财政政策扩张、异质性企业与中国城镇就业_郭长林.pdf

财政政策扩张、 异质性企业与中国城镇就业*郭长林内容提要: 本文反思扩张性财政政策对就业的影响。基于我国 1998 年第 1 季度2014 年第 4 季度的宏观季度数据， 识别出我国财政政策对就业影响的特征事实: 财政投资支出扩张会导致国有企业就业上升， 民营企业就业下降。为了理解这一现象， 通过对一个同时包含异质性企业、 纵向产业结构和分割劳动力市场的动态随机一般均衡模型进行分析， 发现产业间关联、 要素禀赋结构和劳动供给弹性是影响财政政策就业效应的主要因素。财政政策扩张在带动国有企业产品需求的同时， 也通过拉升中间投入品价格导致民营企业生产成本上升， 进而抑制了该部门的劳动需求。随着财政政策力度的逐渐衰减， 位于产业链上游的国有部门存在就业超调。贝叶斯估计结果显示， 国有企业的资本密集程度更高， 所对应市场的劳动供给弹性更小， 且与民营企业的关联非常显著， 以扩大政府投资为主要特征的财政政策总体上无益于促进就业。关键词: 财政政策异质性企业纵向产业结构就业*郭长林， 上海财经大学公共经济与管理学院， 邮政编码: 200433， 电子信箱: econwork 163. com。本研究得到国家自然科学基金项目( 71403040) 和上海财经大学基本科研业务费( 2016110074) 资助。作者感谢匿名审稿人的建设性意见， 文责自负。一、引言我国近 10 年的宏观调控实践表明， 以大规模基础设施建设为特征的财政政策扩张成为政府应对经济下行的重要措施。毫无疑问， 扩大政府投资在短期内的确能够减缓甚至扭转外部消极因素对经济的不利影响， 这对于保持经济平稳增长具有重要意义。然而， 除产出外， 就业状况也是判断经济是否运行良好的重要指标， 且与居民福祉更为相关。正因如此， 稳定就业逐步上升为我国宏观调控的重要目标 。“新增就业人数” 已经成为每年政府工作报告中时常出现的关键指标。既然如此， 一个值得反思的问题是: 以往所采用的大规模财政刺激政策是否有利于促进就业?这一政策主要通过何种机制对就业产生影响?哪些因素在这一过程中发挥比较重要的作用?本文将从经验和理论层面对这些问题进行探讨。我国劳动力市场的主要特点可以概括为以下四个方面: 第一， 作为经济中比重最大的生产主体， 我国国内企业根据所有制可以分为国有企业和民营企业， 两者在经济中均发挥重要作用: 前者是政府实施宏观调控政策重要通道( Wen Wu，2014) ， 后者则具有较强的吸纳就业的能力， 对就业的贡献率达到 60%以上( Song et al， 2011) ; 第二， 国有企业和民营企业的要素禀赋结构存在明显差异。资本密集型企业是国有企业的主要类型， 而民营企业则多以劳动密集型企业为主。特别在 1998 年国有企业改革之后， 这种差异表现得尤为明显( Song et al，2011; Chang et al，2016) ; 第三， 两类企业在产业结构中的位置有所不同。国有企业多处于产业链的上游， 而民营企业则主要分布在下游产业之中， 这种纵向的产业结构对于理解我国诸多经济现象均具有重要意义( Li et al，2015) ; 第四， 我国劳动力市场存在一定程度的分割， 主要体现在两个方面: 一方面， 农村劳动力进入城市正规部门尚存在许多门槛( Brandt et al，2013) ; 另一方面， 一般劳动力难以进入国有部门 特别是国有垄断部门 就业( 蔡昉等， 2004; 陆铭等， 2011) ， 后者与本文所关注的研究问88郭长林: 财政政策扩张、 异质性企业与中国城镇就业题直接相关。考察我国政府财政行为对就业影响的研究文献较少， 且大多集中于经验分析。蔡昉等( 2004)通过对我国分行业的数据进行分析， 发现财政性投资具有逆就业倾向， 扩张性财政政策所引导的投资领域恰恰是就业密集程度较低的行业， 从而导致反周期的宏观调控政策带动就业的能力被大幅削弱。陆铭和欧海军( 2011) 基于我国城市层面的数据， 从地方政府干预的角度解释我国经济增长创造就业能力较低的现象， 其分析结果显示: 省级政府基本建设支出占国内生产总值比重每提高 1个百分点， 城市就业弹性下降 0. 089。从趋势上看， 如果政府基本建设支出占 GDP 的比重持续上升， 那么就业弹性就将持续下降。尽管这些研究从实证上识别出了财政投资政策无助于改善就业这一事实， 但均没有对这一事实背后的传导机制详加刻画， 从而在准确评估财政政策扩张对就业的动态影响方面略显不足。基于能够更加深入地理解财政政策对就业影响机制的考虑， 少数文献在动态随机一般均衡( dynamic stochastic general equilibrium， 下文简称 DSGE) 的框架下对这一问题加以考察。值得注意的是， 这些文献得出的结论与上述经验研究恰好相反。王文甫( 2008) 通过将政府支出引入居民的效用函数之中， 发现政府支出增加有助于提振就业。但是， 这种建模方式更适合于描述服务性政府支出， 无法很好地刻画具有生产性的政府投资性支出， 与我国政府通常所采用的以投资拉动为主要特征的财政政策并不完全吻合。郭新强和胡永刚( 2012) 同时将政府投资性支出和服务性支出纳入分析之中， 从财政支出偏向的角度考察其对就业的影响。分析结果显示， 投资支出扩张有助于促进就业。然而， 该文献的核心机制与标准的真实周期模型类似， 即政府支出规模扩张通过财富效应( wealth effect) 导致劳动供给增加， 从而带动了经济中的总体就业水平。所不同的是， 政府投资支出的生产性从劳动的需求方使这一结果得到加强， 而企业投资所面临的流动性约束和粘性价格则在一定程度上弱化了该结果。总体而言， 有关我国劳动力市场的特征并没有在其模型设定中得到体现。为了能够在既有文献的基础上， 更为准确地识别和理解财政政策对就业的影响， 本文从经验和理论分析两个维度对这一问题进行系统考察。在经验分析部分， 我们选取能够分别刻画两类企业就业的变量。基于我国 1998 年第 1 季度2014 年第 4 季度( 以下简称 1998Q12014Q4) 的季度数据， 在一个包含 4 变量的结构向量自回归( SVAR) 模型中识别财政投资冲击对不同部门就业及总产出的影响。分析结果显示， 财政投资扩张对不同企业就业的影响截然相反: 国有企业就业随着财政刺激政策显著增加， 而民营企业就业则显著下降。尽管总产出在财政政策冲击发生之后有所上升， 但幅度小于财政政策本身。本文在理论分析中将差别化的要素禀赋结构、 纵向产业结构和分割劳动力市场等元素有机地纳入到一个动态随机一般均衡( DSGE) 模型中， 理解上述事实的生成机理。分析表明， 在其他条件不变的前提下， 财政投资支出扩张推高了国有企业产品( 即上游产品) 的价格， 这对不同部门的就业造成了截然相反的影响: 一方面， 对国有企业而言， 产出增加， 劳动雇佣量上升; 另一方面， 对处982018 年第 5 期在2009 年我国推出 “四万亿( 元) ” 刺激计划以来， 一些研究也对其就业效应进行评估。例如 Cai et al ( 2010) 认为 “四万亿( 元) ” 刺激计划表现出 “逆就业” 倾向， 对能够明显带动就业的部门投入明显不足。He et al ( 2009)将上下游企业之间的关联考虑在内， 分别考察了就业的短期和中长期影响。然而， 这些研究大多数使用的是一个静态的分析框架， 无法很好地识别财政政策对就业的动态影响。在传导机制方面， 主要聚焦于下游部门对上游部门的带动作用， 而没有考察上游部门对下游部门的影响。近年来， 一些研究从纵向产业结构的角度理解中国的经济现象。例如， Li et al ( 2015) 通过引入纵向产业结构， 解释中国的国家资本主义( state capitalism) 现象。与该文献不同， 本文重点考察上游部门对下游部门的影响。Peng et al ( 2016) 将纵向业结构引入标准的 RBC 模型中， 用以解释中国经济波动中的特征事实。但是， 在财政政策部分， 该研究主要考察消费性政府支出， 而生产性政府支出则是本文的重点考察对象。于产业链下游的民营企业而言， 上游产品价格上升意味着其生产成本的提高。在这种情况下， 民营企业的最优决策是缩减生产规模， 减少对劳动、 资本以及上游产品的需求。随着财政政策力度的衰减， 民营企业在决定上游产品需求过程中的重要作用逐渐显现。由于民营企业对上游产品的需求较低， 所以其价格水平逐步回调。在这一过程中， 国有企业在缩减生产规模的同时， 也进一步减少了自身的劳动需求， 该部门的就业水平甚至存在 “超调” ( 即就业水平调整至初始水平以下) 的可能性。分析表明， 企业的要素禀赋结构、 产业间联系和劳动力市场供给弹性是影响财政政策就业效应的主要因素。其中， 如果企业的资本密集程度越高， 那么其就业吸纳能力就越低; 若产业间联系越强， 则财政政策扩张对下游部门生产成本的影响程度越大; 随着劳动供给弹性的下降， 劳动力市场的自动稳定效应越明显， 就业对财政政策的反应程度相应越低。最后， 本文运用贝叶斯方法对模型中的重要参数进行估计， 结果显示: ( 1) 国有企业的资本密集程度远高于民营企业; ( 2) 两类企业的产业间联系非常显著; ( 3) 在分割的劳动力市场中， 国有企业所面临的劳动供给弹性更小。给定参数的估计值， 模型的模拟结果与经验分析高度一致， 这表明本文所采用的理论模型不仅如实地刻画了我国劳动力市场的主要特征， 而且也能够与经验事实相吻合， 从而有助于理解这些经验事实的生成机理， 为思考财政政策的就业效应提供了较为恰当的分析框架。本文结构如下: 第二部分的经验分析梳理我国财政政策对就业影响的特征事实; 第三部分介绍理论模型的设定; 第四部分从经济波动的角度考察财政政策对就业影响;第五部分运用贝叶斯方法对模型参数进行估计; 第六部分为结论。二、经验事实( 一) 数据来源与变量选取结合本文的研究目的， 我们选择了 4 个主要变量: 国内生产总值( GDP) ， 财政投资支出( G) 、 国有企业就业人数( SOEem) 和民营企业就业人数( POEem) ， 时间跨度为 1998Q12014Q4， 数据全部源自中经网宏观数据库。本文使用 “资金来源为预算资金的固定资产投资” 衡量财政投资支出，使用“国有单位从业人员数” 衡量国有企业的就业人数 ， “私营企业从业人员数” 衡量民营企业就业人数。我们利用以 2001 年 1 月为基数的消费者物价指数( CPI) 和投资品价格指数分别对名义国内生产总值和财政投资支出进行平减， 得到对应的实际变量。在正式分析之前， 首先对上述变量进行季节调整， 取对数后利用 HP 滤波提取其周期成分。( 二) SVAR 分析本文采用结构向量自回归( SVAR) 模型考察财政政策对就业的影响。在基准分析中， 我们运用 Choleski 分解的方法识别财政政策冲击。我们仅对各变量的周期部分进行考察， 并按照“GGDPSOEemPOEem” 对变量进行排序。基准分析结果见图 1。由图 1 可知: ( 1) GDP 在冲击发生的当期明显上升， 但上升幅度明显小于财政政策冲击。同09郭长林: 财政政策扩张、 异质性企业与中国城镇就业本文也详尽考察了财政政策扩张对就业的长期影响及其影响因素。限于篇幅， 此处从略， 感兴趣的读者可向作者索取。考虑到这一统计指标存在一定的误差， 在稳健性检验中， 本文使用 Higgins Zha( 2015) 中有关政府投资的统计数据进行分析， 结论没有发生改变。限于篇幅， 此处从略， 感兴趣的读者可向作者索取。在数据中， 衡量不同企业就业水平的变量还包括在岗职工数。在稳健性分析中， 我们采用这一变量重新进行了相关分析， 基准分析的结论没有发生改变。限于篇幅， 此处从略， 感兴趣的读者可向作者索要。由于现实中财政政策往往具有较强的内生性， 所以采用 Choleski 分解在识别财政政策冲击方面存在不足。为了弥补这一不足， 本文在稳健性分析部分运用符号限制( sign restriction) 的方法识别财政政策对就业的影响， 基准分析的结果具有稳健性。限于篇幅， 此处从略， 感兴趣的读者可向作者索取。稳健性分析表明， 部分改变变量顺序对基准分析结果没有影响。图 1就业和产出对财政支出冲击的脉冲响应注: 图中变量与正文中的定义一致。图中横轴表示冲击发生后的时期( 季度) 数， 纵轴表示相关变量对各自初始值的偏离， 虚线表示 95%的置信区间。时， 其对财政政策冲击的反应表现出一定的持续性， 大约在冲击发生的 10 个季度之后逐渐回归初始水平; ( 2) 国有企业就业人数随着正向财政政策冲击的发生而上升， 其上升的幅度略大于 GDP，但仍然略小于财政政策冲击; ( 3) 民营企业就业水平呈现下降态势。与国有企业有所不同的是， 该部门就业的动态调整周期略短， 大约在 6 个季度之后回复至初始水平。上述分析结果表明当政府采用以扩大投资支出为特征的财政政策刺激经济时， 确实在一定程度上起到了稳增长的作用， 但对不同部门就业水平的影响则出现分化。对国有企业而言， 扩张性财政政策带动了该部门的就业水平。两个潜在的原因导致了这一结果: 一方面， 财政投资的领域多为基础设施建设项目， 客观上国有企业更加具备承担这类项目的能力; 另一方面， 由于国有企业是政府实施宏观调控政策( 包括财政政策) 的重要媒介( Wen Wu， 2014) ， 所以政府在投资项目的选取上， 也更倾向于选择与国有企业更加匹配的项目( 周其仁， 2012) 。尽管此处的分析不足以对上述原因加以识别， 但仅就本文的研究目的而言， 两者具有等价性。此外， 由于财政政策对民营部门的就业具有一定的抑制作用， 考虑到民营企业在吸纳全社会劳动力方面所发挥的主要作用， 所以我们能够推断财政投资政策对社会总就业的影响总体为负。三、理论模型基于准确刻画我国劳动力市场主要特征的考虑， 本文所采用的 DSGE 模型中包含 4 个部门: 居民、 国有企业、 民营企业和政府。( 一) 居民假设经济中存在大量代表性居民， 尽管他们在偏好上相同， 但是不同居民的就业状况存在差异，主要分为3 种状态: 在国有企业工作、 在民营企业工作和失业。在传统的代表性居民模型中， 用于衡192018 年第 5 期进一步的分析验证了这一推断。限于篇幅， 此处从略， 有兴趣的读者可向作者索要。量就业水平的主要变量是劳动时间， 这种建模方式仅能刻画居民在集约边际( intensive margin) 上的决策行为， 无法直接刻画其在广延边际( extensive margin) 上的决策。因此， 代表性居民模型在准确刻画居民就业这一问题上存在不足( Gali et al， 2012) 。为了突破这一局限， 我们对标准模型进行重构， 第一个重要的变化是将分割的劳动力市场引入模型， 即劳动力不在国有企业和民营企业之间自由流动。这一看似严格的假定能够在一定程度上更好地拟合中国经济中的现实情况( 陆铭等， 2011) 。由于引入了分割劳动力市场， 所以在均衡处， 国有企业和民营企业的工资水平可以存在差别。为了保持模型内在逻辑的一致性， 本文对标准模型的第二个调整是假定代表性居民不做劳动供给方面的决策。这是因为当两类企业的工资存在差异时， 如果允许居民进行劳动供给方面的决策， 那么最终的结果是劳动力将被全部被配置到两类企业之中， 从而依然无法刻画广延边际上的决策。为此， 我们通过外生地给出两类市场中的劳动供给曲线作为克服这一困难的方法。在这种情况下， 居民部门相当于劳动力的“蓄水池” ， 其在国有企业和民营企业两个部门的就业水平主要由企业的需求决定， 这在一定程度上拟合了长期以来我国劳动供给弹性较大的事实( Li et al，2015) 。根据上述描述， 居民部门的决策问题可以表述为如下形式:maxCt， It， BtE0t =0tu( Ct)( 1)预算约束为:Ct+ It+ Bt= RK， tKt+ W0， tL0， t+ W1， tL1， t+ ( 1 L0， t L1， t)Ut+ Rt1Bt1 Tt( 2)L0， t+ L1， t 1( 3)其中， Ct、 It和Bt分别表示居民在 t 期的消费、 实物资本投资以及所购买债券数量。由于政府与居民的借贷是模型中仅有的金融渠道， 所以Bt也可以被用来刻画居民在 t 期的储蓄。在 t 期， 根据不同企业的劳动需求， 居民部门的劳动收入可以分解为两个部分: 在国有企业的劳动所得W0， tL0， t和在民营企业的劳动所得W1， tL1， t。其中， W0， t和W1， t分别表示国有企业和民营企业的工资水平。通过将居民部门总劳动力水平标准化为 1， L0， t表示居民部门中在国有企业工作的人口比重， L1， t表示其在民营企业工作的人口比重。( 1 L0， t L1， t) Ut表示失业人员所领取的政府失业救济金。Rt 1Bt 1是居民在 t 1 期所购买债券的总收益， Rt为收益率。由于居民在 t 1 期购买债券时已经确定了其收益水平， 所以Rt 1Bt 1是其在当期的债券总收益。RK， tKt表示居民在 t 期投资实物资本的总收益， RK， t表示相应的收益率。与债券投资不同， 居民在 t 期进行的实物资本投资按照当期的收益率进行计算的。Kt表示 t 期初的资本存量， 其演化方程为:Kt+1= ( 1 )Kt+ It( 4)其中， 表示资本的折旧率。Tt表示政府对居民部门的税收。考虑到本文主要分析财政支出政策对就业的影响， 并不对税收政策进行详细考察， 因此对税收的设定相对比较简单， 为一次性总赋税( lump- sum tax) 。 表示居民的主观贴现因子， u( C) 为即期效用函数， 假定为 CRRA 型:U( C)=C1 11 ( 5)其中， 参数 刻画了消费者的跨期替代弹性和相对风险规避程度， 越大则表示居民进行跨期替代的动力越小。( 二) 国有企业结合本文的研究目的， 国有企业和民营企业之间的差异主要体现在两个方面: ( 1) 两者的要素29郭长林: 财政政策扩张、 异质性企业与中国城镇就业同时， 通过将劳动供给外生化， 可以关闭财政政策扩张通过财富效应所导致的劳动供给增加这一渠道， 使本文对核心机制的分析更为清晰， 类似的设定请参见 Christiano et al ( 2016) 。禀赋结构不同。国有企业为资本密集型， 民营企业为劳动密集型; ( 2) 两者所生产的产品存在差异。简单起见， 本文仅考察存在两种产品的情形。国有企业主要生产中间投入品， 而民营企业则主要生产最终产品。中间投入品是民营企业生产过程中不可或缺的生产要素， 两者存在一定的产业关联。国有企业的生产函数为:y0， t=珘AtK0K0， tL10K0， t( 6)其中， K0， t和L0， t分别表示国有企业雇佣的资本和劳动力数量， y0， t表示其在 t 期的产出水平。0K衡量了资本在国有部门生产过程中的重要程度。由于国有企业为资本密集型企业， 所以资本的地位相对比较重要， 0K的取值也相应较大。1 0K则衡量了劳动收入占产出的比重， 相应地， 该数值在国有部门中相对较低。珘At为扩展后的 Solow 剩余( augmented Solow residual) 。基于本文所考察的问题， 它不仅包含全要素生产率( TFP) ， 而且包括政府的公共资本:珘At= AtKGG， t( 7)其中， At衡量全要素生产率， KG， t测度了政府所投入的公共资本存量。之所以将公共资本引入到生产函数当中， 主要是为了刻画政府支出具有生产性这一现实特征， 而本文所采用的建模方法与已有文献一致( Baxter King， 1993; 吴化斌等， 2011) 。无论对于国有企业还是民营企业， KG， t在生产函数中的设定相同， 这一点反映了政府生产性投资所具有的公共产品属性。政府每一期均会进行公共资本投资， KG， t的演化方程为:KG， t= ( 1 G)KG， t1+ Gt( 8)其中， G为公共资本的折旧率， Gt表示政府在 t 期的公共资本投资。本文主要考察大规模的财政投资对就业的影响， 因此该变量是我们考察的主要对象之一。与一般性公共支出不同， 公共投资往往具有一定的生产性， 其大小会直接影响财政政策的实施效果。为此， 参数G用于衡量公共资本的生产性， 该数值越大表明公共资本的生产性越显著。假定生产资料相对于最终产品的价格为Pt。由于模型中没有直接考察居民的劳动决策， 所以为了能够刻画国有企业( 以及民营企业) 的利润最大化问题， 需要对劳动力的供给曲线加以设定。简单起见， 我们将其设定为对数线性形式， 即:ln Wi， t= ai+ biln Li， t， i = 0， 1( 9)其中， ai和bi均为劳动供给曲线的参数， Li， t表示在某一类市场的劳动供给。bi的经济含义比较明确，为劳动供给弹性的倒数， 该参数越大， 则表明市场 i 的劳动供给弹性越小， 劳动供给弹性的大小能够反映劳动力市场的活跃程度。国有企业的利润最大化问题为:maxK0， t， L0， t， W0， tPt珘AtK0K0， tL10K0， t Rk， tK0， t W0， tL0， t( 10)约束条件为: W0， t= 0Lb00， t， 0= ea0。价格Pt由上游产品的市场出清条件决定:y0， t= yd0， t+ Gt( 11)其中， y0， t为上游产品的供给， yd0， t代表民营企业对上游产品的需求， 为价格Pt的函数， 表示经济中私人部门对上游产品的需求。如前所言， Gt为政府在 t 期的公共投资流量。我们将其引入到上游产品的市场出清条件中， 主要基于如下考虑: 第一， 在我国近年来所实施的财政刺激计划中， 政府支出的主要方向是基础设施建设， 这对于资本密集型的产业， 如钢铁和水泥等行业， 均具有较大的带动作用。也就是说， 财政投资规模的扩张直接增加了对上游产品的需求; 第二， 在政府实施财政刺激的过程中， 国有企业往往发挥着重要作用， 政府寄希望于最先通过带动国有企业的生产以抵消外部消极因素对经济的不利影响( Wen Wu， 2014) ， 而( 11) 式的设定则使上述现实情况在模型得以体现。( 三) 民营企业民营企业的生产函数与国有企业类似， 所不同的是国有企业的产品作为投入要素进入到民营392018 年第 5 期企业的生产函数当中， 其具体形式为:y1， t=珘AtK1K1， tL11K1， t( yd0， t)( 12)其中， K1， t和L1， t分别表示民营企业所雇佣的资本和劳动， y1， t表示民营企业的产出。与国有企业类似， 1K反映了资本在民营企业生产过程中的重要性。由于民营企业多为劳动密集型的企业， 所以1K往往较小。同时， yd0， t为民营企业对上游产品的需求， 它在生产过程中的作用通过参数 体现。 越大则表明上游产品对民营企业的重要程度越高。由于我们在分析过程中引入了纵向产业结构， 所以上下游企业的关联程度也能够通过 加以刻画( Jones， 2011; Li et al，2015) 。民营企业的利润最大化问题为:maxK1， t， L1， t， yd0， t珘AtK1K1， tL11K1， t( yd0， t) RK， tK1， t W1， tL1， t Ptyd0， t( 13)约束条件为: W1， t= 1Lb11， t， 1= ea1。( 四) 政府政府的预算约束为:PtGt+ Rt1Bt1+ ( 1 L0， t L1， t)Ut= Tt+ Bt( 14)其中， 等式右边表示政府在 t 期的财政收入， 主要包括税收Tt和债务收入Bt。等式左边表示政府的财政支出， 主要包含 3 项内容: 政府基础建设支出( PtGt) 、 偿债支出( Rt 1Bt 1) 和失业保障金支出( ( 1 L0， t L1， t) Ut) 。由于其他两项支出均通过最终产品加以衡量， 而根据模型设定， 政府生产性支出主要用于购买上游产品， 所以在加总的过程中需要利用上游产品的价格Pt进行调整， 以保持量纲统一。四、财政政策扩张影响就业的传导机制分析从经济波动角度考察财政政策对就业影响的前提是确定模型中的主要参数。由于该部分着重从定性的角度分析模型的传导机制， 所以我们采用已有文献中的相关取值对参数加以确定。( 一) 参数取值首先， 居民方面的参数包括 ， 。 为居民的主观贴现率。目前文献中对这一参数的取值较为一致， 本文对该参数的取值为 0. 992( Christiano et al， 2005， 下文简称 CEE) 。 为居民跨期替代弹性的倒数， 文献中认为该参数较为合理的取值在 1. 52 之间， 我们令该参数等于 1. 5， 与胡永刚和郭长林( 2013) 一致。其次， 企业和劳动力市场方面的参数包括 0K， 1K， ， ; b0， b1， 0， 1 。前 4 个参数主要刻画不同企业的基本特征， 后 4 个参数用于描述劳动力市场。0K度量国有企业的资本密集程度。为了反映我国经济中国有企业多为资本密集型， 下游企业多为劳动密集型的事实( Song et al， 2011) ， 我们将 0. 7 和 0. 3 分别作为参数0K和1K的基准值。 为私人资本的折旧率， 与已有文献一致， 令其等于 0. 025( CEE， 2005) 。 衡量了产业间联系， 我们将 0. 4 作为该参数的基准值， 在分析过程中将对其进行稳健性检验。由于文献中缺乏对分割劳动力市场供给弹性的讨论， 所以我们将bi=0. 5，i =0， 1 作为基准值， 同时将i， i =0， 1 标准化为 1。最后， 与政府支出相关的参数包括 G， G; G， G 。G和G分别刻画了公共资本的生产性和折旧程度。我们参照郭新强和胡永刚( 2013) ， 令G等于 0. 3。既有文献中对公共资本折旧率G的49郭长林: 财政政策扩张、 异质性企业与中国城镇就业在扩展分析中， 本文考察国有企业垄断的情形。分析表明， 参数 也能够被视作是对国有企业垄断程度的衡量， 该参数越大表明国有部门的垄断程度却强。限于篇幅， 此处从略， 感兴趣的读者可向作者索取。基于本文的研究目的， 此处假定全部政府支出均用于财政投资。在拓展分析中， 我们将政府消费支出也引入到了模型分析中。限于篇幅， 此处从略。同时， 此处略去了对均衡的定义， 感兴趣的读者可向作者索取。取值范围非常广泛。例如， Perkins( 1988) 与王小鲁和樊纲( 2000) 所使用的折旧率为 5%， Hall Jones( 1999) 采用 6%的折旧率水平， 龚六堂和谢丹阳( 2004) 则在分析中假定折旧率为 10%。在最近的文献中， 张军等( 2004) 根据使用寿命， 计算出固定资产的折旧率为 9. 6%， 金戈( 2012) 利用类似的方法， 得到的估计值为 9. 2%， 均高于私人资本的折旧程度。考虑到这两篇文献的估计结果差别不大， 本文取 9. 2%作为该参数的基准值。对于衡量政府支出的持续性G和标准差G， 参照 Miao Tao( 2011) 的取值， 分别设定为 0. 85 和 0. 025。表 1模型主要参数值参数校准值来源1. 5胡永刚和郭长林( 2013)0. 992CEE( 2005)1K0. 3基准值0K0. 7基准值0. 4基准值0. 025CEE( 2005)G0. 092金戈( 2012)G0. 3郭新强和胡永刚( 2013)bi， i =0， 10. 5基准值i， i =0， 11标准化G0. 85Miao Tao( 2011)G0. 025Miao Tao( 2011)( 二) 传导机制分析给定上述参数， 我们考察财政政策冲击对两部门就业的短期影响， 脉冲响应函数如图 2 所示。图 2财政政策冲击对就业与上游产品价格的影响592018 年第 5 期由图 2 可知， 在财政政策冲击发生的当期， 上游部门的就业水平( L0) 上升。随着时间的推移，该变量表现出 “超调” ( overshooting) ， 即就业水平降至稳态之下。但下游部门的就业水平( L1) 则随着财政政策冲击的发生出现明显下降， 并随着时间推移逐渐回归稳态水平。上游产品价格( P) 呈现 “驼峰” 状( hump- shape) 动态调整过程: 在财政政策发生的当期， 上游产品价格上升， 在大约五个季度左右达到峰值， 随后逐步回复至稳态水平。政府投资支出增加主要通过两条渠道作用于不同部门的就业: 一方面， 由于具有一定的生产性， 所以政府支出增加能够同时改进两类企业的生产效率， 提高资本和劳动的边际产出。在这种影响下， 两类企业均存在增加动雇佣量的意愿。因此， 在财政政策发生的当期， 上游部门的就业数量增加; 另一方面， 财政投资支出的增加直接带动了对上游产品的需求， 这在短期内也拉高了其价格水平( P) 。对于处于产业链下游的民营企业而言， 这无疑意味着生产成本的上升。部门间产业关联抑制了民营企业的产出及劳动需求。给定模型参数值， 这一抑制作用强于政府支出增加对民营企业就业的积极影响。因此， 在财政政策发生冲击发生的当期， 民营企业的就业出现下滑。尽管模型中没有引入其他形式的摩擦因素， 但由于资本的调整相对缓慢， 所以财政政策扩张对上游国有企业产出和就业的拉动非常直接和显著， 从而导致上游产品价格持续上升。但是， 经济中对上游产品的需求主要由两部分构成: 政府和民营企业。虽然前者在财政政策扩张的初期占据主导地位， 但随着其对民营企业抑制作用的逐步显现以及政府支出强度的不断衰减， 后者所发挥的作用会逐渐显现出来。正因如此， 上游产品价格随着时间的推移逐渐回落。同时， 民营企业对投入品需求的低靡使国有部门的就业持续疲软， 甚至调整至初始稳态水平之下， 从而产生“超调” 。为了进一步理解模型中这两条影响渠道， 我们分别通过改变相关参数， 考察各主要变量的动态调整状况。首先考察第一条影响渠道， 即政府支出的生产性和折旧程度， 相关参数为G和G。显然， G直接决定了政府公共资本对生产效率的改进程度， 而G则决定了公共资本的调整动态: 若G越大， 则表明公共资本的折旧程度越高， 当期政府投资Gt能够在更大程度上影响当期公共资本存量的调整。反之， G越小则表明当期公共资本存量主要受上一期公共资本存量的影响。图 3政府支出生产性和公共资本折旧率的影响69郭长林: 财政政策扩张、 异质性企业与中国城镇就业便于分析起见， 首先给定G=0. 09， 我们将G从0. 3 增至0. 6， 即增大政府支出的生产性。从图3 中能够清晰地看到， 尽管各个变量对财政政策冲击的初始反应差别不大， 但是各自的动态调整过程存在明显差异: 上游部门就业水平更高 ， “超调” 过程变得更加不明显。下游民营企业的就业下降幅度更小， 而且能够更为迅速地向稳态收敛。由于民营企业对中间产品需求的减少幅度收窄， 所以上游产品价格的上升幅度有所加大。这一结果表明， 用于改善生产效率的政府支出对经济具有重要的积极作用。但是， 这不意味着政府支出规模越大越好。如果政府的财政支出无法改进经济的生产效率， 其积极效应将变得十分有限。其次， 给定G=0. 3， 我们将折旧率G从 0. 09 降至 0. 04。在这种情形下， 公共资本的动态主要受到上一期资本存量KG， t 1的影响， 而当期新增的公共资本Gt对其影响较小。考虑到当期公共资本存量的大小直接决定了政府支出生产性所发挥的作用， 在这种情况下， 财政政策冲击所具有的积极效果也相应越小。从图 3 中也能够看出， 位于上游的国有企业就业上升幅度有限 ， “超调” 幅度有所增加， 民营企业的就业下降幅度增加。虽然上游产品价格的动态调整仍然呈现“驼峰” 状， 但变化幅度有所减弱。这一结果意味着， 公共资本折旧率G对政府支出的经济效果会产生重要影响， 在经验层面上对这一参数进行准确估计对于评估财政政策的效果非常重要。参数 衡量了不同企业间的产业关联。我们令 分别等于 0. 2、 0. 4 和 0. 6， 考察不同强度的部门关联对财政政策就业效应的影响。图 4 显示， 越大表明民营企业对上游产品的依赖程度越高。当财政政策扩张推动上游产品价格时， 较强的部门关联意味着其对分布于产业链下游的民营企业所产生的抑制作用更为显著。因此， 随着 增大， 民营企业的就业下降幅度增大。同时， 由此带来的其对中间投入品需求的进一步下降， 也使国有企业就业的“超调” 过程更加明显。图 4产业间联系对脉冲响应函数的影响上述分析结论也直接证实了在分析财政政策对就业影响的过程中， 引入纵向产业关联的必要性。仅从政府支出对两类企业的就业影响有所不同的结果看， 一个将劳动供给固定， 要素能够自由流动的 DSGE 模型能够生成类似的现象， 其主要机制是劳动需求之间的相互竞争。然而， 本文通过引入企业间的纵向产业结构， 与标准的 DSGE 模型相比至少存在两点不同: 一方面， 从理论上讲， 通过引入企业的上下游关系， 模型中具备了一个独立于劳动竞争渠道的传导机制。具体而言， 在纵向792018 年第 5 期产业结构中， 工资和上游产品价格共同构成了下游企业的成本。在标准模型中， 由于政府支出冲击增加了对上游产品的需求， 上游企业进而扩大产出， 增加劳动需求， 给定其他条件不变的前提下， 工资上升。这意味着劳动成本上升， 从而对下游企业产生消极影响。但是， 在本文模型中， 除上述渠道之外， 政府支出冲击增加了上游产品的需求， 上游产品价格的上升同样意味着下游企业的成本上升， 这一渠道与工资渠道相互独立。概言之， 本文模型中财政政策对就业的作用机制更加丰富。图4 的结果表明， 如果在分析中忽略纵向产业关联， 会低估财政政策对就业的影响; 另一方面， 从经验分析的角度讲， 本文通过引入上下游关系能够使模型刻画出上游产品( 原材料) 价格的动态， 从而使其初步具备了拟合我国在 2009 年之后生产者价格指数( PPI) 先上升后下降这一现象的能力， 而标准模型则无法做到这一点。五、参数估计: 基于贝叶斯方法为了更为准确地确定模型中的重要参数， 本部分基于中国 1998Q12014Q4 的季度数据， 使用贝叶斯方法对模型参数进行估计。在此之前， 首先确定两个基本参数: 将主观贴现率( ) 与私人资本折旧率( ) 分别设定为 0. 992 和 0. 025。这一做法主要出于两方面考虑: 一是由于宏观经济数据的样本容量通常较小， 而模型参数相对较多， 所以合理地减少待估计参数能够在一定程度上缓解参数无法识别的问题; 二是已有文献对上述两个参数取值较为一致。由于本文的主要研究对象是财政投资支出与就业， 所以在估计过程中所选择的变量包括: 国有企业在岗人数、 民营企业在岗人数、 固定资产投资中来源于政府预算的资金和 GDP。在为了使数据与模型中的变量保持一致， 我们首先对数据进行了季节调整， 然后对其取对数并使用 HP 滤波提取周期部分。首先， 需要确定各参数的先验分布。 为居民的跨期替代弹性， 文献中对其通常的取值在 1. 5左右。此处， 本文将其先验分布设定为均值为 2. 0000， 标准差为 0. 1750 的正态分布， 这样其 95%的置信区间基本能够覆盖既有文献对该参数的取值。0K和1K是本文的重要参数， 分别衡量了国有企业和民营企业的资本密集程度。由于这两个参数的合理区间为( 0， 1) ， 我们将其先验分布设定为 Beta 分布。同时， 0K的先验分布均值为 0. 7000， 1K的先验分布均值为 0. 3000。这种设定方式体现了国有企业资本密集程度整体高于民营企业的事实。两者的先验分布标准差均为 0. 1000，从而保证其在合理区间波动。 度量了国有企业和民营企业的产业间联系， 既有文献没有对该参数详加讨论， 我们以均值为 0. 4000， 标准差为 0. 1500 的正态分布作为其先验分布。G公共资本的折旧率， 前文分析表