偏好與消費能力對居民消費行為的影響研究
——基于新凱恩斯DSGE模型的模擬分析

徐文成 薛建宏 毛彥軍

一、引言

擴大內需已成為我國當前促進經(jīng)濟發(fā)展的重要戰(zhàn)略方針，而擴大內需的重要抓手就是刺激和推動國內消費需求。然而近些年來國內居民儲蓄偏高，消費偏低的現(xiàn)狀突出。因此居民消費問題已頗受國內學術界的關注。關于居民消費的研究歷史悠久，且多從消費行為的影響因素展開。比如，F(xiàn)riedman(1957)[1]提出的持久收入假說就以消費行為的決定因素展開了論述，認為居民消費不是以當期收入為基準，而是根據(jù)其一生的勞動收入和初始財富分配進行最優(yōu)化消費決策。Friedman的研究主要關注客觀因素對居民消費的影響，而忽略了主觀因素的影響。事實上，恰恰是一些主觀因素對居民的消費行為產(chǎn)生明顯影響。Katona(1960)[2]首次就影響居民消費行為的主、客觀因素進行了比較分析。Katona(1960)分析的客觀因素主要指收入層面，Katona稱之為購買能力(ability to buy)，而主觀因素主要指消費的態(tài)度和情緒，Katona稱之為購買意愿(willingness to buy)。Katona分析認為購買能力和購買意愿兩個因素都會影響消費行為，且兩因素之間具有相互獨立性。Roos(2008)[3]在Katona(1960)模型理論的基礎上，通過引入受社會環(huán)境影響的、外生于消費者且具有時變性的偏好，進一步就影響消費行為的主、客觀因素進行了比較分析。Roos(2008)研究中的偏好表示主觀因素，居民收入增長表示客觀因素，Roos稱前者為消費意愿(willingness to consume)，稱后者為消費能力(ability to consume)。最終，Roos基于歐洲多國數(shù)據(jù)實證分析表明，偏好(消費意愿)對居民消費行為的影響明顯強于消費能力所產(chǎn)生的影響。

Roos(2008)[3]的研究盡管就偏好和消費能力等主、客觀兩個層面探討了居民消費行為的決定因素，但是其研究是在確定性條件下展開的，因而忽略了相關變量不確定性的潛在影響。然而，現(xiàn)實經(jīng)濟活動中存在不確定性。自Hall(1978)[4]開創(chuàng)性地將不確定性引入生命周期——持久收入假說(LC－PIH)以來，引發(fā)了眾多學者對不確定性的重視，進而推動了消費理論的進一步發(fā)展。也正是由于引入了不確定性，基于既有消費理論延伸出了諸如預防性儲蓄理論模型(Leland，1968[5])、最佳財富收入比模型(Lusardi，1998[6])、緩沖存儲模型(Samwick，1997[7])等多樣化的發(fā)展趨勢，進而使得居民消費行為分析更加貼近現(xiàn)實經(jīng)濟。近年來，國內學者如王克穩(wěn)等(2013)[8]、徐會奇等(2013)[9]、陳沖(2014)[10]等分析中均考慮了不確定性，并借助國內省級面板數(shù)據(jù)實證分析收入不確定性對消費行為的影響。

除了收入不確定性會對居民消費行為造成影響外，基于消費者心理變化的偏好這一因素的不確定性(即隨機性)也可能會對居民消費行為產(chǎn)生影響。事實上，偏好是消費者復雜心理過程和認知過程的集中體現(xiàn)，反映了消費者的態(tài)度和情緒，因此偏好具有一定的不確定性，這種不確定性會潛在影響居民的消費行為。另外，既有考慮不確定性的研究中，對相關變量不確定性的測度標準不統(tǒng)一，通常采用尋找替代變量、計算變量方差、設定增長率求解調整離差率等方法測度不確定性。基于這些方法測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游走特征。

鑒于此，本文構建了一個包含偏好、消費能力(收入)等變量隨機游走過程的新凱恩斯DSGE模型，并借助貝葉斯估計技術對偏好和收入的隨機游走性進行刻畫?；诮?jīng)貝葉斯技術估計后的模型采用數(shù)值模擬技術比較分析偏好和消費能力對我國居民消費行為的影響。本文研究為更全面深入認識居民消費行為的影響因素，進而提升國內消費需求提供了一條探索性路徑。

二、基本模型構建

(一)偏好及偏好隨機游走過程(沖擊)的引入

偏好是微觀經(jīng)濟學中價值理論分析部分的一個基本概念，是指消費者根據(jù)其自身意愿對可供選擇的商品組合進行若干排序，它反映出了消費者對所選擇商品組的態(tài)度和情緒。關于偏好的測度，至今學術界仍未達成一致意見?；趯嵶C分析研究的學者常通過設計調查問卷的方法粗略地測度偏好，還有學者如Ro?os(2008)[3]用消費者信心指數(shù)作為偏好的代替指標進行實證分析；基于宏觀數(shù)量模型研究的學者基本比較一致地通過構建家庭效用函數(shù)的方式把偏好引入模型(如式1所示)，同時假設所引入的偏好服從一個隨機游走過程，然而較少有學者對偏好的大小進行測度。Hall(1997)[11]基于家庭效用最大化原則，首次導出了代表性家庭偏好的計算公式，并借助美國相關宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)對代表性家庭的偏好進行了量化和測度。本文借鑒Hall(1997)的思想，基于我國宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)對居民偏好進行如下探索性測度，然后將其與官方公布的消費者信心指數(shù)進行對比，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態(tài)度和情緒。

假設模型經(jīng)濟系統(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中獲得正效用，從其勞動供給中獲得負效用，其當期效用函數(shù)如下:

其中:Ct表征家庭在t時期的消費；Nt為t時期家庭的勞動供給；at表征家庭在t時期的偏好，這一偏好變量會改變代表性家庭消費和勞動供給之間的邊際替代率。假設經(jīng)濟體總生產(chǎn)函數(shù)如下:

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

結合式(2)、(3)，同時方程兩邊取對數(shù)可得如下偏好方程:

本文把我國2008—2014年的居民消費支出、可支配收入年度數(shù)據(jù)以及工作小時數(shù)等數(shù)據(jù)代入式(4)計算出我國居民的偏好。其中關于人均年工作小時數(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數(shù)除以24×7，然后乘以260(除去節(jié)假日粗略估計年工作天數(shù))得到。對于周平均工作小時數(shù)，由于我國每年僅有11月份的數(shù)據(jù)，因此本文計算過程中的周平均工作小時數(shù)一致采用每年11月份公布的數(shù)據(jù)。對于消費數(shù)據(jù)與可支配收入數(shù)據(jù)，本文均采用環(huán)比消費價格指數(shù)進行平減。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《中國勞動統(tǒng)計數(shù)據(jù)》和東方財富網(wǎng)。計算出的2008—2014年居民偏好如圖1所示。

圖1 我國居民偏好與消費者信心指數(shù)比較

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

其中:0＜ρa＜1；序列εa，t服從零均值標準差為σa的正態(tài)分布，且滿足序列不相關。由于殘差項εa，t表示意料之外的擾動，因此式(5)中的隨機游走特性較好地刻畫了偏好的不確定性。關于偏好隨機游走特性的進一步刻畫，下文將結合我國宏觀數(shù)據(jù)和貝葉斯估計技術給出。

(二)消費能力沖擊的引入與家庭部門的最優(yōu)決策

假設在時期t代表性家庭向中間品生產(chǎn)企業(yè)提供勞動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)領取Wt和收益分紅Dt；代表性家庭購買Bt單位價格為1/rt的無風險債券用于投資，購買Ct單位市場價格為Pt的商品用于消費；代表性家庭需向政府繳納相關稅費Tt。另外，由于企業(yè)經(jīng)營風險、投資風險、失業(yè)以及經(jīng)濟周期波動等因素的存在，代表性家庭收入會存在一定的不確定性。為此，代表性家庭會受到如下預算約束:

其中，δt表示t時期代表性家庭受到的總收入沖擊，借鑒Roos(2008)[3]的表述本文稱之為消費能力沖擊。與偏好at類似，假設消費能力沖擊δt服從如下過程:

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

借鑒經(jīng)典文獻中家庭效用函數(shù)構建模式，同時結合式(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。

代表性家庭通過合理選擇消費水平，勞動供給程度和債券持有水平等，同時考慮預算約束(6)來最大化其終身效用(8)，其一階條件如下:

其中，λt＞0測度了家庭消費的邊際效用。方程(9)是有關消費的歐拉方程。方程(10)意味著消費與勞動之間的邊際替代率不但受實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前和預期消費的邊際效用與收入不確定性、實際利率等變量之間的聯(lián)系。

(三)企業(yè)部門

參照Ireland(2011)[12]建模思想，模型中的企業(yè)由中間品生產(chǎn)部門和最終品生產(chǎn)部門兩部分構成。

1.最終品生產(chǎn)企業(yè)。

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

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

一階優(yōu)化條件為:

方程(14)即為中間品i的需求函數(shù)。處于完全競爭市場中的最終品生產(chǎn)企業(yè)在市場均衡時其利潤為零，最終形成均衡的價格水平

2.中間品生產(chǎn)企業(yè)。

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

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

其中:0＜ρz＜1；Z＞1，為經(jīng)濟系統(tǒng)處于穩(wěn)態(tài)時的技術沖擊；殘差項εz，t滿足序列不相關，且服從零均值、標準差為σz的正態(tài)分布。

參考Rotemberg(1982)[13]、Ireland(2011)[12]對于價格黏性的引入模式，t時期中間品生產(chǎn)企業(yè)會面臨調價成本:?/2[(Pi(i)/πPt－1(i))－1]2Yt。這里參數(shù)?＞0是價格黏性的測度，π表征穩(wěn)態(tài)時的通貨膨脹水平。

中間品生產(chǎn)企業(yè)最大化如下市場價值:

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

(四)政府部門

本部分模型構建假設政府部門功能主要體現(xiàn)在貨幣政策的制定和實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]國內既有相關研究，假設央行貨幣政策采用如下泰勒規(guī)則(Tay?lor，1993[17]):

其中:rt、yt、πt分別表示除去趨勢項的利率、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，為市場利率平滑性測度，ρy＞0，ρπ＞0；εr，t滿足序列不相關，且服從零均值、標準差為σr的正態(tài)分布。

2.財政政策。

借鑒Barsky和Sims(2011)[18]設定，假設政府部門支出滿足如下方程:

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

其中:0＜ρg＜1；殘差項εη，t滿足序列不相關，且服從零均值、標準差為ση的正態(tài)分布。

三、模型參數(shù)的校準和估計

(一)參數(shù)校準與數(shù)據(jù)來源

對于上述模型系統(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)通常需要通過如下三個渠道得到:(1)參考既有文獻的設定；(2)基于經(jīng)濟數(shù)據(jù)計算取值；(3)由最大似然法或者貝葉斯法估計得出。對于折現(xiàn)因子β，既有文獻基本在區(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)均基于貝葉斯技術估計得出。參數(shù)估計過程中需要借助一些變量的時間序列數(shù)據(jù)，本文用到的變量有產(chǎn)出、消費和利率。其中，產(chǎn)出為消除價格因素的實際季度GDP序列，消費為消除價格因素的實際季度社會消費品零售總額序列，利率為銀行間7天同業(yè)拆借利率的時間序列。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)來源于Wind咨詢、中國人民銀行網(wǎng)站以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

(二)模型參數(shù)的貝葉斯估計

本文采用貝葉斯估計法對模型參數(shù)進行估計。關于貝葉斯估計中相關參數(shù)先驗均值和分布的選取，本文主要采取如下措施:對于參數(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。對于偏好沖擊的AR(1)系數(shù)ρα、收入沖擊的AR(1)系數(shù)ρδ、財政支出沖擊的AR(1)系數(shù)ρη，本文參考毛彥軍等(2013)[15]、Barsky和Sims(2011)[18]等研究分別設定其先驗均值為0.35、0.35、0.6，分布為Beta分布、Beta分布、Norm分布。關于參數(shù)σα、σδ、σz、σr、ση的先驗分布根據(jù)既有研究的一貫設定辦法統(tǒng)一設定為逆伽瑪分布(Inv?Gamma)，其均值參考毛彥軍等(2013)[15]Barsky和Sims(2011)[18]等研究分別設定為1.5、1.1、2.2、1.2、4.3。對以上先驗分布選取的過程中，借鑒既有研究先驗分布的標準差統(tǒng)一在0.1～0.7區(qū)間內設定。參數(shù)估計結果見表1。

表1 模型參數(shù)的貝葉斯估計

四、數(shù)值模擬結果分析

(一)居民消費的動態(tài)路徑分析

為分析偏好與消費能力對居民消費行為的影響，需要考察居民消費對偏好和消費能力沖擊反應的動態(tài)特征。為此，本部分就居民消費對偏好和消費能力沖擊的動態(tài)反應路徑展開深入分析。

圖2顯示了居民消費應對偏好沖擊和消費能力沖擊的反應路徑。由圖2可知，給定一單位的正向偏好沖擊，即期居民消費向上波動，然后逐漸回落并于第8個季度回歸穩(wěn)態(tài)值。出現(xiàn)以上波動的主要原因是，當受到偏好正向沖擊時，表明居民的消費態(tài)度和情緒等心理因素開始產(chǎn)生積極作用，促使消費者做出購買決策，從而增加消費。偏好沖擊過后，居民消費的消費態(tài)度和情緒開始回落，呈現(xiàn)出減少消費的趨向，接著居民消費降低并回歸其穩(wěn)態(tài)值。另外，根據(jù)表1的估計結果可以看出，偏好沖擊的持久性為0.456 0，比較低，使得居民消費水平在8個季度后就回歸了穩(wěn)態(tài)值。由此可知，正向的偏好沖擊對居民消費產(chǎn)生了正向影響且影響顯著。

再觀察居民消費應對消費能力沖擊的反應路徑。當給定一單位的正向擾動，即期居民消費向上偏離穩(wěn)態(tài)值，并于第2季度達到峰值，然后逐漸回落并于第7個季度回歸穩(wěn)態(tài)值。呈現(xiàn)出如上波動的原因是，當受到消費能力正向沖擊時，如式(11)所示居民消費的邊際效用增加，從而促使居民增加消費。消費能力沖擊影響過后，居民消費降低并回歸其穩(wěn)態(tài)值。由此可以發(fā)現(xiàn)，消費能力沖擊同樣對居民的消費行為產(chǎn)生了積極影響。

盡管正向的偏好沖擊和消費能力沖擊均對居民的消費行為形成了正向影響，但通過對兩條動態(tài)路徑的比較分析可以發(fā)現(xiàn)，偏好和消費能力對居民消費行為的影響存有顯著差異。主要體現(xiàn)在如下兩個方面:一是偏好對居民消費的影響幅度更大。偏好沖擊使得居民消費即期產(chǎn)生了近0.8單位的波動，而消費能力沖擊僅使得居民消費產(chǎn)生0.2單位的波動且波動峰值出現(xiàn)在沖擊過后的1個季度。二是居民消費受偏好的影響更持久。由圖2可知，偏好沖擊過后居民消費波動于第8個季度回歸穩(wěn)態(tài)值，而消費能力沖擊影響后居民消費波動于第7季度就回歸穩(wěn)態(tài)值。由此可以認為，我國居民消費行為影響因素中偏好所產(chǎn)生的影響大于消費能力產(chǎn)生的影響。本文的這一結論與Roos(2008)[3]基于歐洲多國數(shù)據(jù)的實證分析結論一致。

圖2 我國居民消費行為對偏好與消費能力沖擊的動態(tài)反應路徑

(二)方差分解分析

由于影響居民消費波動的因素比較多，偏好與消費能力沖擊只是其中的兩個影響因素，因此，有必要通過方差分解從隨機沖擊對居民消費波動貢獻度的層面比較分析一下偏好和消費能力對居民消費行為的影響。

給定所有外生沖擊一單位(0.01)的正向沖擊，觀察居民消費波動的方差分解狀況(如表2所示)。表2中的大寫字母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、消費能力、技術、政府支出以及貨幣政策調控(利率調控)等外生沖擊。

表2 居民消費波動的方差分解(%)

由表2可以看出，對于偏好沖擊，第1個季度內就解釋了34.01%的居民消費波動，而在40個季度內，則可以解釋34.32%的居民消費波動，即超過三分之一的居民消費波動是由偏好沖擊引起；對于消費能力沖擊，第1個季度僅解釋了居民消費波動的0.05%，而在第40個季度也不過解釋了1.69%的居民消費波動。因此就偏好沖擊和消費能力沖擊對居民消費波動的貢獻度而言，偏好不管是在短期內還是長期內對居民消費的影響都更加明顯。另外，對于技術創(chuàng)新沖擊、財政支出沖擊以及利率調控沖擊在40個季度內分別可以解釋15.10%，5.6%和43.3%的居民消費波動，這意味著利率(資金成本)也會對居民的消費行為產(chǎn)生顯著的影響。由上述分析可知，偏好是我國居民消費的主要外生影響因素之一。

五、小結與政策含義

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

以上結論強調了偏好和消費能力對我國居民消費行為的重要意義。更為重要的是，通過比較我們發(fā)現(xiàn)一個重要經(jīng)濟現(xiàn)象:消費者偏好對消費行為的影響大于消費能力的影響。這對我國當前進行的調整結構和擴大內需的宏觀調控有重要的政策借鑒意義:一方面采取有效措施來增加居民的可支配收入并減少收入的不確定性，即提高居民的消費能力，以推動國內消費的增加，實現(xiàn)擴大內需的戰(zhàn)略目標。另一方面，采取措施以提高居民的消費偏好。如通過提高社會保障的力度和覆蓋面、加強輿論引導等措施來提升國內居民的消費信心、態(tài)度和情緒從而強化居民的消費偏好，最終實現(xiàn)擴大消費需求的經(jīng)濟目標。

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