政府生产性支出与中国的实际经济波动，本文主要内容关键词为：中国论文,性支出论文,政府论文,经济论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
从1978年至2012年底，我国政府总支出占国内生产总值比例的平均值约为18.7%，①由此可见政府支出对我国产出增长和经济波动的影响扮演举足轻重的角色。中国30余年的改革开放，特别是近年来为应对全球经济危机的实践，也充分说明财政政策的突出贡献。财政政策的传递机制及其宏观经济效应一直是政府部门和学术界关注的焦点。财政政策的宏观经济效应很大程度上取决于财政支出的结构。通常，政府公共支出分为生产性支出和消费性支出。②我国宏观经济实践显示政府以采用公共建设为手段的生产性支出为主。那么，由此产生的问题是：生产性支出对我国经济增长和波动的影响究竟如何呢？ 关于扩张性财政政策的宏观效应学术界始终存在分歧。在传统凯恩斯主义IS-LM模型中，政府支出变动一般被认为是一个外生过程，扩张性财政政策的传递机制是政府支出的增加带动总需求增加，进而促进产出增加，通过乘数效应达到刺激总需求的目的(Blanchard，2001)。不同于传统凯恩斯主义，新古典宏观经济学(Christiano & Eichenbaum，1992；Baxter & King，1993；Ho，2001；Fatas & Mihov，2002；Furceri & Sousa，2009)在解释持续性经济增长和探讨经济增长根源时，将政府支出内生化，强调政府支出当中的基础设施建设等生产性支出对经济增长贡献的重要性。将政府支出产生的生产外部性纳入模型框架，探讨了公共资本与经济增长的关联性。其传递机理表明政府支出增加导致的税负上升减少了居民的可支配收入，财富负效应导致劳动供给增加，减少了居民消费，不过劳动供给增加的替代效应不足以弥补财富负效应，最终政府支出增加产生了挤出效应。新古典经济模型结论与传统的凯恩斯结论截然相反，一些学者(Gali et al.，2007)认为新古典模型的框架也许并不适合分析财政政策的冲击效应。 与新古典模型不同，大多数基于新凯恩斯主义模型的理论分析和实证分析(Coenen & Straub，2005；Ravn et al.，2006；Straub & Tchakarov，2007；Ratto et al.，2009)倾向支持政府支出增加对均衡产出、劳动力供给和消费具有显著和持久的挤入效应。国外研究学者主要从两个角度对上述事实进行了解释：一是基于市场不完全性和消费者异质性。例如一些研究者在标准的凯恩斯模型中引入流动性预算约束，或非李嘉图家庭(其消费依赖于当前可支配收入)，或拇指法则(Gali et al.，2004；Horvath，2009)，研究表明在此类模型中，总需求增加(政府支出增加导致总需求增加)引致了劳动力需求的上升，而劳动力市场的不完全性促使劳动力工资急剧上升，从而导致了非李嘉图家庭收入的上升和家庭消费上升，在满足一定条件下，最终社会总消费增加，整体看，政府支出挤入了消费；二是基于私人消费和政府消费的埃奇沃斯互补性(Edgeworth complementarity)(Bouakez & Rebei，2007；Bilbiie，2008；Linnemann & Schabert，2004；Pappa，2005；Mazraani，2010)。此类研究表明，政府消费的增加提高了私人消费的边际效用，促进了劳动力供给，劳动力供给增加的替代效应大于财富负效应，最终政府支出产生了挤入效应。 就国内相关研究而言，国内学术界在经验分析方面针对财政政策到底是挤入还是挤出居民消费进行了较为丰富的探讨(胡东书，2002；李广众，2005；潘彬等，2006；申琳和马丹，2007；张治觉和吴定玉，2007；杨子晖等，2009；王文甫和朱保华，2010；胡永刚和郭新强，2012)，不过研究结论也莫衷一是。国内学者在理论研究方面主要是在DSGE(动态随机一般均衡)框架下探讨财政政策调整对经济波动的影响研究。例如黄赜琳(2005)构建了一个三部门RBC(实际经济周期)理论模型，初步尝试把外生的政府支出随机冲击引入RBC模型来解释中国的经济波动，其研究表明政府支出冲击的引入确实改善了RBC模型对于中国经济波动的解释。李浩等(2007)把政府购买冲击引入到小型开放的RBC模型中，研究发现政府购买冲击的引入显著地提高了模型对中国经济波动的解释力。蔡明超等(2009)在RBC模型中引入政府部门，考察了政府转移支付、政府采购及政府意外调整税收政策冲击对主要经济变量的影响，发现政府消费、消费税率冲击是顺周期的。陈晓光和张宇麟(2010)构建RBC模型时引入异质性消费者和生产者以及信贷约束，通过探讨政府消费支出冲击的影响，发现政府消费冲击是中国经济波动的一个重要源泉。上述研究的共同特点是：均以新古典分析框架为基础，忽略了政府生产性支出的外部性，没有考虑政府生产性支出对产出的作用以及对经济波动产生正向冲击的影响。 我国宏观财政实践显示政府偏好于生产性的财政支出政策，特别是涉及基础设施等公共资本的生产性支出方面。我们可以将生产性公共资本支出看作私人生产部门在生产过程中的投入要素，显然生产性公共资本可以提高其他要素的边际生产力，那么考察政府生产性支出对我国经济增长和波动的影响就显得颇为重要。如果忽略这些事实，将无法分析中国财政支出的宏观经济效应。不过，国内现有文献鲜有对公共资本外部性进行界定，更没有将政府生产性支出与居民消费挤入效应、宏观经济波动联系起来。本文将政府支持纳入生产函数时，假设生产性政府支出对经济体系具有持续性影响力。更确切地说，生产性的政府支出将会累积成公共资本，并持续地影响经济体系(Turnovsky，1998；Shieh et al.，2006)。 当前我国处于经济转轨时期，市场发育并不完善。例如家庭面临流动性约束，无法通过借贷平滑消费；另外电力、能源、交通、通讯等领域企业垄断明显，拥有很强的价格制定能力。众多国外学者如Benhabib & Farmer(1994)、Devereux(2010)、Coto-Martinez(2006)等均认为，不完全竞争市场结构是影响经济增长和波动现象十分重要的因素。然而，现有国内研究财政政策的相关文献却没有涉及名义摩擦，本文将考虑市场不完全性，在动态凯恩斯框架下分析政府生产性支出的宏观经济效应。 本文基于不完全市场构建动态随机模型，在该模型中分析了政府支出外部性的宏观经济效应。结果发现：(1)利用贝叶斯估计得到的公共资本产出份额大约为10%，显示政府支出确实会造成生产的外部性，(2)政府生产性支出冲击是产出波动的重要影响因素，其能解释23%的总产出波动；(3)政府生产性支出冲击对居民消费和私人投资造成了短期“挤出”效应，总体上长期为“挤入”效应，并且有利于经济体系资本持续性积累。 本文其他部分安排如下：第二部分描述政府生产性支出与中国经济波动的特征事实；第三部分在Ghent(2009)和Hansen(1985)模型基础上将政府支出纳入了生产函数，构建含政府生产外部性的动态随机一般均衡模型；第四部分为参数贝叶斯估计结果；第五部分为数值模拟结果；第六部分为结论。 二、政府生产性支出与中国经济波动的特征事实 缘于中国经济改革开放前后经济体制等诸多方面存在着显著的差异，本文只以改革开放后的宏观经济年度(1978-2012年)数据为依据对中国的实际经济波动进行分析。数据来源于历年《中国统计年鉴》和中经专网统计数据库。为与本文理论模型中的结果一致，我们对所有变量进行了对数化处理并进行了HP滤波，滤波乘子选取为100。③GDP、固定资本形成总额、居民消费和政府消费等数据来自于该统计年鉴中的GDP支出法核算表。物价指数选取居民消费价格指数(CPI)，利用CPI将名义GDP、名义居民消费和名义政府消费转换为实际数据。对于投资数据我们依据现有文献的通行做法，采用固定资本形成总额数据作为投资的替代指标，选取固定资产投资价格指数作为折算指数。实际数据的折算均以1978年为基期。 (一)政府生产性支出的度量 为了解政府支出与中国经济波动之间的关系，我们需要对政府支出进行功能性区分——将政府支出划分为消费性支出和生产性支出。对于两者的划分通行做法主要有两类，一是根据政府支出的经济特征划分为资本支出和经常性支出；二是根据政府支出目的进行划分，包括经济服务支出、社会服务支出、一般性服务支出和其他支出。《中国统计年鉴》提供的政府支出数据主要是以支出项目和支出功能进行划分。此处我们借鉴赵志耘和吕冰洋(2005)、严成樑和龚六堂(2009)的划分标准，认为政府生产性公共支出主要包括财政基本建设支出、财政教育支出和财政科研支出，三者可分别被看作政府对物资资本积累、人力资本积累和研究开发投资。图1描绘了1978-2012年中国实际GDP和政府生产性支出的变化趋势。从图1可知，平均看来过去30余年的中国政府生产性支出规模大约是GDP的十分之一，同时二者的增长趋势相当接近。
图1 1978-2012年中国实际GDP、政府生产性支出变化轨迹
图2 1978-2012年中国实际GDP、政府生产性支出波动(HP滤波) 政府消费性支出定义为除上述三类生产性公共支出之外的公共支出。根据上述定义可以看出，政府消费性支出与GDP构成中的政府消费是完全不同的概念。政府消费性支出是国家财政支出中除去生产性支出的部分，该部分支出可能并不形成GDP，例如转移支付的支出。本文重点考察政府生产性支出对宏观经济的影响。 (二)政府生产性支出波动与GDP波动的关系 图1告诉我们，中国过去30余年GDP的迅猛增长与政府生产性支出的增加关系密切。政府生产性支出的波动与中国GDP波动的关系如何是本文讨论的主题。从政府生产性支出的度量方法可知，政府的财政政策主要通过调节生产性支出(基本建设、教育和科研支出)的规模来实施。过去30余年，随着国家整体经济实力的提升，政府实施积极财政政策的能力也不断得到加强。为应对2007年全球金融危机的冲击，中国政府实施的4万亿(元)经济刺激计划就是明证。图2给出了中国1978-2012年实际GDP与政府生产性支出的波动轨迹。二者的波动序列是通过对实际数据的对数值进行HP滤波得到的。 从图2可看出，从波动幅度看，政府生产性支出的波动幅度明显大于GDP的波动幅度。GDP的波动标准差为0.044，而政府生产性支出的波动标准差0.139，政府生产性支出是GDP波动的3.15倍。从波动的同步性看，1992年以前政府生产性支出与GDP不仅波动方向高度一致，而且二者的波峰与波谷出现的时间也几乎一致。1992年以后，二者波动的同步性有所弱化。1992年以后中国市场化改革进一步深入，中国政府主动调控经济的要求和手段也逐步加强。从图形上看，中国政府为应对1997年亚洲金融危机和2007年全球金融危机，采取了力度较大的积极财政政策，导致政府生产性支出在1998年和2008年分别出现了大幅跃升，从而形成了政府生产性支出的两个明显波峰。与之对应，1998年GDP的下降趋势得到减缓，2008年GDP也形成了阶段性的波峰。整体看，政府生产性支出对GDP波动的影响十分突出。本文的主题就是通过构建理论模型，模拟中国宏观经济运行状态，定量研究中国政府生产性支出对经济波动的贡献度。 (三)其他宏观波动事实 表1基于中国宏观经济数据给出了1978-2012年间的各种政府支出类型、居民消费、GDP等宏观经济变量的描述性统计。从表1可知：(1)政府支出规模总体较为稳定，政府消费性支出有所上升。(2)私人总投资有所上升。(3)居民消费占GDP比重下降。
表2、表3给出了HP滤波之后相关变量的波动统计特征。从中可知：(1)居民消费的波动幅度小于产出波动幅度，并呈现较强的顺周期的特征。(2)私人总投资波动非常剧烈，其幅度是产出波动2倍有余。产出的同期相关系数达到0.892，表现出与产出有很强的同期相关性。(3)政府支出波动也非常大，为0.076，大约是产出波动的1.7倍，并且具有明显的顺周期的特征。 三、理论分析 本文以Hansen(1985)和Ghent(2009)模型框架为基础，参照Baxter & King(1993)模型的设定方式，将具有生产外部性特色的政府生产性支出纳入到生产函数中，构建一个含有家庭、厂商和政府三个部门动态随机一般均衡模型。 (一)家庭部门 假定经济是由N个同质且具有无限生命的家庭所构成，家庭具有相同的偏好。代表性家庭拥有1单位的时间禀赋可用于休闲或劳动，效用来源于家庭的商品消费、劳动供给和实际货币持有量。代表性家庭追求一生期望效用最大化，目标函数为：
中间产品厂商的生产要素来源于家庭投入的资本和劳动以及政府投入的生产性公共资本。中间产品厂商生产函数为规模报酬不变的科布—道格拉斯生产函数，具体形式如下：
其中，θ∈(0，1)表示资本产出弹性或资本份额，
为政府生产性资本的产出弹性或公共资本份额。根据刘生龙和胡鞍钢(2010)的实证研究，中国政府的公共投资由于会影响边际生产率而对经济产生正外部性，上述生产函数能较好刻画政府投资行为的经济影响。
表示中性技术水平，即所谓的全要素生产率，其对数形式服从如下随机过程：
本文遵从Calvo(1983)价格粘性的设定方式(依时而定的粘性价格)，假设每期每个厂商的自由调价概率为(1-α)。α外生给定，独立于时期和厂商。 求解中间产品厂商的最优化问题分为两个步骤。第一步，在既定生产技术下，中间产品厂商必须最小化其生产成本，即：
由于所有中间产品厂商所采用的生产函数技术皆相同，所以全部中间产品厂商的成本最小化的最优条件与实际边际成本为：
观察上式，可知在稳态中MC=(ζ-1)/ζ。可见，中间产品厂商选择的最优价格等于价格边际成本加成乘以未来预期的名义边际成本的加权平均。而对于不能调整价格的中间厂商而言，他们只能采用上期价格，从而最终产品厂商在t时期可简化为：
。 (三)政府部门 政府对家庭部门征收定量税
，用于支付政府消费支出
和政府生产性支出
。假定政府消费性支出不直接影响企业的生产过程和家庭福利，政府支出满足如下的预算平衡方程：
(四)货币 家庭效用函数中的货币来自货币当局的货币发行，货币当局负责执行货币政策。当前世界上绝大多数货币当局通过控制短期名义利率来实施货币政策，例如通过实施泰勒规则(短期名义利率对产出缺口和通货膨胀缺口作出反应)执行货币政策。为使货币市场在给定的短期名义利率下达到均衡，货币当局必须调整货币供给量以满足货币需求，泰勒规则实际上间接决定了货币供给量。许多文献使用货币增长率作为代理变量来估计货币政策冲击的影响，例如Cooley & Quadrini(1999)、Walsh(2002)、Christiano et al.(2005)等。结合我国货币政策操作实际，在本文中，我们也假设货币当局是以调整货币供给增长率μ来控制货币供给量
，从而政府的货币供给方程为
。每期货币供给量的变动额以转移支付的形式支付给家庭部门：
。货币供给增长率
服从如下随机过程：
，μ为稳态下货币增长率，
是一个白噪声过程，且
。 四、参数的贝叶斯估计 本模型参数的取值通过贝叶斯估计得到。相比传统的校准法，贝叶斯估计具有一定的优势，不仅可以利用研究者所掌握的待估参数的信息，而且其基于状态空间模型的估计方法还可以避免使用一些难以观测到的变量，比如资本存量。贝叶斯估计方法近年来被大量应用于DSGE模型中，比如Schorfheide(2000)、Smets & Wouters(2007)等。在应用贝叶斯估计方法时，我们使用的数据包括：实际总产出、实际私人总投资、实际政府消费和消费者价格指数。考虑到数据的取值范围的差异，我们对消费者价格指数直接进行了HP滤波，而对其它变量则是先取自然对数再进行HP滤波。 (一)先验分布 参考同类文献，我们设定主观贴现率β服从均值为0.95、方差为0.01的先验正态分布，其中事前均值的设定依赖于无风险的市场利率水平。此处无风险市场利率采用1年定期存款利率来衡量，根据我国近10年1年期定期存款利率的平均数，本文设定年度无风险利率为5%，因此，β的事前均值设定为0.95。我们假设私人和公共资本折旧率均服从均值为0.1、标准差为0.003的beta分布。学者们对于资本折旧率的估算大不相同。Chow & Li(2002)估算中国资本存量时，将1978-1992年的资本折旧率设定为0.04，将1993-1998年间的资本折旧率取值为0.056。王小鲁和樊纲(2000)选取的资本折旧率为0.05。在研究中国经济波动文献中，大部分设定资本折旧率为0.1(黄赜琳，2005；吴化斌等，2011)。资本份额θ的先验分布形式则参考Smets & Wouters(2007)设定为均值为0.5、标准差为0.05的正态分布。先验均值的选取参考王小鲁和樊纲(2000)的估计结果。消费习惯形成参数v先验分布参照Ghent(2009)设定为均值0.5、标准差为0.1的beta分布。资本调整成本的先验分布则设定为均值为10、标准差为5的gamma分布。价格粘性参数α参考Smets & Wouters(2007)设定为均值为0.75、标准差为0.1的beta分布。公共资本份额
的先验分布是均值为0.1、标准差为0.01的beta分布，其中先验均值依据Ratto et al.(2009)得到。 在外生随机冲击项参数设定方面，同类文献一般按如下方法设定：当参数的数值属于(0，1)，假设其服从beta分布，因而本文将一阶自相关系数
均设定为均值为0.5、标准差为0.2的beta分布。关于外生随机冲击残差的设定，许多文献采用inverse gamma分布或均匀分布。在参考国外文献如Fujiwara et al.(2008)、Khan & Tsoukalas(2009)的基础上，本文将残差
设定为均值为0.1、自由度为2的inverse gamma分布。 (二)贝叶斯估计结果 表4给出了所有参数的估计结果，这些估计值都是通过Metropolis-Hastings算法模拟100000次得到的。 五、模型的实证分析 (一)特征事实的模拟分析 模型的模拟结果在表5和表6中体现。表5给出了模拟经济中宏观经济变量的标准差和它们之间的同期相关系数，表6给出了产出与其它宏观经济变量的跨期相关系数。 从波动的幅度来看，政府生产性支出和投资波动的标准差分别为0.0955和0.076，波动幅度远远大于产出的波动幅度0.0437，分别达到同期产出波动的2.19倍和1.64倍；产出波动幅度位居第三，居民消费的波动幅度最小，只有0.0339，这种波动幅度的排列次序与实际经济相吻合。
从模型经济K-P方差比的结果可以看到，模拟经济的产出波动接近于实际经济的产出波动，产出的K-P方差比达到0.991，表明模型能够解释产出波动的99%。模拟经济居民消费波动幅度0.0339，接近于实际消费波动，K-P方差比高达0.985，这意味着模拟经济能够解释98.55%居民消费波动。模拟经济投资波动幅度小于实际经济波动幅度，K-P方差比是0.7973，模拟经济只能解释大约80%的投资波动。而对于政府生产性支出而言，K-P方差比大约为0.687，这表明模拟经济解释大约69%的政府生产性支出波动。 从模拟经济的同期相关系数看，各宏观经济变量与产出呈现正相关关系。私人总投资与产出的同期相关系数高达0.902，位居第一，比实际经济中两者系数0.892略高，与实际经济一样，私人总投资表现出强的顺周期特征。居民消费与产出的同期相关系数为0.853，排第二位，高于实际值(0.785)，其呈现出较强的顺周期特点。政府生产性支出与产出的同期相关系数排名第三，其值为0.217，表明政府生产性支出具有弱的顺周期特点。模拟经济中同期相关系数的排列次序与实际经济一致。 从跨期相关系数看，GDP变化与其它各分量的变化之间的相关性在前一期和后一期时均较大，且非常显著。模拟经济中私人消费、投资、政府生产性支出与产出的趋势关系与实际经济相似，这说明模拟经济基本给出了较好的预测。
(二)方差分解 通过方差分解可以分析模型内外生冲击对宏观经济变量波动的影响程度。表7给出了模拟经济中生产技术、投资专有技术、政府消费、政府生产性支出与货币供给等外生冲击解释实际产出、投资和消费三个变量的无条件方差比例。
从表7可以看出，对于实际产出波动，货币供给冲击能够解释41.51%；生产性技术冲击解释25.23%；政府生产性支出冲击的贡献略低于生产性技术冲击，接近23%；投资专有技术冲击贡献约为9.6%。货币供给冲击、政府生产性支出冲击和投资转有技术冲击三者共同可以解释超过74%的产出波动。这一结论与传统的RBC理论完全不同，传统RBC理论认为生产技术冲击几乎能够解释百分之百的产出波动。 在消费波动方面，货币供给冲击占据主导地位，能够解释45.11%的消费波动；生产技术冲击解释33.95%，投资专有技术冲击解释19.25%。货币供给冲击与投资专有技术冲击解释了2/3的消费波动，其贡献是生产技术冲击的2倍。 在投资波动方面，投资波动主要是由投资专有技术冲击来解释；投资专有技术冲击能够解释43.66%；货币供给冲击与生产力技术冲击，分别能解释38.42%和17.65%，两者共同能够解释超过一半的投资波动。政府消费性支出冲击与政府生产性支出冲击的贡献较小，分别只有0.01%和0.25%。 总之，从方差分解可以发现，本文模型中经济波动主要由货币供给冲击、政府生产性支出冲击、生产技术冲击和投资专有技术冲击所主导。 (三)冲击响应分析 图3、图4分别显示了主要宏观经济变量对政府消费支出冲击和生产性支出冲击的响应情境。从图3中我们可以发现，产出与就业水平在期初上升，后期出现持续下降，大约在第5期的时候回到了稳态水平。政府消费支出增加可提供就业机会而使得劳动力供给增加(工资水平下降)和刺激产出增加，但其持续期较短，可视为短期效应。从居民消费和私人投资的响应路径来看，两者均先下降后上扬，并逐渐趋向其稳态，均为“U”型结构。政府消费支出冲击对居民消费和私人投资产生“挤出”效应，不利于民间资本的长期积累。图4显示，政府生产性支出的增加导致了产出和劳动就业的增加(从而导致工资水平上升)，其对劳动的影响大约为10期，而对产出影响时期较长，可认为积极的财政政策具有长期效应。
图3 主要宏观经济变量对政府消费冲击的响应分析 从居民消费和私人投资的响应路径来看，两者颇为相似，期初均下降，在第2期均达到最小值，随后持续上扬，在第4期到达稳态水平，大约在第8期投资反应达到最大值，而消费则在滞后2期左右达到最大值。在第4期之前，政府生产性支出冲击对居民消费和私人投资造成了短期“挤出”效应，这类似于Straub & Tchakarov(2007)的结论。但本模型中随即产生正面的影响，总体上长期为“挤入”效应，并且有利于促进长期资本存量的上升，此结论类似于Ratto et al.(2009)。
图4 主要宏观经济变量对政府生产性支出冲击的响应分析 国内现有研究财政政策的相关文献均在新古典框架下进行分析，没有考虑政府支出的结构，忽视了具有生产外部性的政府支出。而纵观我国的宏观财政调控实践，政府支出是以公共建设的生产性支出为主。因此在构造宏观经济模型时，忽略政府生产性支出，很可能使我们错误估计政策的效果。基于此，本文构建了一个含政府生产性外部性的动态随机一般均衡模型。我们将政府生产性支出外部性与市场不完全性纳入模型中，以考察我国财政政策的宏观经济效应。 本文的主要结论是：(1)利用贝叶斯估计得到我国政府生产性支出的产出份额大约10%，虽然外部性程度不是很大，但显示政府生产性支出确实会造成外部性。(2)从方差分解可以发现，我国经济波动主要由货币供给冲击、政府生产性支出冲击、生产技术冲击和投资专有技术冲击所主导。政府生产性支出冲击能解释大约23%的产出波动。(3)政府生产性支出冲击对居民消费和私人投资造成了短期“挤出”效应，长期“挤入”效应，并且有利于长期资本存量的上升。 本文得到的启示是，政府在利用扩张性财政政策时，可考虑多从事公共建设，从而塑造有利于投资和生产的环境，提升整体技术结构，加强政府支出对促进我国经济增长的长期效应。 感谢匿名审稿人的宝贵建议。文责自负。 ①根据我国宏观数据核算而来，具体参见表1。 ②政府转移支付也常被认为是消费性公共支出(Barro，1990)。 ③国内现有相关文献一般将HP滤波方法中的年度数据取值为100，本文也采用了这一取值。
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