供給N增加，制造業(yè)部門的勞動需求上升，服務(wù)業(yè)部門需求下降，N1上升，N2上升后下降；總消費C被擠入，在長期內(nèi)緩慢回升至穩(wěn)態(tài)水平。由于制造業(yè)與服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的相對價格上升，C1下降而C2上升，消費發(fā)生內(nèi)部調(diào)整。此外，政府支出除了擠出消費外，也擠出了私人投資。

另外，由于央行采用前瞻性Taylor規(guī)則，產(chǎn)出和通貨膨脹當(dāng)期上升，但預(yù)期在未來將下降，利率水平做出微弱下降的反應(yīng)。

我們的結(jié)果與現(xiàn)有文獻中結(jié)論基本一致。政府支出增加對產(chǎn)出具有較為明顯的刺激效果，對消費的影響較??；政府增加消費性支出還會導(dǎo)致就業(yè)增加，私人投資下降[25][26][27][28]。

(二)政府支出乘數(shù)

政府支出乘數(shù)是度量政府支出作用大小的重要指標(biāo)，本文采用Mountford 和Uhlig(2009)[2]的定義，將第k期政府支出對產(chǎn)出的現(xiàn)值乘數(shù)定義為：

此外，我們增加定義政府支出乘數(shù)，ΔY1/ΔG1，ΔY2/ΔG1,以及G1對總支出G的影響ΔG/ΔG1。

這些支出乘數(shù)可以分為兩類：總量支出乘數(shù)及結(jié)構(gòu)支出乘數(shù)。總量支出乘數(shù)包括：ΔY/ΔG和ΔY/ΔG1,ΔY/ΔG1考慮政府支出G1對總產(chǎn)出的影響程度。結(jié)構(gòu)支出乘數(shù)包括：ΔY1/ΔG1，ΔY2/ΔG1和ΔG/ΔG1，分別度量政府支出G1分別對制造業(yè)和服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的作用大小以及對政府總支出G的影響程度。

1.總量乘數(shù)：ΔY/ΔG和ΔY/ΔG1

總量政府支出乘數(shù)的數(shù)值如表3所示。第1期支出乘數(shù)為0.8964,隨后有所下降，在第8期達到0.8570的最低點后開始上升*作者計算了40期的所有乘數(shù)值，限于篇幅沒有給出，如有需要可向作者索取。，最終穩(wěn)定在0.88附近。我們得到的結(jié)果符合Ramey(2011)中政府支出乘數(shù)位于-0.5-2.0的結(jié)論[29]。

與王國靜和田國強(2014)中單部門模型估計值(0.7904)相比，我們的估計值更高[8]。這是由于本文構(gòu)建的是兩部門模型，與單部門經(jīng)濟相比，增加了政府支出G1對總支出G的擠出以及要素在部門間的流動，這兩種作用會導(dǎo)致政府支出乘數(shù)變大。

與楊慎可(2013)相比(1.998)，我們得到的支出乘數(shù)偏小，原因是楊慎可(2013)引入了工資粘性[10]。Woodford(2011)發(fā)現(xiàn)，引入工資粘性會造成模型對支出乘數(shù)的估計偏高[30]。但是，徐建煒等(2012)利用國家統(tǒng)計局城市在2002-2006年對全國18個省區(qū)市進行的城市住戶抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析后發(fā)現(xiàn)，中國勞動力市場的名義工資粘性只有美國的1/6，德國的1/15[31]。工資粘性假設(shè)并不適用于討論我國經(jīng)濟的宏觀模型。我們認(rèn)為，本文得到的政府支出乘數(shù)數(shù)值更為符合我國的經(jīng)濟現(xiàn)實。

表3 政府支出的總量乘數(shù)(M1)

2.結(jié)構(gòu)乘數(shù)：ΔY1/ΔG1，ΔY2/ΔG1和ΔG/ΔG1

為了考慮G1上升后造成政府總支出的變化及對各個部門產(chǎn)出的影響，本文接下來計算政府支出的結(jié)構(gòu)乘數(shù)ΔY1/ΔG1，ΔY2/ΔG1和ΔG/ΔG1。

表4 結(jié)構(gòu)支出乘數(shù)(M1)

政府用于購買制造業(yè)產(chǎn)品的支出G1相對于穩(wěn)態(tài)值上升1%，在第1期能夠帶動制造業(yè)部門的產(chǎn)出相對于穩(wěn)態(tài)水平上升約0.86%，低于總產(chǎn)出的上升幅度。政府支出G1對服務(wù)業(yè)產(chǎn)出的影響為負(fù)，在第1期為-0.3776，長期穩(wěn)定在-0.52。政府支出G1對總支出的影響為正，說明G1的增加對G2的擠出程度不高，在第1期，相對于其穩(wěn)態(tài)值增加1%會導(dǎo)致總政府支出上升約0.93%，隨后有所下降，在長期穩(wěn)定在0.92%。

五、模型M2：政府增加消費服務(wù)業(yè)產(chǎn)品

(一)脈沖響應(yīng)分析

假設(shè)政府購買服務(wù)業(yè)產(chǎn)品G2受到一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，主要經(jīng)濟變量的脈沖響應(yīng)情況,由于篇幅限制，圖略去，有需要者備索。

政府增加消費服務(wù)業(yè)產(chǎn)品對經(jīng)濟的作用過程如下：首先，政府支出的內(nèi)部作用。在當(dāng)期，政府總支出不變，G2的增加以G1的部分下降為代價，政府支出內(nèi)部存在替換；同時，由于政府支出較G1/G高，政府總支出G發(fā)生下降；其次,需求引致機制和要素流動機制。政府支出G2增加會帶動服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的需求，服務(wù)業(yè)廠商增加對勞動和資本的需求，要素價格有上升趨勢。然而，由于G2對G1擠出程度較大，G1同比下降，進而導(dǎo)致制造業(yè)產(chǎn)出下滑。由于制造業(yè)生產(chǎn)時對要素需求量較多，其產(chǎn)出下降對要素價格影響較大，工資水平W和資本品實際收益率RK下降。同時，在第1期，K1和N1均下滑；服務(wù)業(yè)使用的資本和勞動上升；最后,財富效應(yīng)機制。政府總支出的下降意味著政府融資資金量的減少，正的財富效應(yīng)促使消費者增加消費，調(diào)整投資和勞動供給?？倓趧庸┙oN在第1期下降，隨后上升，逐步回到穩(wěn)態(tài)水平；總消費C被擠入。由于制造業(yè)與服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的相對價格上升，C1上升而C2下降。此外，政府總支出也擠入了私人投資I，利率水平微弱上調(diào)。

政府增加消費服務(wù)業(yè)產(chǎn)品，會造成服務(wù)業(yè)部門使用的資本和勞動上升，本部門產(chǎn)出增加。但會導(dǎo)致對制造業(yè)產(chǎn)品需求的明顯下滑，政府總支出下降，制造業(yè)產(chǎn)出下滑明顯進而造成總產(chǎn)出下降，這與政府增加消費制造業(yè)產(chǎn)品的效果完全不同。政府增加消費不同產(chǎn)品對經(jīng)濟的影響大為迥異，這說明，在單一生產(chǎn)部門和將政府消費性支出作為一個整體的模型中討論政府消費性支出的作用會造成嚴(yán)重偏差。

(二)政府支出乘數(shù)

模型M2中總量乘數(shù)為ΔY/ΔG和ΔY/ΔG2，見表5；結(jié)構(gòu)乘數(shù)ΔY2/ΔG2，ΔY1/ΔG2和ΔG/ΔG2，如表6所示。

1.總量乘數(shù)：ΔY/ΔG和ΔY/ΔG2

表5 政府支出的總量乘數(shù)(M2)

政府支出G2增加后，政府總支出G對總產(chǎn)出的乘數(shù)(ΔY/ΔG)在第1期是約為1.6945。由于政府總支出下降，這意味著總支出G相對穩(wěn)態(tài)下降一個百分點時，總產(chǎn)出相對于穩(wěn)態(tài)值將下降1.6945個百分點。當(dāng)t=5時，政府支出對產(chǎn)出的乘數(shù)約為1.4616；t=10時，乘數(shù)為1.5327；在長期，最終乘數(shù)穩(wěn)定在1.59附近。

2.結(jié)構(gòu)乘數(shù)：ΔY2/ΔG2，ΔY1/ΔG2和ΔG/ΔG2

表6 結(jié)構(gòu)支出乘數(shù)(M2)

結(jié)構(gòu)性乘數(shù)的計算結(jié)果如表6所示。在第1期，政府支出相對其穩(wěn)態(tài)值上升1個百分點，將帶動服務(wù)業(yè)部門產(chǎn)出上升約0.9102個百分點。結(jié)構(gòu)乘數(shù)隨時間變化不大，基本上維持在0.91左右。t=1時，政府支出相對穩(wěn)態(tài)上升1個百分點，將導(dǎo)致政府總支出G下降0.8946個百分點。擠出效應(yīng)隨后有所下降，t=5時，為-0.9164；在長期則穩(wěn)定在-0.88。

六、結(jié) 論

通過構(gòu)建一個兩部門的新凱恩斯模型，本文研究了政府增加消費制造業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)業(yè)產(chǎn)品時主要經(jīng)濟變量的動態(tài)特征；通過計算政府支出的總量乘數(shù)和結(jié)構(gòu)乘數(shù)，本文分析了政府分別增加對兩種產(chǎn)品消費對制造業(yè)部門產(chǎn)出、服務(wù)業(yè)部門產(chǎn)出、總產(chǎn)出以及政府總支出的定量影響。

政府消費增加，主要通過需求引致、要素流動、政府總支出的擠出和財富效應(yīng)四種機制發(fā)生作用。政府增加購買制造業(yè)產(chǎn)品，會帶動制造業(yè)的需求，增加其對勞動和資本的使用，提高資本及工資價格；擠出用于購買服務(wù)業(yè)產(chǎn)品的政府支出，進而影響服務(wù)業(yè)的產(chǎn)品需求。在需求萎縮和要素價格上升的雙重影響下，服務(wù)業(yè)產(chǎn)出下降明顯，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)惡化。由于政府支出通過向消費者征收總量稅收和發(fā)行債券融資，政府總支出的上升會通過負(fù)的財富效應(yīng)影響消費者對消費、投資和勞動供給的選擇。消費者的消費和投資均被擠出，總的勞動供給上升。政府用于購買制造業(yè)產(chǎn)品的支出相對穩(wěn)態(tài)值上升1%，對政府支出造成了擠出，總支出G上升約0.92%；對服務(wù)業(yè)造成了負(fù)面影響，其產(chǎn)出相對于穩(wěn)態(tài)時下降約-0.53%。政府總支出G上升1%，將帶動總產(chǎn)出上升0.87%。

政府增加購買服務(wù)業(yè)產(chǎn)品時，會擠出用于購買制造業(yè)產(chǎn)品的支出，進而使總政府支出下降。制造業(yè)產(chǎn)出下降明顯，短期內(nèi)拉低了資本和勞動的價格。由于制造業(yè)在經(jīng)濟中份額較高，其產(chǎn)出下滑會帶來總產(chǎn)出的暫時性下降。服務(wù)業(yè)需求上升，要素流入，產(chǎn)出增加，經(jīng)濟結(jié)構(gòu)改善。同時，政府支出的下降通過財富效應(yīng)影響消費者的消費，勞動供給及投資。支出擠入了消費和投資，擠出了總的勞動供給。政府支出購買服務(wù)業(yè)產(chǎn)品相對穩(wěn)態(tài)水平上升1%時，將帶動服務(wù)業(yè)產(chǎn)出上升0.92%。同時，使政府總支出短期下降-0.89%，長期擠出效果為-0.86%。政府總支出下降1%，會造成總產(chǎn)出Y下降1.59%。

本文區(qū)分了政府消費不同產(chǎn)品的支出模式，通過計算總量乘數(shù)和結(jié)構(gòu)乘數(shù)，確定了對宏觀經(jīng)濟的總量和結(jié)構(gòu)性影響，為政策作用效果提供了一個參考。值得注意的是，本文僅考慮了政府消費性支出這一種情況，對于政府投資性支出用于不同部門時對經(jīng)濟的總量影響和結(jié)構(gòu)性影響，仍有待研究。此外，政府支出的不同融資方式是否會對不同支出模式下政府支出乘數(shù)造成影響，也是未來的研究方向。

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(責(zé)任編輯:風(fēng) 云)

The Aggregate and Structural Multiplier of Government Consumption

GUO Chen, LIU Hong-kui, ZOU Heng-fu

(China Economics and Management Academy, Central University of Finance and Economics, Beijing 100081, China)

After the financial crisis in 2008, many countries have launched large-scale government spending plans, yet there is great difference in the goods consumed by different governments. In view of this, this paper constructs a New Keynes model which includes both the manyfacturing sector and the service sector, and uses the aggregate and structural multiplier to analyze the effects of governments consumption of different goods on the total output and the two sectors. The results are as follows: Government consumption emits its effects through the four mechanism, i.e. demand-induced, factor flow, expenditure extrusion and wealth effect; When governments consume manufactured goods, the aggregate government spending declines, output increases, the output of manufacturing sector increases and the output of service sector declines; When governments consume service goods, the output of service sector rincreases, but the aggregate government spending is squeezed out obviously, and the aggregate output and manufacture output decrease; As the structure of government consumption, that is, the ratio of manufacture goods consumption increases, the aggregate multipliers both rise.

government consumption; aggregate multiplier; structural multiplier

2016-05-12

國家社科基金資助項目(13CJY093)

郭晨(1990-)男，河南駐馬店人，中央財經(jīng)大學(xué)中國經(jīng)濟與管理研究院博士生；劉洪愧(1987-)，男，湖南衡陽人，中國社會科學(xué)院經(jīng)濟研究所博士后；鄒恒甫(1962-)，男，湖南華容人，教育部首批“長江學(xué)者”講座教授，中央財經(jīng)大學(xué)中國經(jīng)濟與管理研究院教授。

F812.45

A

1004-4892(2016)07-0019-11