第１９卷 第２期
２０１１年 ４月
中国管理科学
Ｃｈｉｎｅｓｅ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ Ｓｃｉｅｎｃｅ
Ｖｏｌ．１９，Ｎｏ．２
Ａｐｒｉｌ．， ２０１１
文章编号：１００３－２０７（２０１１）０２－００３０－１０
货币供应机制与财政支出的乘数效应
———基于ＤＳＧＥ的分析
简志宏，李 霜，鲁 娟
（华中科技大学经济学院，湖北 武汉 ４３００７４）
摘 要：本文通过构建包括货币供应机制的ＤＳＧＥ模型，分析了中国政府购买支出和公共投资支出的乘数效应，发
现两类财政支出对私人消费和私人投资都产生了挤出效应，公共资本的产出弹性低是产生挤出效应的结构性原
因，在中国货币供应机制减小对通货膨胀负向反应和增大对产出正向反应的配合下，政府购买支出和公共投资支
出能够对私人消费和私人投资产生正向的挤入效应。
关键词：货币供应机制；政府购买；公共投资；乘数效应
中图分类号：Ｆ８３０；Ｆ０１９．６ 文献标识码：Ａ
收稿日期：２０１０－０６－２９；修订日期：２０１０－１２－２５
基金项目：湖北省社会科学基金项目“十一五”规划资助项目
（［２０１０］０９８）；华中科技大学自主创新研究基金资助
项目（２０１０ＡＷ０２６）
作者简介：简志宏（１９６８－），男（汉族），四川泸州人，华中科技大
学经济学院金融系教授，研究方向：宏观政策分析、资
产定价．
１ 引言
财政政策是政府实现经济与社会协调发展、维
护社会的公平稳定及实现社会福利最大化的重要调
控手段。财政支出对私人消费和私人投资的乘数效
应，将直接影响到社会经济主体的福利水平，因而一
直是财政政策研究的热点问题。财政支出是否会对
私人部门产生挤出效应？产生挤入挤出效应的经济
结构原因是什么？扩张的财政政策应当与怎样的货
币政策搭配使用？这些问题无疑具有重要的理论和
现实意义。
目前学术界关于财政政策乘数效应的研究一般
从两个方面展开，研究结论不尽一致。一是研究财
政支出不同融资方式对宏观经济的乘数效应。例
如，张海星（２００１）对政府国债乘数效应的研究发现，
国债大规模发行对全社会固定资产投资不但没有挤
出效应，反而具有拉动的挤入效应［１］；而陈浪南、杨
子晖（２００７）则发现国债融资在一定程度上减少民间
的资金供给，从而挤出了私人投资［２］。二是研究财
政支出方式对宏观经济的乘数效应。例如，刘溶沧
等（２００１）通过把政府投资引入简约化的 ＶＡＲ模
型，认为由于公共投资正的外部性，公共投资在一定
程度上能够挤入私人投资［３］；庄子银等（２００３）基于
１９８０年以来的时间序列和省际截面数据的分析，也
发现政府的公共支出与私人投资具有较强的互补效
应［４］；吴洪鹏等（２００７）通过 ＶＡＲ方法研究公共投
资的乘数效应时，发现私人投资与公共投资之间存
在正向关系［５］。而王树华等（２００６）用协整和脉冲响
应分析等方法，发现财政政策存在滞后的挤出效
应［６］；刘轶等（２００８）运用向量误差修正模型对政府
支出、居民消费和私人投资三者之间的相互关系进
行研究，也发现政府支出对居民消费和私人投资均
存在挤出效应［７］。
上述文献结论不一致的原因大致分为以下几
点：一是关注问题的不同使得作者在模型设定时有
差异，大多数是分析财政支出对私人投资的影响。
二是财政政策工具种类多样，财政收入和财政支出
均可作为研究对象。比如从财政融资方式，就有税
收、国债和赤字，赤字又分为结构性赤字和周期性赤
字。财政支出用途的结构划分更复杂，不同研究者
所用数据的口径不一致。最为重要的一点，是上述
研究均基于简约化的时间序列模型。简约化模型往
往只能分析不多的几个变量间的影响，在分析财政
政策的乘数效应时，作者往往只抓住了某些影响因
素，忽略掉其它因素的影响，因而也无法对财政政策
挤入挤出效应产生的原因进行深入研究，例如，国内
学者在分析该问题时，大多忽略了货币政策对财政
政策效果可能产生的影响，因而得到的结论不能令
人完全信服。
简约化方法主要缺陷是难以进行有说服力的政
策分析，而建立在坚实的微观理论基础之上的结构
化动态随机一般均衡（ＤＳＧＥ）模型则能有效地解决
这一难题。基于ＤＳＧＥ的政策分析假设结构深度
参数不变，但在不同的政策机制下宏观经济政策参
数是可变的，当政策参数改变时，即使深度结构参数
不变，通过求解理性预期方程，得到变量动态演进的
简约化方程，其系数矩阵所有元素的值都发生了改
变，而在简约化的模型中，政策参数改变不会导致其
他反应系数的改变。此外，ＤＳＧＥ模型能够尽可能
多地引入经济中的各种名义摩擦和实际摩擦，包含
更为丰富的要素信息。相比简约化方法，ＤＳＧＥ模
型能有效地用于经济政策的仿真研究，因而成为目
前研究宏观经济政策问题最为适用的分析框架。例
如，Ｌｉｎｎｅｍａｎｎ等（２００３）在垄断竞争和价格粘性假
设下，研究财政支出冲击的宏观经济效应［８］；Ｇａｌｉ等
（２００４）认为引入非李嘉图家庭后，政府支出增加将
会挤入消费，与经验分析一致［９］；Ｃｏｅｎｅｎ等 （２００５）
则发现，非李嘉图家庭所占比重过小加上政府支出
冲击的高持久性无法使消费增加［１０］；Ｆｏｒｎｉ等
（２００９）在新凯恩假设下研究多种税收政策冲击对产
出以及私人部门的影响，得到更贴近现实且不同于
ＲＢＣ理论的结论，使作者倾向于支持新凯恩斯理
论［１１］。上述文献均在ＤＳＧＥ的框架下研究相关的
财政政策问题。
考虑到目前学术界关于中国财政政策乘数效应
的研究结论尚存在分歧，同时少有对乘数效应生成
原因的深层探讨，尤其缺乏基于结构化ＤＳＧＥ模型
的研究结果，在理论上有必要构建在一定程度上能
够刻画中国经济特征的ＤＳＧＥ模型来深入探讨中
国财政支出乘数效应的表现形式与形成机理。因
此，与现有的简约化文献不同，本文在一个结构化的
ＤＳＧＥ模型中分析财政支出的乘数效应，并首次将
货币政策与财政政策有机结合，与以往忽视货币政
策单纯基于财政视角的做法有显著的不同。同时，
基于ＤＳＧＥ模型的优势，通过变动单一政策参数或
结构参数进行反事实仿真实验，探寻财政支出乘数
效应产生的深层原因。此外，本文在借鉴和扩展
Ｇａｌｉ等（２００４）的ＤＳＧＥ模型基础上，结合中国财政
支出结构划分的实际情况，分别考察财政支出中的
政府购买支出和公共投资支出的乘数效应，进而分
析这种乘数效应的生成机理，并找出中国财政支出
挤出、挤入效应的经济结构原因及其与财政政策和
货币政策配合使用的关系。
２ 模型设定
２．１ 代表性家庭
假设经济中存在同质且无限寿命的代表性家
庭。家庭的最优决策问题是在其预算约束条件下最
大化预期效用：Ｅ０∑
∞
ｔ＝０
β
ｔ Ｕｔ（Ｃｔ，ＭｔＰｔ
，Ｎｔ），０＜β＜１
为家庭的主观贴现因子。家庭即期的效应函数为：
Ｕｔ＝ｚｔｌｎ（Ｃｔ－ｈＣｔ－１）＋ｌｎ
Ｍｔ
Ｐｔ－
Ｎｔ１＋φ
１＋φ
，即消费Ｃ
和持有货币Ｍ／Ｐ为其带来正效用，劳动Ｎ 为其带
来负效用。ｈ表示消费习惯，ｈ越大表示历史消费对
家庭的影响越大，１／φ为劳动供给弹性；ｚｔ 为消费
需求冲击，分布过程在２．５节中给出。
代表性家庭面临如下预算约束：
Ｂｔ－１＋Ｍｔ－１＋ＷｔＮｔ＋ＲｋｔＫｔ－１＋Ｄｔ
Ｐｔ ≥
Ｃｔ ＋Ｉｔ
＋Ｔｔ＋Ｂｔ
／Ｒｔ＋Ｍｔ
Ｐｔ
（１）
其中，Ｂｔ为家庭在ｔ期以Ｂｔ／Ｒｔ的价格购买并
在ｔ＋１期到期的政府债券，Ｒｔ为一期零息票债券
的收益（ｇｒｏｓｓ ｎｏｍｉｎａｌ ｉｎｔｅｒｅｓｔ ｒａｔｅ），Ｍｔ为家庭在ｔ
期的名义货币持有量，Ｒｔ
ｋ 为资本租金率，Ｗｔ 为名
义工资，Ｄｔ为家庭从中间品厂商那里得到的红利，
Ｔｔ为家庭向政府交纳的一次性税收（ｌｕｍｐ－ｓｕｍ
ｔａｘｅｓ），Ｉｔ为ｔ期的投资。记实际工资ｗｔ＝Ｗｔ／Ｐｔ，
实际租金率ｒｋｔ ＝Ｒｋｔ／Ｐｔ。资本积累方程为：
Ｋｔ＝ （１－δ）Ｋｔ－１＋（１－Ｓ（ｄｔＩｔ／Ｉｔ－１））Ｉｔ （２）
其中，δ为资本折旧率，Ｓ（·）Ｉｔ 为投资的调整
成本。与Ｃｈｒｉｓｔｉａｎｏ等 （２００５）［１２］类似，假设Ｓ（·）
＝φＩ２
（ｄｔＩｔ
Ｉｔ－１
－１）２。ｄｔ为投资的调整成本冲击，其分布
过程在２．５节中给出。代表性家庭的最优决策问题
即在（１）式的约束下，选择消费Ｃｔ、货币持有量Ｍｔ、
劳动供给Ｎｔ、政府债券持有量Ｂｔ、资本Ｋｔ和投资
Ｉｔ以最大化其效用。通过构造家庭的拉格朗日函
数，可得到如下的一阶条件：
ｚｔ／（Ｃｔ－ｈＣｔ－１）－βｈＥｔ｛ｚｔ＋１／（Ｃｔ＋１－ｈＣｔ）｝＝λｔ
（３）
（Ｍｔ／Ｐｔ）－１
λｔ ＝
１－１Ｒｔ
（４）
Ｎｔ＝λｔｗｔ （５）
１
Ｒｔ ＝βΕｔ
｛λｔ＋１Ｐｔ
λｔＰｔ＋１
｝ （６）
λｔＱｔ ＝βΕｔ｛λｔ＋１ｒ
ｋ
ｔ＋１＋Ｑｔ＋１（１－δ）｝ （７）
·１３·第２期 简志宏等：货币供应机制与财政支出的乘数效应
λｔ－λｔＱｔ［１－Ｓ（ｄｔＩｔＩｔ－１
）］＋λｔＱｔＳ＇（ｄｔＩｔＩｔ－１
）ｄｔＩｔ
Ｉｔ－１
＝βΕｔ｛λｔ＋１Ｑｔ＋１Ｓ＇（
ｄｔ＋１Ｉｔ＋１
Ｉｔ
）ｄｔ＋１Ｉ
２
ｔ＋１
Ｉ２ｔ
｝ （８）
其中，λｔ为家庭预算约束的拉格朗日乘子，Ｑｔ
为资本的影子价值，即托宾Ｑ。
２．２ 生产商
假设经济中存在两种产品：最终产品和异质的
中间品，中间品厂商处于垄断竞争的市场，生产最终
品厂商需要的中间品，最终品厂商间是完全竞争的，
最终产品用于家庭消费、私人投资和政府支出。
２．２．１ 最终品厂商
处于完全竞争市场的最终品生产商使用连续统
［０，１］上的中间产品Ｙｔ（ｉ）（ｉ∈［０，１］）生产最终产
品Ｙｔ：
Ｙｔ＝ ［∫
１
０
Ｙｔ（ｉ）
θ－１
θｄｉ］
θ
θ－１ （９）
其中，θ／（θ－１）是中间品厂商价格加成比例。
最终品生产商将在（９）式的约束下最大化利润：
ＰｔＹｔ－∫
１
０
Ｐｔ（ｉ）Ｙｔ（ｉ）ｄｉ。相应的一阶条件为：
Ｙｔ（ｉ）＝ （Ｐｔ
（ｉ）
Ｐｔ
）－θＹｔ （１０）
（１０）式是最终品生产商对中间品的需求函数，
Ｐｔ（ｉ）是中间品Ｙｔ（ｉ）的价格，Ｐｔ是总的价格水平。
由于假设最终品生产商完全竞争，最终产品生产商
将得到零利润，可求得总的价格水平Ｐｔ为：
Ｐｔ＝ ［∫
１
０
Ｐｔ（ｉ）１－θｄｉ］
１
１－θ （１１）
２．２．２ 中间品厂商
假设垄断竞争的中间品厂商通过雇佣家庭劳动
和租借资本进行生产。中间品Ｙｔ（ｊ）由中间品生产
商ｊ生产：
Ｙｔ（ｊ）＝ａｔＫｔ（ｊ）αＮｔ（ｊ）（１－α）（ＫＧｔ）υ （１２）
考虑到政府公共投资支出的正外部性，比如铁
路、公路、机场、水利等重大基础设施建设和城市电
网改造，增加这类公共投资可以提高私人生产要素
的边际产出，我们借鉴Ｂａｘｔｅｒ等（１９９３）将政府公共
投资的资本积累ＫＧｔ 引入到厂商的生产函数中，υ为
公共资本的产出弹性［１３］。ａｔ为中间品厂商共同面对
的生产率冲击，其分布过程将在２．５节中给出。
中间品厂商的利润函数Ｄｔ（ｊ）：
Ｄｔ（ｊ）＝ Ｐｔ（ｊ）Ｙｔ（ｊ）－ＷｔＮｔ（ｊ）－ＲｋｔＫｔ（ｊ）
－ＰｔＡＣｔ（ｊ） （１３）
其中，ＰｔＡＣｔ（ｊ）为其价格调整成本。这里假
设采用Ｒｏｔｅｍｂｅｒｇ（１９８２）［１４］二次价格调整成本形
式：ＡＣｔ（ｊ）＝φｐ２
（Ｐｔ（ｊ）
Ｐｔ－１（ｊ）
－１）２Ｙｔ，φｐ＞０衡量调整
成本的大小，调整成本与上一期的价格水平相关，使
得中间品厂商的最优决策问题是动态的。
中间品厂商将在（１０）式和（１２）式的约束下选择
劳动、资本和价格 Ｐｔ（ｊ）最大化其目标函数：
Ｅ０∑
∞
ｔ＝０
β
ｔ［λｔＤｔ（ｊ）／Ｐｔ］，其中λｔ／Ｐｔ是贴现因子，为单
位利润所带来的效用增加量。
通过构造中间品厂商最优决策问题的拉格朗日
函数，可以得到如下的一阶条件：
λｔｗｔ ＝ （１－α）ζｔ
Ｙｔ（ｊ）
Ｎｔ（ｊ）
（１４）
λｔｒｋｔ ＝αζｔ
Ｙｔ（ｊ）
Ｋｔ（ｊ）
（１５）
（１－θ）（Ｐｔ
（ｊ）
Ｐｔ
）－θλｔＹｔ
Ｐｔ －φＰ
（Ｐｔ（ｊ）
Ｐｔ－１（ｊ）
－１）
λｔＹｔ
Ｐｔ－１（ｊ）
＋βφＰＥｔ｛（
Ｐｔ＋１（ｊ）
Ｐｔ（ｊ）－
１）Ｐｔ＋１
（ｊ）λｔ＋１Ｙｔ＋１
Ｐｔ２（ｊ）
｝
＋θζｔＹｔＰｔ
（Ｐｔ（ｊ）
Ｐｔ
）－θ－１ ＝０ （１６）
２．３ 政府
政府通过税收、发行债券和增发货币获得财政
收入，其预算约束为：
ＰｔＧｔ ＝ＰｔＴｔ＋（Ｂｔ／Ｒｔ－Ｂｔ－１）＋（Ｍｔ－Ｍｔ－１）
（１７）
政府支出Ｇｔ分为两部分：政府购买支出ＧＢｔ 和
公共投资支出ＩＧｔ，前者主要是政府部门对一般消费
品和服务的购买；后者表示政府在基础建设方面的
投入，因其进入厂商的生产函数能够提高私人要素
的边际产出，也常被称为政府的生产性支出。假设
ＧＢｔ 和ＩＧｔ 外生决定，其分布过程将在２．５节中给出，
且满足如下的关系：
Ｇｔ＝ＧＢｔ ＋ＩＧｔ （１８）
政府公共资本积累过程类似于（２）式：
ＫＧｔ ＝ （１－δ）ＫＧｔ－１＋ＩＧｔ （１９）
记ｂｔ＝Ｂｔ／Ｐｔ表示政府的实际债务，借鉴Ｇａｌｉ
等（２００４）假设，税收Ｔｔ与ｔ期初的政府债务ｂｔ－１和ｔ
期政府支出Ｇｔ满足如下的关系：
ｌｎ（Ｔｔ／Ｔ）＝φｂｌｎ（ｂｔ－１／ｂ）＋φｇｌｎ（Ｇｔ／Ｇ） （２０）
其中，ｂ和Ｇ 分别表示政府债务和政府支出的
稳态值（文中以不带时间脚标的字母表示变量稳态
值），φｂ ＞０表示税收关于政府债务的弹性，φｇ ＞０
表示税收关于政府支出的弹性。（２０）式意味着税收
·２３· 中国管理科学 ２０１１年
有稳定政府债务和政府支出的作用，并随着政府债
务和政府支出的增长而增长。
２．４ 中央银行
假设中央银行对通货膨胀和产出做出内生反
应，即：
ｌｎ（μｔ／μ） ＝ ρμｌｎ（μｔ－１／μ） ＋ φπｌｎ（πｔ／π）
＋φｙｌｎ（Ｙｔ／Ｙ）＋εμｔ （２１）
其中，μｔ ＝ Ｍｔ／Ｍｔ－１ 表示货币增长率，ρμ 表示
货币增长率的持久性系数，反映货币政策的平滑性。
通货膨胀πｔ＝Ｐｔ／Ｐｔ－１，真实货币余额ｍｔ＝Ｍｔ／Ｐｔ，
ｌｎ（πｔ／π）和ｌｎ（Ｙｔ／Ｙ）表示通货膨胀和产出关于其
稳态值的偏离。
最后，社会总资源约束为：
Ｙｔ＝Ｃｔ＋Ｉｔ＋Ｇｔ＋φＰ２
（Ｐｔ
Ｐｔ－１
－１）２Ｙｔ （２２）
一般均衡时，产品市场、劳动市场和货币市场同
时达到均衡状态。在稳态时，变量需满足：π＝１，Ｉ
＝δＫ，Ｑ＝１，Ｒ＝ １
β
，ｒｋ ＝ １
β
－（１－δ），Ｔ／Ｙ＝
Ｇ／Ｙ＋（１－β）ｂ／Ｙ，Ｃ／Ｙ＋Ｉ／Ｙ＋Ｇ／Ｙ ＝１，Ｉ
Ｇ ＝
δＫＧ，ＧＢ／Ｇ＋ＩＧ／Ｇ＝１。
２．５ 外生冲击
模型包含六个外生冲击，假设货币政策冲击
εｔμＮ（０，σμ２），而其它五个外生冲击：政府购买冲击
ＧＢｔ、政府公共投资冲击ＩＧｔ、生产率冲击ａｔ、消费需
求冲击ｚｔ和投资调整成本冲击ｄｔ，假设其对数形式
均 服 从 ＡＲ （１）过 程。 特 别 地，令 ｙｔ ＝
［ｌｎＧＢｔ ｌｎＩＧｔ ｌｎａｔ ｌｎｚｔ ｌｎｄｔ ］＇，ｙｔ表示为：
ｙｔ＝ （Ｅ－Γ）ｙ＋Γｙｔ－１＋εｔ （２３）
其中，ｙ为变量的稳态值，Ｅ表示５×５的单位
矩阵，外生冲击的持久性参数矩阵Γ＝ｄｉａｇ｛ρｇ，ρｉ，
ρａ，ρｚ，ρｄ｝，εｔ ＝ ［εｇｔ ε
ｉ
ｔ εａｔ εｚｔ εｄｔ ］＇，假设εｔ 的
分量是相互独立的零均值、标准差分别为σｇ、σｉ、σａ、
σｚ、σｄ 的白噪音扰动。
２．６ 对数线性化
为简化分析，将前文得出的优化条件对数线性
化一阶展开，变量上方的“＾”表示该变量关于其稳态
的对数偏离，如Ｉ＾ｔ＝ｌｎ（Ｉｔ／Ｉ）。对数线性化后的模型
划分为以下几个模块。
代表性家庭：
Ｉ＾ｔ ＝ １δ
Ｋ＾ｔ＋１－１－δδ
Ｋ＾ｔ （２４）
λ＾ｔ ＝ １１－βｈ
［＾ａｔ － １１－ｈ
（＾Ｃｔ － ｈ＾Ｃｔ－１）］
－ βｈ１－βｈ
Ｅｔ｛＾ａｔ＋１－ １１－ｈ
（＾Ｃｔ＋１－ｈ＾Ｃｔ）｝ （２５）
φ＾Ｎｔ＝λ＾ｔ＋ｗ＾ｔ （２６）
ｍ＾ｔ＋＾λｔ ＝－β／（１－β）＾Ｒｔ （２７）
Ｅｔ｛＾λｔ＋１ －＾λｔ－＾πｔ＋１｝＝－Ｒ＾ｔ （２８）
ｒｋ
ｒｋ＋（１－δ）
Ｅｔ｛＾ｒｋｔ＋１｝＋ １－δｒｋ＋（１－δ）
Ｅｔ｛＾Ｑｔ＋１｝＝
Ｅｔ｛＾Ｑｔ＋＾λｔ－＾λｔ＋１｝ （２９）
Ｉ＾ｔ＝ １１＋β
Ｉ＾ｔ－１＋ β１＋β
Ｅｔ｛＾Ｉｔ＋１｝＋ １
φＩ（１＋β）
Ｑ＾ｔ＋
（β＾ｄｔ＋１－ｄ＾ｔ）
１＋β
（３０）
生产商：
Ｙ＾ｔ ＝ａ＾ｔ＋α＾Ｋｔ＋（１－α）＾Ｎｔ＋υ＾ＫＧｔ （３１）
Ｋ＾ｔ－Ｎ＾ｔ ＝ｗ＾ｔ－＾ｒｋｔ （３２）
π＾ｔ ＝βＥｔ｛＾πｔ＋１｝＋
（θ－１）
φＰ
（＾ｒｋｔ＋Ｋ＾ｔ－Ｙ＾ｔ） （３３）
政府：
β（＾ｂｔ－Ｒ＾ｔ）＝ （＾ｂｔ－１－π＾ｔ）－
ｍ
ｂ
（＾ｍｔ－ｍ＾ｔ－１＋π＾ｔ）
＋ＧｂＧ＾ｔ－
Ｔ
ｂＴ＾ｔ
（３４）
Ｇ＾ｔ ＝Ｇ
Ｂ
ｔ
Ｇｔ
Ｇ＾Ｂｔ ＋Ｉ
Ｇ
ｔ
Ｇｔ
Ｉ＾Ｇｔ （３５）
Ｉ＾Ｇｔ ＝ １δ
Ｋ＾Ｇｔ＋１－１－δδ
Ｋ＾Ｇｔ （３６）
Ｔ＾ｔ ＝φｂ＾ｂｔ－１＋φｇ＾Ｇｔ （３７）
中央银行：
μ＾ｔ ＝ρμ＾μｔ－１＋φπ＾πｔ＋φｙ＾Ｙｔ＋εμｔ （３８）
Ｍ＾ｔ－Ｍ＾ｔ－１ －＾πｔ ＝ｍ＾ｔ－ｍ＾ｔ－１ （３９）
μ＾ｔ ＝ Ｍ＾ｔ－Ｍ＾ｔ－１ （４０）
总资源约束：
Ｙ＾ｔ ＝ ＣＹＣ＾ｔ＋
Ｉ
ＹＩ＾ｔ＋
Ｇ
ＹＧ＾ｔ
（４１）
外生冲击：
ｙ＾ｔ ＝Γ＾ｙｔ－１＋εｔ （４２）
（２４）～ （４２）式构成了ＤＳＧＥ模型的对数线性
化形式，模型包含１８个内生变量，６个外生冲击。
３ 参数估计与脉冲响应分析
３．１ 参数估计方法及数据说明
将（２４）～ （４２）式表示成矩阵形式的理性预期
差分方程组，运用 Ｋｌｅｉｎ（２０００）方法求解该理性预
期方程，将模型的解表示成状态空间形式 ［１５］，然后
利用贝叶斯方法进行深度结构参数的估计。依据贝
叶斯定理，待估参数的后验密度函数是似然函数和
·３３·第２期 简志宏等：货币供应机制与财政支出的乘数效应
先验信息的乘积。由于贝叶斯方法同时利用了似然
函数和先验信息，集合了校准方法和极大似然法的
优点：其将先验信息视为似然函数的权重，能更精确
地定位参数的估值区域，最为重要的是，贝叶斯估计
更少地受小样本数据的束缚。
本文模型中包含有６个外生冲击，为避免模型
估计中的奇异性问题，文章选用了产出、消费、通货
膨胀、货币供应量、政府支出及政府公共投资这六种
可观察变量的数据进行参数估计。文章选用了
１９９２年１季度—２００９年３季度的季度数据，并用
ＢＰ滤波对原始季度数据进行去势（ｄｅｔｒｅｎｄ）和季节
性处理。与Ｂａｘｔｅｒ等（１９９９）［１６］做法相同，数据经
过ＢＰ（６，３２）滤波算法处理，保留了周期从６到３２
个季度的分量，去掉了周期小于一年半的季节性分
量和周期大于八年的趋势性分量。具体来说，分别
选用实际 ＧＤＰ、实际社会消费品零售总额、环比
ＣＰＩ指数（依据月度环比ＣＰＩ计算）、狭义货币供应
量 Ｍ１、财政预算支出完成额、固定资产投资资金来
源中国家预算内资金。月度环比ＣＰＩ指数和固定
资产投资资金来源中国家预算内资金的数据取自中
经网统计数据库（１９９６年前缺失的环比ＣＰＩ数据来
源于谢安（１９９８）［１７］）；国内生产总值、社会消费品零
售总额、财政预算支出完成额、狭义货币供应量 Ｍ１
这４种数据取自ＣＣＥＲ数据库。由于我国对政府
公共投资没有一个明确的定义，基本建设投资完成
额的数据只统计到２００３年，考虑到无其它更好的替
代数据，因此本文以固定资产投资资金来源中国家
预算内资金近似为政府公共投资。同时，除了货币
供应量和ＣＰＩ数据，其余四种名义量数据均运用以
１９９２年１季度为基期的定基ＣＰＩ折算得到变量对
应的实际量。简言之，对数线性化模型的可观察变
量Ｙ＾ｔ、＾Ｃｔ、＾πｔ、＾Ｍｔ 、＾Ｇｔ 和＾ＩＧｔ 对应于产出、消费、通货
膨胀、货币供应量、政府支出及政府公共投资数据取
对数后进行ＢＰ（６，３２）滤波再减去均值后的数值。
ＢＰ滤波的 ＭＡＴＬＡＢ程序来源于Ｃｈｒｉｓｔｉａｎｏ的个
人主页（ｈｔｔｐ：／／ｆａｃｕｌｔｙ．ｗｃａｓ．ｎｏｒｔｈｗｅｓｔｅｒｎ．ｅｄｕ／～
ｌｃｈｒｉｓｔ／）。文章实证部分运用 ＤＹＮＡＲＥ－４．０．２
工具箱，在 ＭＡＴＬＡＢ－７．６环境中编程完成。
在进行贝叶斯估计之前，文章首先对模型中部
分常见的结构参数进行了校准。贴现因子β在长期
稳态均衡下满足关系：Ｒ＝１／β，利用７天同业拆借
年利率的均值除以４可以得到长期均衡的季度利
率，因此β校准为０．９８９７；参照国内外文献，将季度
的资本折旧率δ设定为０．０２５；根据经验估计，参照
劳动者报酬占国内生产总值的比重，同时借鉴国内
相关文献，生产函数中资本份额α取０．５；中间产品
的替代弹性θ取值为６，这意味着价格加成（ｍａｒｋ－
ｕｐ）为１．２。另外，本文根据１９９２年１季度－２００９
年３季度的季度数据的均值校准了部分变量的稳态
比值，如表１所示。
表１ 变量的稳态关系
变量 Ｃ／Ｙ Ｇ／Ｙ ｂ／Ｙ ｍ／Ｙ ＩＧ／Ｇ
稳态值 ０．３７２４ ０．１８０９ ０．０１２３ ０．０２１６ ０．１１３２
３．２ 参数的先验分布与贝叶斯推断
表２的前３列给出了１９个结构参数的先验分
布，先验分布参考了Ｓｍｅｔｓ等（２００３）［１８］、Ｃｏｅｎｅｎ等
（２００５）等文献。假设所有外生冲击的标准差服从均
值为０．１、标准差为２的逆伽玛分布，所有外生冲击
持久性参数服从均值为０．８、标准差０．１的贝塔分
布。价格调整成本参数ｐ 和投资弹性参数Ｉ 的取
值范围为［０，∞］，假设它们的先验均值分别为１０和
４、标准差为１．５的逆伽马分布；劳动供给弹性的倒
数，假设其先验分布均值为１、标准差为２的逆伽
马分布；假设消费习惯参数ｈ服从均值为０．６，标准
差为０．１的贝塔分布；假设货币政策对通胀和产出
的反应系数π 和ｙ 都为正态分布；同时，假设财政
政策参数中税收对债务的弹性参数ｂ 和政府购买
支出的弹性参数ｇ 服从均值为０．１，标准差为２的
逆伽马分布，假设产出对公共资本的弹性υ服从均
值为０．０３、标准差为０．１的逆伽马分布。
表２的后４列报告了贝叶斯估计的后验众数和
基于 ＭＨ算法（抽样２００００次并丢掉前１００００次）
的均值及５％和９５％分位数。从贝叶斯估计结果来
看，家庭的消费习惯参数ｈ后验均值为０．８５６５，说
明家庭消费的惯性影响很大；劳动供给弹性参数φ
的后验均值为０．３６２１，表明我国的劳动供给弹性较
大；投资调整成本参数系数 φＩ 的后验均值为
２．７２２５，小于西方国家的估计值。产出对公共资本
的弹性系数υ的后验均值为０．０１９３，也远远小于西
方国家的估计值；价格粘性参数φｐ 后验均值为
２１．４１３３，与西方国家的估计值较为接近。从政策参
数的估计结果来看，货币供应量对通货膨胀的反应
系数φπ 的后验均值为－１．１８１２，对产出的反应系数
φｙ 的后验均值为０．１８３６，货币供应量对通货膨胀较
大的负向反应表明中央银行采取了管理通货膨胀的
政策，货币供应量对产出较小的正向反应表明在产
出增加时中央银行将适当地增加货币供应，以满足
·４３· 中国管理科学 ２０１１年
经济扩张对货币的需求。财政政策的两大冲击的持
久性系数的后验均值分别为０．８５６３和０．８８７７，货
币供应量冲击的持久性系数的后验均值为０．９００４，
这三个政策冲击的持久性都高于其它外生冲击，并
且政府公共投资冲击的波动性最大，标准差为
０．０６７４。
表２ 参数的先验分布与贝叶斯估计结果
参数
先验分布
分布类型 先验均值 标准差
后验分布
后验众数 后验均值 ５％分位数 ９５％分位数
Ａ．影响代表性家庭决策的结构参数
ｈ 贝塔分布 ０．６ ０．１ ０．８６１４ ０．８５６５ ０．８１７９ ０．８９３７
φ 逆伽玛分布 １ ２ ０．２９４３ ０．３６２１ ０．２４８６ ０．４８８４
Ｉ 逆伽玛分布 ４ １．５ ３．８２５５ ２．７２２５ １．９３１４ ３．５３６２
ρｚ 贝塔分布 ０．８ ０．１ ０．８１８ ０．７９０２ ０．７０４８ ０．８７４４
ρｄ 贝塔分布 ０．８ ０．１ ０．７８４４ ０．７７５０ ０．６６９３ ０．８８４１
σｚ 逆伽玛分布 ０．１ ２ ０．０３７６ ０．０３８３ ０．０２７０ ０．０４８４
σｄ 逆伽玛分布 ０．１ ２ ０．０４９７ ０．０５４９ ０．０３７１ ０．０７０４
Ｂ．影响厂商决策的结构参数
υ 逆伽玛分布 ０．０３ ０．１ ０．０１３５ ０．０１９３ ０．００６３ ０．０３１１
ｐ 逆伽玛分布 １０ １．５ １０．０８１４ ２１．４１３３ １４．８７１５ ２８．７７４３
ρａ 贝塔分布 ０．８ ０．１ ０．７７７４ ０．７１９７ ０．６５６１ ０．７７７４
σａ 逆伽玛分布 ０．１ ２ ０．０２９７ ０．０３３８ ０．０２８１ ０．０３９６
Ｃ．财政政策参数
ρｇ 贝塔分布 ０．８ ０．１ ０．８６８３ ０．８５６３ ０．７７３６ ０．９３８６
ρｉ 贝塔分布 ０．８ ０．１ ０．８９２９ ０．８８７７ ０．８３３０ ０．９４３９
σｇ 逆伽玛分布 ０．１ ２ ０．０３２２ ０．０３２７ ０．０２８５ ０．０３６６
σｉ 逆伽玛分布 ０．１ ２ ０．０６６５ ０．０６７４ ０．０５８９ ０．０７６４
ｂ 逆伽玛分布 ０．１ ２ ０．０４６５ ０．０６００ ０．０２６９ ０．０９４７
ｓ 逆伽玛分布 ０．１ ２ ０．０４７４ ０．１０４０ ０．０２５４ ０．１９３５
Ｄ．货币政策参数
ρμ 贝塔分布 ０．８ ０．１ ０．９５９８ ０．９００４ ０．７９５７ ０．９８６２
σμ 逆伽玛分布 ０．１ ２ ０．０１７２ ０．０１８３ ０．０１５５ ０．０２１２
π 正态分布 －０．９ ０．１ －１．１４２４ －１．１８１２ －１．３３１１ －１．０５２５
ｙ 正态分布 ０．５ ０．０５ ０．１８１９ ０．１８３６ ０．１８１９ ０．１８５６
３．３ 财政支出冲击的脉冲响应分析
本文将分别考察在一个单位（１％）正向的政府
购买冲击和公共投资冲击下产出、通货膨胀、消费、
投资、劳动、政府税收、政府债券、真实货币余额、利
率及工资１０个内生变量的脉冲响应。图中横坐标
表示脉冲响应的时期，纵坐标表示内生经济变量对
其稳态值偏离的百分比。
首先看政府购买冲击下的脉冲响应。从图１可
以看出，一个单位（１％）的正向政府购买冲击下产出
增加了０．１３８７％，政府购买增加使得通货膨胀有小
幅增长，并不同程度地挤出了私人消费和私人投资。
政府购买增加主要通过税收和政府债券融资，两种
融资方式对家庭均形成负的财富效应（ｎｅｇａｔｉｖｅ
ｗｅａｌｔｈ ｅｆｆｅｃｔ）。从图中可以看出，政府债券融资增
幅达１１．８３％，名义利率受政府债券发行量增加的
影响，增长峰值为０．００１７％。政府债券融资挤占了
私人投资所需的货币资金，私人投资在第５期降幅
达０．１２７８％。但政府购买支出增加对私人消费的
影响相对要小很多，一方面的原因是劳动需求的增
加导致的实际工资上升，部分地弥补了家庭收入的
减少，另一方面的原因是家庭的消费习惯很大，在消
费惯性的影响下家庭消费在大约４０期后才缓慢回
到稳态值，而私人投资大约２０期后就回到了稳态
值。
在一个单位（１％）的政府公共投资冲击下，产出
小幅增长了０．０１８６％，相比政府购买冲击，政府公
共投资对产出的拉动作用不够明显，可能的原因是
我国公共投资占 ＧＤＰ的比重较小，平均值大约为
０．０２０５，并且产出对公共投资的弹性也很小，后验均
值估计约为０．０１９３。从图２可以看出，宏观经济变
量对公共投资冲击的脉冲响应与对政府购买冲击的
脉冲响应方向是相同的，但宏观经济变量对公共投
资冲击的脉冲响应幅度要更小。值得注意的是，在
公共投资冲击下，私人消费约在２５期之后、私人投
资在１４期之后会出现正向的响应，这是政府公共投
资冲击与政府购买冲击不同的地方。公共投资增加
·５３·第２期 简志宏等：货币供应机制与财政支出的乘数效应
能够提高私人生产要素的边际产出，使得厂商有增
加劳动和资本要素的动力，在政府公共投资的产出
效应作用下，负的财富效应将逐渐消失，私人消费和
私人投资将由负向的响应转为正向的响应。此外，
扩张的财政支出引致通货膨胀的正向响应，在货币
供应量对通货膨胀负向反应的作用下，真实货币余
额出现持续的下降。
图１ 政府购买冲击
图２ 公共投资冲击
３．４ 财政支出冲击的乘数效应分析
表３分别给出了政府购买支出和公共投资支出
的乘数，即当政府购买支出和公共投资支出外生地
增长百分之一时，产出、私人消费和私人投资在１、
４、１２、１５、３０期内的平均增长率（百分数）。
表３结果表明，政府购买冲击对产出的乘数效
应较大，它的乘数效应在第１期比公共投资的乘数
效应要大０．１２个百分点。政府购买冲击和公共投
资冲击对私人消费和私人投资均为负的乘数效应，
即存在挤出效应，且对私人投资的挤出效应大于对
私人消费的挤出效应，因此财政支出负的财富效应
主要是影响私人投资，而对私人消费的挤出效应相
对较小。
表３ 财政支出冲击的乘数效应
一个单位 时期 ΔＹ／Ｙ ΔＣ／Ｃ ΔＩ／Ｉ
政府购买
冲击
公共投资
冲击
１ ０．１３８７ －０．００７２ －０．０４２６
４ ０．０８３１ －０．０１４９ －０．０９０６
１２ ０．０２９７ －０．０２０９ －０．０９１９
１５ ０．０２２９ －０．０２１５ －０．０８１３
３０ ０．００８５ －０．０２１３ －０．０４５８
１ ０．０１８６ －０．０００７ －０．００３６
４ ０．０１２５ －０．００１５ －０．００９４
１２ ０．００６７ －０．００１９ －０．００９４
１５ ０．００６０ －０．００１８ －０．００７７
３０ ０．００４７ －０．００１１ －０．００１９
４ 财政支出乘数效应的敏感性分析
上文的分析表明，中国的财政支出挤出了私人
消费和私人投资。下文试图回答的问题是，这种挤
·６３· 中国管理科学 ２０１１年
出效应是由中国的经济结构决定的，还是与中国的
货币供应机制有关呢？
为此，需要对模型的部分结构参数和政策参数
进行敏感性分析，或者说进行反事实的仿真分析。
应该指出，对结构参数和政策参数进行反事实仿真
是对中国经济进行ＤＳＧＥ建模的主要动因。反事
实仿真的具体方法是在改变一个模型结构参数或者
政策参数而保持其他参数不变的条件下，观察政府
购买支出和公共投资支出冲击对产出、消费、投资乘
数效应的影响。敏感性分析的模型政策参数包括政
府购买和公共投资支出冲击的持久性系数ρｇ和ρＩ 、
税收关于政府债务的弹性ｂ 、税收关于政府支出的
弹性ｇ 、货币供应的持久性系数ρμ及其对通货膨胀
和产出的反应系数π和ｙ ；敏感性分析的模型结构
参数包括消费习惯参数ｈ、劳动供给弹性 １
φ
及产出
对公共资本的弹性υ。图３和图４分别给出了在相
应的政策参数或结构参数改变时，一个单位（１％）的
政府购买冲击和公共投资冲击下产出、私人消费和
私人投资１年期内的平均乘数效应的变动情况。
从模型的经济结构参数看，除了产出对政府公
共资本的弹性参数υ外，其余模型的经济结构参数
不会从根本上改变财政支出的挤出效应。值得注意
的是，当消费习惯参数ｈ从０．１逐渐增加到０．９５，
政府购买冲击和公共投资冲击对消费的挤出效应逐
渐变小；另一方面，随着劳动供给弹性参数φ的增大
（劳动供给弹性的减小），政府购买和公共投资对私
人投资的挤出效应增大，这是由于在劳动供给弹性
减小时，政府购买冲击带动工资上涨，但劳动供给的
增长有限，资本的边际生产率下降，抑制了厂商的资
本需求，因此私人投资被更多地挤出了，但φ对产出
和私人消费并不明显。需要强调的是，虽然产出对
公共资本的弹性参数υ基本上不影响政府购买冲击
的乘数效应，但其对于政府公共投资的乘数效应影
响则非常明显，当υ的取值变大并超过０．１２时，政
府公共投资对私人消费和私人投资的乘数效应由挤
出效应转变为正的挤入效应，对产出的挤入效应也
是随着υ的变大而进一步增大。因此，在本文考察
的经济结构参数中，对财政支出乘数效应产生至关
重要影响的是公共资本的产出弹性，亦即公共投资
的效率问题，本文υ的后验均值估计为０．０１９３，与产
生挤入私人消费和私人投资效应的０．１２数值存在
很大的差距。
图３ 政府购买冲击乘数效应的敏感性分析
图４ 公共投资冲击乘数效应的敏感性分析
·７３·第２期 简志宏等：货币供应机制与财政支出的乘数效应
从财政政策参数和货币政策参数来看，财政政
策参数对财政支出的挤出效应不会产生根本性的影
响，不同参数的取值在一定程度上改变了挤出效应
的大小，但均不会对私人消费和私人投资产生挤入
效应。与财政政策参数不同，货币政策参数对财政
支出的乘数效应会产生决定性的影响。政府购买冲
击和公共投资冲击的乘数效应虽对货币供应的持久
性系数的变化并不敏感，但是货币供应量对通货膨
胀的反应系数φπ 和对产出的反应系数φｙ 对于乘数
效应的影响非常明显。在逐渐减小货币供应量对通
货膨胀的负向反应时，政府购买冲击和政府公共投
资冲击对产出和投资的乘数效应逐渐变大。当φπ
＞－０．５或φｙ ＞１．２时，公共投资对私人投资的挤
出效应转变为挤入效应；在φｙ ＞１．２的情形，政府
购买也会挤入私人投资。而在本文的政策参数估计
中φπ 和φｙ 的后验均值估计分别为－１．１８１２和
０．１８３６，这说明财政支出的挤出效应与中国货币供
应量对通货膨胀和产出的内生响应紧密相关。
５ 结语
起源于ＲＢＣ理论的ＤＳＧＥ分析框架，最初主要
应用在经济波动领域。经过近三十年的完备化发
展，近年来ＤＳＧＥ模型已逐渐成为研究宏观经济政
策的标准范式，被广泛应用于最优经济政策的评价
问题。相比简约化模型，结构化的ＤＳＧＥ模型能最
大程度地避免Ｌｕｃａｓ批判问题，能够有效地进行宏
观经济政策的反事实仿真分析，刻画政策参数变动
引致的宏观经济动态演进。简约化模型无法甄别单
个深度结构参数的影响，因此不能很好地用于研究
宏观经济政策，而政策分析是ＤＳＧＥ模型的优势所
在。
本文通过构建包括货币供应机制的 ＤＳＧＥ模
型，分析了中国政府购买支出与公共投资支出对私
人消费和私人投资的乘数效应以及产生该效应的深
层次原因。研究发现，公共资本的产出弹性对政府
公共投资支出的乘数效应有着重要的影响，较低的
公共资本的产出弹性是中国财政政策产生挤出效应
的结构性原因，同时，较高的消费习惯使得这种挤出
效应更多地体现在对私人投资的影响上。但是，在
适当的货币政策配合下，政府购买支出和公共投资
支出有可能对私人消费和私人投资产生正的挤入效
应，从而最终达到以财政政策刺激经济增长与社会
和谐发展的双重目的。
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ＪＩＡＮ Ｚｈｉ－ｈｏｎｇ，ＬＩ Ｓｈｕａｎｇ，ＬＵ Ｊｕａｎ
（Ｓｃｈｏｏｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｈｕａｚｈｏｎｇ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｓｃｉｅｎｃｅ ａｎｄ Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｗｕｈａｎ ４３００７４，Ｃｈｉｎａ）
Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｅｓ ｔｈｅ ｍｕｌｔｉｐｌｉｅｒ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｆ Ｃｈｉｎａ’ｓ ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｐｕｒｃｈａｓｅ ａｎｄ ｐｕｂｌｉｃ ｉｎｖｅｓｔ－
ｍｅｎｔ ｂａｓｅｄ ｏｎ ａｎ ｅｘｔｅｎｄｅｄ ＤＳＧＥ ｆｒａｍｅｗｏｒｋ ｉｎ ｗｈｉｃｈ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ｉｓ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｚｅｄ ｂｙ ａｎ ｅｎｄｏｇｅｎｏｕｓ
ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ．Ｉｔ ｓｈｏｗｓ ｔｈａｔ ｂｏｔｈ ｋｉｎｄｓ ｏｆ ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｅｘｐｅｎｄｉｔｕｒｅｓ ｈａｖｅ ｃｒｏｗｄｉｎｇ ｏｕｔ ｅｆｆｅｃｔ
ｏｎ ｐｒｉｖａｔｅ ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ ａｎｄ ｐｒｉｖａｔｅ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ．Ｓｅｎｓｉｔｉｖｅ ａｎａｌｙｓｉｓ ｆｉｎｄｓ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｍａｉｎ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｔｏ ｆｉｓｃａｌ
ｃｒｏｗｄｉｎｇ ｏｕｔ ｅｆｆｅｃｔ ｉｓ ｒｅｌａｔｉｖｅ ｌｏｗｅｒ ｏｕｔｐｕｔ ｅｌａｓｔｉｃｉｔｙ ｏｆ ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｃａｐｉｔａｌ．Ｉｎ ｔｈｅ ｃａｓｅ ｏｆ ｌｅｓｓ ｎｅｇａｔｉｖｅ ｒｅ－
ｓｐｏｎｓｅ ｏｆ ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｔｏ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｏｒ ｓｔｒｏｎｇｅｒ ｐｏｓｉｔｉｖｅ ｒｅａｃｔｉｏｎ ｔｏ ｏｕｔｐｕｔ ｉｎ Ｃｈｉｎａ’ｓ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ，ｔｈｅ
ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｐｕｒｃｈａｓｅ ａｎｄ ｐｕｂｌｉｃ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ｗｉｌｌ ｌｅａｄ ｔｏ ａ ｒｉｓｅ ｉｎ ｐｒｉｖａｔｅ ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ ａｎｄ ｐｒｉｖａｔｅ ｉｎｖｅｓｔ－
ｍｅｎｔ．
Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｍｏｎｅｙ ｓｕｐｐｌｙ ｍｅｃｈｎｉｓｉａｍ；ｇｏｖｅｒｎｍｅｎｔ ｐｕｒｃｈａｓｅｓ；ｐｕｂｌｉｃ ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ；ｍｕｌｔｉｐｌｉｅｒ ｅｆｆｅｃｔｓ
·９３·第２期 简志宏等：货币供应机制与财政支出的乘数效应
