我國財政支出結(jié)構(gòu)性擴張的經(jīng)濟效應(yīng)與乘數(shù)測算
——基于動態(tài)隨機一般均衡模型

(東北財經(jīng)大學(xué) 財政稅務(wù)學(xué)院，遼寧大連116025)

一、引言

二十世紀(jì)九十年代以來，伴隨國內(nèi)外經(jīng)濟形勢的不斷變化，我國財政政策調(diào)控呈現(xiàn)官方口徑的“積極”“中性”“穩(wěn)健”等多次轉(zhuǎn)型調(diào)整。與西方成熟經(jīng)濟體相比，我國財政支出的結(jié)構(gòu)性特征明顯，不同種類的財政支出對產(chǎn)出的作用機制迥異。如圖1、圖2所示，將財政支出分為生產(chǎn)性和消費性兩部分，對數(shù)據(jù)采取季節(jié)調(diào)整并取對數(shù)進(jìn)行HP濾波去趨勢處理得到偏離部分?？梢姡a(chǎn)性財政支出偏離與GDP偏離大體呈現(xiàn)相反態(tài)勢，“逆風(fēng)而動”特征明顯；而消費性財政支出大部分時間與GDP趨勢相似，具有較強的順周期特征。這意味著，以國內(nèi)生產(chǎn)總值的周期性變化為衡量依據(jù)，財政支出擴張具有明顯的結(jié)構(gòu)性特征。財政支出的結(jié)構(gòu)性擴張體現(xiàn)著政策當(dāng)局差異化的經(jīng)濟調(diào)控目標(biāo)，這顯然會對國民經(jīng)濟產(chǎn)生不同的外部效應(yīng)。因此，分析我國財政支出擴張問題時，忽視生產(chǎn)性與消費性財政支出的結(jié)構(gòu)性差異而從總支出的視角進(jìn)行分析，必然會對財政政策效應(yīng)的識別結(jié)論產(chǎn)生偏差。在當(dāng)前我國經(jīng)濟下行壓力不斷加大、結(jié)構(gòu)性改革進(jìn)入深水區(qū)的關(guān)

鍵時期，基于我國財政支出的結(jié)構(gòu)性特征，構(gòu)建能夠解釋產(chǎn)出、消費、投資、價格以及利率等宏觀數(shù)據(jù)關(guān)鍵特征的模型框架，科學(xué)準(zhǔn)確地評價財政政策對產(chǎn)出和居民行為的效應(yīng)及作用機制，對于指導(dǎo)我國財政政策設(shè)計實踐，具有重要的現(xiàn)實意義。

圖1 生產(chǎn)性財政支出偏離與GDP偏離

圖2 消費性政府支出偏離與GDP偏離

梳理國內(nèi)外文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于財政支出宏觀經(jīng)濟效應(yīng)的研究經(jīng)歷了從最初關(guān)注財政支出總量到支出總量與支出結(jié)構(gòu)并重的轉(zhuǎn)變[1-2]。理論上，財政支出作為國內(nèi)生產(chǎn)總值的重要組成部分，其規(guī)模擴張對經(jīng)濟發(fā)展具有明顯的凱恩斯效應(yīng)，會直接促進(jìn)產(chǎn)出增長[3]。更為重要的是，社會的發(fā)展促使人們對公共服務(wù)的需求持續(xù)增加，政府通過支出擴張?zhí)峁┝舜罅烤哂姓獠啃?yīng)的制度性、政策性公共產(chǎn)品(如教育、法律、環(huán)境、通訊等)，在滿足公共需求的同時完善了經(jīng)濟運行的內(nèi)、外部環(huán)境。但另一方面，隨著支出規(guī)模的擴大，財政支出過程中的尋租行為以及“過度擁擠”的財政支出所引發(fā)的資源錯配，將會削弱對經(jīng)濟的增長效應(yīng)[4]。因此，由“正相關(guān)”轉(zhuǎn)向“負(fù)相關(guān)”的非線性關(guān)系更為恰當(dāng)?shù)乜坍嬃素斦С鲆?guī)模對經(jīng)濟增長的效應(yīng)，這意味著對于大規(guī)模增加財政支出而實施的擴張性政策我們必須審慎對待[6]。

隨著經(jīng)濟形勢的不斷變化，相關(guān)學(xué)者對財政支出的研究視角逐漸轉(zhuǎn)移到不同性質(zhì)財政支出的經(jīng)濟效應(yīng)及其傳導(dǎo)機制差異以及財政支出對微觀經(jīng)濟個體的行為扭曲上。Ambler和Paquet(1996)[7]研究發(fā)現(xiàn)，將財政支出劃分為消費性支出和生產(chǎn)性支出，通過DSGE的方法可以較好地匹配美國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的特征。在此基礎(chǔ)上，Bouakez和Rebei[8]將財政支出引入居民效用函數(shù)中，發(fā)現(xiàn)財政支出擴張會扭曲居民決策行為從而對居民消費產(chǎn)生擠入效應(yīng)，數(shù)值模擬上可以更真實地反映財政政策沖擊對宏觀經(jīng)濟的影響。在國內(nèi)學(xué)者以中國經(jīng)驗數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)的研究中，王文甫和朱保華(2010)[9]通過VAR識別，從動態(tài)隨機一般均衡模型視角解釋了“財政支出對總產(chǎn)量的正效應(yīng)，以及居民消費、社會投資對財政支出沖擊的互補響應(yīng)”這一經(jīng)驗事實。生產(chǎn)性財政支出多以項目制形式存在，涵蓋的物質(zhì)、人力資本對于達(dá)到潛在社會平均產(chǎn)出具有更為明顯的經(jīng)濟效應(yīng)，而就業(yè)與產(chǎn)出對于消費性財政支出沖擊的動態(tài)反應(yīng)則相對遲滯[10]。這種基于財政政策內(nèi)生性所產(chǎn)生的財政乘數(shù)差異來源于消費性財政支出的互補性與政府投資的外部性[12]。在我國，政府承擔(dān)經(jīng)濟增長和協(xié)調(diào)發(fā)展的重要職責(zé)，上述研究為我們認(rèn)識和探索財政支出效應(yīng)的結(jié)構(gòu)性差異提供了理論基礎(chǔ)。但遺憾的是，對于財政支出結(jié)構(gòu)的劃分以及結(jié)構(gòu)性擴張的經(jīng)濟效應(yīng)究竟是擠入還是擠出，學(xué)界尚未取得一致結(jié)論。現(xiàn)有的研究成果雖然已經(jīng)認(rèn)識到異質(zhì)性財政政策對產(chǎn)出的影響存在差異，但對包含結(jié)構(gòu)性特性的財政支出乘數(shù)測算與傳導(dǎo)機制仍然缺乏相關(guān)研究，并且鮮有文獻(xiàn)同時觸及財政支出在消費者行為以及廠商決策中所擔(dān)任的解釋因素或角色。王國靜和田國強(2014)[12]盡管同時考察了政府消費的互補性以及政府投資的外部性效應(yīng)，但他們假設(shè)政府消費與居民消費為線性形式，這顯然會影響識別結(jié)果。

綜上所述，為了更好地識別財政支出結(jié)構(gòu)性擴張的經(jīng)濟效應(yīng)，本文首先采用SVAR模型刻畫財政支出擴張帶來差異化外部效應(yīng)的典型事實，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建包含家庭、企業(yè)、政府三部門在內(nèi)的新凱恩斯主義動態(tài)隨機一般均衡模型(NK-DSGE)，模擬各宏觀經(jīng)濟變量分別對消費性財政支出沖擊和生產(chǎn)性財政支出沖擊的脈沖響應(yīng)，以此探究二者對宏觀經(jīng)濟的渠道機制。與國內(nèi)研究相關(guān)問題的既有文獻(xiàn)相比，本文的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在兩個方面：首先，采用符號限制識別策略的SVAR模型減少了對變量的預(yù)先設(shè)定條件，賦予模型更大的自由度，可以更有效地識別財政支出的宏觀效應(yīng)；其次，在DSGE模型的構(gòu)建中，同時將消費性政府支出引入居民效用函數(shù)以及生產(chǎn)性財政支出引入生產(chǎn)函數(shù)，并且采用更為一般的CES效用函數(shù)形式刻畫消費性財政支出與居民消費的關(guān)系，這在國內(nèi)文獻(xiàn)中比較少見。將SVAR模型基于經(jīng)濟數(shù)據(jù)識別的典型事實與包含壟斷競爭、價格粘性等經(jīng)濟特征的DSGE模型模擬結(jié)論相對比，可以更真實地刻畫中國經(jīng)濟現(xiàn)實，并提升模型分析結(jié)果的合理性與可信性[9，13-14]。

二、我國財政支出結(jié)構(gòu)性擴張的 經(jīng)驗事實

集中于研究我國財政支出結(jié)構(gòu)性擴張對居民消費和居民投資的擠出、擠入效應(yīng)以及對產(chǎn)出的增長效應(yīng)，本文采用我國消費性財政支出、生產(chǎn)性財政支出、國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費以及居民投資的宏觀數(shù)據(jù)，建立五變量向量結(jié)構(gòu)自回歸模型，采用符號限制識別方法，實證識別財政結(jié)構(gòu)性擴張與居民支出行為的動態(tài)響應(yīng)關(guān)系。

(一)數(shù)據(jù)處理

1.變量與數(shù)據(jù)

生產(chǎn)性財政支出采用我國全社會固定資產(chǎn)投資實際到位資金中的國家預(yù)算內(nèi)資金來衡量，消費性財政支出則采用公共財政支出扣除生產(chǎn)性財政支出計算得來。國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費、居民投資均直接采用國家統(tǒng)計局公布的官方數(shù)據(jù)。以季度為頻率，本文采取的數(shù)據(jù)區(qū)間為1990年第1季度至2017年第4季度。在實證識別財政支出的動態(tài)響應(yīng)過程中，為剔除物價水平波動的影響，本文將原始數(shù)據(jù)利用價格指數(shù)進(jìn)行真實化處理。同時，采用我國1990年第1季度至2017年第4季度居民消費價格指數(shù)對各序列進(jìn)行真實值轉(zhuǎn)換。并以1990年第1季度為基期對價格指數(shù)進(jìn)行定基處理。上述數(shù)據(jù)均來源于國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。

2.數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

本文為剔除我國季度數(shù)據(jù)中的“翹尾”因素，對變量進(jìn)行X-12季節(jié)調(diào)整。此外，對相關(guān)數(shù)據(jù)序列進(jìn)行對數(shù)處理，以消除變量數(shù)據(jù)中的異方差影響。最后，采用Augmented Dickey-Fuller(簡稱ADF)方法對調(diào)整后的各序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。如表1所示，LnX表示對數(shù)據(jù)取對數(shù)，ΔLnX表示對對數(shù)形式的數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分處理?？梢?，5個數(shù)據(jù)序列在對數(shù)形式下不平穩(wěn)，但均存在一階單整。

采用Johansen Cointegretion Test方法對5個數(shù)據(jù)序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。如表2所示，無論是跡統(tǒng)計量還是最大特征值統(tǒng)計量，均拒絕了變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。由此可見，使用對數(shù)一階差分?jǐn)?shù)據(jù)序列，將變量系統(tǒng)中的每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值函數(shù)的VAR模型，并分析動態(tài)隨機系統(tǒng)針對當(dāng)期和歷史隨機沖擊的響應(yīng)，是適當(dāng)?shù)摹?/p>

表1ADF檢驗

變量名稱變量形式ADF統(tǒng)計量平穩(wěn)性變量形式ADF統(tǒng)計量平穩(wěn)性消費性財政支出LnGC-0.926 9非平穩(wěn)ΔLnGC-9.121 3***(-3.491 9)平穩(wěn)生產(chǎn)性財政支出LnGI0.453 6非平穩(wěn)ΔLnGI-12.116 6***(-3.490 8)平穩(wěn)國內(nèi)生產(chǎn)總值LnGDP-0.733 6非平穩(wěn)ΔLnGDP-11.949 9***(-3.490 8)平穩(wěn)居民消費LnPC1.585 3非平穩(wěn)ΔLnPC-10.486 7***(-3.491 9)平穩(wěn)居民投資LnPI-0.655 9非平穩(wěn)ΔLnPI-11.966 9***(-3.490 7)平穩(wěn)

注：***表示在1%顯著性水平上通過統(tǒng)計性檢驗。

表2協(xié)整關(guān)系檢驗

零假設(shè)跡統(tǒng)計量5%臨界值最大特征值統(tǒng)計量5%臨界值None125.728 5***69.818 950.324 6***33.876 9At most 175.403 9***47.856 133.798 2***27.584 3At most 241.605 7***29.797 125.970 6***21.131 6At most 315.635 1**15.464 712.993 114.264 6At most 42.642 03.841 52.642 03.841 5

注：***、**分別表示在1%、5%的顯著性水平上通過統(tǒng)計性檢驗。

(二)脈沖響應(yīng)

1.識別策略

本文采用符號限制的向量自回歸識別方法。Uhlig(2005)[15]研究發(fā)現(xiàn)，相較于以往SVAR模型的常用識別方法，例如遞歸約束方法、敘事法、制度法等參數(shù)約束方法，符號限制的識別策略可以一定程度上放松模型的假設(shè)條件，從而較好避免先驗假設(shè)的干擾。符號限制的向量自回歸模型不對模型參數(shù)施加約束，而是對沖擊效應(yīng)本身做方向上的設(shè)定，通過蒙特卡洛抽樣方法(Monte Carlo Method)將符合符號約束的沖擊保留，從而得到政策效應(yīng)的脈沖響應(yīng)。本文按照消費性財政支出、生產(chǎn)性財政支出、GDP、居民消費和居民投資的順序建立五變量SVAR模型，重點識別兩個政府支出沖擊后，居民消費和居民投資的脈沖響應(yīng)。模擬過程中對GDP施加正向限制，即假設(shè)當(dāng)期消費性財政支出和生產(chǎn)性財政支出增加對GDP產(chǎn)生正向刺激作用，對居民支出無方向限制。

2.滯后階數(shù)檢驗

關(guān)于模型滯后階數(shù)的確定，本文采用AIC、SC統(tǒng)計量確定的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型最優(yōu)滯后階數(shù)為4階，識別結(jié)果如表3所示。這與王文甫等(2015)[16]、王陽和牟俊霖(2018)[17]采用符號限制SVAR模型使用的滯后階數(shù)一致。

3.脈沖響應(yīng)分析

對模型分別施加1單位消費性財政支出和生產(chǎn)性財政支出的正向沖擊，可以得到相關(guān)變量的脈沖響應(yīng)圖形。如圖3所示，消費性財政支出沖擊后，居民消費在當(dāng)期呈現(xiàn)顯著的負(fù)向反應(yīng)，最小值達(dá)到-0.03，隨后逐漸收斂至0附近。這意味著，消費性財政支出增加會擠出居民消費。如圖4所示，生產(chǎn)性財政支出沖擊后，居民投資有微弱的正向反應(yīng)但幅度較小，模擬期內(nèi)始終為正但不顯著， 這意味著我國生產(chǎn)性財政支出對居民的投資行為存在一定的擠入效果但并不顯著。

表3滯后階數(shù)檢驗

LagLogLLRAICSC0206.833 8NA-3.881 4-3.754 31888.970 31 285.565 0-16.518 7-12.645 92915.421 247.306 4-16.546 6-13.907 63937.822 237.909 5-16.496 6-14.462 44967.026 746.614 8*-17.094 7*-15.755 9*

圖3 消費性財政支出沖擊的居民消費響應(yīng)

圖4 生產(chǎn)性財政支出沖擊的居民投資響應(yīng)

三、財政支出結(jié)構(gòu)性擴張的作用渠道 及傳導(dǎo)機制分析

為刻畫我國經(jīng)濟現(xiàn)實進(jìn)而準(zhǔn)確探測財政支出政策的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)，本部分構(gòu)建包含家庭、企業(yè)、政府三部門在內(nèi)的新凱恩斯動態(tài)隨機一般均衡模型(NK-DSGE)，在融入壟斷競爭、價格粘性等關(guān)鍵特征的基礎(chǔ)上，重點考察消費性財政支出對居民效用以及生產(chǎn)性財政支出對企業(yè)生產(chǎn)外部性的影響。

(一)模型構(gòu)建

1.家庭部門

假設(shè)經(jīng)濟中存在同質(zhì)的無限期存活家庭，每期通過提供勞動獲取工資收入，選擇最終產(chǎn)品進(jìn)行消費居民的效用函數(shù)形式如下

(1)

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

(7)

Ut：rt=ψ′(Ut)

(8)

2.企業(yè)

粘性價格通過Dixit-Stiglitz(1977)[18]的壟斷競爭模型和Calvo(1983)[19]定價形式引入。產(chǎn)品市場分為完全競爭的最終產(chǎn)品市場和壟斷競爭的中間產(chǎn)品市場。家庭提供無差別勞動和資本給中間廠商，由中間廠商生產(chǎn)差異化中間產(chǎn)品并供給最終產(chǎn)品廠商；最終產(chǎn)品廠商將中間產(chǎn)品加工為無差異最終產(chǎn)品用于消費和投資。假設(shè)最終產(chǎn)品市場為完全競爭，廠商完全同質(zhì)，最終產(chǎn)品廠商在t期利用差異化的中間產(chǎn)品Yi,t生產(chǎn)最終產(chǎn)品Yt，生產(chǎn)技術(shù)如下所示

參數(shù)η為中間產(chǎn)品的替代彈性，表示廠商邊際成本的價格加成，用于刻畫中間產(chǎn)品市場壟斷程度。當(dāng)η→∞時，任意兩種中間產(chǎn)品趨于完全替代，產(chǎn)品市場趨于完全競爭市場結(jié)構(gòu)。通過最終產(chǎn)品廠商的利潤最大化問題求解可得到中間產(chǎn)品價格Pi,t和最終產(chǎn)品價格Pt的最優(yōu)條件Yi,t=(Pi,t/Pt)-ηYt，可見中間產(chǎn)品i的市場需求與其相對價格成反比，且受最終產(chǎn)品市場需求(總需求)的影響。在市場其他條件既定時，最終產(chǎn)品市場需求增加，則中間產(chǎn)品的市場需求也相應(yīng)提升。由上述最優(yōu)條件可推導(dǎo)得到最終產(chǎn)品價格指數(shù)方程，如式(9)所示

(9)

中間廠商的生產(chǎn)函數(shù)設(shè)置為柯布-道格拉斯形式。

(10)

(11)

(12)

將要素需求方程(12)代入中間廠商的總成本函數(shù)中，即

(13)

則中間廠商 的邊際成本為

(14)

值得注意的是，邊際成本mci,t中不包含單個廠商下標(biāo)i，這意味著對任何中間廠商而言邊際成本均相同。將總成本函數(shù)式(13)代入利潤最大化問題式(11)中，可得

可得到中間產(chǎn)品廠商利潤最大化的一階條件

(15)

(16)

3.政府

對政府行為的刻畫包含兩個方面。首先，財政當(dāng)局。財政當(dāng)局當(dāng)期的主要行為包括通過征稅和發(fā)行債券獲取財政收入，在償還上期債務(wù)之后承擔(dān)公共支出責(zé)任。財政當(dāng)局遵循如下預(yù)算約束

(17)

(18)

4.市場出清

對家庭、企業(yè)、政府三部門的行為刻畫完成后，當(dāng)經(jīng)濟處于均衡時，市場達(dá)到出清，即

(19)

(二)參數(shù)估計

本文采用貝葉斯估計的方式來確定模型參數(shù)。參數(shù)包括兩部分，一部分為模型最優(yōu)條件對數(shù)線性化之后參數(shù)的穩(wěn)態(tài)值系數(shù)，這些參數(shù)通過我國實際宏觀數(shù)據(jù)計算求得；另一部分為模型中的未知參數(shù)，對這些參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計。模型變量的穩(wěn)態(tài)值系數(shù)通過我國國內(nèi)生產(chǎn)總值、居民消費、居民投資、消費性財政支出、生產(chǎn)性財政支出的宏觀數(shù)據(jù)計算而來。由于我國利率市場化改革尚未完成，所以名義利率數(shù)據(jù)采用我國同期銀行間7天同業(yè)拆借利率進(jìn)行衡量。上述數(shù)據(jù)區(qū)間均為1990年第1季度至2017年第4季度，來自國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。計算結(jié)果如表4所示。

表4模型參數(shù)值校準(zhǔn)

參數(shù)校準(zhǔn)值參數(shù)校準(zhǔn)值CP/C0.576 1CG/C0.423 9IP/Y0.382 6IG/Y0.022 5CP/Y0.211 8CG/Y0.154 3N/(1-N)0.429 0R1.027 0β0.973 7α0.500 0δP0.025 0δG0.025 0

對模型中的其他參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計。首先參照國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的估計結(jié)果對模型參數(shù)的先驗均值進(jìn)行校準(zhǔn)。對家庭部門，代表性家庭消費習(xí)慣參數(shù)γ的選取，馬文濤和魏福成(2011)[22]通過貝葉斯估計為0.703 4，本文校準(zhǔn)其先驗均值為0.8。參考胡永剛和郭長林(2013)[23]、馬文濤和魏福成(2011)[22]等文獻(xiàn)，將消費跨期替代彈性倒數(shù)εc先驗均值取3.6。居民消費占總消費比重φ結(jié)合我國實際數(shù)據(jù)計算為0.576 1，先驗均值校準(zhǔn)為0.6。作為模型的關(guān)鍵參數(shù)，居民消費與消費性財政支出的替代彈性取0.5，后文會對此進(jìn)行敏感性分析。出于擬合模型的角度，參照CEE(2005)[24]的設(shè)定，將投資調(diào)整成本參數(shù)ξ和資本利用率參數(shù)ψ先驗均值分別校準(zhǔn)為1.5和2。

對生產(chǎn)部門，關(guān)于價格粘性參數(shù)ρ，陳昆亭和龔六堂(2006)[25]取值0.6，王文甫(2010)[13]取0.75，本文校準(zhǔn)其先驗均值為0.67。生產(chǎn)函數(shù)中用于衡量生產(chǎn)性財政支出外部性的參數(shù)μ，王國靜和田國強(2014)[12]通過貝葉斯估計為0.059 4，本文校準(zhǔn)先驗均值為0.1。

政策部門，Gali等(1999)[26]認(rèn)為利率的泰勒規(guī)則中通脹缺口系數(shù)φrπ>1是模型具有唯一均衡解的充分必要條件，然而，國內(nèi)一部分研究認(rèn)為φrπ應(yīng)小于1。本文通過取值模擬發(fā)現(xiàn)，當(dāng)φrπ<1時模型存在不收斂問題。參照石柱鮮等(2009)[27]、王文甫(2010)[13]的參數(shù)值，將φrπ和φry分別校準(zhǔn)為1.5、0.5。利率平滑參數(shù)ρR校準(zhǔn)為0.5。由于財政當(dāng)局的政策行為設(shè)定為AR(1)過程，所以校準(zhǔn)相對簡單。與外生技術(shù)沖擊保持一致，持久性參數(shù)ρA的先驗均值設(shè)置為0.8，ρIG、ρCG的先驗均值均校準(zhǔn)為0.7，沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差ξA、ξIG、ξCG的先驗均值取0.1。

為避免隨機奇異性(Stochastic Singularity)和弱識別(Weak Identification)問題，選擇國內(nèi)生產(chǎn)總值、生產(chǎn)性財政支出和消費性財政支出的真實值[注]為使數(shù)據(jù)與模型變量匹配，實際變量首先進(jìn)行X12季節(jié)調(diào)整，然后取對數(shù)進(jìn)行HP濾波處理，剔除其周期性成分。作為觀測變量。按照文獻(xiàn)的通常做法，設(shè)定參數(shù)的先驗分布：取值0-1范圍內(nèi)的參數(shù)設(shè)定為Beta分布，未必在0-1范圍內(nèi)的參數(shù)設(shè)定為Normal分布或Gamma分布，外生沖擊標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)定為Inv-Gamma分布，具體如表5第3列。

通過Matlab中的Dyanre工具箱，基于Metropolis-Hasting算法對兩條馬爾科夫鏈各自模擬25 000次并丟掉前50%，最終兩條鏈的接受比率分別為34.53%和33.59%，符合估計要求。具體估計結(jié)果如表5所示，所估計參數(shù)的先驗均值(第4列)與后驗均值(第6列)存在明顯區(qū)別，這表明本文選取的觀測變量數(shù)據(jù)中包含參數(shù)的真實信息并且能夠被模型識別。

基于貝葉斯估計得到的參數(shù)值，模擬模型中宏觀經(jīng)濟變量對財政支出結(jié)構(gòu)性外生沖擊的脈沖響應(yīng)，探究結(jié)構(gòu)模型和沖擊影響宏觀經(jīng)濟的渠道機制。其中，消費性財政支出和生產(chǎn)性財政支出沖擊都被設(shè)定為1單位標(biāo)準(zhǔn)差。

1.消費性財政支出沖擊

由于前文模型設(shè)定消費性財政支出直接進(jìn)入居民的效用函數(shù)并且與居民消費CP通過CES形式加總為家庭總消費C，所以消費性政府支出的擴張會直接作用于居民消費和家庭總消費水平。如圖5所示，1單位標(biāo)準(zhǔn)差的消費性財政支出沖擊后，居民消費CP呈顯著的負(fù)向反應(yīng)，在當(dāng)期降低至-0.04，隨后迅速回升，結(jié)合前文貝葉斯估計的居民消費與消費性財政支出替代彈性v為0.465 2的結(jié)論，這意味著，消費性財政支出擴張會對居民消費產(chǎn)生明顯的擠出效應(yīng)。由于模型中居民消費習(xí)慣γ被估計為0.757 1，表明居民消費行為存在明顯的慣性特征，所以居民消費的脈沖響應(yīng)在第5期回歸至零點之后繼續(xù)向上運動，并伴隨3期左右的超調(diào)現(xiàn)象，此后逐漸收斂至零。決定居民效用的總消費水平C在消費性政府支出沖擊后，由脈沖響應(yīng)可見，盡管消費性財政支出對居民消費具有明顯的擠出效應(yīng)，但最終總消費仍會呈現(xiàn)明顯的正向反應(yīng)。換言之，政府通過提供更多的消費性財政支出可以在減少居民個人支出的情況下提升居民的總效用水平。以效用最大化為目標(biāo)的消費者由于當(dāng)期個人的消費支出下降，所以有更多的資金用于投資，居民投資IP在當(dāng)期上漲，投資水平的增加直接導(dǎo)致資本的名義收益率R和通貨膨脹π下降。在居民效用最大化的目標(biāo)函數(shù)限定下，隨著時間的推移，居民會逐漸傾向于消費擴張以追求更高的效用水平，所以，伴隨著居民消費CP的逐漸回升以及超調(diào)現(xiàn)象，居民會降低投資支出IP并增加勞動供給N。由于模型中存在投資調(diào)整成本的設(shè)定，使得居民投資IP在調(diào)整的過程中會存在明顯的粘性，在第5期轉(zhuǎn)為負(fù)向并呈現(xiàn)駝峰狀反應(yīng)。對于勞動供給N的變動，由于本文假設(shè)所有消費者完全同質(zhì)無差異，這意味著市場中所有消費者的最優(yōu)決策行為一致，在市場勞動供給增加而廠商勞動需求不變的情況下，會導(dǎo)致真實工資w下降。低廉勞動力供給的增加以及居民投資在初期的擴張會推動廠商擴大生產(chǎn)規(guī)模，使得產(chǎn)出Y上漲。

綜合而言，消費性財政支出增加后，會對居民自身消費產(chǎn)生擠出效應(yīng)，這與前文基于我國實際數(shù)據(jù)提取到的SAVR模型經(jīng)驗事實相一致。上述脈沖響應(yīng)分析意味著，政府通過擴張消費性財政支出，提供更好的公共服務(wù)，可以在降低居民個人消費支出的情況下提升居民效用水平。需要指出的是，在消費性財政支出沖擊的模擬過程中，相對于消費變量的變動幅度，其他變量的波動相對微弱。這意味著消費性政府支出擴張在一定程度上可以扭曲消費者的消費行為，但作用于其他宏觀經(jīng)濟變量時并不顯著。

表5模型參數(shù)的貝葉斯估計結(jié)果

參數(shù)含義先驗分布先驗均值標(biāo)準(zhǔn)差后驗均值置信區(qū)間 γ居民消費習(xí)慣Beta0.80.10.757 1[0.607 5,0.912 2]εc消費跨期替代彈性倒數(shù)Normal3.613.543 4[3.391 9,3.709 3]v居民與政府消費替代彈性Normal0.50.10.465 2[0.318 5,0.6326]φ私人消費占總消費比重Beta0.60.10.540 4[0.396 2,0.673 4]ξ投資調(diào)整成本參數(shù)Gamma1.50.21.518 7[1.365 6,1685 7]ψ資本利用率參數(shù)Normal20.22.055 2[1.905 6,2.200 4]ρ價格粘性參數(shù)Beta0.670.10.516 1[0.443 0,0.590 2]u政府公共資本外部性參數(shù)Normal0.10.10.054 8[0.0418,0.150 3]ρR利率自回歸參數(shù)Beta0.50.10.656 2[0.5244,0.8026]φrπ利率對預(yù)期通脹反應(yīng)系數(shù)Normal1.50.21.535 5[1.384 4,1.706 4]φry利率對當(dāng)期產(chǎn)出反應(yīng)系數(shù)Normal0.50.10.561 9[0.472 5,0.644 2]ρA技術(shù)自回歸系數(shù)Beta0.80.10.566 2[0.397 7,0.733 5]ρIG生產(chǎn)性財政支出自回歸系數(shù)Beta0.70.10.796 8[0.713 1,0.872 9]ρCG消費性財政支出自回歸系數(shù)Beta0.70.10.617 3[0.476 2,0.755 2]ξA技術(shù)沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差I(lǐng)nv-Gamma0.120.0348 [0.023 1,0.048 7]ξIG生產(chǎn)性財政支出沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差I(lǐng)nv-Gamma0.120.095 8[0.081 7,0.108 6]ξCG消費性財政支出沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差I(lǐng)nv-Gamma0.120.050 0[0.042 5,0.057 0]

圖5 消費性財政支出沖擊脈沖響應(yīng)

圖6 生產(chǎn)性財政支出沖擊脈沖響應(yīng)

2.生產(chǎn)性財政支出沖擊

考慮模型將生產(chǎn)性財政支出直接引入中間產(chǎn)品廠商生產(chǎn)函數(shù)的設(shè)定，當(dāng)生產(chǎn)性財政支出擴張后，一方面會直接提升廠商在當(dāng)期的生產(chǎn)效率，促進(jìn)產(chǎn)出上漲；另一方面，生產(chǎn)性財政支出的擴張會直接影響到廠商的生產(chǎn)行為，尤其是對資本和勞動的邊際回報造成沖擊，進(jìn)而會引起模型中其他經(jīng)濟變量的變化以及居民行為調(diào)整。首先，關(guān)注生產(chǎn)性財政支出對居民投資的直接影響，如圖6所示，1單位標(biāo)準(zhǔn)差的生產(chǎn)性財政支出沖擊后，居民投資IP在當(dāng)期呈現(xiàn)明顯的正向反應(yīng)，由于投資調(diào)整成本的存在，居民投資在調(diào)整過程中呈現(xiàn)粘性特征，投資曲線呈駝峰狀反應(yīng)并逐漸收斂至零點。但可以發(fā)現(xiàn)，居民投資IP的波動幅度相對于生產(chǎn)性財政支出IG的波動幅度十分微弱，這意味著生產(chǎn)性財政支出對居民投資的擠入效應(yīng)并不強烈，這與前文SVAR的識別結(jié)論相吻合。其次，生產(chǎn)性財政支出的外部性效應(yīng)使得產(chǎn)出Y上漲的同時也改變了資本與勞動的邊際回報率水平，企業(yè)遵循利潤最大化的目標(biāo)會增加對勞動的需求，所以，勞動曲線N呈現(xiàn)正向反應(yīng)。生產(chǎn)性財政支出的擴張刺激產(chǎn)出上漲，實際上增加了產(chǎn)品市場供給，這意味著市場整體物價水平下降，所以市場通貨膨脹水平π和資本的名義收益率R均負(fù)向反應(yīng)。最后，生產(chǎn)性財政支出沖擊后，居民消費CP、家庭總消費C以及真實工資w在模擬期內(nèi)表現(xiàn)為先負(fù)后正的反應(yīng)特征，但波動幅度明顯弱于其他變量的變化幅度，意味著生產(chǎn)性財政支出對居民行為以及勞動市場的工資水平無顯著性影響。值得注意的是，前文貝葉斯估計廠商的價格粘性參數(shù)ρ為0.516 1，再結(jié)合較高的投資調(diào)整成本參數(shù)ξ為1.158 7，使得模型中存在明顯的價格粘性以及緩慢的投資調(diào)整過程，所以生產(chǎn)性財政支出沖擊后模型各變量的反應(yīng)持續(xù)期較長。

綜合而言，生產(chǎn)性財政支出擴張會對居民投資產(chǎn)生微弱的擠入效果，但從反應(yīng)幅度來看并不顯著，與前文SAVR模型識別的經(jīng)驗事實相一致。通過脈沖響應(yīng)分析可以發(fā)現(xiàn)，生產(chǎn)性財政支出的增加不會對居民消費以及投資行為產(chǎn)生較大的扭曲性影響，經(jīng)由對企業(yè)的正外部性效應(yīng)渠道會刺激總產(chǎn)出的上漲。

四、模型敏感性分析與財政乘數(shù)測算

為檢驗?zāi)Ｐ徒Y(jié)論的穩(wěn)健性，本部分在前文貝葉斯估計的基礎(chǔ)上選取關(guān)鍵參數(shù)進(jìn)行敏感性分析。進(jìn)一步地，結(jié)合脈沖響應(yīng)分析的結(jié)論計算消費性財政支出與生產(chǎn)性財政支出的財政乘數(shù)。

(一)敏感性分析

1.消費性財政支出。本文對消費性財政支出的關(guān)鍵假設(shè)在于將其直接引入居民效用函數(shù)，居民消費與消費性財政支出的替代彈性v是刻畫二者擠入/擠出效應(yīng)的關(guān)鍵所在。在貝葉斯估計值0.465 2的基礎(chǔ)上，將v的取值分別降低至0.35和提升至0.8，驗證模型模擬結(jié)論的敏感性。

圖7 參數(shù)v的敏感性分析

如圖7所示，將居民消費與消費性財政支出的替代彈性參數(shù)v變動后，居民消費和產(chǎn)出的脈沖響應(yīng)也隨之發(fā)生變化。參數(shù)v降低至0.35時，消費性財政支出對居民消費的影響在當(dāng)期仍為擠出效應(yīng)，但降低幅度要大于基準(zhǔn)情況(v=0.465 2)。居民消費的負(fù)向反應(yīng)持續(xù)2期后轉(zhuǎn)為正向反應(yīng)，并且隨后的正向超調(diào)效果明顯增強。相應(yīng)地，產(chǎn)出較基準(zhǔn)情況也有一定程度的提升，當(dāng)居民消費的超調(diào)效應(yīng)最強時產(chǎn)出達(dá)到最大值；當(dāng)參數(shù)v提升至0.8時消費性財政支出對居民消費呈現(xiàn)完全的擠出效應(yīng)且超調(diào)效果消失，模擬期內(nèi)居民消費均為負(fù)向反應(yīng)，此時產(chǎn)出的正向變動幅度明顯低于另外兩種情況。整體上，居民消費與消費性財政支出替代彈性參數(shù)的調(diào)整并不會顯著改變模型的脈沖響應(yīng)結(jié)論，消費性財政支出對居民消費的擠出效應(yīng)以及對產(chǎn)出發(fā)揮正向刺激作用的結(jié)論是穩(wěn)健的。

2.生產(chǎn)性財政支出

本文在中間廠商部門將生產(chǎn)性財政支出直接引入生產(chǎn)函數(shù)，為考察模型結(jié)論的穩(wěn)健性，對衡量生產(chǎn)性財政支出產(chǎn)出外部性效應(yīng)的參數(shù)u進(jìn)行敏感性分析，在估計值0.054 8的基礎(chǔ)上分別變動至0.01和0.1，以分析生產(chǎn)性財政支出沖擊對居民投資以及產(chǎn)出的影響。

圖8 參數(shù)v的敏感性分析

如圖8，對生產(chǎn)性財政支出外部性參數(shù)u進(jìn)行調(diào)整。當(dāng)u降低至0.01時，可見，相對于基準(zhǔn)模型(u=0.054 8)，居民投資IP在沖擊發(fā)生當(dāng)期表現(xiàn)為明顯的負(fù)向反應(yīng)，此后逐漸回升并于第3期開始大于零，此后由于投資調(diào)整成本的存在呈現(xiàn)駝峰狀反應(yīng)，最終收斂至零點，此時產(chǎn)出仍為正向反應(yīng)，但相對基準(zhǔn)模型也有所減弱。當(dāng)u提升至0.1時，居民投資表現(xiàn)為更強的擠入效果，在沖擊當(dāng)期顯著為正，此后呈駝峰狀上漲并逐漸收斂至零點，模擬期內(nèi)的反應(yīng)幅度均高于基準(zhǔn)情況，此時產(chǎn)出也表現(xiàn)出嚴(yán)格的正向反應(yīng)。綜合來看，盡管參數(shù)u變動后居民投資的反應(yīng)有所不同，但整體上結(jié)論仍然穩(wěn)?。簧a(chǎn)性財政支出對總產(chǎn)出發(fā)揮的正向刺激作用較為明顯，但對外部性參數(shù)u的反應(yīng)并不敏感。

(二)財政乘數(shù)測算

為準(zhǔn)確揭示財政支出的結(jié)構(gòu)性擴張對產(chǎn)出的影響，本文基于模型校準(zhǔn)的模擬結(jié)果對我國財政支出乘數(shù)進(jìn)行測算。

1.測算方法

有關(guān)財政乘數(shù)的測算方法學(xué)界有許多不同的觀點，結(jié)合財政支出外生沖擊進(jìn)而測算乘數(shù)的方法主要有如下兩種：Blanchard和Perotti(2002)[28]使用的瞬時乘數(shù)(Instantaneous Multiplier，簡稱IM)；另一種是Leeper等(2010)[29]、Mountford和Uhlig(2009)[30]使用的現(xiàn)值乘數(shù)(Present Value Multiplier，簡稱PVM)，計算公式分別為

瞬時乘數(shù)計算相對較為簡便，能夠捕捉產(chǎn)出對財政支出的動態(tài)響應(yīng)。但由于分母僅考慮當(dāng)期值，所以容易造成對未來預(yù)期物價波動、政府支出變化等因素的忽略，這可能會造成對乘數(shù)測算結(jié)果的偏誤。而現(xiàn)值乘數(shù)能夠彌補上述缺點，但計算相對較為復(fù)雜。

2.測算結(jié)果

結(jié)合模型的脈沖響應(yīng)，本文分別測算了消費性財政支出和生產(chǎn)性財政支出的瞬時乘數(shù)和現(xiàn)值乘數(shù)，計算結(jié)果如表6所示。

如表6所示，消費性財政支出和生產(chǎn)性財政支出的財政乘數(shù)結(jié)論存在一定差異。消費性財政支出乘數(shù)在當(dāng)期為0.087 6，隨著時間推移，瞬時乘數(shù)逐漸減弱而現(xiàn)值乘數(shù)不斷累積增加，在20季度的模擬期內(nèi)最終分別達(dá)到0.003 4和0.649 9。生產(chǎn)性財政支出乘數(shù)在沖擊初期為0.979 4，在模擬期的最終季度瞬時乘數(shù)和現(xiàn)值乘數(shù)分別為0.090 3和1.420 9。

綜合比較乘數(shù)測算結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)如下事實：首先，政府財政支出擴張后，無論是消費性財政支出還是生產(chǎn)性財政支出，在短期內(nèi)乘數(shù)均小于1。這意味著政策當(dāng)局進(jìn)行1單位財政擴張在當(dāng)期帶來對應(yīng)的產(chǎn)出上漲小于1單位；其次，消費性財政支出和生產(chǎn)性財政支出擴張的長期效果存在差異，作為衡量長期政策效果的標(biāo)準(zhǔn)，二者的現(xiàn)值乘數(shù)最終分別為0.649 9和1.420 9，即消費性財政支出長期乘數(shù)效果小于1，而生產(chǎn)性財政支出則大于1。這表明，當(dāng)政府不考慮對居民行為的扭曲以及其他經(jīng)濟變量，單獨追求財政擴張以刺激產(chǎn)出上漲的政策效果時，生產(chǎn)性財政支出相對于消費性財政支出在長期更有效率。

表6財政乘數(shù)測算結(jié)果

財政支出Quarter 1Quarter4Quarter8Quarter12Quarter 16Quarter 20消費性財政支出IM0.08760.305 00.053 40.027 20.011 50.003 4PVM0.08760.474 90.589 30.624 30.643 70.649 9生產(chǎn)性財政支出IM0.979 40.677 90.366 80.194 60.122 90.090 3PVM0.979 41.106 91.243 41.319 31.374 91.420 9

五、結(jié)論與政策建議

基于我國財政支出擴張過程中的結(jié)構(gòu)性特征，本文將研究視角集中于消費性財政支出和生產(chǎn)性財政支出的差異性政策效果，運用結(jié)構(gòu)向量自回歸以及動態(tài)隨機一般均衡模型的分析方法，得到以下主要結(jié)論：一是通過構(gòu)建融入消費性財政支出與生產(chǎn)性財政支出外部性效應(yīng)的NK-DSGE模型模擬分析發(fā)現(xiàn)，消費性政府支出會對居民消費起到擠出效應(yīng)，但整體上會提升居民總效用水平，而生產(chǎn)性財政支出對企業(yè)會產(chǎn)生明顯的正外部性效應(yīng)，能夠提升產(chǎn)出水平，但對居民投資的擠入效應(yīng)并不顯著，總體上與通過SVAR模型識別的經(jīng)驗事實結(jié)論相一致；二是財政乘數(shù)測算結(jié)果表明，短期內(nèi)，生產(chǎn)性和消費性財政支出乘數(shù)均小于1，即政策當(dāng)局進(jìn)行1單位財政擴張在當(dāng)期帶來的產(chǎn)出上漲小于1單位；在長期不同類型的財政支出擴張所產(chǎn)生的政策效果差異顯著，生產(chǎn)性財政支出乘數(shù)大于1(1.420 9)，而消費性財政支出乘數(shù)小于1(0.649 9)，這意味著在刺激產(chǎn)出方面生產(chǎn)性財政支出相對于消費性財政支出在長期更有效率。通過分析發(fā)現(xiàn)，消費性財政支出和生產(chǎn)性財政支出的外部效應(yīng)和傳導(dǎo)機制存在明顯差異，對企業(yè)生產(chǎn)、居民消費和政策效果會產(chǎn)生不同影響，這為我國未來財政支出的結(jié)構(gòu)性優(yōu)化調(diào)整提供了啟示。

首先，“大水漫灌式”的財政政策并不可取，應(yīng)注意支出擴張政策中的結(jié)構(gòu)性問題，充分考量不同性質(zhì)財政支出的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)。政府的消費性財政支出并不能起到明顯的刺激經(jīng)濟作用，甚至可能會擠出居民消費，應(yīng)將消費性支出集中于提供高質(zhì)量公共服務(wù)，以提升居民效用；而加大公共投資、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)投入的生產(chǎn)性支出擴張，能夠通過公共資本積累提高企業(yè)的生產(chǎn)效率，從供給側(cè)拉動經(jīng)濟并對產(chǎn)出產(chǎn)生較為持久的政策效果。

其次，對宏觀經(jīng)濟進(jìn)行逆周期調(diào)控刺激時應(yīng)注意提升財政資金使用效率。在支出規(guī)模受限制的情況下，充分發(fā)揮生產(chǎn)性財政支出在企業(yè)生產(chǎn)中的正外部性作用，集中用于改善民生、提供基本公共服務(wù)、促進(jìn)居民收入提升等方面；但同時，我們也必須清醒地意識到，公共投資規(guī)模的擴張可能會帶來投資效率下降、政府杠桿率過高等不良影響，政府有必要準(zhǔn)確把握財政支出門檻以保證財政資金使用效率。

最后，本文通過財政乘數(shù)測算為財政資金的配置提供了指示路徑。從財政資金跨時配置所產(chǎn)生經(jīng)濟效應(yīng)來看，短期財政支出對經(jīng)濟改善并不明顯，明確政府中長期財政支出責(zé)任具有一定必要性和合理性；同時，生產(chǎn)性財政支出的長期乘數(shù)大于1，這說明生產(chǎn)性財政支出政策更適合作為政府支出調(diào)控經(jīng)濟的長期手段。因此，政府在政策制定與執(zhí)行時，需充分考量當(dāng)期經(jīng)濟環(huán)境，以優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，合理配置財政資源。