消費偏好轉(zhuǎn)變、部門技術(shù)進步與服務(wù)業(yè)發(fā)展

俞 劍

改革開放以來，中國服務(wù)業(yè)的產(chǎn)值占比和服務(wù)業(yè)對GDP增長的貢獻率都在快速升高。1978—2015年，中國服務(wù)業(yè)產(chǎn)值占比從24.6%提高到50.5%，中國服務(wù)業(yè)對GDP增長的貢獻率從28.4%提高到57.4%。然而，中國服務(wù)業(yè)的增加值占比和就業(yè)份額卻明顯低于同期的發(fā)達國家和金磚國家 （江小涓，2011［1］；程大中， 2014［2］， 2015［3］）。 其中， 全球服務(wù)業(yè)增加值占比在1978—2014年間從56.3%上升到68.5%，而中國服務(wù)業(yè)增加值占比的歷史最高水平僅為46.2%。不僅如此，發(fā)達國家和新興經(jīng)濟體的服務(wù)業(yè)就業(yè)份額長期維持在60%以上，但是中國服務(wù)業(yè)的就業(yè)份額卻長期低于40%。由此可見，中國服務(wù)業(yè)還存在著進一步的發(fā)展空間。

近年來，隨著中國城鄉(xiāng)居民的人均收入水平不斷提高，人們的消費偏好和支出結(jié)構(gòu)發(fā)生了翻天覆地的變化。具體表現(xiàn)為，居民家庭在生產(chǎn)性服務(wù)品與奢侈品方面的消費支出不斷增加，而且城鎮(zhèn)居民家庭的生產(chǎn)性服務(wù)品消費支出比重要高于農(nóng)村居民家庭。在以需求為導(dǎo)向的市場經(jīng)濟中，居民家庭對不同服務(wù)品的消費偏好和支出結(jié)構(gòu)變動不僅直接決定著服務(wù)業(yè)中各部門的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和發(fā)展速度，而且還會間接影響產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級方向和未來整體經(jīng)濟增長的趨勢。因此，正確厘清居民家庭在不同服務(wù)品上的消費偏好與支出結(jié)構(gòu)變動，以及這種需求變動對不同服務(wù)業(yè)部門的生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和產(chǎn)出水平的影響具有重要的現(xiàn)實意義，這正是本文的研究重點。本文其余部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第1部分是文獻綜述；第2部分是理論模型的構(gòu)建；第3部分是參數(shù)校準(zhǔn)；第4部分是數(shù)值計算及其結(jié)果分析；第5部分是本文的主要結(jié)論。

一、文獻綜述

目前，關(guān)于消費結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變與經(jīng)濟增長的關(guān)系研究大多圍繞著 “恩格爾效應(yīng)”和 “鮑莫爾效應(yīng)”兩種角度展開。前者側(cè)重于刻畫需求方的影響，而后者突出了供給方的作用。

非位似偏好和等級偏好是兩種較為有效的被用于刻畫恩格爾效應(yīng)在居民的消費需求、部門的產(chǎn)出結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟增長之間作用的方式。Echevarria（1997）［4］首次在代表性個體的效用函數(shù)中引入非位似偏好理論來刻畫代表性個體對于農(nóng)產(chǎn)品、工業(yè)品和服務(wù)品的消費偏好，并且指出非位似偏好會引發(fā)部門產(chǎn)出結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長的變動。 Kongsamut等 （2001）［5］在參考文獻 ［4］的基礎(chǔ)上，通過引入兩個外生給定的非位似項來進一步刻畫代表性個體關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品和服務(wù)品消費的需求差異。 但是， 由于 Kongsamut等 （2001）［5］假設(shè)非位似項都是外生給定的，因而并不受代表性個體自身決策的影響，這一缺陷為后續(xù)研究提供了可能性。李尚驁和龔六堂 （2012）［6］嘗試將非位似項內(nèi)生化，并且在統(tǒng)一的分析框架下，較好地研究了代表性個體的內(nèi)生偏好結(jié)構(gòu)、非位似偏好結(jié)構(gòu)與部門平衡增長以及整體經(jīng)濟平衡增長的真實關(guān)系。

然而，當(dāng)代表性個體面臨的商品消費種類遠超過三種時，非位似偏好將變得不再適用。鑒于此，一大批經(jīng)濟學(xué)家轉(zhuǎn)而采用等級偏好來刻畫異質(zhì)性商品消費與經(jīng)濟增長的關(guān)系。 Stokey （1988［7］， 1991［8］），Zweimüller （2000）［9］與 Matsuyama （2002）［10］假設(shè)代表性個體面臨的商品消費種類是一個連續(xù)系統(tǒng)，而且不同商品的消費偏好具有明顯的等級次序，只有當(dāng)代表性個體滿足最低等級的食物消費之后，才能追求更高等級的工業(yè)品與服務(wù)品的消費。

隨后，有不少學(xué)者發(fā)現(xiàn)，當(dāng)新的消費商品持續(xù)不斷出現(xiàn)時，代表性個體在不同商品上的消費結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟增長之間可能存在著非線性關(guān)系。于是，F(xiàn)oellmi和 Zweimüller （2008）［11］提出以下假設(shè)， 即代表性個體能夠消費的商品在消費之初是一種具有高收入彈性的奢侈品。但隨著人均收入水平的提高，所有商品將變成一種低收入彈性的必需品。Buera和 Kaboski（2012a［12］， 2012b［13］） 對參考文獻 ［11］ 提出的假設(shè)做了進一步改進，并且提出代表性個體消費的商品來源只有兩種：一種是來自專業(yè)化的市場生產(chǎn)，另一種則是來自家庭的內(nèi)部生產(chǎn)。同時，由于家庭內(nèi)部生產(chǎn)的商品具有明顯的私人定制特點，因而在同等數(shù)量的條件下，代表性個體能夠獲得更高的效用水平。相比而言，專業(yè)化生產(chǎn)由于具有較高的勞動生產(chǎn)率，因而具有明顯的成本優(yōu)勢。

與制造業(yè)部門相比，服務(wù)業(yè)部門的勞動生產(chǎn)率顯得緩慢甚至 “停滯”。如果服務(wù)品的價格出現(xiàn)上升，則會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重增加，最終對整體經(jīng)濟的生產(chǎn)率增長產(chǎn)生負(fù)面影響，即所謂的 “鮑莫爾成本病” 現(xiàn)象。 Baumol（1967）［14］采用一個非平衡生產(chǎn)率模型，假設(shè)服務(wù)業(yè)部門是生產(chǎn)率低下的“非先進部門”或 “停滯部門”，其他部門是生產(chǎn)率較高的 “先進部門”。他發(fā)現(xiàn)，如果要實現(xiàn)兩個部門產(chǎn)出水平的平衡增長，則必須滿足勞動力要素源源不斷地流入服務(wù)業(yè)部門。這一苛刻的條件將導(dǎo)致非服務(wù)業(yè)部門的勞動力需求退化為零，同時使得整體經(jīng)濟增長率最終趨向于零。這種情況即使在引入第三個部門（漸近停滯部門）時也無法完全避免，甚至反而會加劇 “鮑莫爾成本病”對整體經(jīng)濟增長產(chǎn)生的負(fù)面影響 （Baumol等， 1985［15］）。

參照 Baumol （1967）［14］和 Baumol等 （1985）［15］提出的非平衡經(jīng)濟增長模型，Acemoglu和Guerrieri（2008）［16］假設(shè)部門1是勞動密集型的，部門2是資本密集型的。通過嚴(yán)密的數(shù)學(xué)推導(dǎo)和證明發(fā)現(xiàn)，部門間的要素比例和資本深化差異會造成部門間的非平衡經(jīng)濟增長。而且在非平衡增長路徑上，資本深化會導(dǎo)致服務(wù)業(yè)等資本密集型部門的相對產(chǎn)出不斷增加，進而引起資本和勞動力要素從服務(wù)業(yè)部門流出。Ngai和Pissarides （2007）［17］研究發(fā)現(xiàn)， 多個部門的 TFP增長率以及消費品之間的替代彈性差異也會影響代表性個體的消費決策，進而改變不同生產(chǎn)部門的相對就業(yè)份額以及產(chǎn)出份額。特別是在部門TFP增長率不相等的情況下，如果不同商品間的替代彈性小于1，則勞動力會源源不斷地流向TFP增長率較低的部門。反之，如果消費品之間的替代彈性大于1，則勞動力會持續(xù)不斷地流入TFP增長率較高的部門。此外，還有一些學(xué)者選擇從中間產(chǎn)品部門中的資本和勞動替代彈性差異、誘致性創(chuàng)新等角度來考察服務(wù)業(yè)與其他部門的產(chǎn)出結(jié)構(gòu)變動與經(jīng)濟增長的相互關(guān)系 （Zuleta和 Young， 2013［18］）。

盡管來自需求方的恩格爾效應(yīng)與供給方的鮑莫爾效應(yīng)都能在一定程度上刻畫服務(wù)業(yè)發(fā)展與經(jīng)濟增長的內(nèi)在關(guān)系，但是越來越多的研究者傾向于同時采用需求方和供給方這兩種效應(yīng)來刻畫服務(wù)品消費對經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)影響。其中，Iscan（2010）［19］采用一個三部門經(jīng)濟增長模型，同時考察了 “恩格爾效應(yīng)”與“鮑莫爾效應(yīng)”在20世紀(jì)以來美國服務(wù)業(yè)快速發(fā)展過程中所扮演的角色。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，兩種效應(yīng)能夠解釋美國服務(wù)業(yè)部門中約67%的新增就業(yè)份額。Boppart（2014）［20］和 Guilló等 （2011）［21］分別采用新古典增長模型和世代交疊模型來考察部門偏向的技術(shù)進步、相對價格效應(yīng)與恩格爾效應(yīng)對三次產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變遷以及總體經(jīng)濟增長的影響。但是，Duarte和 Restuccia（2010）［22］， Alvarez-Cuadrado 等 （2014）［23］指出， 以非位似偏好為代表的恩格爾效應(yīng)并不會直接影響制造業(yè)和服務(wù)業(yè)部門之間的結(jié)構(gòu)變化，兩個部門的非平衡生產(chǎn)率增長以及工業(yè)品和服務(wù)品之間的替代彈性才是導(dǎo)致部門或總體要素收入份額與產(chǎn)出結(jié)構(gòu)變動的根本原因。 除此之外， Matsuyama （2009）［24］與 Uy等（2013）［25］在開放經(jīng)濟條件下，考察了恩格爾效應(yīng)、相對價格效應(yīng)以及國際貿(mào)易等多種因素對各個國家的部門結(jié)構(gòu)變動以及整體經(jīng)濟增長的傳導(dǎo)影響。

二、理論模型構(gòu)建

（一）家庭的偏好結(jié)構(gòu)與預(yù)算約束

假定居民家庭能夠存活無限期，他們的偏好是時間可分的，而且擁有對數(shù)形式的瞬時效用函數(shù)，則總折現(xiàn)效用和的具體表達式為：

其中， 瞬時效用函數(shù)為u（cps，t，ccsl，t，ccsnl，t）＝μpslncps，t+μcsαcsllnccsl，t+μcsαcsnllnccsnl，t，β∈ （0，1） 是主觀貼現(xiàn)因子；cps，t表示居民家庭在t期消費的生產(chǎn)性服務(wù)品數(shù)量，ccsl，t和ccsnl，t分別表示居民家庭在t期消費的奢侈品和非奢侈品數(shù)量，兩者共同構(gòu)成了非生產(chǎn)性服務(wù)品；μps和μcs分別表示居民對生產(chǎn)性服務(wù)品和非生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好， 且有μps＞0，μcs＞0，μps+μcs＝1；αcsl和αcsnl分別表示居民對奢侈品和非奢侈品的消費偏好， 并且有αcsl＞0，αcsnl＞0，αcsl+αcsnl＝1。

居民家庭的收入來源主要有兩方面：一是通過勞動獲得的工資收入，二是通過向企業(yè)出租資本獲得的租金收入。居民家庭的最優(yōu)化行為就是在本期消費和儲蓄之間進行可支配收入的分配，以期實現(xiàn)最大化終生效用。因此，居民家庭面臨的預(yù)算約束為：

其中，kps，t，kcsl，t，kcsnl，t分別表示居民家庭在t期提供給生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門與非奢侈品部門的資本數(shù)量，δ表示資本折舊率；wt表示t期的實際工資水平，Lps，t，Lcsl，t，Lcsnl，t分別表示居民家庭在t期投入到生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門的勞動時間；rt表示t期的資本租金價格，p1表示生產(chǎn)性服務(wù)品對非奢侈品的相對價格，p2表示奢侈品對非奢侈品的相對價格。為方便起見，假設(shè)居民家庭的總勞動時間為 1， 即Lps，t+Lcsl，t+Lcsnl，t＝1 。 同時， 三個部門間的資本都是同質(zhì)的。

基于上述假定，居民家庭的最優(yōu)化問題可以表示為：

通過拉格朗日函數(shù)法，可以求解得到居民家庭實現(xiàn)效用最大化時的期內(nèi) （intra-period）消費均衡條件 （生產(chǎn)性服務(wù)品、奢侈品和非奢侈品的邊際效用相等）為：

（二）三部門的生產(chǎn)技術(shù)和市場出清

由于本文重點考察中國城鄉(xiāng)居民家庭在異質(zhì)性服務(wù)品消費上的結(jié)構(gòu)升級，因而本文將我國整體服務(wù)業(yè)部門劃分成三類不同的服務(wù)業(yè)部門：生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門。其中，勞動力供給是缺乏彈性的且總勞動供應(yīng)量為1。借鑒Dennis和Iscan （2009）［26］對技術(shù)進步的設(shè)定， 采用哈羅德中性技術(shù)，即引入勞動增強型技術(shù)進步。這種設(shè)定能夠更加有效地展示出部門勞動生產(chǎn)率提高對產(chǎn)出水平的影響。生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門的生產(chǎn)函數(shù)分別表示為：

其中，Yps，t，Ycsl，t，Ycsnl，t分別是生產(chǎn)性服務(wù)品部門、 奢侈品部門和非奢侈品部門在t期的產(chǎn)出水平；θ表示各個部門的資本收入份額；Zps，t，Zcsl，t，Zcsnl，t三個效率參數(shù)分別表示生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門的勞動生產(chǎn)率。 令kps，t+kcsl，t+kcsnl，t＝Kt，其中Kt表示t期的總資本存量。同時，假設(shè)三個部門的勞動生產(chǎn)率服從平穩(wěn)的隨機過程， 且Zps，t，Zcsl，t，Zcsnl，t的對數(shù)運動方程為：

假設(shè)生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出既可以用于消費，也可以用于投資，而奢侈品部門和非奢侈品部門的產(chǎn)出只能用于消費①由于奢侈品部門和非奢侈品部門不存在投資，則假設(shè)奢侈品部門和非奢侈品部門的資本不存在折舊。由于生產(chǎn)性服務(wù)品部門存在投資，則有生產(chǎn)性服務(wù)品部門的資本按照δ進行折舊。，則三個服務(wù)業(yè)部門的資本運動方程可以表示為：

產(chǎn)品市場和要素市場都是完全競爭的，而且勞動力和資本要素能夠在生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門之間自由流動。要素流動的無套利條件要求三個不同的服務(wù)業(yè)部門的工資水平必須相等，而且所有的服務(wù)業(yè)部門的資本租金價格也都相等。由此可以得到：

其中，式 （13）和 （14）是不同服務(wù)業(yè)部門間的工資無套利條件，而式 （15）和 （16）是不同服務(wù)業(yè)部門間的資本租金無套利條件。

當(dāng)要素市場和產(chǎn)品市場都完全出清時，可以得到勞動力市場、生產(chǎn)性服務(wù)品市場、奢侈品市場和非奢侈品市場的供需均衡條件為：

這里，It表示生產(chǎn)性服務(wù)品部門在t期的投資水平，且

（三）競爭性均衡

在競爭性均衡條件下，通過考察居民家庭的跨期最優(yōu)化行為，可以分析居民家庭在生產(chǎn)性服務(wù)品、奢侈品和非奢侈品上的消費偏好轉(zhuǎn)變，以及由此引起的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和部門勞動力要素的生產(chǎn)率提高對部門產(chǎn)出水平的傳導(dǎo)方向和影響大小。

居民家庭的最終目標(biāo)是在跨期選擇條件下，最大化其終生的總折現(xiàn)效用和，約束條件是將所有的工資收入和資本租金收入用來購買生產(chǎn)性服務(wù)品、奢侈品與非奢侈品。相應(yīng)的數(shù)學(xué)表達式為：

通過Hamilton函數(shù)法，可以求解得到居民家庭實現(xiàn)效用最大化時的跨期 （inter-temporal）消費決策的歐拉方程為ccsnl，t+1＝βccsnl，t（1+p1rt+1-δ） 。

在確定性的基準(zhǔn)模型中，競爭性均衡由內(nèi)生變量集合、狀態(tài)變量集合和外生參數(shù)集合等三部分組成。其中，內(nèi)生變量集合是

｛Yps，t，Ycsl，t，Ycsnl，t，kps，t+1，kcsl，t+1，kcsnl，t+1，Kt+1，Lps，t，Lcsl，t，Lcsnl，t，cps，t，ccsl，t，ccsnl，t，Zps，t，Zcsl，t，Zcsnl，t，It，p1，p2｝ ，狀態(tài)變量集合是 ｛kps，t，kcsl，t，kcsnl，t｝ ， 外生參數(shù)集合是給定狀態(tài)變量和外生參數(shù)集合，本文定義的競爭性均衡是一個滿足以下條件的動態(tài)系統(tǒng) （即內(nèi)生變量的演變路徑）：

1.生產(chǎn)性服務(wù)品部門的生產(chǎn)函數(shù)為：

奢侈品部門的生產(chǎn)函數(shù)為

非奢侈品部門的生產(chǎn)函數(shù)為

2.要素市場出清條件為：

Lps，t+Lcsl，t+Lcsnl，t＝1 和kps，t+kcsl，t+kcsnl，t＝Kt

3.生產(chǎn)性服務(wù)品市場、奢侈品市場和非奢侈品市場的出清條件為：

ccsl，t＝Y(jié)csl，t，ccsnl，t＝Y(jié)csnl，t，p1cps，t＝p1Yps，t-Itδkps，t

4.資本運動方程為：

It＝（kps，t+1+kcsl，t+1+kcsnl，t+1）-（kps，t+kcsl，t+kcsnl，t）+δkps，t

5.三部門資本租金的無套利條件為：

6.三部門工資的無套利條件為：

7.生產(chǎn)性服務(wù)品、奢侈品和非奢侈品消費的期內(nèi)均衡條件為：

8.反映家庭跨期消費決策的歐拉方程為：

9.三部門的勞動生產(chǎn)率服從平穩(wěn)的隨機過程，且Zps，t，Zcsl，t，Zcsnl，t的對數(shù)運動方程為：

三、模型參數(shù)校準(zhǔn)

本文構(gòu)建的三部門動態(tài)一般均衡模型中需要校準(zhǔn)的參數(shù)主要有下面將詳細(xì)介紹各個參數(shù)的校準(zhǔn)依據(jù)，具體結(jié)果見表1。

β是主觀貼現(xiàn)因子。從已有的研究文獻來看，β的取值基本上落在 ［0.9，1］之間。為確保實際利率符合中國的基本情況，本文參照陳彥斌等 （2014）［27］的處理方法，選擇β＝0.91。此時，根據(jù)公式r＝1／β-1可得中國的實際利率為10%。

δ表示資本的折舊率。參照Wang和Yao（2003）［28］的設(shè)定方法，選取資本折舊率為5%，即δ＝0.05。

θ表示所有服務(wù)業(yè)部門的資本收入份額。到目前為止，雖然很少有文獻來定量估算我國生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門與非奢侈品部門的資本收入份額。但是根據(jù)參考文獻 ［6］可知，我國服務(wù)業(yè)部門的資本收入份額大約是0.6。于是，本文暫且設(shè)定θ＝0.6。

μps和μcs分別是居民家庭的生產(chǎn)性服務(wù)品和非生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好。消費偏好能夠反映消費者對某種商品的喜愛程度，消費偏好越高表明消費者對這種商品的消費支出意愿越強烈 （郭晗和任保平，2012［29］）。1992—2013年，居民家庭在生產(chǎn)性服務(wù)品上的消費支出占比的平均值是0.208，在非生產(chǎn)性服務(wù)品上的消費支出占比的平均值是0.792。于是，本文采用居民家庭在不同服務(wù)品消費上的相對支出比重來刻畫居民家庭對不同服務(wù)品的消費偏好。由此得到，居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好是0.208，對非生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好是0.792，即有μps＝0.208，μcs＝0.792。

αcsl和αcsnl分別是居民家庭的奢侈品和非奢侈品的消費偏好。1992—2013年，居民家庭在奢侈品消費上的支出占比的均值為0.185，在非奢侈品消費上的支出占比的平均值是0.815。由此得到，居民家庭的奢侈品消費偏好是0.185，非奢侈品的消費偏好是0.815， 即有αcsl＝0.185，αcsnl＝0.815。

，分別表示生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門的長期勞動生產(chǎn)率。根據(jù)雷欽禮 （2013）［30］的測算，我國服務(wù)業(yè)部門勞動生產(chǎn)率增長速度在1991—2011年間基本維持在5%至20%的區(qū)間內(nèi)波動?？紤]到生產(chǎn)性服務(wù)品部門的人力資本和技術(shù)水平高于非生產(chǎn)性服務(wù)品部門，奢侈品部門的人力資本和資金密集度高于非奢侈品部門，于是設(shè)定生產(chǎn)性服務(wù)品部門長期勞動生產(chǎn)率的增長率為20%，奢侈品部門和非奢侈品部門長期勞動生產(chǎn)率的增長率分別為10%和5%。由此，可以近似得到三個部門長期勞動生產(chǎn)率為接著，本文將生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門勞動生產(chǎn)率的標(biāo)準(zhǔn)差設(shè)為0.04，0.03和0.02， 即σεps＝0.04，σεcsl＝0.03，σεcsnl＝0.02。這樣處理的目的是為了表現(xiàn)出不同部門的勞動生產(chǎn)率波動差異。

表1 基準(zhǔn)模型參數(shù)的校準(zhǔn)結(jié)果

四、數(shù)值計算結(jié)果及分析

首先，求解出確定性基準(zhǔn)模型的穩(wěn)態(tài)結(jié)果，然后，通過改變各個參數(shù)的取值來考察居民家庭消費偏好改變和部門勞動生產(chǎn)率提升對生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門、非奢侈品部門和整體服務(wù)業(yè)部門產(chǎn)出水平的影響。

數(shù)值計算結(jié)果顯示①確定性基準(zhǔn)模型具有以下幾個特征：居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好為0.208，對非生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好為0.792，對奢侈品的消費偏好為0.185，對非奢侈品的消費偏好為0.815，各個部門長期勞動生產(chǎn)率分別為＝ 1.2，＝ 1.1，＝1.05。：一方面本文所構(gòu)建的確定性基準(zhǔn)模型能夠較好地刻畫出我國生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門的資本-產(chǎn)出比特征。在長期穩(wěn)態(tài)條件下，我國生產(chǎn)性服務(wù)品部門的資本-產(chǎn)出比為3.82，奢侈品部門和非奢侈品部門的資本-產(chǎn)出比分別為3.96和4.03，整體服務(wù)業(yè)部門的資本 -產(chǎn)出比為3.95。根據(jù)程大中 （2003）［31］的研究結(jié)果可知，我國整體服務(wù)業(yè)部門的資本-產(chǎn)出比大致在3～4之間。由此可見，本文的數(shù)值計算結(jié)果基本上符合中國實際情況。

另一方面，在長期穩(wěn)態(tài)條件下，我國生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出為2.629，奢侈品部門的產(chǎn)出為1.410，非奢侈品部門的產(chǎn)出為4.617，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出為8.656②動態(tài)一般均衡模型經(jīng)濟體中各個變量的量綱是 “單位”，比如整體服務(wù)業(yè)部門的產(chǎn)出8.656表示 “總產(chǎn)出為8.656單位”。為簡化表述，下文中所有變量的絕對值都省略量綱，所有變量的相對值都是無量綱的。由參考文獻 ［27］可知，動態(tài)一般均衡模型中計算得到各個變量的絕對數(shù)值不能直接與現(xiàn)實數(shù)據(jù)相對應(yīng)，但是所有變量都是經(jīng)過等比例轉(zhuǎn)換的，因而這些變量的變化幅度和相對比重是有現(xiàn)實參考意義的。。通過計算得到，我國生產(chǎn)性服務(wù)品部門產(chǎn)出占整體服務(wù)業(yè)部門總產(chǎn)出的比例為30.37%，奢侈品部門的產(chǎn)出占比為16.29%，非奢侈品部門的產(chǎn)出占比為53.34%。

本文將這個部門產(chǎn)出占比分布和整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出水平設(shè)定為基準(zhǔn)模型的穩(wěn)態(tài)結(jié)果，并在下文通過比較靜態(tài)分析來考察在居民家庭消費偏好轉(zhuǎn)變和部門勞動生產(chǎn)率提升這兩條傳導(dǎo)途徑下，部門產(chǎn)出水平的變化特征。

在確定性基準(zhǔn)模型的穩(wěn)態(tài)條件下，生產(chǎn)性服務(wù)品部門的投資額為0.502，生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出值為2.629，因而得到生產(chǎn)性服務(wù)品部門的投資-產(chǎn)出比為0.191。與此同時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門產(chǎn)品對非奢侈品的相對價格為0.948，奢侈品對非奢侈品的相對價格為0.982。雖然當(dāng)前我國生產(chǎn)性服務(wù)品和奢侈品的價格都明顯高于非奢侈品價格，似乎與本文的數(shù)值計算結(jié)果有所不同，但事實上，這是因為以食品為主的非奢侈品價格受到我國政府的嚴(yán)格管制所致。在這種情況下，一旦取消對糧食等非奢侈品的價格管制，非奢侈品價格必將經(jīng)歷大幅上漲。所以從長期來看，生產(chǎn)性服務(wù)品和奢侈品對非奢侈品的相對價格將小于1。

接下來，本文將在上述確定性基準(zhǔn)模型基礎(chǔ)上進行三組數(shù)值模擬實驗。第一組實驗采用居民家庭生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好增加，即提高居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品的消費支出占比來刻畫居民消費結(jié)構(gòu)升級，借此考察居民消費結(jié)構(gòu)升級和產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化對三個不同的服務(wù)業(yè)部門和整體服務(wù)業(yè)部門總產(chǎn)出的影響；第二組實驗采用居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品和奢侈品的消費偏好增加，即提高居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品的消費支出占比和奢侈品消費支出占比來刻畫居民消費結(jié)構(gòu)升級；第三組實驗的目的是考察部門勞動生產(chǎn)率提高對三個不同的服務(wù)業(yè)部門和整體服務(wù)業(yè)部門總產(chǎn)出的影響。

下文將三組實驗中的模型稱為對照模型：第一組實驗中設(shè)有3組對照模型，記為A1，A2，A3；第二組實驗中也設(shè)有3組對照模型，記為B1，B2，B3；第三組實驗中設(shè)有4組對照模型，記為 C1，C2，C3， C4。

表2是第一組實驗的結(jié)果③第一組實驗設(shè)計如下： 維持＝ 1.2，＝ 1.1，＝ 1.05，αcsl＝ 0.185，αcsnl＝ 0.815不變，選取 μps增加0.05個單位（μps＝ 0.258，μcs＝ 0.742），μps增加0.1個單位（μps＝ 0.308，μcs＝0.692），μps增加0.15個單位（μps＝ 0.358，μcs＝ 0.642） 作為3 組對照模型， 分別記為A1，A2， A3。。一方面，隨著居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好增加，我國生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出占比將從30.37%提升至40.86%，增幅達10.49個百分點。與此同時，非生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出占比將從69.63% 降低到59.14%。其中，非奢侈品部門產(chǎn)出占比大幅下降（下降19.54個百分點）是造成非生產(chǎn)性服務(wù)品部門產(chǎn)出占比快速下降的主要原因。

另一方面，居民消費結(jié)構(gòu)升級以及由此引起的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化會顯著促進整體服務(wù)業(yè)部門的經(jīng)濟增長。與確定性基準(zhǔn)模型相比，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出值從8.656提升至8.719，總增幅達0.73個百分點。進一步研究發(fā)現(xiàn)，居民家庭在生產(chǎn)性服務(wù)品、奢侈品和非奢侈品上的消費偏好改變幾乎不會影響我國生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門的資本 -產(chǎn)出比。

表3是第二組實驗的結(jié)果①第二組實驗設(shè)計如下：維持＝ 1.2，＝ 1.1，＝ 1.05不變，選取 μps和αcsl都增加0.05個單位（μps＝ 0.258，μcs＝ 0.742，αcsl＝ 0.235，αcsnl ＝ 0.765），μps和 αcsl都增加0.1個單位（μps＝ 0.308，μcs＝ 0.692，αcsl＝ 0.285，αcsnl＝ 0.715），μps和αcsl都增加0.15個單位（μps＝ 0.358，μcs＝ 0.642，αcsl＝ 0.335，αcsnl＝ 0.665） 作為3組對照模型，分別記為B1，B2，B3。，基于穩(wěn)態(tài)的數(shù)值計算結(jié)果表明，當(dāng)居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好和奢侈品消費偏好紛紛提高時，我國生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出占比和整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出都會大幅提升。其中，我國整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出從8.656增加到8.738，增加0.95個百分點。生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出占比從30.37%增加到48.22%，增幅達17.85個百分點。隨著居民家庭的非奢侈品消費偏好下降，我國非奢侈品部門的產(chǎn)出占比也隨之大幅回落，從53.34%降低至35.55%，降幅達17.79個百分點。與第一組實驗一樣，居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品、奢侈品和非奢侈品的消費偏好改變并不會顯著影響各個部門的資本-產(chǎn)出比。

表2 第一組實驗的數(shù)值計算結(jié)果

表3 第二組實驗的數(shù)值計算結(jié)果

表4是第三組實驗的結(jié)果②第三組實驗設(shè)計如下：維持μps＝0.208，μcs＝0.792，αcsl＝0.185，αcsnl＝0.815不變，選取單獨增加0.05個單位，單獨增加0.05個單位，單獨增加0.05個單位，同時增加，，0.05個單位作為4組對照模型，分別記為C1，C2，C3，C4。，維持其他條件不變，當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)品部門的勞動生產(chǎn)率提高4.2%（即增加0.05個單位）時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出占比將提高0.35個百分點，奢侈品部門和非奢侈品部門的產(chǎn)出占比將分別下降0.08和0.27個百分點，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出會增加0.39個百分點。生產(chǎn)性服務(wù)部門的資本 -產(chǎn)出比從3.82下降到3.76，其他兩個部門的資本-產(chǎn)出比幾乎保持不變。

維持其他條件不變，當(dāng)奢侈品部門勞動生產(chǎn)率提高4.55% （即增加0.05個單位）時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門和奢侈品部門的產(chǎn)出占比將分別增加0.17和0.02個百分點，而非奢侈品部門的產(chǎn)出占比將下降0.19個百分點，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出會增加0.28個百分點。奢侈品部門的資本-產(chǎn)出比從3.96下降到3.89，其他兩個部門的資本-產(chǎn)出比幾乎保持不變。維持其他條件不變，當(dāng)非奢侈品部門勞動生產(chǎn)率提高4.76% （即增加0.05個單位）時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門和非奢侈品部門的產(chǎn)出占比將分別增加0.08和1.15個百分點，而奢侈品部門的產(chǎn)出占比會降低1.23個百分點，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出將增加3.87個百分點。

當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門勞動生產(chǎn)率同時提高0.05個單位時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門和非奢侈品部門的產(chǎn)出占比將分別增加0.58和1.14個百分點，而奢侈品部門的產(chǎn)出占比會降低1.72個百分點，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出將增加4.68個百分點。因此，當(dāng)單個部門的勞動生產(chǎn)率提高時，該部門的產(chǎn)出占比會明顯提升，而且整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出也會顯著增加。從影響大小來看，非奢侈品部門的產(chǎn)出占比受勞動生產(chǎn)率進步的影響最大，其次是生產(chǎn)性服務(wù)品部門，奢侈品部門的產(chǎn)出占比受勞動生產(chǎn)率進步的影響最弱。

表4 第三組實驗的數(shù)值計算結(jié)果

基于上述三組實驗?zāi)M的結(jié)果可以看出，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出在A1，B1，C1和C2四個對照模型中基本相等。這一結(jié)果表明，由居民家庭消費偏好轉(zhuǎn)變引起的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化和升級、生產(chǎn)性服務(wù)品部門勞動生產(chǎn)率提高以及奢侈品部門勞動生產(chǎn)率提高對整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出水平的影響基本相同。然而，當(dāng)非奢侈品部門勞動生產(chǎn)率提高4.76%時，整體服務(wù)業(yè)部門總產(chǎn)出的增加幅度卻遠遠超出由居民家庭消費偏好轉(zhuǎn)變所引起的消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化和其他兩個部門勞動生產(chǎn)率提高對整體服務(wù)業(yè)總產(chǎn)出的正面影響。此外，當(dāng)三個部門勞動生產(chǎn)率同時提高0.05個單位時，它對整體服務(wù)業(yè)部門總產(chǎn)出的正面影響將遠遠超出由居民家庭消費偏好轉(zhuǎn)變引起的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)優(yōu)化所帶來的正面影響。

五、主要結(jié)論

本文建立一個包括生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門的三部門動態(tài)一般均衡模型，并且基于穩(wěn)態(tài)分析和比較靜態(tài)分析得出，消費偏好轉(zhuǎn)變引起的消費結(jié)構(gòu)升級和部門勞動生產(chǎn)率提高都有助于提高整體服務(wù)業(yè)的總產(chǎn)出水平。維持其他條件不變，當(dāng)居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品的消費偏好增加0.15個單位時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出占比將從30.37%增加至40.86%，此時，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出增加0.73個百分點。當(dāng)居民家庭對生產(chǎn)性服務(wù)品和奢侈品的消費偏好同時提高0.15個單位時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出占比從30.37%提高到48.22%，奢侈品部門的產(chǎn)出占比先下降后上升，呈現(xiàn)出明顯的U型特征，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出將增加0.95個百分點。當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)品部門勞動生產(chǎn)率提高0.05個單位時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門的產(chǎn)出占比將增加0.35個百分點，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出將增加0.39個百分點。當(dāng)奢侈品部門勞動生產(chǎn)率提高0.05個單位時，生產(chǎn)性服務(wù)品部門和奢侈品部門的產(chǎn)出占比將分別增加0.17和0.02個百分點，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出將增加0.28個百分點。當(dāng)非奢侈品部門勞動生產(chǎn)率提升0.05個單位時，非奢侈品部門的產(chǎn)出占比將增加1.15個百分點，整體服務(wù)業(yè)部門的總產(chǎn)出將增加3.87個百分點。

基于上述不同穩(wěn)態(tài)的長期分析，我們認(rèn)為，加快我國服務(wù)業(yè)發(fā)展的政策著力點有以下兩個方面：第一，合理引導(dǎo)居民家庭在生產(chǎn)性服務(wù)品、奢侈品和非奢侈品方面的消費偏好轉(zhuǎn)變，穩(wěn)步推進居民家庭的消費結(jié)構(gòu)升級；第二，加快技術(shù)創(chuàng)新研發(fā)與投入，努力提高生產(chǎn)性服務(wù)品部門、奢侈品部門和非奢侈品部門的勞動生產(chǎn)率。

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