多部門模型中的政府支出乘數(shù)

□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，財政政策為調控經(jīng)濟結構與熨平周期波動做出了巨大貢獻。特別是在美聯(lián)儲逐步退出寬松貨幣政策及特朗普當選后中美“財政共振”的背景下，研究財政擴張的乘數(shù)效應及傳導路徑是極具理論與現(xiàn)實意義的。鑒于此，本文構建含有制造業(yè)部門與服務業(yè)部門的兩部門DSGE模型，以分析政府消費型支出與投資型支出的結構性效應。研究發(fā)現(xiàn)，第一，制造業(yè)部門政府投資與政府消費型支出的財政乘數(shù)均小于服務業(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入生產(chǎn)端并產(chǎn)生了長期的供給側拉動效應，即相較于消費型支出，投資型支出的乘數(shù)效應更明顯且影響力更持久；第三，供給側的拉動效應也將使得投資型支出的擠出效應更小。

政府消費； 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，財政政策在調控宏觀經(jīng)濟結構與熨平經(jīng)濟波動中扮演了重要的角色。特別是在2008年金融危機后，歐美等各國均在加大貨幣寬松力度的同時輔以大型的財政擴張計劃，試圖通過公共部門拉動總需求的方式將經(jīng)濟逐步扶入正軌。正如Ramey[1]所說，這次危機將人們的目光再次聚焦在財政政策之上。

時過境遷，2014年美聯(lián)儲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性將逐漸縮緊，貨幣政策的基調也將由偏寬松轉為正?；?。寬松貨幣政策的退出也表明決策者短期內將更依賴財政政策。近期美國新任總統(tǒng)特朗普的核心政策正是加大財政支出，通過完善基礎設施建設的方式帶動美國經(jīng)濟復蘇。中國方面，受制于人民幣匯率貶值、資本外流、經(jīng)濟短期企穩(wěn)及金融去杠桿等因素，貨幣政策的基調也將維持中性偏穩(wěn)健。同時，中央政治局會議及中央經(jīng)濟會議也強調了積極財政政策對未來經(jīng)濟發(fā)展的重要意義，即積極有效的財政政策疊加中性穩(wěn)健的貨幣政策也是“新常態(tài)”下中國經(jīng)濟轉型升級時期的最優(yōu)組合。因此，在中美“財政共振”的背景下，研究財政政策的乘數(shù)效應與傳導機制將是極具理論與現(xiàn)實意義的。

在研究財政支出乘數(shù)時，國內外文獻一般從兩個方向展開：一是利用宏微觀數(shù)據(jù)進行實證研究，二是利用結構模型進行理論研究。在實證研究方面，財政乘數(shù)的估計因數(shù)依據(jù)選取或計量方法的不同，會產(chǎn)生很大的差異。Blanchard and Perotti[2]利用VAR方法對財政乘數(shù)大小進行估計，得出公共支出乘數(shù)接近于1而稅收乘數(shù)接近于0.7的結論。Mountford and Uhlig[3]利用計量方法得出結論，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的結論。Romer and Romer[6]等則對不同類型財政政策進行研究，發(fā)現(xiàn)減少稅收與增加財政支出會對經(jīng)濟產(chǎn)生截然不同的效果。Ramey[7]、Leeper et al[8]等研究發(fā)現(xiàn)，人們對于財政政策的預期效應會對財政乘數(shù)的大小產(chǎn)生影響。在理論研究方面，大量學者通過構建結構模型，以分析財政政策沖擊對經(jīng)濟產(chǎn)生的影響。Linnemann[9]等研究表明，效用函數(shù)形式會影響財政乘數(shù)的大小，當效用函數(shù)中勞動與消費為不可分時，財政乘數(shù)會大于1；當勞動與效用可分時，財政乘數(shù)會小于1。Gali and Valles[10]研究表明，若經(jīng)濟中存在有信貸約束的消費者時，政府支出乘數(shù)會大于1。Christiano et al[11]、Eggertsson[12]等研究表明，在經(jīng)濟處于流動性陷阱時，財政支出乘數(shù)將會顯著的大于1。國內利用結構模型研究財政乘數(shù)的相關文獻較少，其中王國靜和田國強[13]利用單部門DSGE模型估計了政府消費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)效應遠大于消費型支出乘數(shù)效應，從而不能將兩類混為一談。

然而，以上文獻大多注重考慮財政政策的總量效應而忽視了其結構性效應?，F(xiàn)實經(jīng)濟中，當政府對某一部門實行財政擴張政策時，其對其他部門的產(chǎn)出、消費與投資等變量也會產(chǎn)生間接的影響，繼而影響經(jīng)濟的整體結構。由于現(xiàn)實經(jīng)濟中各部門間存在顯著的異質性，即相同的財政政策對不同部門也會產(chǎn)生迥異的影響，因此，在研究財政支出乘數(shù)時，將單部門模型擴展到多部門模型是極有必要的?；谝陨峡紤]，本文構建了一個含有制造業(yè)部門與服務業(yè)部門的兩部門動態(tài)隨機一般均衡模型，以分析政府投資與政府消費的乘數(shù)效應。

第一部分在模型的設定上，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，打包為異質性的產(chǎn)品出售給消費者。在參數(shù)校準方面，為了使理論模型更加貼近現(xiàn)實經(jīng)濟，我們同時使用穩(wěn)態(tài)校準法與貝葉斯估計。對于模型中的常見參數(shù)，我們參考相關文獻的估計，并結合本文模型的均衡狀態(tài)進行校準；對于本模型中特有的變量，我們采用貝葉斯估計的方法進行校準，利用各參數(shù)后驗分布的均值作為擬合值。第二部分給出一個兩部門動態(tài)隨機一般均衡模型，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)校準進行數(shù)值模擬，分析各類型財政支出的部門內與部門間效應。第四部分總結全文，并給出相關政策建議。

二、模型設定

在一個虛擬經(jīng)濟中，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)商提供勞動力，并且在預算約束下最大化自己的期望效用。制造業(yè)與服務業(yè)的生產(chǎn)商均處在產(chǎn)業(yè)鏈的上游，兩者雇傭勞動力，選擇當期的最優(yōu)投資以進行生產(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，并將其打包為異質性的產(chǎn)品出售給家庭。同時，我們引入價格粘性，并假設零售商采用Calvo定價規(guī)則。中央銀行制定貨幣政策，調控利率，政府通過發(fā)債與收取一次性稅收，平衡預算約束。

(一)家庭

我們假設家庭的消費C由兩種商品C1t與C2t復合而成：

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

(1)

其中，γc為代表性家庭消費者對兩種商品的偏好參數(shù)，ρc表示兩種商品的替代彈性。同時，我們給出兩種消費品對應的價格為P1t和P2t。

代表性家庭的效用函數(shù)由復合消費品、勞動與政府公共支出三部分構成，具體形式為：

其中，C為家庭的消費，Lt=(L1t1+ξ+L2t1+ξ)1/(1+ξ)為家庭向兩個部門分別提供勞動力L1t與L2t的加總，σ刻畫消費的跨期替代彈性，χ刻畫休閑的效用比率，η刻畫勞動的供給彈性，ξ刻畫兩個生產(chǎn)部門間的勞動替代彈性。V(g1,g2)*在此本文并沒有給出效用函數(shù)的具體形式，因為政府支出g1,g2在消費者的最優(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為政府對兩部門的消費型支出。

家庭的收入由三部分構成：提供勞動力所獲得的工資、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期的名義無風險利率，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)

本文假設兩個部門的資本累積方程為：

(3)

同時，參考康立和龔六堂[17]的相關設定，每個部門的投資Iit品由兩部門的投資品復合而成，其復合比例為ρIi：

(4)

(5)

(三)零售商

本文假設在經(jīng)濟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合商品為：

(6)

其中，ε為衡量穩(wěn)態(tài)時零售商利潤分成的比例。

本文規(guī)定零售商每期定價時，遵循Calvo定價規(guī)則，即零售商每期只有1-θi的概率設定最優(yōu)價格Pit*(s)。θi的概率保持其價格與上一期調整的價格相同，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]的設定，我們給出貨幣政策的Taylor規(guī)則如下：

(8)

(五)政府

假設政府收入來源為發(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為政府對兩種最終產(chǎn)品的消費型支出，gI1t、gI2t為政府對兩個部門的投資型支出。按照Leeperetal[20]，Zubairy[21]等的假設，本期政府公共支出具有自穩(wěn)定器效應，即不僅與前一期的支出項相關，還與前一期的產(chǎn)出相關。具體形式如下：

(10)

(11)

(12)

(13)

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

同時，參考KingandBaxter[18]與王國靜和田國強[13]的設定，本文假設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為當期政府對部門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出清條件：

Y1t=C1t+I1t+g1t+gI1t

(15)

Y2t=C2t+I2t+g2t+gI2t

(16)

當經(jīng)濟達到均衡狀態(tài)時，代表性家庭最優(yōu)化期望效用，廠商利潤最大化，同時，勞動、資本與產(chǎn)品市場均出清。

三、數(shù)值模擬

(一)參數(shù)校準

由于參數(shù)校準將對擬合結果將產(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)實經(jīng)濟是本部分需要重點考慮的問題。本文利用穩(wěn)態(tài)校準及貝葉斯估計相結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)實經(jīng)濟。

對于一些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]及相關學者的研究。其中，代表性家庭的貼現(xiàn)率β取值為0.99，消費者的風險回避系數(shù)σ取值為2，勞動力的供給彈性η為1.5，勞動休閑替代比率χ為4。

對于資本折舊率，ChowandLi[23]估計其值為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，參考王國靜和田國強[13]，假設公共資本累計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定價規(guī)則中參數(shù)θ取值0.25，說明企業(yè)每年調整一次產(chǎn)品的價格。

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

表1 參數(shù)校準

對于剩下的參數(shù)，本文采用貝葉斯估計得方法來估計其數(shù)值。對于各參數(shù)的先驗分布，我們參考王國靜和田國強[13]、Zubairy[21]等的設定。具體地，我們假定兩種消費品的相對份額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)部門與服務業(yè)部門的資本調整成本大小有顯著的不同，并且制造業(yè)部門的調整成本要顯著大于服務業(yè)部門，故我們假設制造業(yè)部門調整成本系數(shù)ζ1滿足均值為8、方差為1的Γ分布，服務業(yè)部門的調整成本系數(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)出的相關項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

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

(17)

(18)

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

圖1 制造業(yè)部門消費型支出脈沖圖

我們首先考慮政府對制造業(yè)部門增加公共支出g1t增加時，支出沖擊ug1,t對各個部門的影響。通過圖1，我們不難發(fā)現(xiàn)，財政擴張將對消費與投資產(chǎn)生較明顯擠出效應。這一結論與許多經(jīng)典文獻具有較高的一致性，如BaxterandKing[18]和Christiano[11]等。這些學者認為，政府增加公共支出將會導致通貨膨脹與實際利率上升，為家庭帶來負向的財富效應，從而擠出家庭的消費。同時，由于政府公共支出刺激了總需求，生產(chǎn)商需要擴大產(chǎn)出才能填補供需缺口，而生產(chǎn)商擴大產(chǎn)出意味著對勞動力的需求上升，而實際工資的上升會導致制造業(yè)部門勞動力供給增加。由于實際利率上升會導致投資的機會成本變高，私人投資受到政策沖擊后會緩慢下降，但調整成本的設定將使得投資的變動趨勢呈現(xiàn)U形。經(jīng)過計算，制造業(yè)部門消費型支出的短期乘數(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)消費型支出的部門間效應。從圖1中可以看出，制造業(yè)部門消費型支出的增加將擠出服務業(yè)部門的產(chǎn)出與勞動供給。這是由于制造業(yè)部門的財政擴張將擴大本部門的總需求，繼而導致本部門勞動力供給緊俏與實際工資的上升。這將吸引服務業(yè)的勞動力流向制造業(yè)部門，表現(xiàn)出較明顯的部門間擠出效應。同時，服務業(yè)部門的消費與投資也會因實際利率的上升而下降。經(jīng)過計算，我們發(fā)現(xiàn)制造業(yè)部門消費型支出增加對服務業(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描述了政府對制造業(yè)部門的投資型支出增加時，支出沖擊ugI1,t對各部門的影響。政府投資型支出與政府消費型支出既有相似性又有異質性。政府支出增加將導致實際利率上行，帶來負向財富效應，引起家庭的消費減少和勞動供給增加。但投資型支出會通過累積公共資本的路徑并進入生產(chǎn)函數(shù)，對最終產(chǎn)出產(chǎn)生正向的供給側拉動效應，從而在一定程度上抵消前述的負向財富效應。因此，投資型支出產(chǎn)生的擠出效應應該小于消費型支出。對比圖1與圖2，也驗證了我們上述分析。經(jīng)過計算后，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)。將此結果與消費型支出的乘數(shù)效應進行對比，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型支出乘數(shù)；同時，投資型支出乘數(shù)隨時間衰減的速度也較小，即其長期影響力也更為顯著。

與消費型支出類似，制造業(yè)部門的投資型支出也會產(chǎn)生較明顯的部門間效應。從圖2中可以看出，制造業(yè)部門投資型支出增加時，將擠出服務業(yè)部門的消費、投資與勞動供給。經(jīng)過計算后，制造業(yè)部門投資型支出對服務業(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)，其絕對值明顯小于消費型支出的產(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遠小于制造業(yè)部門的消費型支出。

圖3描述了政府對服務業(yè)部門消費型支出增加時，支出沖擊ug2,t對各部門的影響。與前文的分析類似，服務業(yè)部門的消費型支出擴張將抬升實際利率并擠出私人消費與投資；同時消費型支出的增加會導致勞動力的需求上升與實際工資的提高，并拉升勞動供給。由于存在調整成本，投資會呈現(xiàn)先下降而后上升的U形變化趨勢。經(jīng)過計算，服務業(yè)部門消費型支出的短期乘數(shù)為0.7985，12季度后的長期乘數(shù)為0.4423，大于制造業(yè)部門的消費型支出的乘數(shù)(表4)。

表4 服務業(yè)部門政府支出乘數(shù)

服務業(yè)部門的消費型支出也具有較明顯的部門間效應，由于服務業(yè)部門的消費型支出增加會擴大對本部門產(chǎn)品的需求，導致勞動與資本向服務業(yè)部門流動，即產(chǎn)生了部門間的擠出效應。通過計算，服務業(yè)部門消費型支出對制造業(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)部門消費型支出對服務業(yè)部門的產(chǎn)出彈性。

圖3 服務業(yè)部門消費型支出脈沖圖

圖4 服務業(yè)部門投資型支出脈沖圖

圖4描述了服務業(yè)部門投資型支出增加時，支出沖擊ugI2,t對各部門的影響。由于投資型支出形成公共資本并進入生產(chǎn)函數(shù)后會產(chǎn)生供給側拉動效應，即服務業(yè)部門的投資型支出對各變量的擠出效應會小于消費型支出。同時投資型乘數(shù)也會略大于消費型支出乘數(shù)，并且投資型支出的長期影響力要顯著大于消費型支出。經(jīng)過計算，服務業(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)。

在部門效應方面，服務業(yè)部門的投資型支出與制造業(yè)部門的投資型支出類似，都會使得本部門需求擴張，從而導致勞動與資本流出制造業(yè)部門，產(chǎn)生部門間的擠出效應。經(jīng)過計算，服務業(yè)部門的投資型支出對制造業(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、結論

政府公共支出乘數(shù)是一個古老的話題，從凱恩斯時代至今，國內外經(jīng)濟學家都嘗試采用理論模型或實證檢驗的方法解答這個問題，特別是在2008年金融危機后，各國紛紛出臺的財政刺激計劃再次將學術界的目光聚焦在該問題上。

雖然國內外已有大量的文獻利用結構模型來考察財政支出的乘數(shù)效應，但其關注點大多為財政擴張的總量效應。而在現(xiàn)實經(jīng)濟中，財政支出均是按照部門或者行業(yè)進行分類，并非是簡單的“一籃子”政策，即相比于總量效應，財政政策的結構性效應需要得到更多的關注。同時，KingandBaxter[18]與王國靜和田國強[13]等的研究表明，消費型財政支出與投資型財政支出的作用機理與傳導機制是大不相同的，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)與服務業(yè)的兩部門模型，以分析制造業(yè)(服務業(yè))消費型支出與制造業(yè)(服務業(yè))投資型支出的乘數(shù)效應。

通過參數(shù)校準與數(shù)值模擬，筆者發(fā)現(xiàn)：第一，制造業(yè)與服務業(yè)部門的要素稟賦與產(chǎn)業(yè)鏈所在位置的不同將導致財政擴張存在明顯的差異，具體來看，制造業(yè)部門政府投資與政府消費型支出的財政乘數(shù)均小于服務業(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入生產(chǎn)端并產(chǎn)生了長期供給側的拉動效應，即相較于消費型支出，投資型支出的乘數(shù)效應更明顯且影響力更持久；第三，供給側的拉動效應也將導致投資型支出的擠出效應更小。

我們認為，本文的發(fā)現(xiàn)能填補現(xiàn)有研究的不足，并幫助我們更為透徹地理解財政擴張的乘數(shù)效應及其在多部門經(jīng)濟中的傳導路徑。同時，本文的模型結果也具有較強的現(xiàn)實借鑒意義，通過測算不同類型支出的乘數(shù)效應，政府可以客觀的評價財政擴張對實體經(jīng)濟中各部門的影響，并且該結果對財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)對財政政策制定與評估有如下啟示。

首先，當下中國經(jīng)濟的增長中樞呈現(xiàn)緩慢的L形探底趨勢，財政收入的主要來源——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，政府債務余額的不斷攀升也意味著政府的當期債務支出負擔將加重，即財政收入增速減緩疊加債務支出過快上升將進一步壓縮財政支出的空間。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，是當下必須思考的問題。本文理論模型結論顯示，服務業(yè)的財政乘數(shù)大于制造業(yè)的財政乘數(shù)，這說明在支出規(guī)模受限的情況下，政府應當優(yōu)先考慮對服務業(yè)部門施行財政擴張計劃。

其次，由于消費型支出與投資型支出對各部門會產(chǎn)生迥異的影響，政府在進行財政擴張時，需要認真考慮兩者在財政政策中的占比。政府的消費型支出只能從需求側刺激經(jīng)濟且時效性較短，同時財政擴張將推高實際利率并擠出私人部門的消費與投資。而政府加大公共投資將加速公共資本(道路、橋梁與通信設施等)的累積，公共資本會提高生產(chǎn)商的生產(chǎn)效率，進一步從供給側拉動經(jīng)濟并產(chǎn)生較為持久的乘數(shù)效應。但盲目的增加公共投資的規(guī)模，也會產(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上，最優(yōu)化其對實體經(jīng)濟的正向外部效應。

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責任編輯 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，北京大學光華管理學院博士生；龔六堂，經(jīng)濟學博士，北京大學光華管理學院教授

2016-10-22

F810.45

A

1671-7023(2017)03-0098-10