徐文成 薛建宏 毛彥軍

一、引言

擴(kuò)大內(nèi)需已成為我國(guó)當(dāng)前促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要戰(zhàn)略方針，而擴(kuò)大內(nèi)需的重要抓手就是刺激和推動(dòng)國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求。然而近些年來(lái)國(guó)內(nèi)居民儲(chǔ)蓄偏高，消費(fèi)偏低的現(xiàn)狀突出。因此居民消費(fèi)問(wèn)題已頗受?chē)?guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界的關(guān)注。關(guān)于居民消費(fèi)的研究歷史悠久，且多從消費(fèi)行為的影響因素展開(kāi)。比如，F(xiàn)riedman(1957)[1]提出的持久收入假說(shuō)就以消費(fèi)行為的決定因素展開(kāi)了論述，認(rèn)為居民消費(fèi)不是以當(dāng)期收入為基準(zhǔn)，而是根據(jù)其一生的勞動(dòng)收入和初始財(cái)富分配進(jìn)行最優(yōu)化消費(fèi)決策。Friedman的研究主要關(guān)注客觀因素對(duì)居民消費(fèi)的影響，而忽略了主觀因素的影響。事實(shí)上，恰恰是一些主觀因素對(duì)居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生明顯影響。Katona(1960)[2]首次就影響居民消費(fèi)行為的主、客觀因素進(jìn)行了比較分析。Katona(1960)分析的客觀因素主要指收入層面，Katona稱(chēng)之為購(gòu)買(mǎi)能力(ability to buy)，而主觀因素主要指消費(fèi)的態(tài)度和情緒，Katona稱(chēng)之為購(gòu)買(mǎi)意愿(willingness to buy)。Katona分析認(rèn)為購(gòu)買(mǎi)能力和購(gòu)買(mǎi)意愿兩個(gè)因素都會(huì)影響消費(fèi)行為，且兩因素之間具有相互獨(dú)立性。Roos(2008)[3]在Katona(1960)模型理論的基礎(chǔ)上，通過(guò)引入受社會(huì)環(huán)境影響的、外生于消費(fèi)者且具有時(shí)變性的偏好，進(jìn)一步就影響消費(fèi)行為的主、客觀因素進(jìn)行了比較分析。Roos(2008)研究中的偏好表示主觀因素，居民收入增長(zhǎng)表示客觀因素，Roos稱(chēng)前者為消費(fèi)意愿(willingness to consume)，稱(chēng)后者為消費(fèi)能力(ability to consume)。最終，Roos基于歐洲多國(guó)數(shù)據(jù)實(shí)證分析表明，偏好(消費(fèi)意愿)對(duì)居民消費(fèi)行為的影響明顯強(qiáng)于消費(fèi)能力所產(chǎn)生的影響。

Roos(2008)[3]的研究盡管就偏好和消費(fèi)能力等主、客觀兩個(gè)層面探討了居民消費(fèi)行為的決定因素，但是其研究是在確定性條件下展開(kāi)的，因而忽略了相關(guān)變量不確定性的潛在影響。然而，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中存在不確定性。自Hall(1978)[4]開(kāi)創(chuàng)性地將不確定性引入生命周期——持久收入假說(shuō)(LC－PIH)以來(lái)，引發(fā)了眾多學(xué)者對(duì)不確定性的重視，進(jìn)而推動(dòng)了消費(fèi)理論的進(jìn)一步發(fā)展。也正是由于引入了不確定性，基于既有消費(fèi)理論延伸出了諸如預(yù)防性?xún)?chǔ)蓄理論模型(Leland，1968[5])、最佳財(cái)富收入比模型(Lusardi，1998[6])、緩沖存儲(chǔ)模型(Samwick，1997[7])等多樣化的發(fā)展趨勢(shì)，進(jìn)而使得居民消費(fèi)行為分析更加貼近現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)。近年來(lái)，國(guó)內(nèi)學(xué)者如王克穩(wěn)等(2013)[8]、徐會(huì)奇等(2013)[9]、陳沖(2014)[10]等分析中均考慮了不確定性，并借助國(guó)內(nèi)省級(jí)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析收入不確定性對(duì)消費(fèi)行為的影響。

除了收入不確定性會(huì)對(duì)居民消費(fèi)行為造成影響外，基于消費(fèi)者心理變化的偏好這一因素的不確定性(即隨機(jī)性)也可能會(huì)對(duì)居民消費(fèi)行為產(chǎn)生影響。事實(shí)上，偏好是消費(fèi)者復(fù)雜心理過(guò)程和認(rèn)知過(guò)程的集中體現(xiàn)，反映了消費(fèi)者的態(tài)度和情緒，因此偏好具有一定的不確定性，這種不確定性會(huì)潛在影響居民的消費(fèi)行為。另外，既有考慮不確定性的研究中，對(duì)相關(guān)變量不確定性的測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)不統(tǒng)一，通常采用尋找替代變量、計(jì)算變量方差、設(shè)定增長(zhǎng)率求解調(diào)整離差率等方法測(cè)度不確定性?；谶@些方法測(cè)度的不確定性通常不能較好地反映出不確定性所固有的隨機(jī)游走特征。

鑒于此，本文構(gòu)建了一個(gè)包含偏好、消費(fèi)能力(收入)等變量隨機(jī)游走過(guò)程的新凱恩斯DSGE模型，并借助貝葉斯估計(jì)技術(shù)對(duì)偏好和收入的隨機(jī)游走性進(jìn)行刻畫(huà)?；诮?jīng)貝葉斯技術(shù)估計(jì)后的模型采用數(shù)值模擬技術(shù)比較分析偏好和消費(fèi)能力對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)行為的影響。本文研究為更全面深入認(rèn)識(shí)居民消費(fèi)行為的影響因素，進(jìn)而提升國(guó)內(nèi)消費(fèi)需求提供了一條探索性路徑。

二、基本模型構(gòu)建

(一)偏好及偏好隨機(jī)游走過(guò)程(沖擊)的引入

偏好是微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中價(jià)值理論分析部分的一個(gè)基本概念，是指消費(fèi)者根據(jù)其自身意愿對(duì)可供選擇的商品組合進(jìn)行若干排序，它反映出了消費(fèi)者對(duì)所選擇商品組的態(tài)度和情緒。關(guān)于偏好的測(cè)度，至今學(xué)術(shù)界仍未達(dá)成一致意見(jiàn)。基于實(shí)證分析研究的學(xué)者常通過(guò)設(shè)計(jì)調(diào)查問(wèn)卷的方法粗略地測(cè)度偏好，還有學(xué)者如Ro?os(2008)[3]用消費(fèi)者信心指數(shù)作為偏好的代替指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析；基于宏觀數(shù)量模型研究的學(xué)者基本比較一致地通過(guò)構(gòu)建家庭效用函數(shù)的方式把偏好引入模型(如式1所示)，同時(shí)假設(shè)所引入的偏好服從一個(gè)隨機(jī)游走過(guò)程，然而較少有學(xué)者對(duì)偏好的大小進(jìn)行測(cè)度。Hall(1997)[11]基于家庭效用最大化原則，首次導(dǎo)出了代表性家庭偏好的計(jì)算公式，并借助美國(guó)相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)代表性家庭的偏好進(jìn)行了量化和測(cè)度。本文借鑒Hall(1997)的思想，基于我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)居民偏好進(jìn)行如下探索性測(cè)度，然后將其與官方公布的消費(fèi)者信心指數(shù)進(jìn)行對(duì)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費(fèi)態(tài)度和情緒。

假設(shè)模型經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)是由代表性家庭組成，且代表性家庭擁有相同的偏好。這些代表性家庭從其消費(fèi)中獲得正效用，從其勞動(dòng)供給中獲得負(fù)效用，其當(dāng)期效用函數(shù)如下:

其中:Ct表征家庭在t時(shí)期的消費(fèi)；Nt為t時(shí)期家庭的勞動(dòng)供給；at表征家庭在t時(shí)期的偏好，這一偏好變量會(huì)改變代表性家庭消費(fèi)和勞動(dòng)供給之間的邊際替代率。假設(shè)經(jīng)濟(jì)體總生產(chǎn)函數(shù)如下:

其中，At表征技術(shù)創(chuàng)新沖擊。根據(jù)代表性家庭跨期效用最大化的一階條件，即消費(fèi)和勞動(dòng)供給之間的邊際替代彈性等于實(shí)際工資，得到

結(jié)合式(2)、(3)，同時(shí)方程兩邊取對(duì)數(shù)可得如下偏好方程:

本文把我國(guó)2008—2014年的居民消費(fèi)支出、可支配收入年度數(shù)據(jù)以及工作小時(shí)數(shù)等數(shù)據(jù)代入式(4)計(jì)算出我國(guó)居民的偏好。其中關(guān)于人均年工作小時(shí)數(shù)，借鑒Hall(1997)[11]的方法，用城鎮(zhèn)就業(yè)人員周平均工作小時(shí)數(shù)除以24×7，然后乘以260(除去節(jié)假日粗略估計(jì)年工作天數(shù))得到。對(duì)于周平均工作小時(shí)數(shù)，由于我國(guó)每年僅有11月份的數(shù)據(jù)，因此本文計(jì)算過(guò)程中的周平均工作小時(shí)數(shù)一致采用每年11月份公布的數(shù)據(jù)。對(duì)于消費(fèi)數(shù)據(jù)與可支配收入數(shù)據(jù)，本文均采用環(huán)比消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、《中國(guó)勞動(dòng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)》和東方財(cái)富網(wǎng)。計(jì)算出的2008—2014年居民偏好如圖1所示。

圖1 我國(guó)居民偏好與消費(fèi)者信心指數(shù)比較

如圖1所示，2008年至2014年間我國(guó)居民偏好具有顯著的波動(dòng)性，且這種波動(dòng)與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的消費(fèi)者信心指數(shù)走勢(shì)具有高度一致性，這意味著本文將納入的偏好能夠一定程度上反映我國(guó)居民消費(fèi)心理的變化，即如式(1)所引入的偏好有一定的經(jīng)濟(jì)意義。借鑒Ireland(2011)[12]研究，假設(shè)偏好at服從如下隨機(jī)游走過(guò)程:

其中:0＜ρa(bǔ)＜1；序列εa，t服從零均值標(biāo)準(zhǔn)差為σa的正態(tài)分布，且滿(mǎn)足序列不相關(guān)。由于殘差項(xiàng)εa，t表示意料之外的擾動(dòng)，因此式(5)中的隨機(jī)游走特性較好地刻畫(huà)了偏好的不確定性。關(guān)于偏好隨機(jī)游走特性的進(jìn)一步刻畫(huà)，下文將結(jié)合我國(guó)宏觀數(shù)據(jù)和貝葉斯估計(jì)技術(shù)給出。

(二)消費(fèi)能力沖擊的引入與家庭部門(mén)的最優(yōu)決策

假設(shè)在時(shí)期t代表性家庭向中間品生產(chǎn)企業(yè)提供勞動(dòng)Nt和一定數(shù)量的投資，隨后代表性家庭從這些生產(chǎn)企業(yè)領(lǐng)取Wt和收益分紅Dt；代表性家庭購(gòu)買(mǎi)Bt單位價(jià)格為1/rt的無(wú)風(fēng)險(xiǎn)債券用于投資，購(gòu)買(mǎi)Ct單位市場(chǎng)價(jià)格為Pt的商品用于消費(fèi)；代表性家庭需向政府繳納相關(guān)稅費(fèi)Tt。另外，由于企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、投資風(fēng)險(xiǎn)、失業(yè)以及經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)等因素的存在，代表性家庭收入會(huì)存在一定的不確定性。為此，代表性家庭會(huì)受到如下預(yù)算約束:

其中，δt表示t時(shí)期代表性家庭受到的總收入沖擊，借鑒Roos(2008)[3]的表述本文稱(chēng)之為消費(fèi)能力沖擊。與偏好at類(lèi)似，假設(shè)消費(fèi)能力沖擊δt服從如下過(guò)程:

其中:0＜ρδ＜1；序列εδ，t為意料之外的擾動(dòng)，序列不相關(guān)，服從零均值標(biāo)準(zhǔn)差為σδ的正態(tài)分布。因此，式(7)為居民消費(fèi)能力不確定性方程。

借鑒經(jīng)典文獻(xiàn)中家庭效用函數(shù)構(gòu)建模式，同時(shí)結(jié)合式(1)給出如下代表性家庭的跨期效用函數(shù):

其中:Et為期望算子；0＜β＜1，表示常數(shù)折現(xiàn)因子。

代表性家庭通過(guò)合理選擇消費(fèi)水平，勞動(dòng)供給程度和債券持有水平等，同時(shí)考慮預(yù)算約束(6)來(lái)最大化其終身效用(8)，其一階條件如下:

其中，λt＞0測(cè)度了家庭消費(fèi)的邊際效用。方程(9)是有關(guān)消費(fèi)的歐拉方程。方程(10)意味著消費(fèi)與勞動(dòng)之間的邊際替代率不但受實(shí)際工資的影響還受收入不確定性的影響。方程(11)給出了債券的最優(yōu)持有條件，該等式揭示出了代表性家庭當(dāng)前和預(yù)期消費(fèi)的邊際效用與收入不確定性、實(shí)際利率等變量之間的聯(lián)系。

(三)企業(yè)部門(mén)

參照Ireland(2011)[12]建模思想，模型中的企業(yè)由中間品生產(chǎn)部門(mén)和最終品生產(chǎn)部門(mén)兩部分構(gòu)成。

1.最終品生產(chǎn)企業(yè)。

在每一時(shí)期t，最終品生產(chǎn)企業(yè)采用如下規(guī)模報(bào)酬不變的生產(chǎn)技術(shù)組織生產(chǎn):

其中:Yt(i)表征生產(chǎn)企業(yè)為組織生產(chǎn)所購(gòu)買(mǎi)的中間商品；θ指代中間品之間的替代彈性。Pt(i)是中間品i的價(jià)格，Pt表征最終商品的價(jià)格，生產(chǎn)企業(yè)將通過(guò)優(yōu)化選擇最大化其利潤(rùn):

一階優(yōu)化條件為:

方程(14)即為中間品i的需求函數(shù)。處于完全競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)中的最終品生產(chǎn)企業(yè)在市場(chǎng)均衡時(shí)其利潤(rùn)為零，最終形成均衡的價(jià)格水平

2.中間品生產(chǎn)企業(yè)。

借鑒Ireland(2011)[12]的模型構(gòu)建思想，t時(shí)期中間品生產(chǎn)企業(yè)使用如下生產(chǎn)技術(shù):

其中:Zt服從如式(16)所給出的穩(wěn)定自回歸過(guò)程，是模型中的技術(shù)沖擊；Nt(i)如前所述表征家庭向生產(chǎn)企業(yè)i提供的勞動(dòng)量。

其中:0＜ρz＜1；Z＞1，為經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于穩(wěn)態(tài)時(shí)的技術(shù)沖擊；殘差項(xiàng)εz，t滿(mǎn)足序列不相關(guān)，且服從零均值、標(biāo)準(zhǔn)差為σz的正態(tài)分布。

參考Rotemberg(1982)[13]、Ireland(2011)[12]對(duì)于價(jià)格黏性的引入模式，t時(shí)期中間品生產(chǎn)企業(yè)會(huì)面臨調(diào)價(jià)成本:?/2[(Pi(i)/πPt－1(i))－1]2Yt。這里參數(shù)?＞0是價(jià)格黏性的測(cè)度，π表征穩(wěn)態(tài)時(shí)的通貨膨脹水平。

中間品生產(chǎn)企業(yè)最大化如下市場(chǎng)價(jià)值:

其中，λτ/Pt為家庭從企業(yè)收益中獲得分成的邊際效用價(jià)值，Di(i)為企業(yè)i的名義收益，其具體內(nèi)容如下:

(四)政府部門(mén)

本部分模型構(gòu)建假設(shè)政府部門(mén)功能主要體現(xiàn)在貨幣政策的制定和實(shí)施以及政府稅收和公共支出方面。

1.貨幣政策。

本文借鑒毛彥軍和王曉芳(2012)[14]、毛彥軍等(2013)[15]，以及徐文成等(2015)[16]國(guó)內(nèi)既有相關(guān)研究，假設(shè)央行貨幣政策采用如下泰勒規(guī)則(Tay?lor，1993[17]):

其中:rt、yt、πt分別表示除去趨勢(shì)項(xiàng)的利率、產(chǎn)出和通貨膨脹水平；r、y、π分別指代利率變量的穩(wěn)態(tài)值、產(chǎn)出變量的穩(wěn)態(tài)值以及通貨膨脹變量的穩(wěn)態(tài)值；0≤ρr＜1，為市場(chǎng)利率平滑性測(cè)度，ρy＞0，ρπ＞0；εr，t滿(mǎn)足序列不相關(guān)，且服從零均值、標(biāo)準(zhǔn)差為σr的正態(tài)分布。

2.財(cái)政政策。

借鑒Barsky和Sims(2011)[18]設(shè)定，假設(shè)政府部門(mén)支出滿(mǎn)足如下方程:

這里Gt表示政府的公共財(cái)政支出，ηt表征政府財(cái)政支出(財(cái)政政策)沖擊，服從如下過(guò)程:

其中:0＜ρg＜1；殘差項(xiàng)εη，t滿(mǎn)足序列不相關(guān)，且服從零均值、標(biāo)準(zhǔn)差為ση的正態(tài)分布。

三、模型參數(shù)的校準(zhǔn)和估計(jì)

(一)參數(shù)校準(zhǔn)與數(shù)據(jù)來(lái)源

對(duì)于上述模型系統(tǒng)求解需要首先確定模型參數(shù)值，而新凱恩斯DSGE模型中的參數(shù)通常需要通過(guò)如下三個(gè)渠道得到:(1)參考既有文獻(xiàn)的設(shè)定；(2)基于經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)計(jì)算取值；(3)由最大似然法或者貝葉斯法估計(jì)得出。對(duì)于折現(xiàn)因子β，既有文獻(xiàn)基本在區(qū)間[0.96，0.99]上取值(杜清源和龔六堂，2005[19]；Gilchrist和Saito，2006[20])，本文參照毛彥軍等(2013)[15]、徐文成等(2015)[16]的做法選取β值為0.98。除此之外，本模型其他參數(shù)均基于貝葉斯技術(shù)估計(jì)得出。參數(shù)估計(jì)過(guò)程中需要借助一些變量的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，本文用到的變量有產(chǎn)出、消費(fèi)和利率。其中，產(chǎn)出為消除價(jià)格因素的實(shí)際季度GDP序列，消費(fèi)為消除價(jià)格因素的實(shí)際季度社會(huì)消費(fèi)品零售總額序列，利率為銀行間7天同業(yè)拆借利率的時(shí)間序列。樣本選取1998年第1季度至2014年第1季度的數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind咨詢(xún)、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

(二)模型參數(shù)的貝葉斯估計(jì)

本文采用貝葉斯估計(jì)法對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。關(guān)于貝葉斯估計(jì)中相關(guān)參數(shù)先驗(yàn)均值和分布的選取，本文主要采取如下措施:對(duì)于參數(shù)?、θ、ρz、ρr、ρr、ρy、ρπ，本文參照毛彥軍和王曉芳(2012)[14]、毛彥軍等(2013)[15]的估計(jì)值分別選取其均值為20.9、6.5、0.6、0.7、0.7、0.01、1.5，分布為Gamma分布、Norm分布、Norm分布、Norm分布、Norm分布、Norm分布、Norm分布。對(duì)于偏好沖擊的AR(1)系數(shù)ρα、收入沖擊的AR(1)系數(shù)ρδ、財(cái)政支出沖擊的AR(1)系數(shù)ρη，本文參考毛彥軍等(2013)[15]、Barsky和Sims(2011)[18]等研究分別設(shè)定其先驗(yàn)均值為0.35、0.35、0.6，分布為Beta分布、Beta分布、Norm分布。關(guān)于參數(shù)σα、σδ、σz、σr、ση的先驗(yàn)分布根據(jù)既有研究的一貫設(shè)定辦法統(tǒng)一設(shè)定為逆伽瑪分布(Inv?Gamma)，其均值參考毛彥軍等(2013)[15]Barsky和Sims(2011)[18]等研究分別設(shè)定為1.5、1.1、2.2、1.2、4.3。對(duì)以上先驗(yàn)分布選取的過(guò)程中，借鑒既有研究先驗(yàn)分布的標(biāo)準(zhǔn)差統(tǒng)一在0.1～0.7區(qū)間內(nèi)設(shè)定。參數(shù)估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 模型參數(shù)的貝葉斯估計(jì)

四、數(shù)值模擬結(jié)果分析

(一)居民消費(fèi)的動(dòng)態(tài)路徑分析

為分析偏好與消費(fèi)能力對(duì)居民消費(fèi)行為的影響，需要考察居民消費(fèi)對(duì)偏好和消費(fèi)能力沖擊反應(yīng)的動(dòng)態(tài)特征。為此，本部分就居民消費(fèi)對(duì)偏好和消費(fèi)能力沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)路徑展開(kāi)深入分析。

圖2顯示了居民消費(fèi)應(yīng)對(duì)偏好沖擊和消費(fèi)能力沖擊的反應(yīng)路徑。由圖2可知，給定一單位的正向偏好沖擊，即期居民消費(fèi)向上波動(dòng)，然后逐漸回落并于第8個(gè)季度回歸穩(wěn)態(tài)值。出現(xiàn)以上波動(dòng)的主要原因是，當(dāng)受到偏好正向沖擊時(shí)，表明居民的消費(fèi)態(tài)度和情緒等心理因素開(kāi)始產(chǎn)生積極作用，促使消費(fèi)者做出購(gòu)買(mǎi)決策，從而增加消費(fèi)。偏好沖擊過(guò)后，居民消費(fèi)的消費(fèi)態(tài)度和情緒開(kāi)始回落，呈現(xiàn)出減少消費(fèi)的趨向，接著居民消費(fèi)降低并回歸其穩(wěn)態(tài)值。另外，根據(jù)表1的估計(jì)結(jié)果可以看出，偏好沖擊的持久性為0.456 0，比較低，使得居民消費(fèi)水平在8個(gè)季度后就回歸了穩(wěn)態(tài)值。由此可知，正向的偏好沖擊對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生了正向影響且影響顯著。

再觀察居民消費(fèi)應(yīng)對(duì)消費(fèi)能力沖擊的反應(yīng)路徑。當(dāng)給定一單位的正向擾動(dòng)，即期居民消費(fèi)向上偏離穩(wěn)態(tài)值，并于第2季度達(dá)到峰值，然后逐漸回落并于第7個(gè)季度回歸穩(wěn)態(tài)值。呈現(xiàn)出如上波動(dòng)的原因是，當(dāng)受到消費(fèi)能力正向沖擊時(shí)，如式(11)所示居民消費(fèi)的邊際效用增加，從而促使居民增加消費(fèi)。消費(fèi)能力沖擊影響過(guò)后，居民消費(fèi)降低并回歸其穩(wěn)態(tài)值。由此可以發(fā)現(xiàn)，消費(fèi)能力沖擊同樣對(duì)居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生了積極影響。

盡管正向的偏好沖擊和消費(fèi)能力沖擊均對(duì)居民的消費(fèi)行為形成了正向影響，但通過(guò)對(duì)兩條動(dòng)態(tài)路徑的比較分析可以發(fā)現(xiàn)，偏好和消費(fèi)能力對(duì)居民消費(fèi)行為的影響存有顯著差異。主要體現(xiàn)在如下兩個(gè)方面:一是偏好對(duì)居民消費(fèi)的影響幅度更大。偏好沖擊使得居民消費(fèi)即期產(chǎn)生了近0.8單位的波動(dòng)，而消費(fèi)能力沖擊僅使得居民消費(fèi)產(chǎn)生0.2單位的波動(dòng)且波動(dòng)峰值出現(xiàn)在沖擊過(guò)后的1個(gè)季度。二是居民消費(fèi)受偏好的影響更持久。由圖2可知，偏好沖擊過(guò)后居民消費(fèi)波動(dòng)于第8個(gè)季度回歸穩(wěn)態(tài)值，而消費(fèi)能力沖擊影響后居民消費(fèi)波動(dòng)于第7季度就回歸穩(wěn)態(tài)值。由此可以認(rèn)為，我國(guó)居民消費(fèi)行為影響因素中偏好所產(chǎn)生的影響大于消費(fèi)能力產(chǎn)生的影響。本文的這一結(jié)論與Roos(2008)[3]基于歐洲多國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析結(jié)論一致。

圖2 我國(guó)居民消費(fèi)行為對(duì)偏好與消費(fèi)能力沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)路徑

(二)方差分解分析

由于影響居民消費(fèi)波動(dòng)的因素比較多，偏好與消費(fèi)能力沖擊只是其中的兩個(gè)影響因素，因此，有必要通過(guò)方差分解從隨機(jī)沖擊對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)貢獻(xiàn)度的層面比較分析一下偏好和消費(fèi)能力對(duì)居民消費(fèi)行為的影響。

給定所有外生沖擊一單位(0.01)的正向沖擊，觀察居民消費(fèi)波動(dòng)的方差分解狀況(如表2所示)。表2中的大寫(xiě)字母Q表征季度，字母－單詞組合P?Shock、S?Shock、Z?Shock、G?Shock以及R?Shock分別表征偏好、消費(fèi)能力、技術(shù)、政府支出以及貨幣政策調(diào)控(利率調(diào)控)等外生沖擊。

表2 居民消費(fèi)波動(dòng)的方差分解(%)

由表2可以看出，對(duì)于偏好沖擊，第1個(gè)季度內(nèi)就解釋了34.01%的居民消費(fèi)波動(dòng)，而在40個(gè)季度內(nèi)，則可以解釋34.32%的居民消費(fèi)波動(dòng)，即超過(guò)三分之一的居民消費(fèi)波動(dòng)是由偏好沖擊引起；對(duì)于消費(fèi)能力沖擊，第1個(gè)季度僅解釋了居民消費(fèi)波動(dòng)的0.05%，而在第40個(gè)季度也不過(guò)解釋了1.69%的居民消費(fèi)波動(dòng)。因此就偏好沖擊和消費(fèi)能力沖擊對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)的貢獻(xiàn)度而言，偏好不管是在短期內(nèi)還是長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)居民消費(fèi)的影響都更加明顯。另外，對(duì)于技術(shù)創(chuàng)新沖擊、財(cái)政支出沖擊以及利率調(diào)控沖擊在40個(gè)季度內(nèi)分別可以解釋15.10%，5.6%和43.3%的居民消費(fèi)波動(dòng)，這意味著利率(資金成本)也會(huì)對(duì)居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生顯著的影響。由上述分析可知，偏好是我國(guó)居民消費(fèi)的主要外生影響因素之一。

五、小結(jié)與政策含義

本文首先建立一個(gè)涵蓋消費(fèi)者偏好和消費(fèi)能力沖擊的新凱恩斯DSGE模型，其次基于中國(guó)經(jīng)濟(jì)季度數(shù)據(jù)對(duì)模型參數(shù)進(jìn)行了貝葉斯估計(jì)。然后，本文分析了消費(fèi)者偏好與消費(fèi)能力沖擊對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)行為的影響。通過(guò)對(duì)偏好和消費(fèi)能力沖擊所引起的居民消費(fèi)行為動(dòng)態(tài)路徑的比較分析發(fā)現(xiàn)，偏好和消費(fèi)能力沖擊均對(duì)居民的消費(fèi)行為產(chǎn)生了明顯影響，但偏好沖擊對(duì)居民消費(fèi)行為的影響無(wú)論從波幅大小還是持續(xù)性方面均大于消費(fèi)能力沖擊的影響。另外，基于多種外生沖擊的方差分解顯示，短期和長(zhǎng)期內(nèi)偏好沖擊均可以解釋三分之一以上的居民消費(fèi)波動(dòng)，而消費(fèi)能力沖擊對(duì)居民消費(fèi)波動(dòng)的解釋不足2%。由此可知，相比消費(fèi)能力，偏好對(duì)居民消費(fèi)行為的影響更加顯著。

以上結(jié)論強(qiáng)調(diào)了偏好和消費(fèi)能力對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)行為的重要意義。更為重要的是，通過(guò)比較我們發(fā)現(xiàn)一個(gè)重要經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象:消費(fèi)者偏好對(duì)消費(fèi)行為的影響大于消費(fèi)能力的影響。這對(duì)我國(guó)當(dāng)前進(jìn)行的調(diào)整結(jié)構(gòu)和擴(kuò)大內(nèi)需的宏觀調(diào)控有重要的政策借鑒意義:一方面采取有效措施來(lái)增加居民的可支配收入并減少收入的不確定性，即提高居民的消費(fèi)能力，以推動(dòng)國(guó)內(nèi)消費(fèi)的增加，實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大內(nèi)需的戰(zhàn)略目標(biāo)。另一方面，采取措施以提高居民的消費(fèi)偏好。如通過(guò)提高社會(huì)保障的力度和覆蓋面、加強(qiáng)輿論引導(dǎo)等措施來(lái)提升國(guó)內(nèi)居民的消費(fèi)信心、態(tài)度和情緒從而強(qiáng)化居民的消費(fèi)偏好，最終實(shí)現(xiàn)擴(kuò)大消費(fèi)需求的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)。

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