政府规模与宏观经济稳定性——来自新兴市场经济的证据和RBC模型的分析，本文主要内容关键词为：宏观经济论文,稳定性论文,市场经济论文,证据论文,模型论文，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。
［中图分类号］F202 ［文献标识码］A ［文章编号］1000－596X(2014)04－0056－12 一、前言 虽然全球范围内的财政刺激计划在抵御2008年后的金融危机中发挥了作用，但财政政策的效果是否如预期那样仍是人们争论的话题。扩张的财政政策虽然能避免经济的大幅滑坡，但也给未来的经济注入了新的不确定性。一方面，财政扩张可能降低整体经济的效率，挤占私人投资；另一方面，当前支出的扩张可能加剧政府的债务负担，缩小未来财政政策的操作空间。因此，相对于使用相机抉择的财政政策，自动稳定器可能是平抑经济波动的长效机制。而自动稳定器的作用大小和政府规模密切相关，较大的政府规模意味着功能更强大的自动稳定器，因此政府规模对于宏观经济的稳定有着重要的意义。 理论上讲，可以从三个角度来认识政府规模对宏观经济稳定的作用。首先，由于包含刚性支出，政府支出要比总需求的其他构成——私人消费和投资更稳定，因此政府规模的扩大能够减少总产出的波动。其次，规模较大的政府往往能够提供更慷慨的社会保障体系，如更多的转移支付，包括失业保险和养老金，同时针对企业和工人的转移支付将减少私营部门和家庭当期可支配收入的波动，进而减少了私人消费和投资的整体波动性。再次，税收规模较大的经济体往往具有累进程度更高的税制系统，这会进一步强化自动稳定器对于经济主体可支配收入的影响。在实证研究方面，加利(Gali)[1]、范登北(Van Den Noord)[2]、法塔斯和米霍夫(Fatás and Mihov)[3]根据发达经济体的数据，得出了政府规模和自动稳定器具有相关关系的证据。 然而，自动稳定器的稳定功效仍存在一些争议。如果相机抉择的财政政策在扩张和衰退时期是对称的①，那么这种政策实施将不依赖于长期的政府规模，只要财政状况良好和融资渠道畅通，拥有较小政府规模的经济体抑制经济波动的能力并不一定比大政府的经济体差。另外较大政府支出规模意味着政府需要高昂的税收或依赖于发行大量的政府债券，从长期来看，这可能会进一步限制未来政府调节经济的能力，甚至会迫使财政政策在经济形势恶化时为满足预算平衡而转为顺周期性，从而深化经济波动并制约经济的长期增长。前不久的欧债危机中，政府规模庞大的希腊、葡萄牙、意大利深受政府债务的拖累，在经济危机期间无力实施必要的逆周期财政政策，经济衰退进一步加剧。 自动稳定器主要指累进所得税制系统和相应的逆周期转移支付体系，虽然累进所得税制和逆周期社会性支出能够减少居民户的当期可支配收入波动，但理论上，基于自动稳定器的财政政策对于总需求的影响并不明晰，这可能取决于政府支出结构的特点和经济主体的特点。奥尔巴赫和芬伯格(Auerbach and Feenberg)认为，私人需求对于政府支出扩张的反应取决于其所受信贷约束的程度。一些经济体金融市场不发达、信贷渠道有限，导致家庭和企业无法通过借贷来实现跨期替代和平滑消费，私营部门的经济决策将主要受到当期可支配收入的影响，政府支出扩张会增加私人需求，这和传统的新凯恩斯观点是一致的。[4]然而标准的前瞻性主体和无金融摩擦模型认为，只要家庭的一生可支配收入的现值不变，那么当政府支出增加时，私人消费将不会发生改变，这种观点和“李嘉图等价”原理保持一致。上述理论的差异源于各自对微观经济主体行为假设的不同，本文将试图从实证和结构动态模型对政府规模的影响进行双重分析。 本文结构如下：第二部分以主要新兴市场为样本提供政府规模对于宏观经济影响的证据；第三部分以实际经济周期模型(RBC)为框架，探讨政府支出规模和收入规模对于经济波动性的动态影响；第四部分则以生产性政府支出为基础，分析政府支出规模的稳定作用；第五部分为结论和政策建议。 二、实证 国外关于政府规模和经济波动性的实证文献较多，如德布鲁、皮萨尼费里和萨皮尔(Debrun,Pisani-Ferry and Sapir)、法塔斯和米霍夫(Fatás and Mihov)、阿方索和福切瑞(Afonso and Furceri)、安德烈斯、多梅内克和法塔斯(Andrés,Doménech and Fatásc)等人的研究。[3][5][6][7]这些文献的样本主要集中于OECD等发达国家，实证上均得到政府规模和产出波动性存在负向关系的结论，也就是说，政府规模的扩大有助于稳定宏观经济。国内关于政府规模和经济波动关系的文献比较少，其中，有代表性的研究来自李(Li)的文献。他分析了中国财政收支比重的变化以及中国经济整体周期波动性的变化，但基于省际面板数据未能提供政府规模稳定宏观经济的证据。[8]本文的样本虽然为国际数据，但选取的对象不再是发达经济体，转为包括中国在内的17个主要新兴市场国家。之所以选取新兴市场为样本，是因为这些国家和中国处于大致相同的发展阶段，经济波动特征也极为相似。 衡量政府规模的指标是多样的，例如公职人员的人数、行政权限的大小、政府支出和收入的金额等，本文主要从经济角度探讨政府规模的影响，进而选取政府消费支出作为衡量政府规模的标准。政府消费规模指政府消费占产出的比重。政府消费不同于一般性政府支出，它是一个从需求角度测量、范围较窄的概念，如一般性政府采购和对公职人员的工资支付；而一般性政府支出规模则包括政府投资和转移支付等。图1展示了各国政府消费规模排序，数据取自Penn World Table 7.1(PWT)，政府规模为各国近30年来政府消费占产出比重的平均值。如图1所示，各国政府规模从左至右、由高到低排列。新兴市场国家的政府消费规模普遍维持在20％以下，中国的政府消费规模最高为17.3％，总体来看亚洲新兴市场的政府消费规模要大于拉美新兴市场。图2反映了经济波动程度，纵轴表示实际产出增长率的标准差，各国由高至低排列，相较而言，拉美新兴经济体的波动程度要高于亚洲新兴经济体，最高为秘鲁和委内瑞拉，其标准差值超过6％，中国维持在5％左右。直观上，政府规模和产出波动性似乎存在一定负相关关系，比如，印度、越南的政府规模较大，经济波动率则处于较低水平；秘鲁、委内瑞拉政府规模较小，而产出波动率较大。然而此处的产出波动率为30年的平均波动率，并没有显示波动水平的变化趋势，并且波动率还取决于多重因素，因此需要更准确的定量分析，下文将给出17国产出波动率和政府规模的面板回归分析。
图1 政府消费规模 说明：所有数据为年度数据，时间区间取自1980—2010年，下图同；纵轴单位为％；政府消费规模为时间区间上的平均值。本文所选的新兴市场国家包括：中国、印度、越南、巴西、印度尼西亚、厄瓜多尔、泰国、阿根廷、韩国、南非、智利、秘鲁、哥伦比亚、菲律宾、土耳其、委内瑞拉和墨西哥。新兴市场是一个较为宽泛的概念，本文选取的样本基本为各类研究机构普遍承认的新兴经济体。 资料来源：2012年“宾夕法尼亚大学世界数据库”(Penn World Table 7.1)。 决定经济波动性的因素有许多，如整体经济规模、投资规模、对外贸易等。经济规模越大的经济体往往产出波动性较低，因为规模越大的经济体抵御外部风险的能力也越强。相比较私人消费、政府消费和净出口，投资由于受到预期收益、利率、经济政策等多重因素的影响，在需求构成中波动性最大，因而其规模的扩大也会导致经济波动性的放大。对外贸易指来自外部的冲击，这部分体现在经常账户上，开放程度越高的经济体，所受到的外部冲击如贸易条件冲击可能也越大。利用上述17个国家的数据进行面板回归分析，其中因变量取自17个新兴市场1990—2010年滚动计算出的产出波动率时间序列；②经济规模由总产出的对数值表示，总产出可以通过人均产出和总人口相乘得到；③投资比重为总投资占产出的比重；开放程度等于进出口总额占产出的比值。采用个体随机效应的方法，以17个国家产出波动率为因变量，分别对政府消费规模、经济规模、投资比重和开放程度进行简单面板回归。
图2 经济波动率 说明：所有数据为年度数据，时间区间取自1980—2010年；纵轴单位％；此处波动率由增长率的标准差表示。 资料来源：同图1。 表1给出了回归结果。表中的(1)为产出波动率对于政府平均规模最简单的面板回归，回归系数为正，且在1％水平上显著，当政府消费规模增加1％，经济波动率增加0.158％，表示政府消费规模的扩大会进一步放大产出波动性。表1中的(2)控制了经济规模，经济规模的系数为负且显著，表明经济规模的增大有助于减少产出波动性，此时政府消费规模的系数仍然为正并且统计显著。表1中的(3)和(4)表示当控制投资比重和开放程度后，政府规模线性项系数依然为正并且显著；开放程度的系数为正且显著，表示较高的经济开放程度可能会导致产出波动率的扩大。唯一蹊跷的是，投资比重为负且显著，这意味着投资占产出的比重增加可能会引起产出波动率的减少，虽然系数值在经济上并不算显著。最后，拟合优度随着笔者加入更多的控制变量而增加，表明这些变量对于解释经济波动率都具有一定效力。
资料来源：同图1。 虽然回归分析得出政府消费规模对于宏观经济具有不稳定效应，但不能由此简单认为政府规模的扩大就一定会造成宏观经济的不稳定。上文已提到政府消费作为总需求的一部分，只是政府支出构成的一部分，政府消费作为一种刚性支出，形成的挤出效应可能远远强于其外部性。然而一般性政府支出包含了大量的生产性支出，如基础设施和一些公共品投资，这些支出对于经济体的长远发展有着积极的作用，这在中国有着很强的现实依据，政府经济规模的扩张扩大了经济体本身的生产能力。生产性政府支出在中国有着很强的现实依据，一方面，基础设施支出增加了社会资本存量，扩大了经济体本身的生产能力；另一方面，科学研究支出、教育支出提高了人口素质，增加了人力资本存量。如图3所示，中国的一般性政府支出规模和收入规模虽然在1990—1995年有所下降，但自此以后，支出和收入规模稳步上升，而产出波动性则缓慢下降。许多发达经济体的证据也表明，政府支出规模的扩张会在一定程度上减少产出波动。因此，政府规模对于宏观经济的微妙影响可能需要通过结构模型进一步分析。 三、基准模型 上述实证只是单纯从实证上显示政府规模和经济波动性存在着一定关系，下面尝试利用一般随机均衡模型分析其中的动态关系。加利最早在实际经济周期模型(RBC)下研究了政府规模和经济波动性的相互关系，指出政府支出规模存在稳定效应。[1]郭和哈里森(Guo and Harrison)则指出，在不同效用函数下，政府支出规模和税收规模对于稳定经济的作用会有较大的反差。[9]本文在参考加利模型[1]、郭和兰辛(Guo and Lansing)模型[10]的基础上，对模型做一些修改。首先，效用函数为不可分形式；其次，资本运动方程中引入资本的调整成本；最后，比例所得税率为内生累进形式。
图3 中国产出波动和政府规模 说明：所有数据为年度数据，时间区间取自1990—2010年，纵轴单位％。 资料来源：International Monetary Fund(IMF),World Economic Outlook Database(2013)。 (一)基本模型 1.厂商。假设在完全竞争市场中有无数同质性的厂商，厂商按照规模报酬不变的生产技术生产
数量的产出，这些产出可以被用做消费和实物资本投资：
假设要素市场为完全竞争的，厂商将资本和劳动价格视为给定。令
分别表示资本和劳动的要素价格，利润最大化条件意味着要素的边际产出等于要素的市场价格，因此有：
2.家户。经济体由无限同质性的家户构成，假设每个家户拥有一单位时间禀赋，代表性家户最大化其一生期望效用值：
式中，β∈(0，1)，表示主观折现率；U(·)表示家户关于消费
和劳动
的瞬时效用函数。本文选取金、普洛瑟和雷贝洛(King,Plosser and Rebelo)文献[11]中的不可分瞬时效用函数：
式中，A＞0，表示闲暇所占效用份额；σ＞0，表示家户的消费跨期替代弹性。家户的预算约束为：
其中，式(8)表示消费和闲暇之间的替代方程，即消费和闲暇的边际替代率等于税后劳动所得。式(9)表示家户的消费跨期替代欧拉方程，式(11)表示资本的定价方程。
(二)模型求解 式(1)～式(2)、式(7)～式(11)、式(13)～式(14)构成了模型的基本方程系统。根据这些方程求解各变量的稳态值并进行相应的对数线性化，可以将非线性方程系统化为线性方程系统。
(三)数量分析 1.校准。资本的产出弹性α通过总量生产函数估算。国内产出取自《中国统计年鉴》的年度数据；由于中国没有劳动时间的宏观数据，因此劳动
用统计年鉴中的从业人数代替；资本存量取自单豪杰估算的数据。[12]数据的时间区间截取为1978—2008年，于是估算得出中国的总量生产函数：
李浩、胡永刚和马知遥认为，国外年度资本折旧率大致为0.1，由于中国的工业发展非常迅速，一般认为中国的资本折旧率要略高于国外。[13]本文假设年度折旧率δ为0.11。陈学彬等人通过研究中国居民的消费储蓄行为，得到相对风险规避系数σ值0.77。[14] 中国1985—2012年的物价水平年平均上升了5.87％，因此此处主观折现率β取值为0.94，这和黄赜琳的0.935[15]保持一致。 陈晓光和张宇麟、胡永刚和刘方将0.95作为稳态劳动供给，这个校准值的依据是中国的城镇登记失业率一般为4.2％。[16][17]数据显示我国的登记失业率波动过小，没有和产出波动保持一致，并且失业率反映了就业人数的变化，不能体现劳动时间和劳动努力程度的变化。近年来，越来越多的研究转向可信度更高的调查失业率，中国社科院2009年发布的《社会蓝皮书》，得到的城镇调查失业率是9.6％；[18]而北京大学中国家庭动态跟踪调查项目2013年发布的《中国民生发展报告2013》显示，如果计入无法找到合适工作而放弃求职的人群，中国的失业率将高达9.2％。[19]综合来看，本文选取9％的稳态失业水平，因此稳态就业率h取值0.91。 根据中国1980—2011年的年度数据，消费占产出的平均水平等于43.85％，给定基准值
和σ，并令η＝0.8，μ＝0为模型的基准取值⑤，根据式(30)，可计算得到闲暇的效用份额系数
。阿吉亚尔和戈比纳思(Aguiar and Gopinath)在研究新兴市场经济周期波动中，资本的调整成本
估计值为2.82。[20]参数取值见表2。
2.拟合结果。基于表2参数取值，分别调整政府规模
、税收累进程度μ以及可支配收入所占比重η，并运用乌里希(Uhlig)的相关程序[21]求解不同条件下的产出波动率，见表3。
图4给出了在基准参数法之下，产出、消费、投资对于政府消费冲击的脉冲响应反应。其中菱形标记表示产出，正方形表示消费，三角形表示投资。如图4所示，当出现1％的正向政府消费冲击时，产出、消费和投资在初始时期都出现了不同程度的负向偏离，接着缓慢向稳态靠近，下降程度依次为投资＞消费＞产出。这说明政府消费支出对于消费和投资的挤出效应是明显的，非生产性的政府消费减少了家户的可支配收入，抑制了私人消费和投资。另一方面，作为总需求的一部分，政府消费的扩张对于产出增长具有直接效应，这与私人消费和投资的挤出效应刚好相反，两者互相“抵消”后使得产出的初始脉冲响应明显小于消费和投资。产出在初期还出现了一定的正向偏离，但在后来，政府消费的挤出效应甚至超过了乘数效应，最终使得产出出现微弱但持久的负向偏离。综合来看，由于政府消费的挤出效应大于其扩张效应，造成了经济波动的进一步扩大，其规模的扩大会造成经济波动的增加，不利于宏观经济的稳定。
图4 政府冲击和脉冲响应 说明：本图由matlab拟合，横轴表示时期数，纵轴表示偏离稳态的百分比。 四、生产性政府支出 实证中曾提到政府支出可能会对总供给产生影响，即政府支出可能会对企业或人力资本产生正向外部效应，如提供公共资本和公共服务、支持基础科学研究、发展职业教育都会对生产要素和全要素生产率形成积极影响。特别是对于中国这样一个政府主导投资较多的新兴市场，政府支出对于经济的积极影响更是不容忽视的。谢长泰(Hsieh)认为，基础设施的差异可能是导致中国全要素生产率扭曲程度小于印度的重要因素。[22]政府支出中除了转移支付和社会保障性支出外，还包含不少投资性和生产性支出，因此将政府支出简单地视为一种需求扰动可能和实际并不完全吻合。此处借鉴陈和郭(Chen and Guo)的设计[23]，将原有的生产函数式(1)修改为：
式中，x表示公共资本的产出弹性，体现了公共支出对于厂商生产的外部性大小。为避免出现内生增长的情况，假设0＜x＜α，x越大，意味着政府支出的正外部性越大。式(41)的对数线性化为：
结合以上修改后的线性方程，并借鉴郭和沙龙(Guo and Sharon)的取值[9]，将政府外溢系数x的基准值设为0.25，利用计算机进行求解和二阶矩拟合。如表5所示，政府支出规模的非稳定效应并非是单调不变的。当政府规模处于0～0.2时，产出波动率随着政府规模的增加而下降，即政府支出规模具有稳定效应；当政府支出规模继续扩大，产出波动率转而增加，此时非稳定效应再次体现。这说明，当政府规模处于较低水平时，政府支出的正外部性会占据主导地位，而当政府规模处于较高水平时，非稳定效应占据主导地位，当然，这种效应的逆转取决于政府支出外部性的大小。另一方面，税收累进程度的提高依然保持了稳定效应，产出波动率随着累进程度的增加而下降，虽然这种稳定效应是非常微弱的。
图5表明在具备外溢性特征的政府支出冲击下，各变量的脉冲响应发生了明显的逆转。当出现1％的政府支出冲击后，产出和投资都出现显著的正向偏离，特别是产出的偏离程度最大，表明政府支出的外部性强于其挤出效应，生产性政府支出有助于产出和投资的增加。消费虽然在第一期仍然表现出负向偏离，但偏离程度不到0.2％，远小于非生产性政府支出中0.6％的负向偏离，表明政府支出对于消费的挤出效应大幅减少。
图5 政府冲击和脉冲响应 说明：本图由matlab拟合，横轴表示时期数，纵轴表示偏离稳态的百分比。 五、结论和政策建议 政府规模从某种程度上体现着自动稳定器的功能，主要体现在累进税机制、转移支付系统以及刚性政府支出特性上。已有的实证文献表明，发达经济体的政府规模和产出波动性存在着负向关系。本文通过对17个新兴市场1980—2010年的面板数据进行计量分析发现，政府消费规模的扩大会导致产出波动的进一步扩大，这种非稳定效应在控制了经济规模、投资比重和经济开放程度等变量后，经济和统计上仍是显著的。另一方面，中国的一般性政府支出规模和产出波动率并没有表现出相同的趋势，近年来中国产出波动率缓慢减少，然而一般性政府支出和收入呈现出不断增加的态势。 本文构建了一个新古典增长模型，模型包括累进型税率和资本调整成本，并且政府支出假设为简单的外生需求扰动。通过模型求解和一般的参数校准后，拟合结果显示：(1)政府的支出规模具有非稳定效应，政府支出规模的扩大将导致产出波动率的进一步增大；(2)税率的累进程度具有单调的稳定效应，税收累进程度的提高将减少产出波动率；(3)税收平均规模的稳定效应取决于政府支出规模的大小。脉冲响应分析表明，简单政府支出的扩张具有明显的挤出效应，这种挤出效应主要体现在消费和投资上，这可能是导致产出波动率扩大的重要原因。 另一方面，当假设政府支出具有生产性作用后，政府支出规模的稳定效应表现出不一致性。当政府支出规模处于较低水平时，政府支出具有稳定效应，然而随着政府规模的进一步扩大，非稳定效应又重新复活。同时，累进性税收一如既往表现出稳定效应。脉冲响应分析表明，具有生产性特征的政府支出对于消费和投资产生了较强的正外部性，这种外部性大幅消减了原有的挤出效应，从这个意义上说，生产性政府支出有助于宏观经济的稳定。 综合以上分析，政府支出规模对于宏观经济的影响取决于政府支出的结构和特性。当政府支出只是一般性的政府消费时，其规模扩张不利于宏观经济稳定，它会挤占私人消费和投资所需的资源。如我国的“三公”经费支出，虽然在一定程度上扩大了部分行业的市场需求，但也使得大量资源流向生产普通民众较少消费的产出。而当政策收紧导致“三公”支出大幅消减后，高档餐饮、烟酒、汽车行业出现了一定程度的低迷，这说明政府消费的外生性特征给宏观经济带来了不确定性。另一方面，生产性政府支出对于宏观经济稳定性的积极意义是不容忽视的，基础设施的进一步完善、公共品供给增加和制度的不断完善，使得经济体本身的生产能力进一步扩大，有利于经济体的长远发展。数据显示，发达国家的政府规模普遍大于新兴市场，并且许多发达经济体的经历也表明，大政府似乎是经济发展的一个必然产物，这不仅是宏观经济稳定的需要，更是普通民众对于公共品需求增加的反应，因此我们应该在政府规模扩张的同时有意识地将政府支出用在人民需要且有利于经济长远发展的地方。 以上分析仅仅从实际经济变量的角度考虑政府规模的影响，并没有考虑政府债务、价格、经济结构以及货币政策的影响，从理论上来说，这些对于政府支出效应的传导机制都有着不容忽视的影响，或者说内生性的政府支出本身可以通过这些因素来解释，相信这些都是未来研究的重点。 感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。 ［收稿时间］2013－08－29 注释： ①对称指在衰退时期的财政支出增加和在扩张时期的财政支出收缩程度在长期内保持一致，即财政预算在长期内是平衡的。 ②以1980年为初始时期依次滚动计算增长率标准差。 ③Penn World Table(PWT)的各国产出数据以美元计算，便于国际比较。 ④计算方法为政府消费支出剔除增长趋势后得到平稳变量，求得稳态政府消费支出，然后将政府消费的稳态对数偏离简单一阶自回归。 ⑤η的基准值主要参考中国的平均税收规模，μ＝0表示税收的累进程度为零。
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政府规模与宏观经济稳定--基于新兴市场经济和RBC模型的实证分析_宏观经济论文
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