■晁江鋒，武曉利，郭君默

一、引言與文獻(xiàn)綜述

我國(guó)改革開放以來(lái)的高速增長(zhǎng)，在經(jīng)濟(jì)總量提升的同時(shí)極大地改善了人們的收入水平。2011年，我國(guó)人均GDP超過5000美元，進(jìn)入了中等偏上收入國(guó)家的行列。這意味著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展完成了從低收入國(guó)家向中等收入國(guó)家的過渡，并進(jìn)入從中等收入國(guó)家向現(xiàn)代發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體過渡的后趕超階段。然而，我國(guó)居民消費(fèi)占GDP比重長(zhǎng)期不斷下降，“低消費(fèi)”的國(guó)民經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失衡特征已成為下一階段我國(guó)經(jīng)濟(jì)難以健康持續(xù)發(fā)展的主要原因。

近年來(lái)，“供給側(cè)改革”成為我國(guó)政府進(jìn)行經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要戰(zhàn)略方向。毋庸置疑，從供給側(cè)進(jìn)行結(jié)構(gòu)性改革的最終目標(biāo)是拉動(dòng)企業(yè)投資、居民消費(fèi)以及進(jìn)出口，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)。本文從耐用品與非耐用品消費(fèi)的角度進(jìn)行研究，能夠?yàn)槲覈?guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)改革提供一條新的路徑，這主要基于以下兩個(gè)方面：一是產(chǎn)品質(zhì)量影響家庭對(duì)耐用品與非耐用品的消費(fèi)偏好，進(jìn)而影響總消費(fèi)，供給側(cè)改革能夠加強(qiáng)產(chǎn)品的優(yōu)勝劣汰，改善企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)與設(shè)備的優(yōu)化升級(jí)，進(jìn)而提升產(chǎn)品品質(zhì)；二是耐用品消費(fèi)（如汽車等）占家庭收入比例較高，居民對(duì)其價(jià)格變動(dòng)的敏感度較高，故而通過改善耐用品質(zhì)量，提升其品牌價(jià)值，能夠有效降低居民的消費(fèi)敏感度，進(jìn)而提升耐用品消費(fèi)。

關(guān)于居民消費(fèi)的相關(guān)研究文獻(xiàn)眾多，且國(guó)外研究起步較早，總體上可歸納為以下兩個(gè)方面：一是通過構(gòu)建相應(yīng)的數(shù)值模型，借助參數(shù)校準(zhǔn)研究居民消費(fèi)變動(dòng)。較早的研究如Stone（1954）建立的線性支出系統(tǒng)（LES模型），之后Luch（1973）拓展為ELES模型，以及Deaton（1980）構(gòu)建的適用性更為廣泛的AIDS模型，近年來(lái)，DSGE模型在研究居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)方面得到長(zhǎng)足的發(fā)展；二是采用實(shí)證分析的方式進(jìn)行研究，如Bonis&Silvestrini（2010）通過考察不同家庭的金融結(jié)構(gòu)差異性，研究其對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。Hongbin et al.（2013）采用斷點(diǎn)回歸法，從退休消費(fèi)的角度考察養(yǎng)老保險(xiǎn)政策、退休制度等因素對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的作用機(jī)制。國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)在研究方法上與國(guó)外類似，但研究視角存在一定的差異。如李翔和朱玉春（2013）從農(nóng)村消費(fèi)的角度出發(fā)，結(jié)合我國(guó)農(nóng)村居民生存性消費(fèi)占比持續(xù)下降、發(fā)展性消費(fèi)占比不斷上升的客觀事實(shí)，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)以及消費(fèi)偏好轉(zhuǎn)變對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。同時(shí)，也有文獻(xiàn)從家庭金融資產(chǎn)配置的角度研究財(cái)富效應(yīng)對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，如胡永剛和郭長(zhǎng)林（2012）。顯然，由于我國(guó)國(guó)情的復(fù)雜性和特殊性，居民消費(fèi)特征在不同因素的影響下表現(xiàn)出顯著的差異性，從而使得相關(guān)研究結(jié)論間存在一定的不一致，甚至相互矛盾。

作為居民消費(fèi)理論的一個(gè)研究分支，耐用品與非耐用品消費(fèi)的多數(shù)研究主要圍繞非耐用品消費(fèi)展開，直至Caballero（1999）提出的模型，為耐用品消費(fèi)的相關(guān)研究開辟了一條新的路徑。Bertola&Pistaferri（2005）基于該模型分析影響意大利汽車消費(fèi)的主要因素。Willem&John（2013）通過研究耐用品消費(fèi)對(duì)市場(chǎng)利率的敏感性，試圖解釋影響美國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇緩慢的主要原因。國(guó)內(nèi)學(xué)者在該領(lǐng)域的研究主要結(jié)合了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)出的獨(dú)有特征，對(duì)我國(guó)家庭的耐用品消費(fèi)情形從多個(gè)視角進(jìn)行分析。如李江一（2017）從購(gòu)房動(dòng)機(jī)及償還住房貸款兩個(gè)層面考察“房奴效應(yīng)”對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)的影響，并進(jìn)一步量化了“房奴效應(yīng)”對(duì)家庭耐用品及非耐用品消費(fèi)的擠出作用。蔡偉賢和朱峰（2015）從社會(huì)保障（如新農(nóng)合）的視角展開分析，其認(rèn)為農(nóng)戶耐用品消費(fèi)受到農(nóng)村家庭參保行為及醫(yī)療保障水平的顯著影響。鄒紅等（2017）分別從收入風(fēng)險(xiǎn)、收入不平等方面分析我國(guó)居民收入水平與耐用品消費(fèi)之間的相關(guān)關(guān)系等。

近年來(lái)，隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的廣泛應(yīng)用及經(jīng)濟(jì)一體化的不斷深入，耐用品與非耐用品消費(fèi)對(duì)其價(jià)格波動(dòng)的敏感性日趨增強(qiáng)，而其價(jià)格的形成機(jī)制也變得更為復(fù)雜，不僅取決于商品的質(zhì)量、技術(shù)含量等，還受到居民收入差異、品牌效應(yīng)以及金融市場(chǎng)的影響，這將導(dǎo)致兩類消費(fèi)品價(jià)格在由供求關(guān)系決定的均衡價(jià)格的上下波動(dòng)表現(xiàn)出隨機(jī)性特征。因此，本文嘗試將耐用品和非耐用品價(jià)格與其消費(fèi)結(jié)合起來(lái)，研究?jī)深愊M(fèi)品價(jià)格的隨機(jī)沖擊對(duì)居民消費(fèi)及宏觀經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)影響。相較于已有文獻(xiàn)，本文的創(chuàng)新主要包含以下幾個(gè)方面：首先，與已有研究采用的分析方法存在差異，本文采用主流的宏觀經(jīng)濟(jì)分析模型，通過構(gòu)建包含耐用品與非耐用品消費(fèi)因素的動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，從更為宏觀的視角研究供給側(cè)改革背景下我國(guó)消費(fèi)特征轉(zhuǎn)變對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響；其次，本文豐富了現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)耐用品消費(fèi)或非耐用品消費(fèi)的單方面分析，嘗試將我國(guó)家庭的耐用品與非耐用品消費(fèi)結(jié)合起來(lái)進(jìn)行整體研究，通過對(duì)兩者之間傳導(dǎo)機(jī)制的考察，闡釋居民消費(fèi)特征的轉(zhuǎn)變與消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)之間的邏輯關(guān)系；最后，鑒于DSGE模型的預(yù)測(cè)作用，本文基于脈沖響應(yīng)函數(shù)，詳細(xì)分析了耐用品與非耐用品價(jià)格、家庭消費(fèi)偏好及財(cái)政政策變動(dòng)對(duì)未來(lái)數(shù)期耐用品消費(fèi)和非耐用品消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響。

二、模型構(gòu)建

本文將影響居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的因素（價(jià)格、偏好、稅收以及政府補(bǔ)貼）納入三部門動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡（DSGE）模型中，分析影響各因素的動(dòng)態(tài)效應(yīng)和傳導(dǎo)機(jī)制。對(duì)于家庭部門，每一期向廠商提供勞動(dòng)和私人資本，以獲得勞動(dòng)報(bào)酬和資本租金，同時(shí)消費(fèi)耐用品和非耐用品，由此將耐用品價(jià)格和非耐用品價(jià)格引入到家庭的預(yù)算約束。另外，家庭每一期須向政府繳納耐用品消費(fèi)稅和非耐用品消費(fèi)稅。對(duì)于廠商部門，假設(shè)有兩類代表性廠商，即廠商1和廠商2。廠商1主要生產(chǎn)一般消費(fèi)品，即非耐用品。其在每一期利用雇傭的勞動(dòng)和租賃的資本進(jìn)行生產(chǎn)，同時(shí)基于產(chǎn)出向政府繳納一定的產(chǎn)出稅。廠商2的產(chǎn)出為耐用品，其每一期需要利用勞動(dòng)和耐用品進(jìn)行生產(chǎn)，也向政府部門繳納一定的產(chǎn)出稅。對(duì)于政府部門，每一期的收入來(lái)源于廠商1和廠商2繳納的產(chǎn)出稅、家庭繳納的耐用品消費(fèi)稅和非耐用品消費(fèi)稅，而政府的收入用于轉(zhuǎn)移支付和耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼，耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼的主要目的是鼓勵(lì)居民增加耐用品消費(fèi)，從而刺激居民消費(fèi)。

（一）家庭部門

假定經(jīng)濟(jì)體中包含無(wú)數(shù)個(gè)同質(zhì)的家庭，每個(gè)家庭能夠生存無(wú)窮期，則代表性家庭在每一期規(guī)劃其耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)、勞動(dòng)供給與投資以最大化一生效用，其效用函數(shù)為：

其中，E0表示基于0期信息形成的條件期望算子；0＜β＜1，表示效用的主觀貼現(xiàn)率；Dt表示第t期的耐用品消費(fèi)；Ct表示第t期的非耐用品消費(fèi)；1-L1t-L2t代表第t期的閑暇。ξDt表示t期代表性家庭的耐用品的消費(fèi)偏好，ξCt表示t期代表性家庭的非耐用品的消費(fèi)偏好，為了研究耐用品和非耐用品消費(fèi)偏好變化的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，在這里假定ξDt和ξCt是隨機(jī)變量，它們與其穩(wěn)態(tài)值的偏離 ξ?Dt和 ξ?Ct且服從 AR（1）過程，則：

在第t期家庭的預(yù)算約束為

其中，PDt，PCt分別表示耐用品價(jià)格和非耐用品價(jià)格；τDt，τCt分別表示耐用品的消費(fèi)稅和非耐用品的消費(fèi)稅；Tt表示政府在第t期的轉(zhuǎn)移支付；為了研究調(diào)整耐用品價(jià)格和非耐用品價(jià)格對(duì)代表性家庭的耐用品消費(fèi)和非耐用品消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響，假設(shè)PDt，PCt是隨機(jī)變量，它們與其穩(wěn)態(tài)值的偏離服從AR（1）過程，則：

求解代表性家庭的效用最大化問題，可得一階條件與橫截性條件如下：

其中，λt為約束條件式（4）的Lagrange乘子，式（7）的右邊代表家庭t期非耐用品消費(fèi)的邊際效用。式（8）與式（9）為非耐用消費(fèi)品消費(fèi)與勞動(dòng)的Euler方程，式（10）與式（11）反映家庭關(guān)于一般消費(fèi)品和耐用消費(fèi)品的最優(yōu)規(guī)劃，除以上一階條件外，家庭效用最大化還需滿足相應(yīng)的橫截性條件。

（二）廠商部門

假設(shè)廠商部門中有兩類生產(chǎn)廠商，第一類生產(chǎn)廠商主要生產(chǎn)一般消費(fèi)品即非耐用消費(fèi)品，第二類生產(chǎn)廠商主要生產(chǎn)耐用消費(fèi)品。在每類廠商中，廠商均是同質(zhì)的，故仍然采用代表性廠商的分析方法。

1.廠商1的生產(chǎn)行為分析

廠商1通過租借私人資本和勞動(dòng)進(jìn)行生產(chǎn)，設(shè)廠商1的生產(chǎn)函數(shù)的具體形式為其中，α1表示資本產(chǎn)出彈性，α2表示勞動(dòng)產(chǎn)出彈性。且假設(shè)廠商1為生產(chǎn)規(guī)模報(bào)酬不變，即α1+α2=1；Yt表示t期的產(chǎn)出；Kt表示t期的資本存量；L1t表示t期代表性家庭在廠商1進(jìn)行工作的勞動(dòng)時(shí)間；At表示t期外生的技術(shù)水平，是一個(gè)隨機(jī)變量，其與穩(wěn)態(tài)值的偏離?t服從AR（1）過程，則：

其中，A*表示技術(shù)水平的穩(wěn)態(tài)值是白噪聲過程。

廠商1在t期需要支付家庭的工資W1t、資本租金，同時(shí)向政府按的τ1t比率繳納產(chǎn)出稅。所以利潤(rùn)最大化問題可表達(dá)為：

求解該最優(yōu)化問題，可得一階條件：

2.廠商2的生產(chǎn)行為分析

廠商2進(jìn)行生產(chǎn)需要的生產(chǎn)投入要素為耐用品和勞動(dòng)，設(shè)廠商2的生產(chǎn)函數(shù)的具體形式如下：Y2t=其中，η表示耐用品的產(chǎn)出彈性，η表示12勞動(dòng)產(chǎn)出彈性。且假設(shè)廠商2為生產(chǎn)規(guī)模報(bào)酬不變，即η1+η2=1；Y2t表示t期廠商2的產(chǎn)出；Dt表示t期的耐用品的存量；L2t表示t期代表性家庭在廠商2進(jìn)行工作的時(shí)間；Bt表示廠商2的全要素生產(chǎn)率，是一個(gè)隨機(jī)變量，其與穩(wěn)態(tài)值的偏離 B?t服從AR（1）過程，則：

其中，B*表示技術(shù)水平的穩(wěn)態(tài)值是白噪聲過程。

廠商2在t期需要支付家庭的工資W2t、資本租金、同時(shí)向政府按的τ2t比率繳納產(chǎn)出稅。所以利潤(rùn)最大化問題可表達(dá)為：

求解該最優(yōu)化問題，可得一階條件：

（三）政府

在每一期政府以τCt和τDt的稅率向代表性家庭征收耐用品消費(fèi)稅和非耐用品消費(fèi)稅，同時(shí)以τ1t和τ2t的稅率分別向廠商1和廠商2征收產(chǎn)出稅，所以在第t期政府的收入為：

為了研究政府調(diào)整耐用品消費(fèi)稅和非耐用品消費(fèi)稅的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，在這里假定τCt和τDt是隨機(jī)變量，它們與其穩(wěn)態(tài)值的偏離 τ?Ct和 τ?Dt服從AR（1）過程，則：

假設(shè)在每一期政府的收入全部用于轉(zhuǎn)移支付Tt，則 Gt=Tt。

（四）市場(chǎng)出清

當(dāng)市場(chǎng)達(dá)到出清狀態(tài)時(shí)，有以下式子成立：

（五）均衡系統(tǒng)

給定經(jīng)濟(jì)中代表性家庭的偏好、廠商的技術(shù)水平和資源約束、政府支出分配等，以及耐用品偏好沖擊、非耐用品偏好沖擊、耐用品價(jià)格沖擊、非耐用品價(jià)格沖擊、耐用品消費(fèi)稅沖擊、非耐用品消費(fèi)稅沖擊和技術(shù)沖擊，當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到均衡狀態(tài)時(shí)，代表性家庭實(shí)現(xiàn)效用最大化、代表性廠商1和廠商2分別實(shí)現(xiàn)利潤(rùn)最大化，并且消費(fèi)品市場(chǎng)、資本市場(chǎng)以及勞動(dòng)力市場(chǎng)均出清。

三、模型參數(shù)的校準(zhǔn)和貝葉斯估計(jì)

模型中的參數(shù)根據(jù)其特征分兩種方法進(jìn)行賦值，對(duì)于靜態(tài)參數(shù)，結(jié)合中國(guó)實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)和已有文獻(xiàn)，采用校準(zhǔn)的方法進(jìn)行賦值；對(duì)于動(dòng)態(tài)參數(shù)，在模型的基礎(chǔ)上采用貝葉斯估計(jì)的方法進(jìn)行賦值。根據(jù)本文模型的設(shè)定，需要賦值的靜態(tài)參數(shù)包括：主觀貼現(xiàn)因子β、資本折舊率δK、耐用消費(fèi)品折舊率δD、廠商1生產(chǎn)函數(shù)中的資本產(chǎn)出彈性α1以及廠商2中的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性η2。需要賦值的動(dòng)態(tài)參數(shù)包括：耐用品與非耐用品消費(fèi)偏好沖擊、生產(chǎn)技術(shù)沖擊、耐用品與非耐用品價(jià)格沖擊以及耐用品與非耐用品消費(fèi)稅沖擊的一階自回歸參數(shù)和波動(dòng)參數(shù)。

1.靜態(tài)參數(shù)的校準(zhǔn)檢驗(yàn)。一是主觀貼現(xiàn)因子β，利用1979～2014年間的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，估算出1979～2014年的物價(jià)水平平均上升了4.5%，故本文將β校準(zhǔn)為95%；二是資本折舊率δK，國(guó)外很多文獻(xiàn)中資本折舊率估計(jì)值均在0.1左右，由于我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的獨(dú)特性，參考黃勇峰和任若恩（2002）的結(jié)論，我國(guó)制造業(yè)折舊率高達(dá)0.17，故本文校準(zhǔn)為0.11；三是耐用品折舊率δD，金戈（2012）計(jì)算出固定資產(chǎn)的折舊率為0.096，郭長(zhǎng)林（2016）校準(zhǔn)的耐用品的折舊率為0.092，考慮到兩者差別并不大，本文取耐用品折舊率為0.095；四是廠商1資本產(chǎn)出彈性α1；關(guān)于資本產(chǎn)出彈性的取值，本文參考郭長(zhǎng)林（2016）的校準(zhǔn)結(jié)果取為0.5；五是廠商2的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性η2，結(jié)合耐用品對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)，參考許志偉和林仁文（2011）的估計(jì)結(jié)果，本文將η2校準(zhǔn)為0.45。

2.動(dòng)態(tài)參數(shù)的校準(zhǔn)檢驗(yàn)。本文采用我國(guó)1979～2017年間實(shí)際GDP和居民消費(fèi)數(shù)據(jù)作為樣本，利用貝葉斯估計(jì)方法對(duì)動(dòng)態(tài)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。首先關(guān)于先驗(yàn)均值的選取，根據(jù)已有文獻(xiàn)的估算和沖擊源的特征，對(duì)于參數(shù)先驗(yàn)均值的選取，本文設(shè)定耐用品消費(fèi)偏好沖擊、非耐用品消費(fèi)偏好沖擊、耐用品消費(fèi)稅沖擊和非耐用品消費(fèi)稅沖擊的一階自回歸系數(shù)的先驗(yàn)均值為0.7，生產(chǎn)技術(shù)沖擊、耐用品價(jià)格沖擊和非耐用品價(jià)格沖擊的一階自回歸系數(shù)的先驗(yàn)均值為0.5。對(duì)于隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的先驗(yàn)均值，本文設(shè)定各沖擊源隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的先驗(yàn)均值為0.5。其估計(jì)結(jié)果如表1所示。

表1 動(dòng)態(tài)參數(shù)的Bayes估計(jì)結(jié)果

四、模型動(dòng)態(tài)模擬和效應(yīng)分析

本文利用Matlab對(duì)模型進(jìn)行動(dòng)態(tài)模擬，針對(duì)中國(guó)持續(xù)偏低的居民消費(fèi)率，在這里不僅考慮不同沖擊源對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)，同時(shí)考慮在不同沖擊源下居民消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)變化路徑。對(duì)于居民消費(fèi)率的定義參考國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的指標(biāo)解釋，定義居民消費(fèi)率為居民最終消費(fèi)（耐用品消費(fèi)與非耐用品消費(fèi)之和）占居民可支配收入的比重。接下來(lái)，本節(jié)從兩個(gè)方面進(jìn)行分析：一是探討耐用品與非耐用品價(jià)格沖擊對(duì)居民耐用品、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)效應(yīng)及傳導(dǎo)機(jī)制；二是分析耐用品與非耐用品偏好沖擊對(duì)居民耐用品、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)效應(yīng)及傳導(dǎo)機(jī)制。

（一）價(jià)格沖擊的動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

圖1 耐用品和非耐用品價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)圖

圖1 分別給出的是在耐用品價(jià)格沖擊和非耐用品價(jià)格沖擊對(duì)居民的耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)圖。在給定1%正向的耐用品價(jià)格沖擊后，由圖1（a1）所示，居民的耐用品消費(fèi)立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)至最大幅度大約為-2×10-3，隨后逐步回歸，并在第7期回歸到初始狀態(tài)；由圖1（a2）所示，居民非耐用品消費(fèi)在沖擊發(fā)生的當(dāng)期負(fù)向偏離初始狀態(tài)至-4×10-3，但隨后立刻回彈，第2期已達(dá)到正向偏離的最大值大約為2.9×10-3，之后快速回歸，在第6期回歸到初始狀態(tài)。由圖1（a3）所示，居民消費(fèi)率在沖擊發(fā)生當(dāng)期負(fù)向偏離初始狀態(tài)至最大幅度約為-8.5×10-3，隨后立刻回彈，并在第2期達(dá)到正向偏離的峰值5×10-3，之后逐步回歸，在第7期回到初始狀態(tài)；給定1%正向的非耐用品價(jià)格沖擊，由圖1（b1）所示，居民的耐用品消費(fèi)立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)至最大幅度-7.2×10-5，隨后緩慢回歸，并在第18期回歸到初始狀態(tài)；由圖1（b2）所示，居民非耐用品消費(fèi)在沖擊發(fā)生的第2期達(dá)到負(fù)向偏離的低谷-4.3×10-3，之后逐步回歸，在第9期回歸到初始狀態(tài)；由圖1（b3）所示，居民消費(fèi)率在沖擊發(fā)生當(dāng)期正向偏離初始狀態(tài)至5×10-3，隨后立刻下降，并在第2期達(dá)到負(fù)向偏離的低谷2.5×10-3，之后逐步回彈，在第7期回到初始狀態(tài)?？傊?，面對(duì)正向的非耐用品價(jià)格沖擊，居民耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的反應(yīng)均為負(fù)向的。

通過上面的分析發(fā)現(xiàn)：第一，正向的耐用品價(jià)格沖擊對(duì)居民耐用品消費(fèi)具有負(fù)效應(yīng)，但是對(duì)居民非耐用品消費(fèi)整體上為正效應(yīng)，最終導(dǎo)致對(duì)居民消費(fèi)率的影響為正效應(yīng)；第二，面對(duì)正向的非耐用品價(jià)格沖擊，居民耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的反應(yīng)均為負(fù)向的。

結(jié)合價(jià)格沖擊對(duì)耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)影響，接下來(lái)分析耐用品與非耐用品價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)制。由于耐用品消費(fèi)（如房產(chǎn)、汽車等）的基數(shù)較大，所占家庭收入比例很高，其價(jià)格上升必將導(dǎo)致居民將其收入轉(zhuǎn)移至非耐用品消費(fèi)，從而導(dǎo)致耐用品消費(fèi)顯著下降，非耐用品消費(fèi)上升；同時(shí)，由于非耐用品消費(fèi)占家庭收入比例偏小，其價(jià)格上升僅對(duì)非耐用品存在較大負(fù)面影響，而對(duì)耐用品消費(fèi)的影響微弱。

（二）偏好沖擊的動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

圖2 耐用品和非耐用品偏好沖擊的脈沖響應(yīng)圖

圖2 為在耐用品偏好沖擊和非耐用品偏好沖擊對(duì)居民的耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)圖。給定1%正向的耐用品消費(fèi)偏好沖擊，由圖2（c1）所示，居民的耐用品消費(fèi)立即正向偏離初始狀態(tài)至最大幅度1.5×10-3，隨后逐步回歸，并在第9期回歸到初始狀態(tài)；由圖2（c2）所示，居民非耐用品消費(fèi)在沖擊發(fā)生時(shí)立即正向偏離初始狀態(tài)至3×10-3，隨后立即在2期達(dá)到負(fù)向偏離的低谷約為-2.8×10-3，之后逐步回歸，在第12期回歸到初始狀態(tài)。由圖2（c3）所示，居民消費(fèi)率在沖擊發(fā)生當(dāng)期正向偏離初始狀態(tài)大約至9.1×10-3，隨后立刻下降，并在第2期微幅負(fù)向偏離初始狀態(tài)-4×10-3，之后逐步回歸，在第10期回到初始狀態(tài)。

給定1%正向的非耐用品消費(fèi)偏好沖擊，由圖2（d1）所示，居民的耐用品消費(fèi)立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)至-3×10-4，隨后緩慢回歸，負(fù)效應(yīng)持續(xù)了20期；由圖2（d2）所示，居民的非耐用品消費(fèi)立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)大約至-2.3×10-3，并在沖擊發(fā)生的第2期達(dá)到正向偏離的峰值4.1×10-3，之后逐步回歸，在第11期回歸到初始狀態(tài)。由圖2（d3）所示，居民消費(fèi)率在沖擊發(fā)生當(dāng)期負(fù)向偏離初始狀態(tài)至-4×10-3，隨后立刻回彈，并在第2期達(dá)到正向偏離的峰值3.9×10-3，之后逐步回彈，在第8期回到初始狀態(tài)。

通過上面的分析發(fā)現(xiàn)：第一，面對(duì)正向的耐用品消費(fèi)偏好沖擊，居民耐用品消費(fèi)的反應(yīng)為正向的，非耐用品消費(fèi)的反應(yīng)在整體上為負(fù)向的，最終導(dǎo)致居民消費(fèi)率的反應(yīng)整體上為負(fù)向的；第二，面對(duì)正向的非耐用品消費(fèi)偏好沖擊，居民耐用品消費(fèi)的反應(yīng)為負(fù)向的，且持續(xù)性較強(qiáng)，非耐用品消費(fèi)的反應(yīng)在整體上為正向的，但是對(duì)居民消費(fèi)率的效應(yīng)為正向的。

結(jié)合偏好沖擊對(duì)耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)影響，分析耐用品與非耐用品偏好沖擊的傳導(dǎo)機(jī)制發(fā)現(xiàn)，耐用品消費(fèi)偏好上升使得耐用品消費(fèi)快速上升，非耐用品消費(fèi)下降，但其對(duì)兩者的影響周期較短；然而，非耐用品消費(fèi)偏好上升使得非耐用品消費(fèi)上升，耐用品消費(fèi)下降，但其對(duì)兩者的影響周期相對(duì)較長(zhǎng)。這是因?yàn)槟陀闷废M(fèi)占家庭收入比例較大，且使用周期較長(zhǎng)，其偏好上升難以改變居民原有消費(fèi)結(jié)構(gòu)，不同的是，由于非耐用品消費(fèi)占家庭收入比例相對(duì)較小，且更新?lián)Q代周期較短，其偏好上升對(duì)居民消費(fèi)的影響更為顯著和持久。

五、模型的敏感性分析

考慮到模型的穩(wěn)健性問題，同時(shí)通過調(diào)整隨機(jī)變量的波動(dòng)幅度，對(duì)耐用品消費(fèi)與非耐用品消費(fèi)進(jìn)行敏感性分析，主要分為以下三個(gè)方面。

（一）消費(fèi)品價(jià)格波動(dòng)的敏感性分析

圖3分別給出了耐用品和非耐用品價(jià)格增幅1%、3%和5%三種情形下對(duì)耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)及居民消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)圖。

圖3 耐用品和非耐用品價(jià)格沖擊的敏感性分析

圖3 第一行表示正向的耐用品價(jià)格沖擊對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的動(dòng)態(tài)影響，可以看出，當(dāng)耐用品價(jià)格增幅從1%上漲至5%時(shí)，耐用品消費(fèi)規(guī)模加速下降，而對(duì)非耐用品消費(fèi)及居民消費(fèi)率的影響在初期較大，之后快速消失。這反映出耐用品價(jià)格對(duì)耐用品消費(fèi)的影響具有顯著的持續(xù)性，且表現(xiàn)為加速的負(fù)效應(yīng)，而對(duì)非耐用品消費(fèi)及居民消費(fèi)率的影響較為短暫，且影響幅度相對(duì)較小。圖3第二行表示正向的非耐用品價(jià)格沖擊對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的動(dòng)態(tài)影響，可以看出，當(dāng)非耐用品價(jià)格增幅從1%上漲至5%時(shí)，耐用品消費(fèi)量呈現(xiàn)勻速下降態(tài)勢(shì)，且復(fù)蘇周期顯著延長(zhǎng)，而對(duì)非耐用品消費(fèi)的負(fù)效應(yīng)明顯加速，復(fù)蘇周期變動(dòng)較小，居民消費(fèi)率的波動(dòng)幅度也顯著加大。

通過上面的分析發(fā)現(xiàn)：第一，耐用品價(jià)格波動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)的總體影響更為直接，特別是對(duì)耐用品消費(fèi)，而對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量的復(fù)蘇周期的影響相對(duì)較小；第二，非耐用品價(jià)格波動(dòng)對(duì)非耐用品消費(fèi)的影響存在一定的滯后性，且對(duì)耐用品消費(fèi)的影響時(shí)間出現(xiàn)了大幅延長(zhǎng)；第三，兩者對(duì)居民消費(fèi)率的影響效果是互逆的，且隨著兩者漲幅的不斷擴(kuò)大，這種影響效果的互逆特征仍表現(xiàn)的較為明顯。

圖4 稅收政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)及敏感性分析

（二）稅收政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)及敏感性分析

圖4 為耐用品消費(fèi)稅沖擊和非耐用品消費(fèi)稅沖擊對(duì)居民的耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)圖。為了分析消費(fèi)稅政策調(diào)整對(duì)居民結(jié)構(gòu)和消費(fèi)率的影響，本文分別模擬了耐用品和非耐用品消費(fèi)稅增幅1%、3%和5%等三種情形。

給定1%正向的耐用品消費(fèi)稅沖擊，由圖5第一行可以看出，居民的耐用品消費(fèi)立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，在第10期左右回到初始狀態(tài)。居民非耐用品消費(fèi)在沖擊的當(dāng)期立即正向偏離初始狀態(tài)，之后緩慢回歸，在第25期左右回歸到初始狀態(tài)。居民消費(fèi)率在沖擊發(fā)生當(dāng)期立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，大約在第9期回到初始狀態(tài)。隨著耐用品消費(fèi)稅增幅達(dá)到3%、5%，耐用品消費(fèi)規(guī)模出現(xiàn)較為勻速的下降，而非耐用品消費(fèi)的上升速率逐漸加快。這反映出耐用品消費(fèi)稅對(duì)非耐用品消費(fèi)的影響保持較為理性的負(fù)向關(guān)系，而對(duì)非耐用品的消費(fèi)具有一定的加速效應(yīng)。這是因?yàn)榧彝?duì)耐用品的消費(fèi)下降，更多的受到稅負(fù)增加的抑制，而非耐用品的消費(fèi)加速上升，不僅是由于稅負(fù)對(duì)耐用品消費(fèi)的擠出效應(yīng)，而且這種稅負(fù)上升的心理預(yù)期也加劇了居民對(duì)非耐用品的消費(fèi)沖動(dòng)。

給定1%正向的非耐用品消費(fèi)稅沖擊，由圖5第二行可以看出，居民耐用品消費(fèi)在沖擊的當(dāng)期立即正向偏離初始狀態(tài)，之后緩慢回歸，在第28期左右回歸到初始狀態(tài)。居民的耐用品消費(fèi)立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，并在第10期左右回到初始狀態(tài)。居民消費(fèi)率在沖擊發(fā)生當(dāng)期立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，大約在第10期回到初始狀態(tài)。隨著非耐用品消費(fèi)稅增幅達(dá)到3%、5%，非耐用品消費(fèi)量的下降速率在逐漸放緩，而耐用品消費(fèi)出現(xiàn)加速上升。這說(shuō)明耐用品消費(fèi)稅對(duì)非耐用品消費(fèi)的影響具有一定的遞減效應(yīng)，而對(duì)耐用品的消費(fèi)具有一定的加速刺激效應(yīng)。這是因?yàn)檩^大部分的非耐用消費(fèi)品是居民的生活必需品，其剛性需求使得稅負(fù)上升對(duì)其的影響出現(xiàn)下降。而耐用品消費(fèi)加速上升，也是同時(shí)受到非耐用品稅負(fù)上升以及心理預(yù)期的影響。

通過上面的分析發(fā)現(xiàn)：第一，正向的耐用品消費(fèi)稅沖擊對(duì)居民耐用品消費(fèi)具有負(fù)效應(yīng)，但是對(duì)居民非耐用品消費(fèi)具有正效應(yīng)。居民消費(fèi)率面對(duì)正向的耐用品消費(fèi)稅沖擊的反應(yīng)為負(fù)向的；第二，正向的非耐用品消費(fèi)稅沖擊對(duì)居民耐用品消費(fèi)具有正效應(yīng)，但是對(duì)居民非耐用品消費(fèi)具有負(fù)效應(yīng)。居民消費(fèi)率面對(duì)正向的耐用品消費(fèi)稅沖擊的反應(yīng)為負(fù)向的。

結(jié)合消費(fèi)稅收沖擊對(duì)耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的動(dòng)態(tài)影響，接下來(lái)分析耐用品消費(fèi)稅與非耐用品消費(fèi)稅沖擊的傳導(dǎo)機(jī)制。從耐用品與非耐用品消費(fèi)稅的角度來(lái)看，由

于耐用品消費(fèi)單筆支出額度較大，其稅收的提升必將對(duì)家庭收入產(chǎn)生顯著影響，而耐用品消費(fèi)單筆支出額度相對(duì)較小，其稅收變動(dòng)對(duì)家庭收入影響較小。因此，耐用品消費(fèi)

稅對(duì)家庭總消費(fèi)的負(fù)面作用較大，非耐用品消費(fèi)稅的負(fù)面影響較弱。

（三）耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼的動(dòng)態(tài)效應(yīng)及敏感性分析

考慮到近年來(lái)我國(guó)政府對(duì)汽車、家電等耐用消費(fèi)品的補(bǔ)貼支持，本文將耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼引入到模型中，進(jìn)而研究調(diào)整耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和居民消費(fèi)率的影響。代表性家庭的預(yù)算約束式（4）變?yōu)椋?/p>

其中，gDt表示政府為了刺激居民增加耐用品消費(fèi)而給予的補(bǔ)貼率；由于代表性家庭的預(yù)算約束發(fā)生了改變，則其效用最大化問題的一階條件也會(huì)相應(yīng)的變化：

在本模型中，加入耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼對(duì)代表性廠商的利潤(rùn)最大化問題的一階條件沒有影響。相應(yīng)地對(duì)于政府部門而言，其收入全部用于轉(zhuǎn)移支付G1t和政府對(duì)耐用品消費(fèi)的補(bǔ)貼G2t，則有Gt=G1t+G2t，G2t=gDtPDtDt（1+τDt）。

為了研究政府調(diào)整耐用品消費(fèi)補(bǔ)貼對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)和居民消費(fèi)率的影響，在這里假定補(bǔ)貼率gDt是一個(gè)隨機(jī)變量，其與穩(wěn)態(tài)值的偏離g?Dt服從AR（1）過程，則：

圖5給出增加耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼對(duì)居民的耐用品消費(fèi)、非耐用品消費(fèi)以及居民消費(fèi)率的脈沖響應(yīng)圖。為了分析耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼政策調(diào)整對(duì)居民結(jié)構(gòu)和消費(fèi)率的影響，本文分別模擬了耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼增幅1%、3%和5%三種情形。

圖5 耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼政策的動(dòng)態(tài)效應(yīng)及敏感性分析

由圖5所示，如果耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼增幅1%，居民的耐用品消費(fèi)在政策調(diào)整的當(dāng)期立即正向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，并在第12期左右回到初始狀態(tài)。居民非耐用品消費(fèi)在政策調(diào)整的當(dāng)期立即負(fù)向偏離初始狀態(tài)，之后緩慢回歸，在第25期左右回歸到初始狀態(tài)。居民消費(fèi)率在政策調(diào)整的當(dāng)期立即正向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，大約在第10期左右回到初始狀態(tài)。隨著耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼增幅達(dá)到3%、5%，耐用品消費(fèi)的上升速率在逐漸放緩，而非耐用品消費(fèi)保持勻速下降的態(tài)勢(shì)。這體現(xiàn)出耐用品消費(fèi)補(bǔ)貼對(duì)耐用品消費(fèi)刺激的邊際效應(yīng)在不斷減弱，而對(duì)非耐用品消費(fèi)的擠出效應(yīng)仍具有較大的影響。這是由于耐用消費(fèi)品的更換周期較長(zhǎng)，對(duì)于普通家庭來(lái)講，多是一次性購(gòu)買的消費(fèi)品，故政府補(bǔ)貼幅度的上升對(duì)居民的短期購(gòu)買意愿具有較好的刺激作用，而從長(zhǎng)期來(lái)看，其積極作用將會(huì)不斷減弱；而對(duì)居民的非耐用品消費(fèi)影響有限，主要是由于耐用品消費(fèi)政府補(bǔ)貼對(duì)居民的家庭收入并不會(huì)產(chǎn)生較大影響，心理預(yù)期表現(xiàn)也不明顯。

總之，如果政府采取增加耐用品消費(fèi)補(bǔ)貼的政策，其對(duì)居民的耐用品消費(fèi)具有較強(qiáng)正效應(yīng)，而對(duì)居民的非耐用品消費(fèi)具有相對(duì)較弱的負(fù)效應(yīng)。但是，該政策對(duì)居民非耐用消費(fèi)品影響的持續(xù)性要強(qiáng)于對(duì)居民耐用品消費(fèi)的影響。那么，最終導(dǎo)致在一段時(shí)期內(nèi)會(huì)提高居民消費(fèi)率，達(dá)到刺激居民消費(fèi)的目的。

六、結(jié)論與政策建議

本文通過區(qū)分耐用消費(fèi)品與非耐用消費(fèi)品，構(gòu)建包含居民消費(fèi)特征的DSGE模型，模擬消費(fèi)品價(jià)格、消費(fèi)偏好以及消費(fèi)稅等外生變量對(duì)我國(guó)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，耐用品價(jià)格上升能夠顯著削弱耐用品消費(fèi)并提升非耐用品消費(fèi)，而非耐用品價(jià)格上升對(duì)家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響相對(duì)較弱。耐用品與非耐用品消費(fèi)偏好變動(dòng)對(duì)耐用品與非耐用品消費(fèi)存在明顯差異，前者對(duì)居民消費(fèi)的影響周期較短，而后者的影響周期相對(duì)較長(zhǎng)。耐用品消費(fèi)稅對(duì)家庭總消費(fèi)存在顯著的負(fù)效應(yīng)，而非耐用品消費(fèi)稅的負(fù)面影響相對(duì)較小。消費(fèi)品價(jià)格與消費(fèi)偏好在耐用品與非耐用品方面對(duì)居民消費(fèi)率的影響存在互逆性，而消費(fèi)稅提升顯著降低居民消費(fèi)率。

本文結(jié)論為研究我國(guó)居民的低消費(fèi)率問題提供一定的理論支持。從本文研究結(jié)論來(lái)看，居民消費(fèi)在耐用品消費(fèi)與非耐用消費(fèi)方面存在較大的差異，基于這一角度進(jìn)行分析，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：第一，完善消費(fèi)品定價(jià)機(jī)制，特別是耐用消費(fèi)品的價(jià)格調(diào)控，這將在很大程度上影響居民的總消費(fèi)水平；第二，應(yīng)積極改善外圍消費(fèi)環(huán)境，提升消費(fèi)品生產(chǎn)質(zhì)量，從觀念上提升居民的消費(fèi)偏好；第三，完善消費(fèi)稅征收機(jī)制，對(duì)耐用品與非耐用品實(shí)施有針對(duì)性地差別征收，降低居民消費(fèi)支出比例，提升消費(fèi)質(zhì)量。