□張開，龔六堂

多部門模型中的政府支出乘數(shù)

□張開，龔六堂

作為重要的需求管理工具之一，財(cái)政政策為調(diào)控經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與熨平周期波動(dòng)做出了巨大貢獻(xiàn)。特別是在美聯(lián)儲(chǔ)逐步退出寬松貨幣政策及特朗普當(dāng)選后中美“財(cái)政共振”的背景下，研究財(cái)政擴(kuò)張的乘數(shù)效應(yīng)及傳導(dǎo)路徑是極具理論與現(xiàn)實(shí)意義的。鑒于此，本文構(gòu)建含有制造業(yè)部門與服務(wù)業(yè)部門的兩部門DSGE模型，以分析政府消費(fèi)型支出與投資型支出的結(jié)構(gòu)性效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，第一，制造業(yè)部門政府投資與政府消費(fèi)型支出的財(cái)政乘數(shù)均小于服務(wù)業(yè)部門；第二，由于投資型支出不僅出現(xiàn)在需求端，而且通過累積公共資本的渠道進(jìn)入生產(chǎn)端并產(chǎn)生了長期的供給側(cè)拉動(dòng)效應(yīng)，即相較于消費(fèi)型支出，投資型支出的乘數(shù)效應(yīng)更明顯且影響力更持久；第三，供給側(cè)的拉動(dòng)效應(yīng)也將使得投資型支出的擠出效應(yīng)更小。

政府消費(fèi)； 政府投資 ； 多部門新凱恩斯模型 ； 長期乘數(shù)

一、引言

作為需求管理方法中的重要工具之一，財(cái)政政策在調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與熨平經(jīng)濟(jì)波動(dòng)中扮演了重要的角色。特別是在2008年金融危機(jī)后，歐美等各國均在加大貨幣寬松力度的同時(shí)輔以大型的財(cái)政擴(kuò)張計(jì)劃，試圖通過公共部門拉動(dòng)總需求的方式將經(jīng)濟(jì)逐步扶入正軌。正如Ramey[1]所說，這次危機(jī)將人們的目光再次聚焦在財(cái)政政策之上。

時(shí)過境遷，2014年美聯(lián)儲(chǔ)逐漸退出量化寬松貨幣政策后，2015年與2016年末的加息決議意味著貨幣流動(dòng)性將逐漸縮緊，貨幣政策的基調(diào)也將由偏寬松轉(zhuǎn)為正常化。寬松貨幣政策的退出也表明決策者短期內(nèi)將更依賴財(cái)政政策。近期美國新任總統(tǒng)特朗普的核心政策正是加大財(cái)政支出，通過完善基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的方式帶動(dòng)美國經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。中國方面，受制于人民幣匯率貶值、資本外流、經(jīng)濟(jì)短期企穩(wěn)及金融去杠桿等因素，貨幣政策的基調(diào)也將維持中性偏穩(wěn)健。同時(shí)，中央政治局會(huì)議及中央經(jīng)濟(jì)會(huì)議也強(qiáng)調(diào)了積極財(cái)政政策對(duì)未來經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要意義，即積極有效的財(cái)政政策疊加中性穩(wěn)健的貨幣政策也是“新常態(tài)”下中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)時(shí)期的最優(yōu)組合。因此，在中美“財(cái)政共振”的背景下，研究財(cái)政政策的乘數(shù)效應(yīng)與傳導(dǎo)機(jī)制將是極具理論與現(xiàn)實(shí)意義的。

在研究財(cái)政支出乘數(shù)時(shí)，國內(nèi)外文獻(xiàn)一般從兩個(gè)方向展開：一是利用宏微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，二是利用結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行理論研究。在實(shí)證研究方面，財(cái)政乘數(shù)的估計(jì)因數(shù)依據(jù)選取或計(jì)量方法的不同，會(huì)產(chǎn)生很大的差異。Blanchard and Perotti[2]利用VAR方法對(duì)財(cái)政乘數(shù)大小進(jìn)行估計(jì)，得出公共支出乘數(shù)接近于1而稅收乘數(shù)接近于0.7的結(jié)論。Mountford and Uhlig[3]利用計(jì)量方法得出結(jié)論，即公共支出乘數(shù)為0.44，稅收乘數(shù)為0.19，但稅收乘數(shù)的長期影響力卻大于公共支出乘數(shù)。而Christiansen[4]、Giavazzi and Pagano[5]等則得出稅收乘數(shù)小于0的結(jié)論。Romer and Romer[6]等則對(duì)不同類型財(cái)政政策進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)減少稅收與增加財(cái)政支出會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生截然不同的效果。Ramey[7]、Leeper et al[8]等研究發(fā)現(xiàn)，人們對(duì)于財(cái)政政策的預(yù)期效應(yīng)會(huì)對(duì)財(cái)政乘數(shù)的大小產(chǎn)生影響。在理論研究方面，大量學(xué)者通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)模型，以分析財(cái)政政策沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響。Linnemann[9]等研究表明，效用函數(shù)形式會(huì)影響財(cái)政乘數(shù)的大小，當(dāng)效用函數(shù)中勞動(dòng)與消費(fèi)為不可分時(shí)，財(cái)政乘數(shù)會(huì)大于1；當(dāng)勞動(dòng)與效用可分時(shí)，財(cái)政乘數(shù)會(huì)小于1。Gali and Valles[10]研究表明，若經(jīng)濟(jì)中存在有信貸約束的消費(fèi)者時(shí)，政府支出乘數(shù)會(huì)大于1。Christiano et al[11]、Eggertsson[12]等研究表明，在經(jīng)濟(jì)處于流動(dòng)性陷阱時(shí)，財(cái)政支出乘數(shù)將會(huì)顯著的大于1。國內(nèi)利用結(jié)構(gòu)模型研究財(cái)政乘數(shù)的相關(guān)文獻(xiàn)較少，其中王國靜和田國強(qiáng)[13]利用單部門DSGE模型估計(jì)了政府消費(fèi)型支出與投資型支出的乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)投資型支出乘數(shù)效應(yīng)遠(yuǎn)大于消費(fèi)型支出乘數(shù)效應(yīng)，從而不能將兩類混為一談。

然而，以上文獻(xiàn)大多注重考慮財(cái)政政策的總量效應(yīng)而忽視了其結(jié)構(gòu)性效應(yīng)。現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，當(dāng)政府對(duì)某一部門實(shí)行財(cái)政擴(kuò)張政策時(shí)，其對(duì)其他部門的產(chǎn)出、消費(fèi)與投資等變量也會(huì)產(chǎn)生間接的影響，繼而影響經(jīng)濟(jì)的整體結(jié)構(gòu)。由于現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中各部門間存在顯著的異質(zhì)性，即相同的財(cái)政政策對(duì)不同部門也會(huì)產(chǎn)生迥異的影響，因此，在研究財(cái)政支出乘數(shù)時(shí)，將單部門模型擴(kuò)展到多部門模型是極有必要的?；谝陨峡紤]，本文構(gòu)建了一個(gè)含有制造業(yè)部門與服務(wù)業(yè)部門的兩部門動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，以分析政府投資與政府消費(fèi)的乘數(shù)效應(yīng)。

第一部分在模型的設(shè)定上，我們參考Long and Plossor[14]、Horvath[15]的框架，將單部門的DSGE模型拓展為兩部門的模型。在生產(chǎn)商與零售商的設(shè)定方面，我們參考張勇和龔六堂[16]、康立和龔六堂[17]等的相關(guān)研究，其中生產(chǎn)商處于產(chǎn)業(yè)鏈的上游，而零售商處于產(chǎn)業(yè)鏈的下游，其采購生產(chǎn)商的產(chǎn)品，打包為異質(zhì)性的產(chǎn)品出售給消費(fèi)者。在參數(shù)校準(zhǔn)方面，為了使理論模型更加貼近現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)，我們同時(shí)使用穩(wěn)態(tài)校準(zhǔn)法與貝葉斯估計(jì)。對(duì)于模型中的常見參數(shù)，我們參考相關(guān)文獻(xiàn)的估計(jì)，并結(jié)合本文模型的均衡狀態(tài)進(jìn)行校準(zhǔn)；對(duì)于本模型中特有的變量，我們采用貝葉斯估計(jì)的方法進(jìn)行校準(zhǔn)，利用各參數(shù)后驗(yàn)分布的均值作為擬合值。第二部分給出一個(gè)兩部門動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，其中包含家庭、生產(chǎn)商、零售商、中央銀行以及政府等部門。第三部分通過參數(shù)校準(zhǔn)進(jìn)行數(shù)值模擬，分析各類型財(cái)政支出的部門內(nèi)與部門間效應(yīng)。第四部分總結(jié)全文，并給出相關(guān)政策建議。

二、模型設(shè)定

在一個(gè)虛擬經(jīng)濟(jì)中，存在家庭、生產(chǎn)商、零售商、中央銀行以及政府等部門。家庭向生產(chǎn)商提供勞動(dòng)力，并且在預(yù)算約束下最大化自己的期望效用。制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的生產(chǎn)商均處在產(chǎn)業(yè)鏈的上游，兩者雇傭勞動(dòng)力，選擇當(dāng)期的最優(yōu)投資以進(jìn)行生產(chǎn)。零售商處于產(chǎn)業(yè)鏈的下游，集中采購生產(chǎn)商的產(chǎn)品，并將其打包為異質(zhì)性的產(chǎn)品出售給家庭。同時(shí)，我們引入價(jià)格粘性，并假設(shè)零售商采用Calvo定價(jià)規(guī)則。中央銀行制定貨幣政策，調(diào)控利率，政府通過發(fā)債與收取一次性稅收，平衡預(yù)算約束。

(一)家庭

我們假設(shè)家庭的消費(fèi)C由兩種商品C1t與C2t復(fù)合而成：

Ct=[γc1/ρcC1t(ρc-1)/ρc+(1-γc)1/ρcC2t(ρc-1)/ρc]ρc/(1-ρc)

(1)

其中，γc為代表性家庭消費(fèi)者對(duì)兩種商品的偏好參數(shù)，ρc表示兩種商品的替代彈性。同時(shí)，我們給出兩種消費(fèi)品對(duì)應(yīng)的價(jià)格為P1t和P2t。

代表性家庭的效用函數(shù)由復(fù)合消費(fèi)品、勞動(dòng)與政府公共支出三部分構(gòu)成，具體形式為：

其中，C為家庭的消費(fèi)，Lt=(L1t1+ξ+L2t1+ξ)1/(1+ξ)為家庭向兩個(gè)部門分別提供勞動(dòng)力L1t與L2t的加總，σ刻畫消費(fèi)的跨期替代彈性，χ刻畫休閑的效用比率，η刻畫勞動(dòng)的供給彈性，ξ刻畫兩個(gè)生產(chǎn)部門間的勞動(dòng)替代彈性。V(g1,g2)*在此本文并沒有給出效用函數(shù)的具體形式，因?yàn)檎С鰃1,g2在消費(fèi)者的最優(yōu)決策問題中為外生變量，V(g1,g2)的變化并不影響消費(fèi)者的一階條件。為政府各類公共支出為代表性家庭帶來的效用，g1、g2為政府對(duì)兩部門的消費(fèi)型支出。

家庭的收入由三部分構(gòu)成：提供勞動(dòng)力所獲得的工資、零售商的利潤分紅與債券的利息收入。家庭將一部分收入用于消費(fèi)兩種商品，一部分用于購買政府債券，另一部分繳稅。因此，家庭的期望效用最大化問題可以寫成如下形式：

對(duì)于以上問題，家庭的約束條件為：

∑PitCit+Bt=∑WitLit+Bt-1Rt-1+Πt-Tt，i=1,2

其中，Et(·)表示t時(shí)期的期望，β為效用貼現(xiàn)系數(shù)，Bt為家庭在t期購買的政府債券，Rt-1為t-1期到t期的名義無風(fēng)險(xiǎn)利率，Wit為每部門的名義工資，Tt為家庭向政府繳納的一次性稅收，Πt為零售商的利潤分成。

(二)生產(chǎn)商

(2)

本文假設(shè)兩個(gè)部門的資本累積方程為：

(3)

同時(shí)，參考康立和龔六堂[17]的相關(guān)設(shè)定，每個(gè)部門的投資Iit品由兩部門的投資品復(fù)合而成，其復(fù)合比例為ρIi：

(4)

(5)

(三)零售商

本文假設(shè)在經(jīng)濟(jì)中存在兩類的零售商，均在s∈[0,1]間均勻分布。其收購中間生產(chǎn)商生產(chǎn)的產(chǎn)品后，將其形成差異化產(chǎn)品Yit(s)出售給代表性家庭。居民購買這些商品所形成的復(fù)合商品為：

(6)

其中，ε為衡量穩(wěn)態(tài)時(shí)零售商利潤分成的比例。

本文規(guī)定零售商每期定價(jià)時(shí)，遵循Calvo定價(jià)規(guī)則，即零售商每期只有1-θi的概率設(shè)定最優(yōu)價(jià)格Pit*(s)。θi的概率保持其價(jià)格與上一期調(diào)整的價(jià)格相同，即Pi,t(s)=Pi,t-1(s)。因此，零售商所面臨的利潤最大化問題為：

求解上述問題并對(duì)數(shù)線性化后，我們可以得到零售商的Phillips曲線為：

(7)

(四)中央銀行

假定貨幣政策由中央銀行制定，并且參考Christianoetal[11]的設(shè)定，我們給出貨幣政策的Taylor規(guī)則如下：

(8)

(五)政府

假設(shè)政府收入來源為發(fā)債與收稅，政府支出包括償還上一期債券的利息、購買性支出與投資型支出，因此，我們給出政府公共支出的約束條件：

(9)

依照前文假定，g1t、g2t為政府對(duì)兩種最終產(chǎn)品的消費(fèi)型支出，gI1t、gI2t為政府對(duì)兩個(gè)部門的投資型支出。按照Leeperetal[20]，Zubairy[21]等的假設(shè)，本期政府公共支出具有自穩(wěn)定器效應(yīng)，即不僅與前一期的支出項(xiàng)相關(guān)，還與前一期的產(chǎn)出相關(guān)。具體形式如下：

(10)

(11)

(12)

(13)

其中，ρi、φi為財(cái)政規(guī)則的反應(yīng)參數(shù)；擾動(dòng)項(xiàng)ugi,t相互獨(dú)立且滿足正態(tài)分布，即ugi,t～N(0,1)，i={1,2,I1,I2}。

同時(shí)，參考KingandBaxter[18]與王國靜和田國強(qiáng)[13]的設(shè)定，本文假設(shè)政府公共資本的積累路徑為：

Kgit=(1-δg)Kgt-1+gIit,i=1,2

(14)

其中，gIit為當(dāng)期政府對(duì)部門i的投資型支出，δg為公共資本的折舊率。

(六)均衡系統(tǒng)

由上文給出的代表性家庭、廠商及政府的行為，我們可以得到兩部門的市場(chǎng)出清條件：

Y1t=C1t+I1t+g1t+gI1t

(15)

Y2t=C2t+I2t+g2t+gI2t

(16)

當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到均衡狀態(tài)時(shí)，代表性家庭最優(yōu)化期望效用，廠商利潤最大化，同時(shí)，勞動(dòng)、資本與產(chǎn)品市場(chǎng)均出清。

三、數(shù)值模擬

(一)參數(shù)校準(zhǔn)

由于參數(shù)校準(zhǔn)將對(duì)擬合結(jié)果將產(chǎn)生顯著的影響，因此如何確定參數(shù)的擬合值以保證理論模型在最大程度上契合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)是本部分需要重點(diǎn)考慮的問題。本文利用穩(wěn)態(tài)校準(zhǔn)及貝葉斯估計(jì)相結(jié)合的方法來確定各參數(shù)的取值，以保證理論模型更加貼近現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)。

對(duì)于一些DSGE模型中常用的參數(shù)，我們參考杜清源和龔六堂[22]、康立和龔六堂[17]及相關(guān)學(xué)者的研究。其中，代表性家庭的貼現(xiàn)率β取值為0.99，消費(fèi)者的風(fēng)險(xiǎn)回避系數(shù)σ取值為2，勞動(dòng)力的供給彈性η為1.5，勞動(dòng)休閑替代比率χ為4。

對(duì)于資本折舊率，ChowandLi[23]估計(jì)其值為0.04～0.056。本文選取資本季度折舊率δ取值0.02，意味著資本的年折舊率為0.08。同時(shí)，參考王國靜和田國強(qiáng)[13]，假設(shè)公共資本累計(jì)方程中的資本折舊率δg與私人資本折舊率相同，即為0.02。Calvo定價(jià)規(guī)則中參數(shù)θ取值0.25，說明企業(yè)每年調(diào)整一次產(chǎn)品的價(jià)格。

部門設(shè)定方面，我們選擇制造業(yè)部門與服務(wù)業(yè)部門作為參數(shù)擬合的對(duì)象。根據(jù)羅長遠(yuǎn)和張軍[24]、白重恩和錢震杰[25]等學(xué)者的研究，我們給出制造業(yè)部門的資本收入份額α1為0.58，服務(wù)業(yè)部門的資本收入份額α2為0.46(表1)。

表1 參數(shù)校準(zhǔn)

對(duì)于剩下的參數(shù)，本文采用貝葉斯估計(jì)得方法來估計(jì)其數(shù)值。對(duì)于各參數(shù)的先驗(yàn)分布，我們參考王國靜和田國強(qiáng)[13]、Zubairy[21]等的設(shè)定。具體地，我們假定兩種消費(fèi)品的相對(duì)份額γc滿足均值為0.5、方差為0.1的正態(tài)分布，兩種勞動(dòng)的替代彈性ξ滿足均值為0.1、方差為0.05的正態(tài)分布。廠商生產(chǎn)函數(shù)中的公共資本收入份額α滿足均值為0.06、方差為0.03的正態(tài)分布。由于制造業(yè)部門與服務(wù)業(yè)部門的資本調(diào)整成本大小有顯著的不同，并且制造業(yè)部門的調(diào)整成本要顯著大于服務(wù)業(yè)部門，故我們假設(shè)制造業(yè)部門調(diào)整成本系數(shù)ζ1滿足均值為8、方差為1的Γ分布，服務(wù)業(yè)部門的調(diào)整成本系數(shù)ζ2滿足均值為4、方差為1的Γ分布。

政府支出規(guī)則中的一階自回歸系數(shù)ρ1，ρ2，ρI1，ρI1滿足均值為0.5、方差為0.2的β分布，與產(chǎn)出的相關(guān)項(xiàng)φ1，φ2，φI1，φI2滿足均值為-0.05、方差為0.05的正態(tài)分布。貨幣政策規(guī)則中的ρR滿足均值為0.8、方差為0.2的β分布，μ1滿足均值為1.3、方差為0.2的正態(tài)分布(表2)。

(二) 脈沖反應(yīng)

在計(jì)算各類支出的數(shù)值時(shí)，不僅考慮其短期效應(yīng)，更考慮其長期效應(yīng)。根據(jù)MountfordandUhlig[3]和Zubairy[21]等對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)的計(jì)算方法，我們可以較為準(zhǔn)確地計(jì)算出財(cái)政支出的長期乘數(shù)。其公式為：

(17)

(18)

其中，R為均衡時(shí)的利率，ΔYi,k為k期后部門i總產(chǎn)出Yi,t+k對(duì)均衡態(tài)的偏離，ΔGi,k為k期后政府公共支出對(duì)均衡態(tài)的偏離。式(17)為財(cái)政擴(kuò)張的部門內(nèi)影響，因而我們可以直接計(jì)算其財(cái)政乘數(shù)；式(18)表示財(cái)政擴(kuò)張的部門間影響，即為本部門財(cái)政支出的跨部門彈性。

圖1 制造業(yè)部門消費(fèi)型支出脈沖圖

我們首先考慮政府對(duì)制造業(yè)部門增加公共支出g1t增加時(shí)，支出沖擊ug1,t對(duì)各個(gè)部門的影響。通過圖1，我們不難發(fā)現(xiàn)，財(cái)政擴(kuò)張將對(duì)消費(fèi)與投資產(chǎn)生較明顯擠出效應(yīng)。這一結(jié)論與許多經(jīng)典文獻(xiàn)具有較高的一致性，如BaxterandKing[18]和Christiano[11]等。這些學(xué)者認(rèn)為，政府增加公共支出將會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹與實(shí)際利率上升，為家庭帶來負(fù)向的財(cái)富效應(yīng)，從而擠出家庭的消費(fèi)。同時(shí)，由于政府公共支出刺激了總需求，生產(chǎn)商需要擴(kuò)大產(chǎn)出才能填補(bǔ)供需缺口，而生產(chǎn)商擴(kuò)大產(chǎn)出意味著對(duì)勞動(dòng)力的需求上升，而實(shí)際工資的上升會(huì)導(dǎo)致制造業(yè)部門勞動(dòng)力供給增加。由于實(shí)際利率上升會(huì)導(dǎo)致投資的機(jī)會(huì)成本變高，私人投資受到政策沖擊后會(huì)緩慢下降，但調(diào)整成本的設(shè)定將使得投資的變動(dòng)趨勢(shì)呈現(xiàn)U形。經(jīng)過計(jì)算，制造業(yè)部門消費(fèi)型支出的短期乘數(shù)為0.7276，12季度后的長期乘數(shù)為0.29409(表3)。

表3 制造業(yè)部門政府支出乘數(shù)

制造業(yè)消費(fèi)型支出的部門間效應(yīng)。從圖1中可以看出，制造業(yè)部門消費(fèi)型支出的增加將擠出服務(wù)業(yè)部門的產(chǎn)出與勞動(dòng)供給。這是由于制造業(yè)部門的財(cái)政擴(kuò)張將擴(kuò)大本部門的總需求，繼而導(dǎo)致本部門勞動(dòng)力供給緊俏與實(shí)際工資的上升。這將吸引服務(wù)業(yè)的勞動(dòng)力流向制造業(yè)部門，表現(xiàn)出較明顯的部門間擠出效應(yīng)。同時(shí)，服務(wù)業(yè)部門的消費(fèi)與投資也會(huì)因?qū)嶋H利率的上升而下降。經(jīng)過計(jì)算，我們發(fā)現(xiàn)制造業(yè)部門消費(fèi)型支出增加對(duì)服務(wù)業(yè)部門產(chǎn)出的短期彈性為-0.0336，12季度后的長期影響為-0.0367(表3)。

圖2 制造業(yè)部門投資型支出脈沖圖

圖2描述了政府對(duì)制造業(yè)部門的投資型支出增加時(shí)，支出沖擊ugI1,t對(duì)各部門的影響。政府投資型支出與政府消費(fèi)型支出既有相似性又有異質(zhì)性。政府支出增加將導(dǎo)致實(shí)際利率上行，帶來負(fù)向財(cái)富效應(yīng)，引起家庭的消費(fèi)減少和勞動(dòng)供給增加。但投資型支出會(huì)通過累積公共資本的路徑并進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)，對(duì)最終產(chǎn)出產(chǎn)生正向的供給側(cè)拉動(dòng)效應(yīng)，從而在一定程度上抵消前述的負(fù)向財(cái)富效應(yīng)。因此，投資型支出產(chǎn)生的擠出效應(yīng)應(yīng)該小于消費(fèi)型支出。對(duì)比圖1與圖2，也驗(yàn)證了我們上述分析。經(jīng)過計(jì)算后，制造業(yè)部門投資型支出的短期乘數(shù)為0.7741，12季度后的長期乘數(shù)為0.6887(表3)。將此結(jié)果與消費(fèi)型支出的乘數(shù)效應(yīng)進(jìn)行對(duì)比，我們發(fā)現(xiàn)制造業(yè)部門的投資型支出乘數(shù)明顯大于本部門的消費(fèi)型支出乘數(shù)；同時(shí)，投資型支出乘數(shù)隨時(shí)間衰減的速度也較小，即其長期影響力也更為顯著。

與消費(fèi)型支出類似，制造業(yè)部門的投資型支出也會(huì)產(chǎn)生較明顯的部門間效應(yīng)。從圖2中可以看出，制造業(yè)部門投資型支出增加時(shí)，將擠出服務(wù)業(yè)部門的消費(fèi)、投資與勞動(dòng)供給。經(jīng)過計(jì)算后，制造業(yè)部門投資型支出對(duì)服務(wù)業(yè)部門的產(chǎn)出彈性為-0.0028，12季度后的長期彈性為-0.0043(表3)，其絕對(duì)值明顯小于消費(fèi)型支出的產(chǎn)出彈性。因此，制造業(yè)部門的投資型支出的部門間擠出效應(yīng)遠(yuǎn)小于制造業(yè)部門的消費(fèi)型支出。

圖3描述了政府對(duì)服務(wù)業(yè)部門消費(fèi)型支出增加時(shí)，支出沖擊ug2,t對(duì)各部門的影響。與前文的分析類似，服務(wù)業(yè)部門的消費(fèi)型支出擴(kuò)張將抬升實(shí)際利率并擠出私人消費(fèi)與投資；同時(shí)消費(fèi)型支出的增加會(huì)導(dǎo)致勞動(dòng)力的需求上升與實(shí)際工資的提高，并拉升勞動(dòng)供給。由于存在調(diào)整成本，投資會(huì)呈現(xiàn)先下降而后上升的U形變化趨勢(shì)。經(jīng)過計(jì)算，服務(wù)業(yè)部門消費(fèi)型支出的短期乘數(shù)為0.7985，12季度后的長期乘數(shù)為0.4423，大于制造業(yè)部門的消費(fèi)型支出的乘數(shù)(表4)。

表4 服務(wù)業(yè)部門政府支出乘數(shù)

服務(wù)業(yè)部門的消費(fèi)型支出也具有較明顯的部門間效應(yīng)，由于服務(wù)業(yè)部門的消費(fèi)型支出增加會(huì)擴(kuò)大對(duì)本部門產(chǎn)品的需求，導(dǎo)致勞動(dòng)與資本向服務(wù)業(yè)部門流動(dòng)，即產(chǎn)生了部門間的擠出效應(yīng)。通過計(jì)算，服務(wù)業(yè)部門消費(fèi)型支出對(duì)制造業(yè)部門的短期產(chǎn)出彈性為-0.0221，12季度后的長期彈性為-0.0281(表4)，小于制造業(yè)部門消費(fèi)型支出對(duì)服務(wù)業(yè)部門的產(chǎn)出彈性。

圖3 服務(wù)業(yè)部門消費(fèi)型支出脈沖圖

圖4 服務(wù)業(yè)部門投資型支出脈沖圖

圖4描述了服務(wù)業(yè)部門投資型支出增加時(shí)，支出沖擊ugI2,t對(duì)各部門的影響。由于投資型支出形成公共資本并進(jìn)入生產(chǎn)函數(shù)后會(huì)產(chǎn)生供給側(cè)拉動(dòng)效應(yīng)，即服務(wù)業(yè)部門的投資型支出對(duì)各變量的擠出效應(yīng)會(huì)小于消費(fèi)型支出。同時(shí)投資型乘數(shù)也會(huì)略大于消費(fèi)型支出乘數(shù)，并且投資型支出的長期影響力要顯著大于消費(fèi)型支出。經(jīng)過計(jì)算，服務(wù)業(yè)投資型支出的短期乘數(shù)為0.8430，12季度后的長期乘數(shù)為0.8310(表4)，大于制造業(yè)部門的投資型支出乘數(shù)。

在部門效應(yīng)方面，服務(wù)業(yè)部門的投資型支出與制造業(yè)部門的投資型支出類似，都會(huì)使得本部門需求擴(kuò)張，從而導(dǎo)致勞動(dòng)與資本流出制造業(yè)部門，產(chǎn)生部門間的擠出效應(yīng)。經(jīng)過計(jì)算，服務(wù)業(yè)部門的投資型支出對(duì)制造業(yè)部門的產(chǎn)出彈性為-0.0018，12季度后的長期產(chǎn)出彈性為-0.0028(表4)。

四、結(jié)論

政府公共支出乘數(shù)是一個(gè)古老的話題，從凱恩斯時(shí)代至今，國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家都嘗試采用理論模型或?qū)嵶C檢驗(yàn)的方法解答這個(gè)問題，特別是在2008年金融危機(jī)后，各國紛紛出臺(tái)的財(cái)政刺激計(jì)劃再次將學(xué)術(shù)界的目光聚焦在該問題上。

雖然國內(nèi)外已有大量的文獻(xiàn)利用結(jié)構(gòu)模型來考察財(cái)政支出的乘數(shù)效應(yīng)，但其關(guān)注點(diǎn)大多為財(cái)政擴(kuò)張的總量效應(yīng)。而在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，財(cái)政支出均是按照部門或者行業(yè)進(jìn)行分類，并非是簡單的“一籃子”政策，即相比于總量效應(yīng)，財(cái)政政策的結(jié)構(gòu)性效應(yīng)需要得到更多的關(guān)注。同時(shí)，KingandBaxter[18]與王國靜和田國強(qiáng)[13]等的研究表明，消費(fèi)型財(cái)政支出與投資型財(cái)政支出的作用機(jī)理與傳導(dǎo)機(jī)制是大不相同的，將兩者加以區(qū)分是極其必要的。因此，本文將傳統(tǒng)的單部門模型拓展為含有制造業(yè)與服務(wù)業(yè)的兩部門模型，以分析制造業(yè)(服務(wù)業(yè))消費(fèi)型支出與制造業(yè)(服務(wù)業(yè))投資型支出的乘數(shù)效應(yīng)。

通過參數(shù)校準(zhǔn)與數(shù)值模擬，筆者發(fā)現(xiàn)：第一，制造業(yè)與服務(wù)業(yè)部門的要素稟賦與產(chǎn)業(yè)鏈所在位置的不同將導(dǎo)致財(cái)政擴(kuò)張存在明顯的差異，具體來看，制造業(yè)部門政府投資與政府消費(fèi)型支出的財(cái)政乘數(shù)均小于服務(wù)業(yè)部門；第二，由于投資型支出不僅出現(xiàn)在最終需求端，而且通過累積公共資本的渠道進(jìn)入生產(chǎn)端并產(chǎn)生了長期供給側(cè)的拉動(dòng)效應(yīng)，即相較于消費(fèi)型支出，投資型支出的乘數(shù)效應(yīng)更明顯且影響力更持久；第三，供給側(cè)的拉動(dòng)效應(yīng)也將導(dǎo)致投資型支出的擠出效應(yīng)更小。

我們認(rèn)為，本文的發(fā)現(xiàn)能填補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，并幫助我們更為透徹地理解財(cái)政擴(kuò)張的乘數(shù)效應(yīng)及其在多部門經(jīng)濟(jì)中的傳導(dǎo)路徑。同時(shí)，本文的模型結(jié)果也具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)借鑒意義，通過測(cè)算不同類型支出的乘數(shù)效應(yīng)，政府可以客觀的評(píng)價(jià)財(cái)政擴(kuò)張對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)中各部門的影響，并且該結(jié)果對(duì)財(cái)政政策的制定也將起到一定的參考作用。因此，本文的發(fā)現(xiàn)對(duì)財(cái)政政策制定與評(píng)估有如下啟示。

首先，當(dāng)下中國經(jīng)濟(jì)的增長中樞呈現(xiàn)緩慢的L形探底趨勢(shì)，財(cái)政收入的主要來源——稅收收入的增速將緩慢下滑，并且，在利率中樞難以持續(xù)下移的情況下，政府債務(wù)余額的不斷攀升也意味著政府的當(dāng)期債務(wù)支出負(fù)擔(dān)將加重，即財(cái)政收入增速減緩疊加債務(wù)支出過快上升將進(jìn)一步壓縮財(cái)政支出的空間。在支出約束不斷緊縮的背景下，如何將“好鋼用在刀刃上”以提高政府支出的效率，是當(dāng)下必須思考的問題。本文理論模型結(jié)論顯示，服務(wù)業(yè)的財(cái)政乘數(shù)大于制造業(yè)的財(cái)政乘數(shù)，這說明在支出規(guī)模受限的情況下，政府應(yīng)當(dāng)優(yōu)先考慮對(duì)服務(wù)業(yè)部門施行財(cái)政擴(kuò)張計(jì)劃。

其次，由于消費(fèi)型支出與投資型支出對(duì)各部門會(huì)產(chǎn)生迥異的影響，政府在進(jìn)行財(cái)政擴(kuò)張時(shí)，需要認(rèn)真考慮兩者在財(cái)政政策中的占比。政府的消費(fèi)型支出只能從需求側(cè)刺激經(jīng)濟(jì)且時(shí)效性較短，同時(shí)財(cái)政擴(kuò)張將推高實(shí)際利率并擠出私人部門的消費(fèi)與投資。而政府加大公共投資將加速公共資本(道路、橋梁與通信設(shè)施等)的累積，公共資本會(huì)提高生產(chǎn)商的生產(chǎn)效率，進(jìn)一步從供給側(cè)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)并產(chǎn)生較為持久的乘數(shù)效應(yīng)。但盲目的增加公共投資的規(guī)模，也會(huì)產(chǎn)生投資效率下降、政府杠桿率過高與擠出民間投資等不良影響。因此，政府需要在保證公共投資有效性的基礎(chǔ)上，最優(yōu)化其對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的正向外部效應(yīng)。

[1]RameyV.A. . “IdentifyingGovernmentSpendingShocks:It'sallintheTiming”,QuarterlyJournalofEconomics, 2009, 126(1):1-50.

[2]BlanchardO. ,PerottiR. . “AnEmpiricalCharacterizationoftheDynamicEffectsofChangesinGovernmentSpendingandTaxesonOutput”,QuarterlyJournalofEconomics, 1999, 117(4):1329-1368.

[3]MountfordA. ,UhligH. . “WhataretheEffectofFiscalPolicyShocks?”,Discussionpaper,C.E.P.R.DiscussionPapers, 2002, 24(6), 960—992.

[4]ChristiansenL. . “AppendixⅡ:FiscalMultipliers-areviewoftheliteratureinFiscalPolicyforCrisis”,InternationalMonetaryFund(IMF)StaffPositionNote08/01, 2008, 17-21.

[5]GiavazziF. ,PaganoM. .“CanSevereFiscalContractionsBeExpansionary?TalesofTwoSmallEuropeanCountries”,NationalBureauofEconomicResearch, 1990, 75-122.

[6]RomerC.D.,RomerD.H. .“TheMacroeconomicEffectsofTaxChanges:EstimatesBasedonaNewMeasureofFiscalShocks”,AmericanEconomicReview, 2010, 100(3), 763-801.

[7]RameyV.A. . “CanGovernmentPurchasesStimulatetheEconomy?”,JournalofEconomicLiterature, 2011, 49(3), 673-85.

[8]LeeperE.M. ,YangS.C.S,WalkerT.B. .“GovernmentInvestmentandFiscalStimulusintheShortandLongRuns”,JournalofMonetaryEconomics, 2010, 57, 1000-1012.

[9]LinnemannL. . “TheEffectofGovernmentSpendingonPrivateConsumption:APuzzle?”,JournalofMoneyCredit&Banking, 2006, 38(7), 1715-1735.

[10]GalíJ. ,VallésJ. .“UnderstandingtheEffectsofGovernmentSpendingonConsumption”,JournaloftheEuropeanEconomicsAssociation, 2007, 5(1), 227-270.

[11]ChristianoL. ,EichenbaumM. ,RebeloS. . “WhenistheGovernmentSpendingMultiplierLarge?”,JournalofPoliticalEconomy, 2010, 119(1), 78-121.

[12]EggertssonG.B. . “Whatfiscalpolicyiseffectiveatzerointerestrates”,NBERMacroeconomicsAnnual2010, 2011,Vol.25, 59-112.

[13]王國靜、田國強(qiáng)：《政府支出乘數(shù)》，載《經(jīng)濟(jì)研究》2014年第9期。

[14]LongJ.B. ,PlosserC.I. . “RealBusinessCycles”,JournalofPoliticalEconomy, 1983, 91(Volume91,Number1):39-69.

[15]HorvathM. . “CyclicalityandSectoralLinkages:AggregateFluctuationsfromIndependentSectoralShocks”,ReviewofEconomicDynamics, 1998, 1(4), 781-808.

[16]張勇、龔六堂：《利率雙軌制、金融改革與最優(yōu)貨幣政策》，載《經(jīng)濟(jì)研究》2014年第10期。

[17]康立、龔六堂：《金融摩擦、銀行凈資產(chǎn)與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的行業(yè)間傳導(dǎo)》，載《金融研究》2013年第5期。

[18]BaxterM. ,KingR.G. .“FiscalPolicyinGeneralEquilibrium”,AmericanEconomicReview, 1993, 83(3):315-334.

[19]ChristianoL.J. ,EichenbaumM. ,EvansC.L. . “NominalRigiditiesandtheDynamicEffectsofaShocktoMonetaryPolicy”,JournalofPoliticalEconomy, 2005, 113(Volume113,Number1):1-45.

[20]LeeperM. ,WalkerT.B. ,YangS.C.S. . “GovernmentInvestmentandFiscalStimulusintheShortandLongRuns”,NberWorkingPapers, 2009, 57(8), 1000-1012

[21]ZubairyS. . “OnFiscalMultipliers:EstimatesfromaMediumScaleDSGEModel”,InternationalEconomicReview, 2014, 55(1), 169-195.

[22]杜清源、龔六堂:《帶“金融加速器”的RBC模型》，載《金融研究》2005年第4期。

[23]ChowG.C. ,LiK. . “China’sEconomicGrowth: 1952-2010”,EconomicDevelopment&CulturalChange, 2002, 51.

[24]羅長遠(yuǎn)、張軍：《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的勞動(dòng)收入占比:基于中國產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究》，載《中國社會(huì)科學(xué)》2009年第4期。

[25]白重恩、錢震杰：《國民收入的要素分配：統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)背后的故事》，載《經(jīng)濟(jì)研究》2009年第3期。

責(zé)任編輯 胡章成

Government Spending Multiplier in a Multi-sector Model

ZHANG Kai, GONG Liu-tang,

PekingUniversity

As one of the most important management tools of demand side, fiscal policy has contributed a lot to iron the business cycle and adjust the structure of macro economy. Moreover, under the background of Federal Reserve’s tightening monetary policy gradually and the resonance of fiscal policy between America and China after Trump’s election, it’s meaningful to revisit the problem of how government spending influences the real world. In order to analyze the influence of government consumption and investment in industrial restructuring and development, we build a two-sector DSGE model including industrial sector and service sector. Using steady state calibration and Bayesian method, we estimate exogenous parameters so that the model could be much closer to reality. Simulation shows that three results are worth consideration. First, the multiplier of industrial sector is smaller than service sector. Second, government investment has stronger long-term influence than government consumption because of the positive supply side effect of accumulation of public capital. Finally, the crowding out effect of government investment is smaller than government consumption.

government spending; government investment; multi-sector new Keynes model; long-term multiplier

張開，北京大學(xué)光華管理學(xué)院博士生；龔六堂，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，北京大學(xué)光華管理學(xué)院教授

2016-10-22

F810.45

A

1671-7023(2017)03-0098-10