徐文成 薛建宏 毛彦军

一、引言

扩大内需已成为我国当前促进经济发展的重要战略方针，而扩大内需的重要抓手就是刺激和推动国内消费需求。然而近些年来国内居民储蓄偏高，消费偏低的现状突出。因此居民消费问题已颇受国内学术界的关注。关于居民消费的研究历史悠久，且多从消费行为的影响因素展开。比如，Friedman(1957)[1]提出的持久收入假说就以消费行为的决定因素展开了论述，认为居民消费不是以当期收入为基准，而是根据其一生的劳动收入和初始财富分配进行最优化消费决策。Friedman的研究主要关注客观因素对居民消费的影响，而忽略了主观因素的影响。事实上，恰恰是一些主观因素对居民的消费行为产生明显影响。Katona(1960)[2]首次就影响居民消费行为的主、客观因素进行了比较分析。Katona(1960)分析的客观因素主要指收入层面，Katona称之为购买能力(ability to buy)，而主观因素主要指消费的态度和情绪，Katona称之为购买意愿(willingness to buy)。Katona分析认为购买能力和购买意愿两个因素都会影响消费行为，且两因素之间具有相互独立性。Roos(2008)[3]在Katona(1960)模型理论的基础上，通过引入受社会环境影响的、外生于消费者且具有时变性的偏好，进一步就影响消费行为的主、客观因素进行了比较分析。Roos(2008)研究中的偏好表示主观因素，居民收入增长表示客观因素，Roos称前者为消费意愿(willingness to consume)，称后者为消费能力(ability to consume)。最终，Roos基于欧洲多国数据实证分析表明，偏好(消费意愿)对居民消费行为的影响明显强于消费能力所产生的影响。

Roos(2008)[3]的研究尽管就偏好和消费能力等主、客观两个层面探讨了居民消费行为的决定因素，但是其研究是在确定性条件下展开的，因而忽略了相关变量不确定性的潜在影响。然而，现实经济活动中存在不确定性。自Hall(1978)[4]开创性地将不确定性引入生命周期——持久收入假说(LC－PIH)以来，引发了众多学者对不确定性的重视，进而推动了消费理论的进一步发展。也正是由于引入了不确定性，基于既有消费理论延伸出了诸如预防性储蓄理论模型(Leland，1968[5])、最佳财富收入比模型(Lusardi，1998[6])、缓冲存储模型(Samwick，1997[7])等多样化的发展趋势，进而使得居民消费行为分析更加贴近现实经济。近年来，国内学者如王克稳等(2013)[8]、徐会奇等(2013)[9]、陈冲(2014)[10]等分析中均考虑了不确定性，并借助国内省级面板数据实证分析收入不确定性对消费行为的影响。

除了收入不确定性会对居民消费行为造成影响外，基于消费者心理变化的偏好这一因素的不确定性(即随机性)也可能会对居民消费行为产生影响。事实上，偏好是消费者复杂心理过程和认知过程的集中体现，反映了消费者的态度和情绪，因此偏好具有一定的不确定性，这种不确定性会潜在影响居民的消费行为。另外，既有考虑不确定性的研究中，对相关变量不确定性的测度标准不统一，通常采用寻找替代变量、计算变量方差、设定增长率求解调整离差率等方法测度不确定性。基于这些方法测度的不确定性通常不能较好地反映出不确定性所固有的随机游走特征。

鉴于此，本文构建了一个包含偏好、消费能力(收入)等变量随机游走过程的新凯恩斯DSGE模型，并借助贝叶斯估计技术对偏好和收入的随机游走性进行刻画。基于经贝叶斯技术估计后的模型采用数值模拟技术比较分析偏好和消费能力对我国居民消费行为的影响。本文研究为更全面深入认识居民消费行为的影响因素，进而提升国内消费需求提供了一条探索性路径。

二、基本模型构建

(一)偏好及偏好随机游走过程(冲击)的引入

偏好是微观经济学中价值理论分析部分的一个基本概念，是指消费者根据其自身意愿对可供选择的商品组合进行若干排序，它反映出了消费者对所选择商品组的态度和情绪。关于偏好的测度，至今学术界仍未达成一致意见。基于实证分析研究的学者常通过设计调查问卷的方法粗略地测度偏好，还有学者如Ro⁃os(2008)[3]用消费者信心指数作为偏好的代替指标进行实证分析；基于宏观数量模型研究的学者基本比较一致地通过构建家庭效用函数的方式把偏好引入模型(如式1所示)，同时假设所引入的偏好服从一个随机游走过程，然而较少有学者对偏好的大小进行测度。Hall(1997)[11]基于家庭效用最大化原则，首次导出了代表性家庭偏好的计算公式，并借助美国相关宏观经济数据对代表性家庭的偏好进行了量化和测度。本文借鉴Hall(1997)的思想，基于我国宏观经济数据对居民偏好进行如下探索性测度，然后将其与官方公布的消费者信心指数进行对比，以分析本模型中所引入的偏好是否可以在一定程度上反映居民的消费态度和情绪。

假设模型经济系统是由代表性家庭组成，且代表性家庭拥有相同的偏好。这些代表性家庭从其消费中获得正效用，从其劳动供给中获得负效用，其当期效用函数如下:

其中:Ct表征家庭在t时期的消费；Nt为t时期家庭的劳动供给；at表征家庭在t时期的偏好，这一偏好变量会改变代表性家庭消费和劳动供给之间的边际替代率。假设经济体总生产函数如下:

其中，At表征技术创新冲击。根据代表性家庭跨期效用最大化的一阶条件，即消费和劳动供给之间的边际替代弹性等于实际工资，得到

结合式(2)、(3)，同时方程两边取对数可得如下偏好方程:

本文把我国2008—2014年的居民消费支出、可支配收入年度数据以及工作小时数等数据代入式(4)计算出我国居民的偏好。其中关于人均年工作小时数，借鉴Hall(1997)[11]的方法，用城镇就业人员周平均工作小时数除以24×7，然后乘以260(除去节假日粗略估计年工作天数)得到。对于周平均工作小时数，由于我国每年仅有11月份的数据，因此本文计算过程中的周平均工作小时数一致采用每年11月份公布的数据。对于消费数据与可支配收入数据，本文均采用环比消费价格指数进行平减。数据来源于国家统计局网站、《中国劳动统计数据》和东方财富网。计算出的2008—2014年居民偏好如图1所示。

图1 我国居民偏好与消费者信心指数比较

如图1所示，2008年至2014年间我国居民偏好具有显著的波动性，且这种波动与国家统计局公布的消费者信心指数走势具有高度一致性，这意味着本文将纳入的偏好能够一定程度上反映我国居民消费心理的变化，即如式(1)所引入的偏好有一定的经济意义。借鉴Ireland(2011)[12]研究，假设偏好at服从如下随机游走过程:

其中:0＜ρa＜1；序列εa，t服从零均值标准差为σa的正态分布，且满足序列不相关。由于残差项εa，t表示意料之外的扰动，因此式(5)中的随机游走特性较好地刻画了偏好的不确定性。关于偏好随机游走特性的进一步刻画，下文将结合我国宏观数据和贝叶斯估计技术给出。

(二)消费能力冲击的引入与家庭部门的最优决策

假设在时期t代表性家庭向中间品生产企业提供劳动Nt和一定数量的投资，随后代表性家庭从这些生产企业领取Wt和收益分红Dt；代表性家庭购买Bt单位价格为1/rt的无风险债券用于投资，购买Ct单位市场价格为Pt的商品用于消费；代表性家庭需向政府缴纳相关税费Tt。另外，由于企业经营风险、投资风险、失业以及经济周期波动等因素的存在，代表性家庭收入会存在一定的不确定性。为此，代表性家庭会受到如下预算约束:

其中，δt表示t时期代表性家庭受到的总收入冲击，借鉴Roos(2008)[3]的表述本文称之为消费能力冲击。与偏好at类似，假设消费能力冲击δt服从如下过程:

其中:0＜ρδ＜1；序列εδ，t为意料之外的扰动，序列不相关，服从零均值标准差为σδ的正态分布。因此，式(7)为居民消费能力不确定性方程。

借鉴经典文献中家庭效用函数构建模式，同时结合式(1)给出如下代表性家庭的跨期效用函数:

其中:Et为期望算子；0＜β＜1，表示常数折现因子。

代表性家庭通过合理选择消费水平，劳动供给程度和债券持有水平等，同时考虑预算约束(6)来最大化其终身效用(8)，其一阶条件如下:

其中，λt＞0测度了家庭消费的边际效用。方程(9)是有关消费的欧拉方程。方程(10)意味着消费与劳动之间的边际替代率不但受实际工资的影响还受收入不确定性的影响。方程(11)给出了债券的最优持有条件，该等式揭示出了代表性家庭当前和预期消费的边际效用与收入不确定性、实际利率等变量之间的联系。

(三)企业部门

参照Ireland(2011)[12]建模思想，模型中的企业由中间品生产部门和最终品生产部门两部分构成。

1.最终品生产企业。

在每一时期t，最终品生产企业采用如下规模报酬不变的生产技术组织生产:

其中:Yt(i)表征生产企业为组织生产所购买的中间商品；θ指代中间品之间的替代弹性。Pt(i)是中间品i的价格，Pt表征最终商品的价格，生产企业将通过优化选择最大化其利润:

一阶优化条件为:

方程(14)即为中间品i的需求函数。处于完全竞争市场中的最终品生产企业在市场均衡时其利润为零，最终形成均衡的价格水平

2.中间品生产企业。

借鉴Ireland(2011)[12]的模型构建思想，t时期中间品生产企业使用如下生产技术:

其中:Zt服从如式(16)所给出的稳定自回归过程，是模型中的技术冲击；Nt(i)如前所述表征家庭向生产企业i提供的劳动量。

其中:0＜ρz＜1；Z＞1，为经济系统处于稳态时的技术冲击；残差项εz，t满足序列不相关，且服从零均值、标准差为σz的正态分布。

参考Rotemberg(1982)[13]、Ireland(2011)[12]对于价格黏性的引入模式，t时期中间品生产企业会面临调价成本:ϕ/2[(Pi(i)/πPt－1(i))－1]2Yt。这里参数ϕ＞0是价格黏性的测度，π表征稳态时的通货膨胀水平。

中间品生产企业最大化如下市场价值:

其中，λτ/Pt为家庭从企业收益中获得分成的边际效用价值，Di(i)为企业i的名义收益，其具体内容如下:

(四)政府部门

本部分模型构建假设政府部门功能主要体现在货币政策的制定和实施以及政府税收和公共支出方面。

1.货币政策。

本文借鉴毛彦军和王晓芳(2012)[14]、毛彦军等(2013)[15]，以及徐文成等(2015)[16]国内既有相关研究，假设央行货币政策采用如下泰勒规则(Tay⁃lor，1993[17]):

其中:rt、yt、πt分别表示除去趋势项的利率、产出和通货膨胀水平；r、y、π分别指代利率变量的稳态值、产出变量的稳态值以及通货膨胀变量的稳态值；0≤ρr＜1，为市场利率平滑性测度，ρy＞0，ρπ＞0；εr，t满足序列不相关，且服从零均值、标准差为σr的正态分布。

2.财政政策。

借鉴Barsky和Sims(2011)[18]设定，假设政府部门支出满足如下方程:

这里Gt表示政府的公共财政支出，ηt表征政府财政支出(财政政策)冲击，服从如下过程:

其中:0＜ρg＜1；残差项εη，t满足序列不相关，且服从零均值、标准差为ση的正态分布。

三、模型参数的校准和估计

(一)参数校准与数据来源

对于上述模型系统求解需要首先确定模型参数值，而新凯恩斯DSGE模型中的参数通常需要通过如下三个渠道得到:(1)参考既有文献的设定；(2)基于经济数据计算取值；(3)由最大似然法或者贝叶斯法估计得出。对于折现因子β，既有文献基本在区间[0.96，0.99]上取值(杜清源和龚六堂，2005[19]；Gilchrist和Saito，2006[20])，本文参照毛彦军等(2013)[15]、徐文成等(2015)[16]的做法选取β值为0.98。除此之外，本模型其他参数均基于贝叶斯技术估计得出。参数估计过程中需要借助一些变量的时间序列数据，本文用到的变量有产出、消费和利率。其中，产出为消除价格因素的实际季度GDP序列，消费为消除价格因素的实际季度社会消费品零售总额序列，利率为银行间7天同业拆借利率的时间序列。样本选取1998年第1季度至2014年第1季度的数据。数据来源于Wind咨询、中国人民银行网站以及国家统计局网站。

(二)模型参数的贝叶斯估计

本文采用贝叶斯估计法对模型参数进行估计。关于贝叶斯估计中相关参数先验均值和分布的选取，本文主要采取如下措施:对于参数ϕ、θ、ρz、ρr、ρr、ρy、ρπ，本文参照毛彦军和王晓芳(2012)[14]、毛彦军等(2013)[15]的估计值分别选取其均值为20.9、6.5、0.6、0.7、0.7、0.01、1.5，分布为Gamma分布、Norm分布、Norm分布、Norm分布、Norm分布、Norm分布、Norm分布。对于偏好冲击的AR(1)系数ρα、收入冲击的AR(1)系数ρδ、财政支出冲击的AR(1)系数ρη，本文参考毛彦军等(2013)[15]、Barsky和Sims(2011)[18]等研究分别设定其先验均值为0.35、0.35、0.6，分布为Beta分布、Beta分布、Norm分布。关于参数σα、σδ、σz、σr、ση的先验分布根据既有研究的一贯设定办法统一设定为逆伽玛分布(Inv⁃Gamma)，其均值参考毛彦军等(2013)[15]Barsky和Sims(2011)[18]等研究分别设定为1.5、1.1、2.2、1.2、4.3。对以上先验分布选取的过程中，借鉴既有研究先验分布的标准差统一在0.1～0.7区间内设定。参数估计结果见表1。

表1 模型参数的贝叶斯估计

四、数值模拟结果分析

(一)居民消费的动态路径分析

为分析偏好与消费能力对居民消费行为的影响，需要考察居民消费对偏好和消费能力冲击反应的动态特征。为此，本部分就居民消费对偏好和消费能力冲击的动态反应路径展开深入分析。

图2显示了居民消费应对偏好冲击和消费能力冲击的反应路径。由图2可知，给定一单位的正向偏好冲击，即期居民消费向上波动，然后逐渐回落并于第8个季度回归稳态值。出现以上波动的主要原因是，当受到偏好正向冲击时，表明居民的消费态度和情绪等心理因素开始产生积极作用，促使消费者做出购买决策，从而增加消费。偏好冲击过后，居民消费的消费态度和情绪开始回落，呈现出减少消费的趋向，接着居民消费降低并回归其稳态值。另外，根据表1的估计结果可以看出，偏好冲击的持久性为0.456 0，比较低，使得居民消费水平在8个季度后就回归了稳态值。由此可知，正向的偏好冲击对居民消费产生了正向影响且影响显著。

再观察居民消费应对消费能力冲击的反应路径。当给定一单位的正向扰动，即期居民消费向上偏离稳态值，并于第2季度达到峰值，然后逐渐回落并于第7个季度回归稳态值。呈现出如上波动的原因是，当受到消费能力正向冲击时，如式(11)所示居民消费的边际效用增加，从而促使居民增加消费。消费能力冲击影响过后，居民消费降低并回归其稳态值。由此可以发现，消费能力冲击同样对居民的消费行为产生了积极影响。

尽管正向的偏好冲击和消费能力冲击均对居民的消费行为形成了正向影响，但通过对两条动态路径的比较分析可以发现，偏好和消费能力对居民消费行为的影响存有显著差异。主要体现在如下两个方面:一是偏好对居民消费的影响幅度更大。偏好冲击使得居民消费即期产生了近0.8单位的波动，而消费能力冲击仅使得居民消费产生0.2单位的波动且波动峰值出现在冲击过后的1个季度。二是居民消费受偏好的影响更持久。由图2可知，偏好冲击过后居民消费波动于第8个季度回归稳态值，而消费能力冲击影响后居民消费波动于第7季度就回归稳态值。由此可以认为，我国居民消费行为影响因素中偏好所产生的影响大于消费能力产生的影响。本文的这一结论与Roos(2008)[3]基于欧洲多国数据的实证分析结论一致。

图2 我国居民消费行为对偏好与消费能力冲击的动态反应路径

(二)方差分解分析

由于影响居民消费波动的因素比较多，偏好与消费能力冲击只是其中的两个影响因素，因此，有必要通过方差分解从随机冲击对居民消费波动贡献度的层面比较分析一下偏好和消费能力对居民消费行为的影响。

给定所有外生冲击一单位(0.01)的正向冲击，观察居民消费波动的方差分解状况(如表2所示)。表2中的大写字母Q表征季度，字母－单词组合P⁃Shock、S⁃Shock、Z⁃Shock、G⁃Shock以及R⁃Shock分别表征偏好、消费能力、技术、政府支出以及货币政策调控(利率调控)等外生冲击。

表2 居民消费波动的方差分解(%)

由表2可以看出，对于偏好冲击，第1个季度内就解释了34.01%的居民消费波动，而在40个季度内，则可以解释34.32%的居民消费波动，即超过三分之一的居民消费波动是由偏好冲击引起；对于消费能力冲击，第1个季度仅解释了居民消费波动的0.05%，而在第40个季度也不过解释了1.69%的居民消费波动。因此就偏好冲击和消费能力冲击对居民消费波动的贡献度而言，偏好不管是在短期内还是长期内对居民消费的影响都更加明显。另外，对于技术创新冲击、财政支出冲击以及利率调控冲击在40个季度内分别可以解释15.10%，5.6%和43.3%的居民消费波动，这意味着利率(资金成本)也会对居民的消费行为产生显著的影响。由上述分析可知，偏好是我国居民消费的主要外生影响因素之一。

五、小结与政策含义

本文首先建立一个涵盖消费者偏好和消费能力冲击的新凯恩斯DSGE模型，其次基于中国经济季度数据对模型参数进行了贝叶斯估计。然后，本文分析了消费者偏好与消费能力冲击对我国居民消费行为的影响。通过对偏好和消费能力冲击所引起的居民消费行为动态路径的比较分析发现，偏好和消费能力冲击均对居民的消费行为产生了明显影响，但偏好冲击对居民消费行为的影响无论从波幅大小还是持续性方面均大于消费能力冲击的影响。另外，基于多种外生冲击的方差分解显示，短期和长期内偏好冲击均可以解释三分之一以上的居民消费波动，而消费能力冲击对居民消费波动的解释不足2%。由此可知，相比消费能力，偏好对居民消费行为的影响更加显著。

以上结论强调了偏好和消费能力对我国居民消费行为的重要意义。更为重要的是，通过比较我们发现一个重要经济现象:消费者偏好对消费行为的影响大于消费能力的影响。这对我国当前进行的调整结构和扩大内需的宏观调控有重要的政策借鉴意义:一方面采取有效措施来增加居民的可支配收入并减少收入的不确定性，即提高居民的消费能力，以推动国内消费的增加，实现扩大内需的战略目标。另一方面，采取措施以提高居民的消费偏好。如通过提高社会保障的力度和覆盖面、加强舆论引导等措施来提升国内居民的消费信心、态度和情绪从而强化居民的消费偏好，最终实现扩大消费需求的经济目标。

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