政府消費性支出的總量乘數和結構乘數

郭 晨，劉洪愧，鄒恒甫

(中央財經大學中國經濟與管理研究院，北京 100081)

政府消費性支出的總量乘數和結構乘數

郭 晨，劉洪愧，鄒恒甫

(中央財經大學中國經濟與管理研究院，北京 100081)

2008年金融危機后，大規模財政支出成為各國刺激經濟的主要措施之一。然而，在這些支出中，各國政府消費的產品差異明顯。有鑒于此，本文構建了一個包含制造業和服務業兩部門的新凱恩斯模型，并通過計算總量支出乘數和結構支出乘數來研究政府消費不同產品對總產出和兩部門產出的影響。研究發現,需求引致、要素流動、政府總支出的擠出和財富效應是政府消費發生作用的四種機制；政府增加制造業消費，會通過財富效應等機制擠出政府總支出，使總產出增加和制造業產出增加，但會使服務業產出下降；政府增加服務業消費時，會使服務業產出上升，但將顯著擠出政府總支出，使總產出和制造業產出下降。

政府消費性支出；總量乘數；結構乘數

一、導 論

2008年金融危機爆發以來，各國政府均使用大規模財政支出計劃以刺激經濟(如美國的復蘇和再投資法案，歐洲戰略投資計劃以及我國的“四萬億”經濟刺激計劃)。在此背景下，學術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，學者們普遍忽略了在這些財政支出計劃中，政府消費的產品大相徑庭。美國的復蘇和再投資法案中政府消費性支出集中于服務業產品；歐洲戰略投資計劃及我國的“四萬億”經濟刺激計劃則側重于基礎設施建設、政府消費制造業產品較多。政府消費不同的產品對總產出的作用效果是否與政府消費單一產品時的結論一致？對各個生產部門產出的影響又有何差異？這些兼具理論和現實意義的問題還有待回答。

梳理國外政府消費性支出與經濟波動的文獻，我們發現相關研究主要著眼于政府總消費性支出對經濟總量的影響。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出的效果，前者發現暫時性政府消費性支出的增加對經濟影響較弱；后者估算了支出乘數，發現短期產出支出乘數小于1[3][4]。以Christiano等(2011)和Farhi(2013)為代表的學者則在新凱恩斯模型中討論了政府消費性支出乘數。Christiano等(2011)發現貨幣政策為Taylor規則時，政府消費性支出乘數約為1.05，而在零利率下限約束時，支出乘數高達3.7，消費性支出對產出具有強烈的刺激作用[1]。Farhi(2013)也發現經濟處于流動性陷阱中時，支出乘數較大[5]。實證方面，Ramey(2011)對政府支出乘數估計發現，政府支出對產出的乘數在-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出的作用，沒有細致地研究政府消費性支出對產出的影響大小。

近年來，國內學者也開始了相關研究。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則內生性三個特征的DSGE框架下估計出政府消費性支出乘數為0.7904[7]。楊慎可(2013)引入了消費和勞動不可分的效用函數，發現短期內支出乘數約為1.99，長期穩定在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出的支出乘數，發現政府支出在短期內對產出拉動效果明顯，乘數約為2.15，長期穩定在0.77[9]。總結相關研究，我們發現政府消費性支出乘數受到經濟環境和模型設定的影響較大，不考慮零利率下限約束的極端情況，支出乘數約在-0.5至2.15之間。政府消費單一產品對宏觀經濟作用大小的研究已較為豐富，從政府消費不同產品對宏觀經濟影響的文獻仍較為匱乏。

有鑒于此，本文通過構造包含制造業和服務業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和服務業產品對主要經濟變量的不同影響。與現有研究相比，本文的貢獻和結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和服務業產品這兩種情況下，支出增加對主要經濟變量的影響。本文發現政府消費不同產品時，支出通過四個機制對經濟發生作用：需求引致、要素流動、政府支出的內部作用以及財富效應。政府消費不同產品時，主要經濟變量的變動具有較大差異。從總量來看，購買制造業產品可以刺激總產出上升；但是購買服務業產品會造成總產出的下降；消費和投資也具有類似表現。從結構的角度分析，政府增加某種產品的消費會帶動本部門產出的上升，但會導致另一部門產出的下滑。第二，本文分別估計了政府增加對制造業產品消費和對服務業產品消費兩種情況下的政府支出乘數。特別地，本文還區分和計算了總量乘數(即政府對制造業產品/服務業產品消費性支出現值或政府總支出的現值變動1%，總產出現值變動的百分比)和結構乘數(即政府對制造業產品/服務業產品支出現值變動1%，制造業部門產出現值、服務業部門產出現值以及政府總支出現值變動的百分比)，從而更為細致地分析了政府消費不同產品對不同部門以及政府總支出的影響。我們發現，政府增加消費某種產品，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產品，增加消費服務業產品對總支出的擠出程度更大。

二、模型構建

假設經濟中存在兩個生產部門：第一個為制造業部門，第二個部門為服務業部門。制造業產品既可用于消費，也可用于投資，而服務業產品只用于消費。經濟中共有七個主體：代表性消費者，兩個生產部門的中間品廠商和最終品廠商，負責財政政策的財政部門以及負責貨幣政策的央行。

(一)消費者

假設經濟中存在連續統的消費者，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。消費者的效用函數形式為：

消費者的預算約束可以表示為：

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

(二)廠商

產品的生產經過兩個步驟：中間品廠商運用生產技術資本和勞動生產中間產品，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最終產品并銷售給消費者。制造業和服務業部門的主要區別在于前者為資本密集型行業，而后者為勞動密集型行業，兩者資本和勞動的產出彈性有所不同。

1.制造業部門

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

2.服務業部門

服務業部門廠商的行為與制造業部門類似，區別只在于中間廠商的生產技術和零售商的調價比例有所不同。

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

(三)央行

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

(四)財政部門

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

(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。本模型經濟系統的均衡為：(1)消費者在給定約束條件下最大化其預期效用；(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時，均衡系統由消費者的一階條件，廠商的一階條件及市場出清條件構成。

三、參數的校準和估計

本文參數的確定綜合使用校準和直接估計兩種方法。對于一些簡單參數，本文使用校準法確定其數值,對于較為復雜的參數，通過設定其先驗分布，運用觀測數據，使用貝葉斯方法對其估計。

本文選取的觀測數據為1992年1季度至2006年1季度的消費、投資、制造業產出、服務業產出和政府消費性支出。數據來源為Wind數據庫。本文將社會消費品零售總額作為消費，第二產業GDP作為制造業產出，第三產業GDP為服務業產出。根據政府消費性支出與政府總支出的比例和政府總支出的數據，得到政府消費性支出。由于消費和投資數據具有明顯的季節性特征，通過X12方法進行季節性調整。由于投資數據為年度數據，我們使用Chow-Lin差值方法將其轉換為季度數據。將調整后的數據進行對數差分，運用ADF方法和PP方法檢驗后發現處理后的數據均平穩。

(一)基本參數的校準

基本參數的類別、說明以及校準值如下表所示。根據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βR=1，得到消費者的貼現率β約為0.98。對跨期替代彈性的倒數σ，根據楊子暉(2006)的研究將跨期替代彈性取為2.34，相應的σ為0.4274[13]。對效用函數中閑暇的效用比率φ,根據王國靜和田國強(2014)本文設定為20[8]。對于消費中制造業產品的份額θ，根據《中國住戶調查年鑒》2000年-2012年城鎮及農村居民家庭消費構成的數據，將居住、交通通信、文教娛樂和醫療保健支出作為消費者對服務業產品的消費，其余作為對制造業產品的消費，進而得到制造業產品消費的比例，對2000年-2012年各年的制造業產品消費比例取均值得到θ約為0.5788。本文依據Christiano等(2011)，將替代彈性ν確定為10[1]。

表1 模型中參數的取值情況，M1&M2

根據陳昆亭和龔六堂(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)利用隨機前沿生產函數模型和生產技術非效率函數兩個模型分別估計得到制造業中資本產出彈性：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省的面板數據，估計得到服務業生產中資本和勞動力的產出彈性分別為0.5660和0.4340，本文據此確定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，發現工業品調價周期為78天，服務品調價周期為123天。通過計算可得θ1為0.3340，θ2為0.7860[18]。

政府支出占產出的比例，文獻中校準后取值范圍在0.15至0.20之間。我們采用胡永剛和郭新強(2012)的校準值，0.1880[15]。根據王玉華(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產品的比重，實際數據也較難獲得。考慮到我國政府支出相當大的部分用于基礎設施建設，使用制造業產品的比例較高，根據蘇治等(2013)中表1數據，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規則中通脹反應系數較高，產出反應系數較低[21][22]。綜合相關文獻取φπ=1.5，φy=0.5。

(二)其他參數先驗分布的設定

文獻中勞動供給彈性φ的取值范圍較大，本文假設勞動供給彈性φ服從均值為5，標準差為0.2的正態分布。對于投資成本參數s″(1)和資本利用成本函數曲率χ，根據Justiniano(2010)等，假設前者服從均值為7、方差為0.5的Gamma分布；后者服從均值為5.5、標準差為0.2的Gamma分布[23]。制造業和服務業產品的替代彈性ε1和ε2，分別服從均值為2、標準差為0.5的Gamma分布。

對5個外生沖擊過程的AR(1)系數{ρ1,ρ2,ρμ,ρr,ρg1,ρg2}以及標準差{σ1,σ2,σμ,σr,σg1,σg2}，根據Smets和Wouters(2007)，假設{ρ1,ρ2,ρμ,ρr,ρg1,ρg2}均相互獨立地服從均值為0.5、標準差為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)其他參數的估計結果

表2給出了其他參數的貝葉斯估計情況，包括參數的先驗分布、先驗均值、標準差、后驗均值以及90%的置信區間*限于篇幅，參數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產品

(一)脈沖響應分析

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

假設政府消費制造業產品的支出增加一個單位標準差，政府消費制造業支出增加通過需求引致機制、要素流動機制、政府支出內部作用和財富效應對經濟變量產生影響。

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產品的需求增加，促使其產品價格上升，制造業廠商增加生產，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，生產要素在部門間重新配置。具體地，在第1期，制造業所使用的資本K1及勞動N1分別上升。由于要素價格上升，服務業使用的生產要素下降。其次是政府支出的內部作用。在當期，政府總支出一定的情況下，G1上升將導致下降。G2的減少使服務業產品的需求萎縮，導致服務業部門產出進一步下降，其所使用的資本K2和勞動N2下降。最后是財富效應。由于政府支出的增加通過向居民征收總量稅和發行債券來融資，會產生負的財富效應，家庭重新選擇消費、投資及勞動供給。總勞動供給N增加，制造業部門的勞動需求上升，服務業部門需求下降，N1上升，N2上升后下降；總消費C被擠入，在長期內緩慢回升至穩態水平。由于制造業與服務業產品的相對價格上升，C1下降而C2上升，消費發生內部調整。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規則，產出和通貨膨脹當期上升，但預期在未來將下降，利率水平做出微弱下降的反應。

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

(二)政府支出乘數

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

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

這些支出乘數可以分為兩類：總量支出乘數及結構支出乘數。總量支出乘數包括：ΔY/ΔG和ΔY/ΔG1,ΔY/ΔG1考慮政府支出G1對總產出的影響程度。結構支出乘數包括：ΔY1/ΔG1，ΔY2/ΔG1和ΔG/ΔG1，分別度量政府支出G1分別對制造業和服務業產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：ΔY/ΔG和ΔY/ΔG1

總量政府支出乘數的數值如表3所示。第1期支出乘數為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期的所有乘數值，限于篇幅沒有給出，如有需要可向作者索取。，最終穩定在0.88附近。我們得到的結果符合Ramey(2011)中政府支出乘數位于-0.5-2.0的結論[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]。這是由于本文構建的是兩部門模型，與單部門經濟相比，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，這兩種作用會導致政府支出乘數變大。

與楊慎可(2013)相比(1.998)，我們得到的支出乘數偏小，原因是楊慎可(2013)引入了工資粘性[10]。Woodford(2011)發現，引入工資粘性會造成模型對支出乘數的估計偏高[30]。但是，徐建煒等(2012)利用國家統計局城市在2002-2006年對全國18個省區市進行的城市住戶抽樣調查數據進行分析后發現，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]。工資粘性假設并不適用于討論我國經濟的宏觀模型。我們認為，本文得到的政府支出乘數數值更為符合我國的經濟現實。

表3 政府支出的總量乘數(M1)

2.結構乘數：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出的影響，本文接下來計算政府支出的結構乘數ΔY1/ΔG1，ΔY2/ΔG1和ΔG/ΔG1。

表4 結構支出乘數(M1)

政府用于購買制造業產品的支出G1相對于穩態值上升1%，在第1期能夠帶動制造業部門的產出相對于穩態水平上升約0.86%，低于總產出的上升幅度。政府支出G1對服務業產出的影響為負，在第1期為-0.3776，長期穩定在-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，相對于其穩態值增加1%會導致總政府支出上升約0.93%，隨后有所下降，在長期穩定在0.92%。

五、模型M2：政府增加消費服務業產品

(一)脈沖響應分析

假設政府購買服務業產品G2受到一個單位標準差的正向沖擊，主要經濟變量的脈沖響應情況,由于篇幅限制，圖略去，有需要者備索。

政府增加消費服務業產品對經濟的作用過程如下：首先，政府支出的內部作用。在當期，政府總支出不變，G2的增加以G1的部分下降為代價，政府支出內部存在替換；同時，由于政府支出較G1/G高，政府總支出G發生下降；其次,需求引致機制和要素流動機制。政府支出G2增加會帶動服務業產品的需求，服務業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，進而導致制造業產出下滑。由于制造業生產時對要素需求量較多，其產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；服務業使用的資本和勞動上升；最后,財富效應機制。政府總支出的下降意味著政府融資資金量的減少，正的財富效應促使消費者增加消費，調整投資和勞動供給。總勞動供給N在第1期下降，隨后上升，逐步回到穩態水平；總消費C被擠入。由于制造業與服務業產品的相對價格上升，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。

政府增加消費服務業產品，會造成服務業部門使用的資本和勞動上升，本部門產出增加。但會導致對制造業產品需求的明顯下滑，政府總支出下降，制造業產出下滑明顯進而造成總產出下降，這與政府增加消費制造業產品的效果完全不同。政府增加消費不同產品對經濟的影響大為迥異，這說明，在單一生產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重偏差。

(二)政府支出乘數

模型M2中總量乘數為ΔY/ΔG和ΔY/ΔG2，見表5；結構乘數ΔY2/ΔG2，ΔY1/ΔG2和ΔG/ΔG2，如表6所示。

1.總量乘數：ΔY/ΔG和ΔY/ΔG2

表5 政府支出的總量乘數(M2)

政府支出G2增加后，政府總支出G對總產出的乘數(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相對穩態下降一個百分點時，總產出相對于穩態值將下降1.6945個百分點。當t=5時，政府支出對產出的乘數約為1.4616；t=10時，乘數為1.5327；在長期，最終乘數穩定在1.59附近。

2.結構乘數：ΔY2/ΔG2，ΔY1/ΔG2和ΔG/ΔG2

表6 結構支出乘數(M2)

結構性乘數的計算結果如表6所示。在第1期，政府支出相對其穩態值上升1個百分點，將帶動服務業部門產出上升約0.9102個百分點。結構乘數隨時間變化不大，基本上維持在0.91左右。t=1時，政府支出相對穩態上升1個百分點，將導致政府總支出G下降0.8946個百分點。擠出效應隨后有所下降，t=5時，為-0.9164；在長期則穩定在-0.88。

六、結 論

通過構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產品和服務業產品時主要經濟變量的動態特征；通過計算政府支出的總量乘數和結構乘數，本文分析了政府分別增加對兩種產品消費對制造業部門產出、服務業部門產出、總產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四種機制發生作用。政府增加購買制造業產品，會帶動制造業的需求，增加其對勞動和資本的使用，提高資本及工資價格；擠出用于購買服務業產品的政府支出，進而影響服務業的產品需求。在需求萎縮和要素價格上升的雙重影響下，服務業產出下降明顯，經濟結構惡化。由于政府支出通過向消費者征收總量稅收和發行債券融資，政府總支出的上升會通過負的財富效應影響消費者對消費、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產品的支出相對穩態值上升1%，對政府支出造成了擠出，總支出G上升約0.92%；對服務業造成了負面影響，其產出相對于穩態時下降約-0.53%。政府總支出G上升1%，將帶動總產出上升0.87%。

政府增加購買服務業產品時，會擠出用于購買制造業產品的支出，進而使總政府支出下降。制造業產出下降明顯，短期內拉低了資本和勞動的價格。由于制造業在經濟中份額較高，其產出下滑會帶來總產出的暫時性下降。服務業需求上升，要素流入，產出增加，經濟結構改善。同時，政府支出的下降通過財富效應影響消費者的消費，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。政府支出購買服務業產品相對穩態水平上升1%時，將帶動服務業產出上升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%，會造成總產出Y下降1.59%。

本文區分了政府消費不同產品的支出模式，通過計算總量乘數和結構乘數，確定了對宏觀經濟的總量和結構性影響，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濟的總量影響和結構性影響，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造成影響，也是未來的研究方向。

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(責任編輯:風 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，中央財經大學中國經濟與管理研究院博士生；劉洪愧(1987-)，男，湖南衡陽人，中國社會科學院經濟研究所博士后；鄒恒甫(1962-)，男，湖南華容人，教育部首批“長江學者”講座教授，中央財經大學中國經濟與管理研究院教授。

F812.45

A

1004-4892(2016)07-0019-11