中國家庭債務(wù)與財(cái)政支出效應(yīng)
——基于異質(zhì)性家庭的DSGE模型分析

劉 輝 郭新華 劉子蘭

(1.湖南師范大學(xué)，湖南 長沙 410087； 2.湘潭大學(xué)，湖南 湘潭411105)

一、引言

財(cái)政政策作為國家宏觀調(diào)控的重要工具，其政策效果向來是經(jīng)濟(jì)學(xué)家和政策制定者關(guān)注的焦點(diǎn)。當(dāng)前中國經(jīng)濟(jì)正處于新舊動能轉(zhuǎn)換和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的關(guān)鍵時(shí)期，經(jīng)濟(jì)增速持續(xù)放緩，經(jīng)濟(jì)新常態(tài)給宏觀調(diào)控提出了新的挑戰(zhàn)，對財(cái)稅政策的靈活性和針對性提出了更高的要求。從已有的經(jīng)驗(yàn)來看，單純依賴大規(guī)模的政府支出擴(kuò)張推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展的效果存疑，反而有可能陷入“經(jīng)濟(jì)增長放緩—政府大規(guī)模投資—經(jīng)濟(jì)再次下滑—政府再次大規(guī)模投資”的惡性循環(huán)之中。積極財(cái)政政策的實(shí)施面臨著兩大困境：一方面，長期依靠政府投資拉動經(jīng)濟(jì)增長導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性失衡進(jìn)一步惡化；另一方面，積極財(cái)政政策在刺激有效需求和恢復(fù)經(jīng)濟(jì)自主增長能力方面未見明顯成效(呂煒 等，2009)。旨在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇或刺激經(jīng)濟(jì)增長的大規(guī)模擴(kuò)張性財(cái)政支出計(jì)劃收效甚微，并沒有產(chǎn)生決策者預(yù)期的經(jīng)濟(jì)繁榮局面，甚至還出現(xiàn)了更加嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)下挫，雄心勃勃的財(cái)政刺激計(jì)劃目標(biāo)與較為慘淡的實(shí)施效果之間存在著巨大反差。針對此，2018年12月21日的中央經(jīng)濟(jì)工作會議指出，應(yīng)繼續(xù)實(shí)施積極的財(cái)政政策和穩(wěn)健的貨幣政策，并實(shí)施更大規(guī)模的減稅降費(fèi)。這意味著積極的財(cái)政政策基調(diào)不會變，且大規(guī)模的減稅政策將成為重要的財(cái)稅工具。因此，目前迫切需要學(xué)術(shù)界對積極財(cái)政政策和減稅降費(fèi)的有效性及其影響機(jī)理問題做出深刻的解答。

另一個顯著的事實(shí)是，自1997年放開家庭消費(fèi)信貸以來，中國家庭債務(wù)經(jīng)歷了一個十分迅速的增長過程，2018年正規(guī)金融市場上的家庭消費(fèi)信貸總量已經(jīng)超過37萬億元人民幣，占GDP的比重已經(jīng)超過40%，而隨著互聯(lián)網(wǎng)金融的迅猛發(fā)展，非正規(guī)金融市場上的借貸行為愈發(fā)活躍，家庭債務(wù)仍存在較大的增長空間，家庭債務(wù)在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中所起的作用日益突出(1)數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行和國家統(tǒng)計(jì)局。消費(fèi)信貸包括家庭的短期以及中長期消費(fèi)性貸款,目前中國家庭消費(fèi)信貸以住房抵押貸款為主。家庭債務(wù)則是一個更加寬泛的概念，不僅包括了家庭消費(fèi)信貸，還包括了家庭的經(jīng)營性貸款和教育負(fù)債等。由于非正規(guī)金融市場上家庭債務(wù)數(shù)據(jù)缺乏，本文以正規(guī)金融市場上的消費(fèi)信貸數(shù)據(jù)作為中國家庭債務(wù)數(shù)據(jù)。。但是，在目前有關(guān)財(cái)政政策的研究中，家庭債務(wù)的存在常常不被重視甚至被忽略，僅有Andres et al.(2015)、Eggertsson et al.(2012)等少數(shù)文獻(xiàn)開始關(guān)注到家庭債務(wù)對財(cái)政支出效應(yīng)的影響。Gechert et al.(2013)更是指出，忽略資本市場和信貸市場的走勢會使得財(cái)政支出乘數(shù)估計(jì)存在偏差。為了考察家庭債務(wù)對財(cái)政支出效應(yīng)的影響和不同財(cái)稅工具的效應(yīng)差異，本文通過構(gòu)建一個包含家庭債務(wù)和內(nèi)生財(cái)政規(guī)則的DSGE模型，試圖解釋兩個問題：一是，考察納入家庭債務(wù)后的政府消費(fèi)性支出和投資性支出沖擊的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)變動及其內(nèi)在機(jī)理；二是，比較分析政府支出擴(kuò)張和減稅這兩種財(cái)稅工具的政策效應(yīng)差異，為政府的財(cái)稅工具選擇提供借鑒。

二、文獻(xiàn)綜述

已有研究表明，家庭債務(wù)的存在會在一定程度上影響金融市場、房地產(chǎn)市場和勞動力市場中各宏觀經(jīng)濟(jì)變量波動的方向和強(qiáng)度。Kiyotaki et al. (1997)通過構(gòu)建一個包含借出企業(yè)和借入企業(yè)的動態(tài)一般均衡模型，考察信貸約束在宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊傳導(dǎo)中所起的重要作用。Campbell et al.(2005)通過構(gòu)建一個包含借貸家庭的一般均衡模型模型考察家庭債務(wù)對宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的影響，結(jié)果表明信貸約束的放松能夠在很大程度上解釋工資、產(chǎn)出和住房等耐用品消費(fèi)的波動。Iacoviello(2005)發(fā)現(xiàn)抵押效應(yīng)的存在會使家庭資產(chǎn)的暫時(shí)性變動被家庭債務(wù)同向變動所強(qiáng)化，家庭資產(chǎn)變動會對消費(fèi)產(chǎn)生更為顯著影響。

有關(guān)財(cái)政支出效應(yīng)的實(shí)證文獻(xiàn)十分豐富，但是結(jié)論各異。Blanchard et al. (2002)通過VAR方法估計(jì)了美國的財(cái)政政策效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)當(dāng)面臨正向的財(cái)政支出沖擊時(shí)，產(chǎn)出和消費(fèi)會有所上升。這種觀點(diǎn)得到了很多研究的支持(Fatas et al.，2001；Burnside et al.，2004)。但是，Ramey(2011)認(rèn)為VAR方法假定政府支出是前定變量，從而丟失了最為重要的政策預(yù)期信息，忽略了理性預(yù)期的存在對政府支出效應(yīng)的影響，因此其采用事件分析的方法對美國1939—2008年的政府支出乘數(shù)進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果表明考慮了預(yù)期效應(yīng)的政府支出乘數(shù)介于0.6～1.2之間。國內(nèi)在財(cái)政支出效應(yīng)方面也做出了有益的探索，如董直慶等(2007)認(rèn)為正向的財(cái)政支出沖擊能夠增加產(chǎn)出。當(dāng)然，也有文獻(xiàn)認(rèn)為財(cái)政政策存在著非凱恩斯效應(yīng)。Hemming et al.(2002)認(rèn)為，適當(dāng)?shù)呢?cái)政緊縮對于產(chǎn)出、私人消費(fèi)和投資有著擴(kuò)張作用。申琳等(2007)發(fā)現(xiàn)中國的政府支出與居民消費(fèi)之間存在長期替代關(guān)系。但是，Ilzetzki et al.(2013)則認(rèn)為財(cái)政支出乘數(shù)會因國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、所處經(jīng)濟(jì)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)周期而異，不能一概而論。針對有關(guān)財(cái)政支出乘數(shù)的爭論，Leeper et al.(2015)構(gòu)建了包含貨幣的DSGE模型，對不同貨幣政策和財(cái)政政策組合下的美國財(cái)政支出乘數(shù)進(jìn)行定量分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)短期的政府支出乘數(shù)均值為1.4，但從長期來看，在穩(wěn)健貨幣政策與積極財(cái)政政策組合下的財(cái)政支出乘數(shù)為1.9，而在積極貨幣政策與穩(wěn)健財(cái)政政策組合下則僅為0.7。

基于實(shí)證分析的財(cái)政支出效應(yīng)文獻(xiàn)為正確地認(rèn)識和理解財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的影響提供了非常重要的參考，但是這些研究十分依賴于對財(cái)政支出沖擊的識別，難以從理論上對財(cái)政支出的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行解釋，還會受到“盧卡斯批判”的困擾。為此，能夠?qū)⑽⒂^和宏觀經(jīng)濟(jì)理論相結(jié)合的DSGE模型開始進(jìn)入人們的視野，它能有效地避免“盧卡斯批判”。但基于DSGE模型的財(cái)政支出乘數(shù)估計(jì)也存在差異，一方面是因?yàn)閷?jīng)濟(jì)主體偏好的設(shè)定存在區(qū)別，參數(shù)估計(jì)的方法也存在爭議，另一方面則是由于財(cái)政規(guī)則的設(shè)定存在差異(張佐敏，2013)。早期的RBC模型或DSGE模型通常假定家庭是具有完全理性預(yù)期的李嘉圖式家庭，由于李嘉圖等價(jià)問題的存在，其獲得的財(cái)政支出乘數(shù)與大量的實(shí)證分析結(jié)果存在出入(Baxter et al.，1993；Burnside et al.，2004)。針對此問題，許多研究開始在DSGE模型中引入非李嘉圖的異質(zhì)性家庭，如Gali et al. (2007)在模型中引入非李嘉圖式消費(fèi)者(rule-of-thumb consumer)，獲得了與實(shí)證結(jié)果相一致的財(cái)政支出乘數(shù)。王文甫(2010)通過引入流動性約束家庭，發(fā)現(xiàn)正向的政府支出沖擊對居民消費(fèi)存在正效用。Roeger(2009)構(gòu)建了一個包含李嘉圖式家庭、信貸約束家庭和流動性約束家庭的DSGE模型，發(fā)現(xiàn)信貸約束家庭的存在會提高居民邊際消費(fèi)傾向。 Eggertsson et al.(2012)發(fā)現(xiàn)家庭債務(wù)和借貸家庭的存在會使得財(cái)政支出乘數(shù)上升，從而提高財(cái)政政策效率。Andres et al.(2015)將家庭設(shè)定為有耐心的借出家庭和無耐心的借入家庭，模擬結(jié)果表明財(cái)政沖擊所導(dǎo)致的通貨膨脹會降低負(fù)債家庭的債務(wù)負(fù)擔(dān)，從而使得財(cái)政支出乘數(shù)會大于1，而當(dāng)信貸約束趨緊時(shí)，財(cái)政支出乘數(shù)會下降。伍再華等(2017)基于中國2005—2015 年的季度數(shù)據(jù)，構(gòu)建一個包含家庭借貸約束和勞動市場摩擦的動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型,發(fā)現(xiàn)家庭借貸行為對政府支出沖擊的動態(tài)效應(yīng)具有重要影響，忽視家庭借貸行為會導(dǎo)致政府支出乘數(shù)的絕對值偏小，但不會改變乘數(shù)方向。綜合目前有關(guān)家庭債務(wù)與財(cái)政支出效應(yīng)的文獻(xiàn)來看，大多認(rèn)為家庭債務(wù)的存在是影響財(cái)政支出乘數(shù)的重要因素，且納入家庭債務(wù)后財(cái)政支出乘數(shù)往往都會有所上升。

雖然金融危機(jī)以來多國政府通過財(cái)政刺激政策促進(jìn)了全球經(jīng)濟(jì)的緩慢回升，但在財(cái)政工具的選擇上仍存在分歧，爭論的焦點(diǎn)主要在于增加財(cái)政支出或者減少稅收的選擇上。Gali et al.(2007)和Hall(2009)均認(rèn)為應(yīng)通過財(cái)政支出擴(kuò)張來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇。另外一些研究則更傾向于稅收工具的運(yùn)用。Mountford et al.(2009)發(fā)現(xiàn)通過降低稅收所產(chǎn)生的乘數(shù)效應(yīng)要遠(yuǎn)大于政府支出擴(kuò)張。嚴(yán)成樑等(2012)也發(fā)現(xiàn)，適當(dāng)?shù)亟档投惵屎驼杖?，可以提升?jīng)濟(jì)增長率和社會福利；通過考慮了李嘉圖和非李嘉圖家庭的DSGE模型模擬，發(fā)現(xiàn)減稅效應(yīng)相對優(yōu)于支出擴(kuò)張效應(yīng)，強(qiáng)調(diào)在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下應(yīng)以結(jié)構(gòu)性減稅作為重要的政策取向。關(guān)于稅收對家庭經(jīng)濟(jì)行為的影響，Cloyne et al. (2017)發(fā)現(xiàn)有抵押貸款的家庭消費(fèi)對個人所得稅變化反應(yīng)更為強(qiáng)烈。聶海峰等(2013)、王劍鋒(2004)等認(rèn)為，由于中國中低收入居民的流轉(zhuǎn)稅負(fù)水平較高，弱化了個人所得稅超額累進(jìn)稅率的收入調(diào)節(jié)作用，使得收入差距擴(kuò)大。雖然有一些文獻(xiàn)分析了減稅所能帶來的長期政策效果和社會福利影響，并就稅收變動對家庭消費(fèi)和收入分配等的影響進(jìn)行了論述，但目前還缺乏基于DSGE框架對稅收減免政策的長期經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行分析的成果。

從已有研究來看，鮮有探討家庭債務(wù)對財(cái)政支出乘數(shù)的影響，且實(shí)證研究結(jié)論與標(biāo)準(zhǔn)的DSGE模型的理論分析結(jié)果并不一致。雖然Gali et al.(2007)、王文甫(2010)等通過將無法獲得跨期替代的流動性約束家庭引入DSGE模型中而獲得了與實(shí)證研究相一致的結(jié)論，但這些流動性約束家庭不能參與金融市場，其消費(fèi)也僅是簡單地等于可支配收入，此假設(shè)與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)存在偏差。事實(shí)上，很多家庭都是金融市場的參與者。根據(jù)中國家庭金融調(diào)查(CHFS)2011年的調(diào)查數(shù)據(jù)，中國約有40%的家庭存在負(fù)債，且隨著消費(fèi)信貸市場的發(fā)展這一比重仍有不斷上升的趨勢(甘犁 等，2013；楊文珂 等，2018)。存在家庭債務(wù)的家庭能夠獲得一定程度的跨期替代，其經(jīng)濟(jì)行為與李嘉圖式家庭或流動性約束家庭存在著明顯差異，這表明基于李嘉圖或流動性約束框架來分析中國的宏觀經(jīng)濟(jì)政策效應(yīng)并不恰當(dāng)，在財(cái)政政策效應(yīng)的分析中應(yīng)著重考慮家庭債務(wù)和信貸約束家庭的存在所引起的政策效應(yīng)差異。

本文試圖構(gòu)建一個包含家庭債務(wù)和內(nèi)生財(cái)政規(guī)則的DSGE模型，考察納入家庭債務(wù)后的財(cái)政支出效應(yīng)與不同財(cái)稅工具的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。本文可能的貢獻(xiàn)在于：

(1)已有文獻(xiàn)通常假定家庭為李嘉圖式或流動性約束家庭，這與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)存在偏差，因此本文假設(shè)經(jīng)濟(jì)體中存在借出家庭和借入家庭等兩類消費(fèi)者，借入家庭通過住房抵押能夠獲得一定程度的跨期替代。此假設(shè)與中國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)更加貼近，有助于更好地模擬財(cái)政支出沖擊對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的真實(shí)影響。

(2)由于忽略財(cái)政支出規(guī)則的內(nèi)生性將會導(dǎo)致財(cái)政支出乘數(shù)估計(jì)的嚴(yán)重偏誤，所以本文引入了內(nèi)生的財(cái)政支出規(guī)則，將財(cái)政支出劃分為消費(fèi)性支出和投資性支出，并假設(shè)投資性支出具有外部性，分別探討不同類型的財(cái)政支出對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)運(yùn)行的影響。

(3)已有文獻(xiàn)為了分析的簡便，通常將稅收設(shè)定為總量稅，無法分析結(jié)構(gòu)性減稅對消費(fèi)和經(jīng)濟(jì)增長的影響，為此，本文將政府稅收細(xì)分為收入稅和一次性稅收，并設(shè)定了內(nèi)生的稅收規(guī)則，分析結(jié)構(gòu)性減稅對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的影響，并與增加財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行比較。

三、理論模型

本文構(gòu)建的DSGE模型中存在借出和借入家庭兩類代表性家庭，其偏好存在差異，借出家庭是資本的擁有者和資金的借出者，借入家庭則是資金的借入者，借入家庭通過住房抵押能夠獲得一定程度的跨期替代。本文的模型可溯源至Kiyotaki et al. (1997)、Krusell et al.(1998)以及Iacoviello(2005)等的研究。Kiyotaki et al.(1997)通過構(gòu)建一個包含借出企業(yè)和借入企業(yè)的動態(tài)一般均衡模型，考察信貸約束在宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊傳導(dǎo)中所起的重要作用。Krusell et al.(1998)所構(gòu)建的KS模型則認(rèn)為由于收入沖擊不確定性的存在，家庭具有異質(zhì)性偏好，KS模型是有關(guān)異質(zhì)性家庭主體設(shè)定的經(jīng)典理論模型。在此基礎(chǔ)上，Iacoviello(2005)構(gòu)建了一個包含受信貸約束和無信貸約束家庭的DSGE模型用于分析貨幣政策對房價(jià)的影響，進(jìn)一步拓展了KS模型。與KS模型和Iacoviello(2005)的研究不同的是，本文在異質(zhì)性家庭假設(shè)的基礎(chǔ)上引入了財(cái)政當(dāng)局、內(nèi)生財(cái)政支出規(guī)則與稅收規(guī)則，是對已有研究的拓展和豐富。

(一)家庭部門

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在借出家庭和面臨借貸約束的借入家庭兩類可無限存活的代表性家庭，所占比例分別為1-λ和λ，并分別標(biāo)記為l和b(2)限于篇幅和研究主題，參考Andres et al.(2015)的研究，本文通過引入借入家庭及其所占比例來考察家庭債務(wù)對財(cái)政支出效應(yīng)的影響，而沒有使用家庭債務(wù)占總產(chǎn)出的比例來探討家庭債務(wù)總量變動對財(cái)政支出效應(yīng)的影響及其機(jī)制，而這將是未來本文研究的重要拓展方向。。

1.借出家庭的最優(yōu)化行為

(1)

(2)

(3)

通過對約束條件和目標(biāo)函數(shù)求解可得到借出家庭最優(yōu)化問題的一階條件：

(4)

(5)

(6)

(7)

(8)

式(4)表示家庭消費(fèi)的歐拉方程；式(5)和式(6)分別表示有關(guān)勞動供給和住房需求的一階條件；式(7)表示資本調(diào)整成本與消費(fèi)之間的關(guān)系，Qt為托賓q，表示一單位實(shí)物資產(chǎn)的價(jià)格；式(8)為資本配置的一階條件。

2.借入家庭的最優(yōu)化行為

設(shè)借入家庭的貼現(xiàn)因子為βb，由于其缺乏耐心，從而βb<βl。借入家庭同借出家庭的效用函數(shù)形式相同，表示如下：

(9)

借入家庭不擁有資本，也不進(jìn)行投資，但其擁有房產(chǎn)，并可通過房產(chǎn)來獲得一定的借貸，借貸的數(shù)額取決于其所擁有房產(chǎn)的預(yù)期價(jià)值。借入家庭所面臨的預(yù)算約束和抵押限制如下：

(10)

(11)

其中，m表示借入家庭進(jìn)行借貸時(shí)的貸款價(jià)值比。

同樣，求解可得到借入家庭的一階條件：

(12)

(13)

(14)

(二)生產(chǎn)廠商

1．最終產(chǎn)品廠商的最優(yōu)化行為

(15)

其中，參數(shù)εp>1為中間產(chǎn)品之間的替代彈性。最終產(chǎn)品廠商的最優(yōu)化問題為：

(16)

求解以上最優(yōu)化問題即可得到最終產(chǎn)品廠商對中間產(chǎn)品的需求函數(shù)和最終產(chǎn)品價(jià)格：

(17)

2．中間產(chǎn)品廠商的最優(yōu)化行為

考慮到中國政府有側(cè)重于生產(chǎn)性財(cái)政支出政策偏好，政府公共投資支出具有正外部性，可以看作私人生產(chǎn)部門在生產(chǎn)過程中的投入要素。因此，參考王國靜等(2014)、饒曉輝等(2014)等的設(shè)定，本文假定中間產(chǎn)品廠商的生產(chǎn)服從于以下的柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)：

(18)

GKt+1=(1-σgk)GKt+GIt

(19)

由中間產(chǎn)品廠商的成本最小化，可得到最優(yōu)的資本勞動投入關(guān)系以及邊際成本：

(20)

(21)

假設(shè)中間產(chǎn)品生產(chǎn)廠商的價(jià)格存在粘性，中間廠商根據(jù)Calvo(1983)提出的價(jià)格調(diào)整方式來調(diào)整價(jià)格，假設(shè)每一期單個企業(yè)調(diào)整產(chǎn)品價(jià)格的概率為1-ω，從而每期有1-ω比例的中間產(chǎn)品廠商會對價(jià)格水平進(jìn)行調(diào)整，ω比例的企業(yè)的價(jià)格水平保持不變。從而中間產(chǎn)品廠商的經(jīng)濟(jì)最優(yōu)化問題為：

(22)

(三)財(cái)政當(dāng)局

財(cái)政當(dāng)局通過發(fā)行債券和征稅獲得財(cái)政收入，支出則主要包括償還到期債券和財(cái)政支出，財(cái)政支出包括投資性支出和消費(fèi)性支出，政府的預(yù)算約束為：

(23)

等式左邊表示政府部門的收入，右邊表示支出。其中，Bt表示政府新增債券額，GCt表示政府消費(fèi)性支出，GIt表示政府投資性支出，TRt表示政府對家庭的一次性稅收和轉(zhuǎn)移支付凈值。

王國靜等(2014)認(rèn)為，忽略財(cái)政政策中的自動調(diào)節(jié)規(guī)則，將會導(dǎo)致對財(cái)政支出乘數(shù)估計(jì)嚴(yán)重偏誤。本文對財(cái)政支出規(guī)則進(jìn)行了內(nèi)生假定，即財(cái)政支出的變動會對產(chǎn)出和政府債務(wù)的變動產(chǎn)生反應(yīng)。參考王國靜等(2014)的設(shè)定，本文將財(cái)政支出規(guī)則設(shè)定如下：

(24)

同樣，參考Leeper et al.(2010)、王國靜等(2014)的設(shè)定，本文假定財(cái)政當(dāng)局對稅率的調(diào)整也是關(guān)于產(chǎn)出和政府債務(wù)的內(nèi)生反應(yīng)函數(shù)，政府稅收會根據(jù)產(chǎn)出和政府債務(wù)的變動進(jìn)行動態(tài)調(diào)整，當(dāng)產(chǎn)出或者政府債務(wù)增加時(shí)，一次性稅收和收入稅率都會有所提高；反之，亦然。該設(shè)定刻畫的是稅收政策的自動穩(wěn)定器功能，以反映稅收政策調(diào)控政府債務(wù)和產(chǎn)出缺口，維持經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定的政策目標(biāo)(4)雖然郭長林等(2013)認(rèn)為中國稅收實(shí)踐中以比例稅率為主，稅制累進(jìn)性較弱，從而使得稅收政策的自動穩(wěn)定器功能偏弱，但其設(shè)定的稅收規(guī)則仍是與政府債務(wù)水平的變動是相關(guān)聯(lián)的，而在目前國內(nèi)有關(guān)財(cái)政政策的DSGE文獻(xiàn)中稅收政策自動穩(wěn)定器功能設(shè)定仍然是較為常見的做法(張佐敏，2013；王國靜 等，2014；卞志村 等，2016)。。具體如下：

(25)

(四)貨幣當(dāng)局

參考王君斌等(2013)、卞志村等(2016)、劉金全等(2017)等的設(shè)定，本文假設(shè)貨幣當(dāng)局采用具有前瞻性的泰勒規(guī)則，在保持利率穩(wěn)定的基礎(chǔ)上會根據(jù)產(chǎn)出和通脹變動對利率進(jìn)行調(diào)整，表達(dá)式如下：

(26)

(五)市場出清

本文假定經(jīng)濟(jì)體中借入家庭所占的比例為λ，借出家庭所占的比例為1-λ。總的住房存量為1，則要素市場和產(chǎn)品市場存在以下出清條件：

(27)

(28)

(29)

(30)

Yt=Ct+It+GCt+GIt

(31)

(六)外生沖擊

(32)

對于線性形式的財(cái)政政策沖擊，本文假設(shè)其服從于以下的沖擊過程：

(33)

基于上述經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的一階條件，即得到模型的動態(tài)系統(tǒng)。在穩(wěn)態(tài)值附近進(jìn)行對數(shù)線性化后，最后獲得了一個由25個內(nèi)生變量和7個外生沖擊所組成的DSGE模型分析框架(5)限于篇幅，本文未給出對數(shù)線性化和穩(wěn)態(tài)值的詳細(xì)推導(dǎo)過程，有興趣的讀者可聯(lián)系作者獲取。。

四、參數(shù)校準(zhǔn)與貝葉斯估計(jì)

(一)數(shù)據(jù)選擇及處理

本文設(shè)定的DSGE模型中包含了7個外生沖擊，考慮到數(shù)據(jù)的可得性，且為了避免模型估計(jì)的奇異性問題，本文擬選用居民消費(fèi)、總產(chǎn)出、政府消費(fèi)性支出、政府投資性支出、通貨膨脹率、工資、房價(jià)等7個內(nèi)生變量作為可觀測變量。其中，居民消費(fèi)選用季度社會消費(fèi)品零售總額數(shù)據(jù)；總產(chǎn)出選用季度GDP數(shù)據(jù)；參考王國靜等(2014)、王立勇等(2018)等的做法，本文用固定資產(chǎn)投資資金來源中國家預(yù)算內(nèi)資金作為政府投資性支出，消費(fèi)性支出則由總的公共財(cái)政支出減去投資性支出后獲得；通貨膨脹率數(shù)據(jù)選用月度環(huán)比CPI數(shù)據(jù)計(jì)算得到季度環(huán)比CPI；采用城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員工資總額除以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員季末數(shù)據(jù)，得到平均工資水平。由于目前缺乏權(quán)威的房價(jià)季度數(shù)據(jù)，本文采用商品房銷售額除以商品房銷售面積作為房價(jià)的代理指標(biāo)。樣本區(qū)間為1997年第一季度至2017年第四季度。本文首先通過中經(jīng)網(wǎng)提供的月度環(huán)比CPI數(shù)據(jù)計(jì)算出季度CPI指數(shù)，并以1997年第一季度作為基期，通過定基CPI將其他6個名義經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為實(shí)際值。隨后本文采用Census X12方法對所有的實(shí)際數(shù)據(jù)和CPI數(shù)據(jù)進(jìn)行了季節(jié)性調(diào)整，并對序列數(shù)據(jù)取自然對數(shù)，再通過BP濾波進(jìn)行去趨勢處理，從而獲得參數(shù)估計(jì)所需的時(shí)間序列。最后，通過Dynare 4.4.3工具包將波動序列代入到經(jīng)對數(shù)線性化后的DSGE模型中，在MATLAB R2012b環(huán)境中進(jìn)行MCMC模擬和貝葉斯估計(jì)。

(二)參數(shù)校準(zhǔn)與貝葉斯估計(jì)

1．參數(shù)校準(zhǔn)

首先，對于借出家庭的貼現(xiàn)因子βl和借入家庭的貼現(xiàn)因子βb，參考Iacoviello (2005)的設(shè)定結(jié)果，分別設(shè)定為0.99和0.95。家庭持有房產(chǎn)的效應(yīng)權(quán)重j，根據(jù)李巍等(2011)的計(jì)算結(jié)果，校準(zhǔn)為0.02。對于借入家庭在全部家庭中所占的比例λ，根據(jù)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查2011年度的調(diào)查數(shù)據(jù)(甘犁 等，2013)，負(fù)債家庭的比例為38.22%，故本文取值為0.40。對于借貸家庭的貸款價(jià)值比參數(shù)m，鄭忠華等(2015)設(shè)定為0.70，即房貸首付比例為30%，因而本文也取值為0.70。

表1 校準(zhǔn)的參數(shù)值

其次，在廠商的生產(chǎn)函數(shù)中，對于資本產(chǎn)出彈性α，Chow et al.(2002)根據(jù)中國的實(shí)際數(shù)據(jù)得到的估計(jì)值為0.55，張軍(2002)的估計(jì)結(jié)果則為0.50，本文參考張杰等(2018)的作法進(jìn)行了校準(zhǔn)，根據(jù)1997—2017年的名義GDP、固定資產(chǎn)投資額及就業(yè)人員數(shù)據(jù)，在通過價(jià)格指數(shù)將名義GDP和投資額轉(zhuǎn)化為實(shí)際值后，再經(jīng)過HP濾波調(diào)整后進(jìn)行線性回歸得到資本產(chǎn)出彈性參數(shù)值為0.60，與已有文獻(xiàn)較為接近。關(guān)于價(jià)格粘性參數(shù)ω，參考許志偉等(2011)的設(shè)定，本文將ω取值為0.75，即整個經(jīng)濟(jì)體大約需要一年的時(shí)間對價(jià)格做出調(diào)整。對于私人資本折舊率σ，本文參照王文甫(2010)的做法，季度折舊率σ取值為0.025，即年折舊率為0.10。關(guān)于中間產(chǎn)品的替代彈性ξp，陳昆亭等(2006)取值為10.00，簡志宏等(2011)、Andres et al.(2015)則取值為6.00，故本文亦設(shè)定為6.00，即價(jià)格加成為1.20。

關(guān)于貨幣當(dāng)局的政策參數(shù)，根據(jù)楚爾鳴等(2014)的估計(jì)結(jié)果，取ζπ=1.40，ζy=0.65。此外，根據(jù)1997年1季度至2017年第四季度的財(cái)政支出與GDP數(shù)據(jù)的均值，本文對政府投資性支出占GDP的穩(wěn)態(tài)比值GIY進(jìn)行了校準(zhǔn),所得結(jié)果為0.03，穩(wěn)態(tài)時(shí)消費(fèi)性財(cái)政支出占GDP的比值GCY為0.17，居民消費(fèi)占GDP的比值CY為0.33,政府債券占GDP的比值BY為0.16。關(guān)于穩(wěn)態(tài)時(shí)收入稅率大小，參照王國靜等(2014)的設(shè)定，本文取值為0.14。表1給出了校準(zhǔn)的參數(shù)值及取值依據(jù)。

2． 參數(shù)的先驗(yàn)分布與貝葉斯估計(jì)結(jié)果

模型中的其他參數(shù)值將通過貝葉斯估計(jì)的方法獲得。

表2 參數(shù)先驗(yàn)分布與貝葉斯估計(jì)結(jié)果

關(guān)于參數(shù)的先驗(yàn)分布，參考王國靜等(2014)的做法，假定勞動力供給彈性的倒數(shù)η服從均值為2、標(biāo)準(zhǔn)差為0.5的正態(tài)分布，投資調(diào)整成本κ則服從均值為4，標(biāo)準(zhǔn)差為1.5的Gamma分布。參考劉斌(2008)、Smets et al.(2003)、簡志宏等(2011)等的參數(shù)先驗(yàn)分布設(shè)定形態(tài)，本文假定公共資本的產(chǎn)出彈性服從于均值為0.03，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1的InvGamma分布，7個外生沖擊的持續(xù)性參數(shù)服從均值為0.85、標(biāo)準(zhǔn)差為0.1的beta分布；外生沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差服從均值0.1、自由度為2的InvGamma分布。財(cái)政政策的反應(yīng)系數(shù)ζi和γi其中i={GC,GI,TR,τ，參考王國靜等(2014)的設(shè)定，本文假定這些參數(shù)均服從于均值為0.4，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2的Gamma分布。在給定參數(shù)的先驗(yàn)分布形態(tài)后，在MATLAB環(huán)境中運(yùn)用Dynare 4.4.3工具箱和MH算法進(jìn)行200000次模擬抽樣并丟掉前100000次抽樣后即可獲得參數(shù)的后驗(yàn)分布均值及后驗(yàn)置信區(qū)間。表2給出了參數(shù)的先驗(yàn)分布、后驗(yàn)分布均值、10%和90%分位數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差。

從參數(shù)估計(jì)結(jié)果來看，各結(jié)構(gòu)參數(shù)的后驗(yàn)分布均值明顯不同于所給定的先驗(yàn)均值，且90%的后驗(yàn)置信區(qū)間也明顯不同于給定的先驗(yàn)區(qū)間，估計(jì)所得的參數(shù)結(jié)果與現(xiàn)有國內(nèi)文獻(xiàn)給出的估計(jì)結(jié)果較為接近，說明本文所使用的數(shù)據(jù)包含了有關(guān)待估參數(shù)的真實(shí)值信息，也說明了模型估計(jì)的結(jié)果較為穩(wěn)健。

五、模擬結(jié)果與分析

(一)模型選擇

本文將不存在家庭債務(wù)情形下的模型(即λ=0時(shí))作為基準(zhǔn)模型，以前述存在家庭債務(wù)情形下的模型(即λ=0.4時(shí))作為對照模型，并分析兩種模型下正向的政府消費(fèi)性支出和投資性支出沖擊的脈沖響應(yīng)結(jié)果差異①?；诖?，一個重要的問題就是：含有家庭債務(wù)的對照模型是否一定比不含家庭債務(wù)的基準(zhǔn)模型更能反映中國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)呢？本文將通過貝葉斯估計(jì)報(bào)告的邊際數(shù)據(jù)密度來解決這一問題。貝葉斯估計(jì)的一大優(yōu)勢在于能夠報(bào)告模型估計(jì)的邊際密度數(shù)據(jù)，從而有助于判斷何種模型能夠更好地?cái)M合實(shí)際數(shù)據(jù)，邊際密度數(shù)據(jù)越高，則說明模型對實(shí)際數(shù)據(jù)的擬合就越好。

表3報(bào)告了基準(zhǔn)模型和對照模型下基于兩種逼近方法計(jì)算得到的邊際密度數(shù)值及后驗(yàn)概率比?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是基于何種逼近方法，對照模型的貝葉斯估計(jì)所得的邊際數(shù)據(jù)密度均要顯著地大于基準(zhǔn)模型(后驗(yàn)概率約為6.60)，根據(jù)Jeffreys法則，如后驗(yàn)概率比的對數(shù)值大于2，決定性地支持后驗(yàn)概率比更大的模型。因此，對照模型比基準(zhǔn)模型在統(tǒng)計(jì)意義上能更好地?cái)M合中國實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，從而說明含有異質(zhì)性家庭的模型對實(shí)際數(shù)據(jù)的擬合更好。鑒于此，且限于篇幅和研究視角，本文將基于對照模型進(jìn)一步考察降低一次性稅收和收入稅率等稅收工具的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

表3 兩種模型下的邊際數(shù)據(jù)密度的比較

注：由于后驗(yàn)概率密度的計(jì)算較為復(fù)雜，本文報(bào)告了兩種通常的逼近計(jì)算結(jié)果，表中的數(shù)字均為對數(shù)值。

(二)政府支出擴(kuò)張的脈沖響應(yīng)分析

1．政府消費(fèi)性支出沖擊的脈沖響應(yīng)分析

① 基準(zhǔn)模型下設(shè)定λ=0,校準(zhǔn)的參數(shù)值與對照模型一致,并重新對參數(shù)進(jìn)行貝葉斯估計(jì)，限于篇幅，參數(shù)估計(jì)的結(jié)果未予展示。

-0.00033/(0.0163×0.1678)=-0.121。下同。

圖1給出了基準(zhǔn)模型和對照模型下政府消費(fèi)性支出的脈沖響應(yīng)結(jié)果。在兩種情形下各主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量對消費(fèi)性支出沖擊的脈沖響應(yīng)存在明顯差異，相較于基準(zhǔn)模型，對照模型中政府消費(fèi)性支出對總產(chǎn)出、居民消費(fèi)和投資的擠出效應(yīng)明顯減弱，長期政府消費(fèi)性支出乘數(shù)明顯上升，由-0.183增加為-0.121②。一方面，經(jīng)濟(jì)體中不存在借入家庭時(shí)，政府通過一次性稅收獲得的收入減少，更多地依賴政府債券融資，對私人投資的擠出力度更大，對借出家庭的負(fù)財(cái)富效應(yīng)增大，從而對借出家庭消費(fèi)和居民消費(fèi)的擠出力度更大。另一方面，政府消費(fèi)性支出沖擊使得房價(jià)下跌幅度更強(qiáng)，對家庭形成了更強(qiáng)的負(fù)財(cái)富效應(yīng)，進(jìn)一步擠出了居民消費(fèi)。從而使得基準(zhǔn)模型情形下政府消費(fèi)性支出沖擊對產(chǎn)出、居民消費(fèi)和投資的擠出力度更大。二者疊加使得基準(zhǔn)模型下政府消費(fèi)性支出的負(fù)面效應(yīng)更強(qiáng)。

圖1基準(zhǔn)模型和對照模型下消費(fèi)性支出沖擊脈沖響應(yīng)圖

綜合來看，引入家庭債務(wù)后政府消費(fèi)性支出的產(chǎn)出乘數(shù)上升，并減弱了對居民消費(fèi)和投資的擠出力度。無論是在基準(zhǔn)模型還是對照模型下，政府消費(fèi)性支出的增加在初期會引致產(chǎn)出增長，并增加了勞動需求，但這種影響不可持續(xù)且會導(dǎo)致產(chǎn)出呈長期下降的趨勢，并且增加政府消費(fèi)性支出會對私人投資和居民消費(fèi)產(chǎn)生擠出作用，對借入家庭消費(fèi)的擠出尤為明顯。這說明主要依靠政府債券和稅收融資的政府消費(fèi)性支出刺激對經(jīng)濟(jì)增長的貢獻(xiàn)十分有限，反而可能會擠出居民消費(fèi)和私人投資，不利于消費(fèi)需求的增長，并有導(dǎo)致政府負(fù)債過高的風(fēng)險(xiǎn)。

2．政府投資性支出沖擊的脈沖響應(yīng)分析

圖2展示了基準(zhǔn)模型和對照模型下政府投資性支出沖擊對各主要內(nèi)生變量的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。相比基準(zhǔn)模型，對照模型下政府投資性支出的產(chǎn)出和投資的擠入作用明顯增強(qiáng)，對居民消費(fèi)由擠出轉(zhuǎn)變?yōu)橹饾u擠入，政府投資性支出的長期乘數(shù)由0.343上升為0.721，這說明引入家庭債務(wù)后，政府投資性支出的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯著擴(kuò)大。產(chǎn)生這種現(xiàn)象的原因主要在于，在基準(zhǔn)模型下增加政府投資性支出對借出家庭所形成的負(fù)財(cái)富效應(yīng)更強(qiáng)，從而較多地?cái)D出了私人投資和居民消費(fèi)。另外，在對照模型下房價(jià)的上升幅度更大，對家庭形成了更大的正財(cái)富效應(yīng)，且政府投資的增加刺激了勞動力需求，實(shí)際工資上漲，家庭能獲得更多的勞動收入，三者疊加使得投資性支出乘數(shù)上升。

圖2基準(zhǔn)模型和對照模型下投資性支出脈沖響應(yīng)圖

綜合以上分析，可以得到：

(1)引入家庭債務(wù)后，長期政府投資性支出乘數(shù)明顯上升。相對于消費(fèi)性支出，政府投資性支出對于經(jīng)濟(jì)增長的短期刺激效果更強(qiáng)。這也能夠解釋中國政府對投資性支出政策的偏好。

(2)從長期來看，政府投資性支出沖擊對于居民消費(fèi)和私人投資存在擠入作用，但對于借出家庭和借入家庭的消費(fèi)影響存在差異。由于借入家庭不擁有資本也不進(jìn)行投資，從而不能從政府投資性支出的正外部性中獲益，其受政府增加稅收所形成的負(fù)財(cái)富效應(yīng)的影響會更為持久，政府投資性支出的增加能夠擴(kuò)大借出家庭的財(cái)富效應(yīng)，使其受益更大。

這對于中國具有較強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)意義。政府大規(guī)模刺激計(jì)劃使得高收入家庭獲得了較高的財(cái)富收益，收入較低借貸家庭由于缺乏資本和財(cái)產(chǎn)性收入，其消費(fèi)被擠出，進(jìn)一步加劇了收入差距的擴(kuò)大，由于高收入家庭的邊際消費(fèi)率較低，從而使得居民消費(fèi)需求不足和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡，不利于經(jīng)濟(jì)長期健康發(fā)展。

(三)減稅沖擊的脈沖響應(yīng)分析

前述數(shù)值模擬的結(jié)果表明，單純通過增加政府支出尤其是政府消費(fèi)性支出來促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的效果十分有限，而基于DSGE模型框架分析減稅政策的有關(guān)文獻(xiàn)又較少，故而本文將分析稅收減免政策的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

1．降低一次性稅收的脈沖響應(yīng)分析

圖3給出了一單位負(fù)向一次性稅收沖擊下各主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的脈沖響應(yīng)圖?？梢?，降低一次性稅收對于總產(chǎn)出和居民消費(fèi)具有擠入作用，特別是對居民消費(fèi)的影響尤為顯著。一方面，政府通過債券融資和提高收入稅率來保持預(yù)算平衡，對借出家庭形成負(fù)的財(cái)富效應(yīng)，在初期擠出了私人投資和借出家庭消費(fèi)。另一方面，一次性稅負(fù)的降低對家庭形成了較強(qiáng)的正財(cái)富效應(yīng)，在后期隨著政府債券融資和收入稅率的降低，這種正財(cái)富效應(yīng)超過了負(fù)財(cái)富效應(yīng)，私人投資開始增加，借出家庭的消費(fèi)響應(yīng)也由負(fù)轉(zhuǎn)正。對于借入家庭來說，其并不擁有政府債券也不進(jìn)行投資，政府融資所帶來的負(fù)的財(cái)富效應(yīng)相對更弱，所以其消費(fèi)的擠入作用更為明顯。此外，降低一次性稅收使得房價(jià)上升，從而對家庭形成了正的財(cái)富效應(yīng)。這種正的財(cái)富效應(yīng)與減稅形成的正財(cái)富效應(yīng)和工資上漲所導(dǎo)致的勞動收入增加疊加在一起，使得居民消費(fèi)和產(chǎn)出呈擠入態(tài)勢。

圖3 降低一次性稅收沖擊的脈沖響應(yīng)圖

2．降低收入稅率的脈沖響應(yīng)分析

圖4刻畫了降低收入稅率對主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的沖擊影響。如圖所示，總產(chǎn)出和投資以及借出家庭消費(fèi)均在初期迅速增長，隨后逐漸回落至穩(wěn)態(tài)水平。其主要原因在于收入稅率的降低對借出家庭形成了較強(qiáng)的正財(cái)富效應(yīng)，使得其投資意愿更加強(qiáng)烈，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)出增長，而資本收益的增加使得其消費(fèi)相應(yīng)增加。但是，從居民消費(fèi)的響應(yīng)來看，在初期居民消費(fèi)被擠出，原因在于借入家庭的消費(fèi)在初期被擠出。借入家庭雖然能夠從勞動稅率的下降中受益，但由于其缺乏資本收益，從收入稅率下降中所獲財(cái)富效應(yīng)小于一次性稅收增加所造成的負(fù)財(cái)富效應(yīng)，但隨著收入稅率的降低和一次性稅收的減少，借入家庭消費(fèi)也不斷增長。此外，收入稅率的降低使得房價(jià)上升，對兩類家庭形成了較強(qiáng)的正財(cái)富效應(yīng)，進(jìn)一步擠入了居民消費(fèi)。

圖4 降低收入稅率沖擊的脈沖響應(yīng)圖

從稅收減免的動態(tài)分析中可以發(fā)現(xiàn)，降低一次性稅負(fù)和收入稅率對經(jīng)濟(jì)變量的影響存在著差異。政府通過降低一次性稅收和收入稅率，均能在較大程度上促進(jìn)產(chǎn)出、消費(fèi)和投資增長，并提高就業(yè)水平。不同的稅收政策對于借出家庭和借入家庭的經(jīng)濟(jì)行為影響存在區(qū)別，降低一次性稅收有利于增加借入家庭的消費(fèi)，降低收入稅率有利于增加借出家庭的消費(fèi)，但有可能擠出借入家庭消費(fèi)。

綜合來看，相較于單純增加政府支出刺激經(jīng)濟(jì)增長，稅收減免政策的長期經(jīng)濟(jì)效果會更為顯著。首先，不同財(cái)稅工具的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)存在差異。短期內(nèi)政府通過增加財(cái)政支出或者進(jìn)行減稅均能實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出較快增長，但增加投資性支出和降低一次性稅收的效果更為明顯。而從長期來看，消費(fèi)性支出的增加會擠出產(chǎn)出，而增加投資性支出雖然能夠?qū)Ξa(chǎn)出形成長期的擠入作用， 但其擠入效果要低于減免稅收所帶來的產(chǎn)出擠入效應(yīng)。其次，增加政府消費(fèi)性支出在長短期內(nèi)均會擠出私人投資，而增加政府投資性支出則能在長期內(nèi)擠入私人投資，但其擠入的幅度要遠(yuǎn)小于減免稅收所帶來的擠入作用。最后，政府支出的增加并不利于消費(fèi)的長期增長，而通過減稅工具則能夠促進(jìn)消費(fèi)的長期穩(wěn)定增長(卞志村 等，2016)。

不同財(cái)稅工具的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)存在差異的原因主要在于，政府增加消費(fèi)性支出對家庭存在較強(qiáng)的財(cái)富負(fù)效應(yīng)，會擠出投資和居民消費(fèi)，從而在長期不利于產(chǎn)出增長，長期經(jīng)濟(jì)效益有限。由于外部性的存在，政府投資的增加在短期內(nèi)引致了私人投資和居民消費(fèi)的增長，其短期的政策效果相對更好。相較于財(cái)政支出工具，減免稅收能夠在長期引致投資和消費(fèi)的增長，主要原因在于減稅對家庭形成的長期凈財(cái)富效應(yīng)要大于增加政府支出所帶來的凈財(cái)富效應(yīng)，稅收的減免使得家庭的投資意愿更強(qiáng)，帶來了產(chǎn)出和居民消費(fèi)的長期增長，其長期政策效果更強(qiáng)。

(四)不同財(cái)稅沖擊的方差分解

為考察各財(cái)稅沖擊對主要實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量波動的影響程度，本文將各財(cái)稅沖擊源對產(chǎn)出、居民消費(fèi)和私人投資等主要經(jīng)濟(jì)變量的影響進(jìn)行了方差分解，結(jié)果如表4所示。

從表4的方差分解結(jié)果來看，政府投資性支出沖擊(貢獻(xiàn)比例為25.22%)和收入稅率減免(貢獻(xiàn)比例為26.76%)是總產(chǎn)出波動方差的主要來源，進(jìn)一步證明以政府投資為代表的投資拉動是現(xiàn)階段推動中國經(jīng)濟(jì)增長的主要手段，也能解釋政府對大規(guī)模基建投資等政策行為的偏好。從私人投資來看，政府投資性支出沖擊(45.34%)和減免一次性稅收沖擊(19.96%)是私人投資波動方差的主要來源，表明政府投資的增加具有外部性，能夠較為有效地帶動民間投資；同時(shí)，通過稅收減免手段也能有效促進(jìn)私人投資增長。從消費(fèi)來看，政府投資性支出沖擊和減免一次性稅收沖擊是居民消費(fèi)波動方差的主要來源，其貢獻(xiàn)比例分別為40.30%和37.06%，但兩類家庭的消費(fèi)波動方差來源則存在較大差異，借出家庭的消費(fèi)主要受政府投資性支出的影響(貢獻(xiàn)比例為48.38%)，借入家庭消費(fèi)波動則主要來源于一次性稅收減免或政府轉(zhuǎn)移支付，從而說明政府增加投資性支出對借出家庭更為有利，而降低一次性稅收或增加轉(zhuǎn)移支付對于借入家庭更為有利。最后，從通脹來看，政府投資性支出沖擊是通貨膨脹的主要波動方差來源(貢獻(xiàn)比例為56.74%)，從而表明政府投資性支出沖擊是中國物價(jià)水平波動的重要來源，政府應(yīng)慎重采用大規(guī)模的財(cái)政刺激政策，以防引發(fā)惡性通貨膨脹。

表4 主要財(cái)稅沖擊源對經(jīng)濟(jì)變量波動影響的方差分解(單位：%)

六、結(jié)論與政策建議

本文通過構(gòu)建包含家庭債務(wù)和內(nèi)生財(cái)政規(guī)則的DSGE模型，考察了引入異質(zhì)性家庭后的財(cái)政支出效應(yīng)和不同財(cái)稅工具的效應(yīng)差異。結(jié)果表明：(1)家庭債務(wù)是影響財(cái)政支出效應(yīng)的重要因素。引入家庭債務(wù)后，財(cái)政支出的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)均有所上升，長期政府消費(fèi)性支出乘數(shù)由-0.183上升為-0.121，投資性支出乘數(shù)則由0.343上升到0.721；(2)正向的政府消費(fèi)性支出沖擊會擠出居民消費(fèi)和私人投資，不利于經(jīng)濟(jì)的長期增長，正向的政府投資性支出沖擊能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但在短期內(nèi)會對居民消費(fèi)和私人投資形成擠出作用，且長期政策效果欠佳；(3)不同財(cái)稅工具的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)存在差異，增加投資性支出的短期政策效果較為顯著，但從長期來看，通過減稅政策所帶來的產(chǎn)出和消費(fèi)增長的效果要明顯優(yōu)于財(cái)政支出擴(kuò)張所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，政府應(yīng)注重財(cái)稅工具的長短期結(jié)合運(yùn)用；(4)異質(zhì)性家庭的消費(fèi)和勞動供給對財(cái)政支出和稅收變化沖擊的響應(yīng)存在明顯差異，具有財(cái)產(chǎn)性收入的借出家庭在政府大規(guī)模投資計(jì)劃中的獲益更多，通過降低一次性稅收有利于增加借入家庭消費(fèi)。

基于以上研究結(jié)論，本文有如下政策建議：(1)政府在制定財(cái)政政策時(shí)，應(yīng)充分考慮家庭債務(wù)的快速增長對財(cái)政支出效應(yīng)的重要影響，適時(shí)調(diào)整財(cái)政支出的投向和結(jié)構(gòu)，適度增加對債務(wù)負(fù)擔(dān)重和償債能力較弱的借入家庭的轉(zhuǎn)移性支出，從而促進(jìn)居民消費(fèi)的有效增長，緩解結(jié)構(gòu)性失衡矛盾；(2)政府應(yīng)注重財(cái)稅工具的長短期結(jié)合運(yùn)用，在短期內(nèi)可以適當(dāng)?shù)卦黾诱顿Y支出和實(shí)施微刺激政策，但應(yīng)擺脫單純靠增加政府支出來刺激經(jīng)濟(jì)增長的傳統(tǒng)思路，而應(yīng)從重視需求管理向重視供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革轉(zhuǎn)變，積極運(yùn)用稅收減免工具，降低企業(yè)和家庭稅負(fù)，促使經(jīng)濟(jì)恢復(fù)自主增長能力；(3)家庭的借貸行為有利于提高家庭的跨期替代能力，緩解政府支出對家庭消費(fèi)的擠出作用，因此，在防范家庭債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的前提下，政府應(yīng)大力發(fā)展消費(fèi)金融市場，鼓勵家庭債務(wù)的健康合理增長，提升財(cái)政政策的實(shí)施效果。