張曉芳

摘要：根據(jù)我國(guó)居民消費(fèi)的實(shí)際情況，將家庭部門(mén)分為李嘉圖消費(fèi)者和經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者兩個(gè)部門(mén)，構(gòu)建DSGE模型，分析政府財(cái)政支出受隨機(jī)性沖擊時(shí)對(duì)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量以及消費(fèi)的影響作用。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者不存在時(shí)，財(cái)政支出增加對(duì)產(chǎn)出、投資、就業(yè)、稅收以及政府債券持有等都有正向的擴(kuò)大作用，對(duì)消費(fèi)、利率和通貨膨脹有負(fù)向的沖擊作用，并且對(duì)消費(fèi)的擠出效用要遠(yuǎn)大于對(duì)產(chǎn)出的擠入效應(yīng);當(dāng)經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者比例增加時(shí)，財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)擠出的平均效應(yīng)減小，消費(fèi)的波動(dòng)性也減小;另外相比基本模型，財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)出的擠入和消費(fèi)的擠出效應(yīng)更大，導(dǎo)致社會(huì)經(jīng)濟(jì)更大的波動(dòng)，引起更多的社會(huì)福利損失。

關(guān)鍵詞：DSGE模型;宏觀經(jīng)濟(jì);李嘉圖消費(fèi)者;經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者;財(cái)政政策

一、引言

2008年金融危機(jī)之后，我國(guó)出口貿(mào)易不斷下降，經(jīng)濟(jì)下滑壓力增大，擴(kuò)大內(nèi)需則成為穩(wěn)定我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展的重要保證。財(cái)政政策作為政府調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的重要手段，在后危機(jī)時(shí)代也被世界各國(guó)頻繁使用，研究政府支出如何影響消費(fèi)也得到了高度重視。長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)消費(fèi)與其他國(guó)家相比一直處于較低水平，據(jù)世界銀行數(shù)據(jù)，2015年世界平均居民消費(fèi)率為58%，而我國(guó)僅為37%，說(shuō)明我國(guó)消費(fèi)還有較大的提升空間，故研究政府財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的具體效用對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展則顯得尤為重要。

理論上財(cái)政擴(kuò)張政策的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要有兩個(gè)不同的觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)是以傳統(tǒng)凱恩斯主義的IS-LM模型為基礎(chǔ)，認(rèn)為政府支出是一個(gè)外生過(guò)程，政府支出增加帶動(dòng)總需求增加，進(jìn)而促進(jìn)產(chǎn)出、收入增加，通過(guò)乘數(shù)作用達(dá)到刺激總需求的目的[1]。另一種觀點(diǎn)是以新古典模型為基礎(chǔ)，將政府支出內(nèi)生化，強(qiáng)調(diào)政府生產(chǎn)性支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)，認(rèn)為政府支出增加導(dǎo)致的稅負(fù)增加會(huì)減少居民可支配收入，進(jìn)而導(dǎo)致居民消費(fèi)下降，最終政府支出增加對(duì)消費(fèi)會(huì)產(chǎn)生擠出效應(yīng)[2]。那么政府支出對(duì)居民消費(fèi)的作用具體如何？大多數(shù)研究不支持新古典模型的結(jié)論，Galí等（2007）[3]也指出新古典模型的框架也許并不適合分析財(cái)政政策的沖擊效應(yīng)?，F(xiàn)有研究多在新凱恩斯理論框架下進(jìn)行，認(rèn)為政府支出增加對(duì)產(chǎn)出、消費(fèi)等具有擠入效應(yīng)。不過(guò)，以Barro（1981）[4]為首的經(jīng)濟(jì)學(xué)者認(rèn)為財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)出和消費(fèi)的影響依條件而變，在經(jīng)濟(jì)未達(dá)到充分就業(yè)之前，政府支出增加，會(huì)促進(jìn)就業(yè)，提高收入進(jìn)而促進(jìn)消費(fèi)，而在經(jīng)濟(jì)達(dá)到充分就業(yè)之后，政府支出增加就有可能擠出消費(fèi)。

已有實(shí)證研究分別從以下幾個(gè)層面進(jìn)行：第一，研究政府總支出對(duì)居民消費(fèi)的影響。Schclarek（2007）[5]認(rèn)為處于不同發(fā)展階段的國(guó)家經(jīng)濟(jì)，財(cái)政支出對(duì)私人消費(fèi)都表現(xiàn)出擴(kuò)張效應(yīng)，政府支出增加提高了生產(chǎn)率，導(dǎo)致工資增加，進(jìn)而提高了居民的消費(fèi)。Nieh等（2006）[6]、Alessandro（2010）[7]分別用日本、意大利的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，檢驗(yàn)了政府支出對(duì)居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)。Bouakez等（2017）[8]認(rèn)為私人消費(fèi)和政府消費(fèi)具有埃奇沃斯互補(bǔ)性，政府消費(fèi)增加提高了私人消費(fèi)的邊際效用，促進(jìn)勞動(dòng)力供給，勞動(dòng)力供給增加的替代效應(yīng)大于財(cái)富負(fù)效應(yīng)，最終政府支出產(chǎn)生了擠入效應(yīng)。王文甫、朱保華（2010）[9]構(gòu)建DSGE模型并引入消費(fèi)和政府支出的復(fù)合指標(biāo)，解釋了政府支出對(duì)居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)。胡永剛、郭長(zhǎng)林（2013）[10]認(rèn)為不僅財(cái)政支出的財(cái)富效應(yīng)影響居民的消費(fèi)，居民對(duì)財(cái)政支出的預(yù)期效應(yīng)也會(huì)對(duì)消費(fèi)產(chǎn)生影響，并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。卞志村、胡恒強(qiáng)（2016）[11]將政府支出引入生產(chǎn)函數(shù)，通過(guò)財(cái)富負(fù)效應(yīng)和收入正效應(yīng)解釋了政府支出對(duì)居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)。第二，將政府支出具體劃分為不同類別進(jìn)行研究，通常將其劃分為生產(chǎn)性支出、非生產(chǎn)性支出、投資性支出、消費(fèi)性支出等。饒曉輝、劉方（2014）[12]將政府生產(chǎn)性支出納入生產(chǎn)函數(shù)，運(yùn)用DSGE模型分析政府生產(chǎn)性支出對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)，并認(rèn)為其對(duì)居民消費(fèi)和私人投資造成了短期“擠出”和長(zhǎng)期“擠入”效應(yīng)。劉小川、汪利錟（2014）[13]分析了居民消費(fèi)與政府支出的“倒U”型關(guān)系，并進(jìn)一步分項(xiàng)檢驗(yàn)了公共事務(wù)和民生性支出分別對(duì)居民消費(fèi)的擠出和擠入效應(yīng)，經(jīng)濟(jì)建設(shè)支出對(duì)居民消費(fèi)的“倒U”型效應(yīng)。王玉鳳、劉樹(shù)林（2015）[14]在考慮消費(fèi)習(xí)慣的前提下，運(yùn)用DSGE模型分別檢驗(yàn)了生產(chǎn)性和消費(fèi)性財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的影響。郭長(zhǎng)林（2016）[15]分析了政府投資支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了明顯的不對(duì)稱消極作用，并提出金融市場(chǎng)扭曲是其原因，而定向式信貸政策可以矯正金融市場(chǎng)扭曲，緩解財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的消極影響。郭長(zhǎng)林（2016b）[16]還認(rèn)為非生產(chǎn)性財(cái)政支出會(huì)引起居民消費(fèi)的下降。另外，楊翱、李長(zhǎng)洪（2016）[17]區(qū)分了城鄉(xiāng)財(cái)政支出的異質(zhì)性，并進(jìn)一步通過(guò)DSGE模型模擬分析了城鄉(xiāng)不同的財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)的作用。第三，將消費(fèi)劃分為不同的類別進(jìn)行研究。Galí等（2007）[3]通過(guò)引入非李嘉圖居民，解釋了政府支出對(duì)居民消費(fèi)的擠入效應(yīng)。李永友、從樹(shù)海（2006）[18]在居民最優(yōu)化決策行為的基礎(chǔ)上，并通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)提出我國(guó)財(cái)政政策調(diào)整對(duì)私人部門(mén)消費(fèi)沒(méi)有擠出效應(yīng)反而具有擠入效應(yīng)，財(cái)政政策對(duì)總需求有明顯的穩(wěn)定效應(yīng)，主要是因?yàn)橹袊?guó)存在較高比例的流動(dòng)性約束消費(fèi)者。

從已有研究來(lái)看，研究?jī)?nèi)容越來(lái)越細(xì)分，更加貼近實(shí)際情況，除了研究財(cái)政支出不同分類外，對(duì)居民消費(fèi)類型也開(kāi)始進(jìn)行細(xì)分研究，但是我國(guó)在這方面的研究還比較少。根據(jù)西南財(cái)經(jīng)大學(xué)2017年中國(guó)家庭金融調(diào)查（CHFS）數(shù)據(jù)資料統(tǒng)計(jì)，我國(guó)55%的家庭沒(méi)有或幾乎沒(méi)有儲(chǔ)蓄①，這部分人的消費(fèi)行為顯然不同于李嘉圖消費(fèi)者。卞志村、楊源源（2016）[19]認(rèn)為我國(guó)居民消費(fèi)主要以受流動(dòng)性約束的非李嘉圖個(gè)體為主，因此，再繼續(xù)以單純的李嘉圖框架分析我國(guó)宏觀政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)顯然是不合適了。筆者以Galí等（2007）[3]的模型為基礎(chǔ)構(gòu)造DSGE模型，分析我國(guó)居民存在非李嘉圖消費(fèi)者時(shí)，財(cái)政支出的具體效應(yīng)如何，并進(jìn)一步測(cè)算由此引起的社會(huì)福利損失情況。

二、動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型（DSGE）的設(shè)定

筆者主要以Galí等（2007）[3]的模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建了包含家庭、企業(yè)和政府的新凱恩斯動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，其中將家庭分為李嘉圖（Ricardian）消費(fèi)者和經(jīng)驗(yàn)主義（Rule-of-Thumb）消費(fèi)者兩類。李嘉圖消費(fèi)者一般指高收入家庭，收入來(lái)源有工資、資本租金、債券利息等，較高的收入可以使其進(jìn)行消費(fèi)和投資等最優(yōu)化配置，能更好地平滑其各期消費(fèi)。而經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者（非李嘉圖消費(fèi)者）一般是指較低收入者，此類家庭各期勞動(dòng)收入僅夠其消費(fèi)，無(wú)借債和投資行為。企業(yè)由兩類企業(yè)構(gòu)成，即中間產(chǎn)品企業(yè)和最終產(chǎn)品企業(yè)。本研究主要考慮政府支出對(duì)消費(fèi)的影響，尤其是模擬了家庭消費(fèi)行為異質(zhì)性存在時(shí)不同情況下的結(jié)果，以期得到更加接近我國(guó)居民消費(fèi)行為現(xiàn)狀的結(jié)論。

（一）家庭部門(mén)

假設(shè)經(jīng)濟(jì)中存在許多無(wú)限期生存的家庭，將其單位化為i∈[0，1]，其中1-λ比率的家庭為李嘉圖消費(fèi)者，可以對(duì)家庭收入進(jìn)行最優(yōu)化配置;另外λ比率的家庭為經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者，當(dāng)期收入全部用于當(dāng)期消費(fèi)，不受金融市場(chǎng)約束[20]。

1. 李嘉圖消費(fèi)家庭

筆者假設(shè)用C0t和L0t表示李嘉圖消費(fèi)家庭的消費(fèi)和閑暇（變量上標(biāo)為0表示李嘉圖消費(fèi)家庭的變量），消費(fèi)效用函數(shù)用U（C0t，N0t）表示，李嘉圖消費(fèi)家庭通過(guò)消費(fèi)C0t和L0t的最優(yōu)化配置，實(shí)現(xiàn)其一生的效用最大化，其決策函數(shù)如下：

預(yù)算約束式（2）等號(hào)左邊代表家庭的消費(fèi)支出，包含家庭消費(fèi)（C0t）和投資（I0t）以及無(wú)風(fēng)險(xiǎn)的債券支出Bt+1，Pt表示最終產(chǎn)品的名義價(jià)格，Rt為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)債券的名義收益率;等號(hào)右邊表示家庭的收入，主要有勞動(dòng)收入WtN0t，Wt為名義工資，N0t為勞動(dòng)時(shí)間，持有資本的租金收入RktK0t，Rtk為資本K0t的租金收益率，Bt為從t-1期得到的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)債券收入，Dt為持有公司所有權(quán)的分紅收入，Tt表示總稅收支出。式（3）為資本積累等式，δ表示資本存量的折舊率，（I0t/K0t）K0t為資本調(diào)整成本，以投資比例的函數(shù)形式設(shè)定，它決定了投資支出I0t引起的資本存量的變化，這里假設(shè)′>0和″≤0，′（δ）=1和（δ）=δ。這里采用效用函數(shù)為U（C，L）≡logC-N1+/（1+），≥0。根據(jù)上述各式可將李嘉圖消費(fèi)家庭最優(yōu)化消費(fèi)決策的一階條件表示為如下：

式（4）是基于消費(fèi)的零息票債券的定價(jià)方程;式（6）中Qt為單位資本的實(shí)際價(jià)值，也就是托賓的“Q”，另外，在的假設(shè)下，投資—資本比率對(duì)Q的彈性η由式得到;式（5）說(shuō)明了投資與托賓“Q”的關(guān)系。

2. 經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭

經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭與李嘉圖消費(fèi)家庭不同，每個(gè)時(shí)期都提供勞動(dòng)且僅得到勞動(dòng)收入并全部消費(fèi)完，在資本市場(chǎng)上無(wú)借貸和投資行為，不考慮消費(fèi)平滑問(wèn)題，各時(shí)期都追求消費(fèi)效用U（Crt，Lrt）②最大化。其消費(fèi)約束為：

在最優(yōu)化的情況下，經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭的勞動(dòng)是由市場(chǎng)上的勞動(dòng)需求決定的，而不一定是其本身的最優(yōu)選擇，故其消費(fèi)由勞動(dòng)收入減去稅收得到。

3. 工資計(jì)劃

采用簡(jiǎn)化的勞動(dòng)力市場(chǎng)，假定工資由式（9）決定：

式（9）表示工資是消費(fèi)和勞動(dòng)的函數(shù)，當(dāng)工資確定時(shí)，各企業(yè)決定其勞動(dòng)需求，并將其統(tǒng)一分配給不同的家庭，不考慮其具體工種類型，故在各期都有Nrt=N0t。當(dāng)j=r，0，H（Ct，Nt）>CjtNt？漬時(shí)，表示李嘉圖家庭和經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者家庭對(duì)工資是滿意的，故他們?cè)敢鉃槠髽I(yè)提供永久性的勞動(dòng)。另外，由于是均衡增長(zhǎng)，函數(shù)H又可以寫(xiě)為Cth（Nt）。

4. 消費(fèi)的總和

居民總的消費(fèi)和勞動(dòng)是各類消費(fèi)者的加權(quán)平均，λ為t期預(yù)算約束的拉格朗日乘子，這里實(shí)際上是指消費(fèi)的邊際效用，表示如下：

Ct為居民總消費(fèi)，另外，總投資和總資本分別為I≡（1-λ）I0t和Kt≡（1-λ）K0t。

（二）企業(yè)部門(mén)

假設(shè)企業(yè)部門(mén)包含兩類：一類是生產(chǎn)中間產(chǎn)品的企業(yè)，全部由壟斷競(jìng)爭(zhēng)性企業(yè)組成;另一類是生產(chǎn)最終產(chǎn)品的企業(yè)，全部由完全競(jìng)爭(zhēng)企業(yè)組成。

1. 最終產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)

2. 中間產(chǎn)品生產(chǎn)企業(yè)

壟斷競(jìng)爭(zhēng)的中間產(chǎn)品企業(yè)對(duì)自己的產(chǎn)品有一定的定價(jià)能力，假定中間產(chǎn)品企業(yè)根據(jù)Calva等（1983）[21]提出的方式調(diào)整名義價(jià)格，假定每個(gè)時(shí)期重新獨(dú)立調(diào)整其價(jià)格的概率為1-θ，即各時(shí)期有1-θ比例的企業(yè)重定其價(jià)格，而有θ比例的企業(yè)保持其價(jià)格不變。則一個(gè)調(diào)整價(jià)格的生產(chǎn)企業(yè)t期的最優(yōu)化目標(biāo)為：

（三）貨幣政策

關(guān)于貨幣政策規(guī)則的設(shè)定筆者依據(jù)大多數(shù)研究者的方法，采用Taylor（1993）[22]提出的利率規(guī)則設(shè)定為式（15），r表示穩(wěn)態(tài)時(shí)的名義利率，π表示通貨膨脹，y表示產(chǎn)出增長(zhǎng)率，這里ωπ≥0，ωy≥0。

（四）財(cái)政政策

式（16）右邊包含政府支出gt和償還上期債券的支出bt，b和g分別為其系數(shù)。另外，政府支出服從一階自回歸過(guò)程，可表示為：

gt=ρggt-1+εt（17）

其中，0<ρg<1為政府支出的自回歸系數(shù)，εt～N（0，σ2）。

（五）市場(chǎng)出清

各期要素和產(chǎn)品市場(chǎng)的出清需滿足以下條件：

以上就是筆者構(gòu)建的包含異質(zhì)性消費(fèi)類型的DSGE模型。

（六）對(duì)數(shù)線性化均衡條件

根據(jù)如上分析，筆者推導(dǎo)出DSGE模型的一些關(guān)鍵最優(yōu)化和市場(chǎng)出清條件的對(duì)數(shù)線性化形式，這里筆者忽略常數(shù)項(xiàng)，對(duì)總變量采取用小寫(xiě)字母來(lái)表示其對(duì)穩(wěn)態(tài)值的對(duì)數(shù)偏離，如yt=ln，其中得到的有一些條件是精確的，有一些則是在零通脹穩(wěn)態(tài)下的一階近似。

1. 家庭

家庭最優(yōu)化條件的對(duì)數(shù)線性化形式用總變量來(lái)表示，這些最優(yōu)條件中有些是獨(dú)立于經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭的權(quán)重λ的，如托賓Q、投資、資本積累的對(duì)數(shù)線性化形式分別如下所示：

在總均衡條件中受經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者家庭比例λ影響的家庭消費(fèi)的對(duì)數(shù)線性化形式如下：

2. 企業(yè)

在零通貨膨脹穩(wěn)態(tài)附近得到通貨膨脹和加總生產(chǎn)函數(shù)的對(duì)數(shù)線性化方程式為：

3. 市場(chǎng)出清

在穩(wěn)態(tài)附近最終產(chǎn)品市場(chǎng)出清條件的對(duì)數(shù)線性形式是：

其中γi≡I/Y是在穩(wěn)定狀態(tài)下的總投資份額，其值獨(dú)立于經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者的權(quán)重。

4. 財(cái)政政策

政府財(cái)政政策在穩(wěn)態(tài)時(shí)的對(duì)數(shù)線性化形式為：

5. 競(jìng)爭(zhēng)性均衡模型的動(dòng)態(tài)效用分析

在初始條件K0和外生沖擊εt給定的情況下，消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)效用最大化，生產(chǎn)廠商實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，同時(shí)也滿足市場(chǎng)出清條件，競(jìng)爭(zhēng)性均衡條件滿足以上對(duì)數(shù)線性化方程（20）-（27）和式（15）—（17）共11個(gè)方程以及相對(duì)應(yīng)的11個(gè)內(nèi)生變量（Qt、Nt、Ct、Kt、Rt、πt、It、Tt、Yt、Gt、Bt）來(lái)描述。

三、數(shù)據(jù)說(shuō)明與參數(shù)的估計(jì)校準(zhǔn)

在運(yùn)用模型計(jì)算模擬之前，需要對(duì)模型中的參數(shù)進(jìn)行賦值，參數(shù)取值的不同直接影響著模型的估計(jì)結(jié)果，因此在考慮模型穩(wěn)定性的前提下，參數(shù)的取值應(yīng)盡可能地與已有文獻(xiàn)保持一致。本文模型中的參數(shù)分為兩類：一類是反映模型內(nèi)生變量之間穩(wěn)態(tài)關(guān)系的參數(shù)（α，δ，η，β，φ，θ，ε），這類參數(shù)筆者主要參考國(guó)內(nèi)外經(jīng)典文獻(xiàn)的取值。資本產(chǎn)出彈性α一般將其設(shè)定為0.3～0.5，筆者參考王曦等（2017）[23]將其設(shè)定為0.5，資本折舊率δ為0.05，中間產(chǎn)品的替代彈性ε為6;參考galí等（2007）投資對(duì)托賓Q的彈性系數(shù)η取值為1;對(duì)于李嘉圖消費(fèi)家庭的主觀貼現(xiàn)率β，根據(jù)穩(wěn)定性條件，其值約等于名義利率的倒數(shù)，其取值一般為0.96～0.99，筆者參考馬理、婁田田（2015）[24]等大多數(shù)研究將其取值設(shè)定0.99。弗里希勞動(dòng)供給彈性的倒數(shù)φ一般取值為0～1，參考楊翱等（2014）[25]假定勞動(dòng)力市場(chǎng)是完全競(jìng)爭(zhēng)的條件，設(shè)定其取值為1，故其倒數(shù)φ也為1，價(jià)格黏性參數(shù)θ一般取值為0.5～0.8。奚君羊（2010）[26]取值為2/3，筆者也設(shè)定為2/3。另一類是刻畫(huà)模型內(nèi)生變量之間動(dòng)態(tài)關(guān)系的結(jié)構(gòu)性參數(shù)（γi，γc，ρg，ωπ，ωy，b，g），這類參數(shù)可運(yùn)用我國(guó)的具體實(shí)際數(shù)據(jù)測(cè)算得到（數(shù)據(jù)均來(lái)自于中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)、中華人民共和國(guó)財(cái)政部網(wǎng)站和中國(guó)人民銀行網(wǎng)站）。居民總消費(fèi)占GDP的比重γi和總投資占GDP比重γc這兩個(gè)參數(shù)用2000—2018年的年度數(shù)據(jù)計(jì)算得到;政府財(cái)政支出自回歸系數(shù)ρg和通貨膨脹③的系數(shù)ωπ和產(chǎn)出缺口系數(shù)ωy是通過(guò)2000年第一季度至2018年第三季度的季度數(shù)據(jù)分別用式（15）和（17）的回歸模型計(jì)算得到;政府債券支出系數(shù)b和政府財(cái)政支出g則是通過(guò)2010年第一季度至2018年第三季度的季度數(shù)據(jù)根據(jù)式（16）計(jì)算得到。以上所用回歸模型均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)以及自相關(guān)多重共線性檢驗(yàn)（見(jiàn)表1）。

四、政府財(cái)政支出對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)及消費(fèi)的影響分析

（一）政府財(cái)政支出沖擊對(duì)基本模型的影響

圖1顯示了當(dāng)政府財(cái)政支出受標(biāo)準(zhǔn)差為0.25的正向隨機(jī)沖擊時(shí)，所有家庭是李嘉圖消費(fèi)者（λ=0）對(duì)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的脈沖響應(yīng)。總產(chǎn)出和總就業(yè)受財(cái)政支出的沖擊效應(yīng)比較類似，在初期分別增加0.176%、0.355%，兩期之后也都增長(zhǎng)到其最大值0.189%和0.377%，之后都下降逐步趨于平穩(wěn)狀態(tài);總消費(fèi)在初期減少0.618%，居民消費(fèi)下降，故政府財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)存在一定的擠出效應(yīng);總投資在初期會(huì)減少0.006%，之后逐步增加，在第13期到最大值0.017%，隨后會(huì)逐步回到平穩(wěn)狀態(tài);利率在初期將會(huì)降低0.004%，在第5期降到最小值0.006%，隨后會(huì)逐步增加回到平穩(wěn)狀態(tài);稅收在初期會(huì)增加0.062%，在第6期增加到最大值0.466%，后逐步減小回到平穩(wěn)狀態(tài);通貨膨脹在初期減小0.041%，前幾期減小的速度比較快，第4期已經(jīng)減小0.018%，之后也逐步回到平穩(wěn)狀態(tài);持有的債券從第2期逐步增加，到第8期最大，增加了0.832%，之后也會(huì)回到平穩(wěn)狀態(tài)。另外，從圖1中還可以看出，政府財(cái)政支出的沖擊效應(yīng)時(shí)間比較長(zhǎng)，各變量回到穩(wěn)態(tài)需要的時(shí)間較長(zhǎng)。

總的來(lái)看，政府財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)出、投資、就業(yè)、稅收以及政府債券等都有正向的擴(kuò)大作用，對(duì)總消費(fèi)、利率和通貨膨脹有負(fù)向的沖擊作用。關(guān)于財(cái)政支出對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生的效應(yīng)分析，較多研究者認(rèn)為應(yīng)主要從財(cái)政支出引起的財(cái)富負(fù)效應(yīng)和收入正效應(yīng)兩方面進(jìn)行解釋，政府財(cái)政支出增加，未來(lái)政府會(huì)通過(guò)稅收形式進(jìn)行融資，居民預(yù)期其收入下降（財(cái)富負(fù)效應(yīng)）進(jìn)而降低消費(fèi);另外財(cái)政支出增加可通過(guò)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、增加就業(yè)和提高工資等增加居民收入（收入正效應(yīng)），最終財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)的效應(yīng)由財(cái)富負(fù)效應(yīng)和收入正效應(yīng)的大小而定[10-11]。根據(jù)圖1政府支出對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)，可以看出我國(guó)政府支出的財(cái)富負(fù)效應(yīng)較大，或者從實(shí)際情況來(lái)看，我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)增速減緩，出口減少，內(nèi)需不足，處于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整轉(zhuǎn)換階段，就業(yè)基本處于飽和狀態(tài)，政府財(cái)政支出刺激經(jīng)濟(jì)帶動(dòng)居民收入提高的作用有限，即產(chǎn)生的財(cái)富負(fù)效應(yīng)大于收入正效應(yīng)，從而對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了擠出。

（二）當(dāng)經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭比例上升時(shí)，政府財(cái)政支出對(duì)主要經(jīng)濟(jì)變量的影響

圖2顯示了在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭比例上升、政府財(cái)政支出受標(biāo)準(zhǔn)差為0.25的正向隨機(jī)沖擊時(shí)對(duì)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量的效應(yīng)。當(dāng)經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者比例增加時(shí)，財(cái)政支出對(duì)總產(chǎn)出、總投資和總就業(yè)的的正向沖擊效應(yīng)都是逐漸增大的，其中對(duì)總投資的沖擊效應(yīng)增加的最多，對(duì)就業(yè)的沖擊效應(yīng)增加的較少，最終都逐步恢復(fù)到經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定狀態(tài)。對(duì)總消費(fèi)的擠出效應(yīng)也是逐漸增大的，但隨著經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭比例的增加，財(cái)政支出擠出效應(yīng)增加得越來(lái)越小。這主要是因?yàn)樵谪?cái)政支出初期，經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭比例較少，李嘉圖消費(fèi)家庭比例較大，其預(yù)期未來(lái)收入減少的比例（財(cái)富負(fù)效應(yīng)）也越大，故消費(fèi)就減少較多。隨著李嘉圖消費(fèi)家庭比例的減少，其財(cái)富負(fù)效應(yīng)也減少，而經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者的收入正效應(yīng)相對(duì)就越多，因此，財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)也減弱了。另外，在18期之后，財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)的沖擊效應(yīng)基本上不受經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者比例的影響，近似重合成一條線趨向于穩(wěn)定狀態(tài)，這說(shuō)明經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者的存在僅在財(cái)政支出的前期對(duì)消費(fèi)起到一定的擠出作用，而在后期對(duì)總消費(fèi)的影響不大。

（三）經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭比例上升，對(duì)消費(fèi)的變動(dòng)產(chǎn)生的效果

表2列出了經(jīng)濟(jì)社會(huì)中經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭比例增加時(shí)財(cái)政支出對(duì)總消費(fèi)產(chǎn)生的波動(dòng)效應(yīng)。從表2中可以看出經(jīng)驗(yàn)消費(fèi)家庭比例上升時(shí)，對(duì)總消費(fèi)的平均擠出效應(yīng)先增加再減小，在λ=10%時(shí)最大（-0.211 1），之后逐步減小。另外從標(biāo)準(zhǔn)差的波動(dòng)性來(lái)看，當(dāng)λ=0時(shí)，消費(fèi)的波動(dòng)性最大（3.898 3），隨著λ的增加，消費(fèi)的波動(dòng)性是逐步減小的，主要是因?yàn)殡S著李嘉圖消費(fèi)家庭比例的減小，對(duì)消費(fèi)的優(yōu)化選擇性也減小了。

五、財(cái)政支出引起的社會(huì)福利分析

關(guān)于福利損失的測(cè)算方法筆者參考Ranenna和Walsh（2012）[27]、Gali（2013）[28]等的方法，采用Benigno和Woodford（2012）[29]改進(jìn)的Linear-Quandrtic（LQ）方法，用下式的函數(shù)計(jì)算社會(huì)福利損失[30]：

在式（28）中，τ為新凱恩斯主義菲利普斯曲線的斜率，yt和πt分別為GDP和通貨膨脹對(duì)其穩(wěn)態(tài)的對(duì)數(shù)偏離，也即通常的產(chǎn)出缺口和通脹。根據(jù)式（2），筆者計(jì)算了標(biāo)準(zhǔn)差為0.25個(gè)單位的財(cái)政支出隨機(jī)沖擊所起的社會(huì)福利損失情況（見(jiàn)圖3）。

圖3顯示了在經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭存在時(shí)，政府財(cái)政支出沖擊引起的社會(huì)福利損失隨時(shí)間變化的趨勢(shì)，可以看出在經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭比例上升時(shí)，財(cái)政支出引起的社會(huì)福利損失是增加的，并且隨著時(shí)間的推移，福利損失差距是先增大后縮小，最終是收斂于0的。根據(jù)式（28）可知，經(jīng)濟(jì)中的產(chǎn)出缺口和通脹增加，社會(huì)福利損失也會(huì)擴(kuò)大，圖3中福利損失擴(kuò)大的原因正是因?yàn)榻?jīng)驗(yàn)消費(fèi)家庭比例的增加引起了產(chǎn)出缺口和通脹的更大波動(dòng)，從圖1、圖2中也可看出，政策決策者為了穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展就需要付出更多的努力，相應(yīng)的社會(huì)福利損失也就越大。

六、結(jié)論與建議

筆者將經(jīng)濟(jì)中存在的消費(fèi)者分為李嘉圖消費(fèi)家庭和經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭兩類，并以此構(gòu)造了包含兩類異質(zhì)性消費(fèi)者的DSGE模型，分析政府財(cái)政支出受隨機(jī)性沖擊時(shí)對(duì)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量以及消費(fèi)的影響作用，得出如下結(jié)論：（1）從基準(zhǔn)模型來(lái)看，即當(dāng)經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭不存在時(shí)，政府的財(cái)政支出沖擊對(duì)產(chǎn)出、投資、就業(yè)、稅收以及政府債券持有等都有正向的擴(kuò)大作用，對(duì)總消費(fèi)、利率和通貨膨脹有負(fù)向的沖擊作用，對(duì)消費(fèi)的擠出效用要遠(yuǎn)大于對(duì)產(chǎn)出的擠入效應(yīng)。故在目前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的現(xiàn)狀下，若采用擴(kuò)大政府支出的財(cái)政政策來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展，可達(dá)到擴(kuò)大生產(chǎn)、就業(yè)、提高稅收的目的，同時(shí)由于對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)，有可能會(huì)造成產(chǎn)能過(guò)剩、消費(fèi)疲軟的負(fù)面效應(yīng)，因此積極財(cái)政政策的實(shí)施也需要審慎執(zhí)行。（2）當(dāng)經(jīng)濟(jì)中經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭比例增加時(shí)，政府財(cái)政支出沖擊對(duì)產(chǎn)出、就業(yè)和投資的擴(kuò)大效應(yīng)就會(huì)更大，而對(duì)消費(fèi)的擠出效應(yīng)也會(huì)更大，更易引起經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)。隨著λ的增加，對(duì)消費(fèi)擠出效應(yīng)的增加幅度要遠(yuǎn)小于對(duì)產(chǎn)出和投資擠入效應(yīng)的幅度，會(huì)對(duì)消費(fèi)擠出的更多，所以相對(duì)于基礎(chǔ)模型而言，經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者的存在，會(huì)使投資和產(chǎn)出增加的更多，更容易出現(xiàn)產(chǎn)能過(guò)剩的情況，這在政策實(shí)施過(guò)程中也是需要考慮的。（3）經(jīng)驗(yàn)消費(fèi)者比例越大，財(cái)政支出對(duì)消費(fèi)擠出的平均效應(yīng)越小，消費(fèi)的波動(dòng)性也越小，主要是因?yàn)槔罴螆D消費(fèi)者即最優(yōu)化消費(fèi)者所占比例減小，對(duì)消費(fèi)的選擇就減少了，故消費(fèi)的波動(dòng)性也小了。另外，財(cái)政支出沖擊引起的社會(huì)福利損失也隨經(jīng)驗(yàn)消費(fèi)家庭比例的提高而增大。因此準(zhǔn)確評(píng)估我國(guó)經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)者的比率也是政策有效實(shí)施的重要方面。

筆者嘗試將消費(fèi)者分為不同類型引入DSGE模型，考察政府財(cái)政支出對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)以及消費(fèi)的影響，擴(kuò)展的方向?yàn)椋海?）政府財(cái)政支出可分為不同的類型，如有學(xué)者分為生產(chǎn)性支出、消費(fèi)性支出、轉(zhuǎn)移支付等，不同的支出類型在社會(huì)經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮的作用也不一樣，對(duì)消費(fèi)的影響也可能會(huì)有區(qū)別，可進(jìn)一步將政府支出的不同類型引入模型進(jìn)行模擬計(jì)算。（2）在模擬政府支出效用的基礎(chǔ)上，以社會(huì)福利損失為基準(zhǔn)，可進(jìn)一步推導(dǎo)測(cè)算在異質(zhì)性消費(fèi)群體存在的情況下，政府的最優(yōu)支出規(guī)模以及相應(yīng)的財(cái)政政策。

注釋：

①作者根據(jù)《中國(guó)家庭全能調(diào)查》（http：//chfs.swufe.edu.cn/researchcenter/intro.htmo）數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

②變量上標(biāo)r表示經(jīng)驗(yàn)主義消費(fèi)家庭的變量。

③通貨膨脹用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)表示。

④計(jì)算過(guò)程中，所用的季節(jié)性數(shù)據(jù)均用以2000年為基期CPI指數(shù)調(diào)整為實(shí)際數(shù)據(jù)，進(jìn)一步用census x12方法經(jīng)過(guò)季節(jié)性調(diào)整之后，取對(duì)數(shù)，再用HP濾波方法去趨勢(shì)之后得到的基于穩(wěn)態(tài)的波動(dòng)數(shù)據(jù)計(jì)算。

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責(zé)任編輯：李金霞