基于DSGE模型的我國居民消費結(jié)構(gòu)動態(tài)效應(yīng)研究
——從耐用品與非耐用品消費的視角

■晁江鋒，武曉利，郭君默

一、引言與文獻綜述

我國改革開放以來的高速增長，在經(jīng)濟總量提升的同時極大地改善了人們的收入水平。2011年，我國人均GDP超過5000美元，進入了中等偏上收入國家的行列。這意味著我國經(jīng)濟發(fā)展完成了從低收入國家向中等收入國家的過渡，并進入從中等收入國家向現(xiàn)代發(fā)達經(jīng)濟體過渡的后趕超階段。然而，我國居民消費占GDP比重長期不斷下降，“低消費”的國民經(jīng)濟結(jié)構(gòu)失衡特征已成為下一階段我國經(jīng)濟難以健康持續(xù)發(fā)展的主要原因。

近年來，“供給側(cè)改革”成為我國政府進行經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整的重要戰(zhàn)略方向。毋庸置疑，從供給側(cè)進行結(jié)構(gòu)性改革的最終目標是拉動企業(yè)投資、居民消費以及進出口，實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長。本文從耐用品與非耐用品消費的角度進行研究，能夠為我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)改革提供一條新的路徑，這主要基于以下兩個方面：一是產(chǎn)品質(zhì)量影響家庭對耐用品與非耐用品的消費偏好，進而影響總消費，供給側(cè)改革能夠加強產(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，進而提升產(chǎn)品品質(zhì)；二是耐用品消費（如汽車等）占家庭收入比例較高，居民對其價格變動的敏感度較高，故而通過改善耐用品質(zhì)量，提升其品牌價值，能夠有效降低居民的消費敏感度，進而提升耐用品消費。

關(guān)于居民消費的相關(guān)研究文獻眾多，且國外研究起步較早，總體上可歸納為以下兩個方面：一是通過構(gòu)建相應(yīng)的數(shù)值模型，借助參數(shù)校準研究居民消費變動。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，DSGE模型在研究居民消費結(jié)構(gòu)方面得到長足的發(fā)展；二是采用實證分析的方式進行研究，如Bonis&Silvestrini（2010）通過考察不同家庭的金融結(jié)構(gòu)差異性，研究其對居民消費結(jié)構(gòu)的影響。Hongbin et al.（2013）采用斷點回歸法，從退休消費的角度考察養(yǎng)老保險政策、退休制度等因素對居民消費結(jié)構(gòu)的作用機制。國內(nèi)相關(guān)文獻在研究方法上與國外類似，但研究視角存在一定的差異。如李翔和朱玉春（2013）從農(nóng)村消費的角度出發(fā)，結(jié)合我國農(nóng)村居民生存性消費占比持續(xù)下降、發(fā)展性消費占比不斷上升的客觀事實，分析產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級以及消費偏好轉(zhuǎn)變對居民消費結(jié)構(gòu)的影響。同時，也有文獻從家庭金融資產(chǎn)配置的角度研究財富效應(yīng)對居民消費結(jié)構(gòu)的影響，如胡永剛和郭長林（2012）。顯然，由于我國國情的復(fù)雜性和特殊性，居民消費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。

作為居民消費理論的一個研究分支，耐用品與非耐用品消費的多數(shù)研究主要圍繞非耐用品消費展開，直至Caballero（1999）提出的模型，為耐用品消費的相關(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的主要因素。Willem&John（2013）通過研究耐用品消費對市場利率的敏感性，試圖解釋影響美國經(jīng)濟復(fù)蘇緩慢的主要原因。國內(nèi)學(xué)者在該領(lǐng)域的研究主要結(jié)合了我國宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)出的獨有特征，對我國家庭的耐用品消費情形從多個視角進行分析。如李江一（2017）從購房動機及償還住房貸款兩個層面考察“房奴效應(yīng)”對我國居民消費的影響，并進一步量化了“房奴效應(yīng)”對家庭耐用品及非耐用品消費的擠出作用。蔡偉賢和朱峰（2015）從社會保障（如新農(nóng)合）的視角展開分析，其認為農(nóng)戶耐用品消費受到農(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、收入不平等方面分析我國居民收入水平與耐用品消費之間的相關(guān)關(guān)系等。

近年來，隨著互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的廣泛應(yīng)用及經(jīng)濟一體化的不斷深入，耐用品與非耐用品消費對其價格波動的敏感性日趨增強，而其價格的形成機制也變得更為復(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)以及金融市場的影響，這將導(dǎo)致兩類消費品價格在由供求關(guān)系決定的均衡價格的上下波動表現(xiàn)出隨機性特征。因此，本文嘗試將耐用品和非耐用品價格與其消費結(jié)合起來，研究兩類消費品價格的隨機沖擊對居民消費及宏觀經(jīng)濟的動態(tài)影響。相較于已有文獻，本文的創(chuàng)新主要包含以下幾個方面：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)濟分析模型，通過構(gòu)建包含耐用品與非耐用品消費因素的動態(tài)隨機一般均衡模型，從更為宏觀的視角研究供給側(cè)改革背景下我國消費特征轉(zhuǎn)變對居民消費結(jié)構(gòu)的影響；其次，本文豐富了現(xiàn)有文獻對耐用品消費或非耐用品消費的單方面分析，嘗試將我國家庭的耐用品與非耐用品消費結(jié)合起來進行整體研究，通過對兩者之間傳導(dǎo)機制的考察，闡釋居民消費特征的轉(zhuǎn)變與消費結(jié)構(gòu)變動之間的邏輯關(guān)系；最后，鑒于DSGE模型的預(yù)測作用，本文基于脈沖響應(yīng)函數(shù)，詳細分析了耐用品與非耐用品價格、家庭消費偏好及財政政策變動對未來數(shù)期耐用品消費和非耐用品消費的動態(tài)影響。

二、模型構(gòu)建

本文將影響居民消費結(jié)構(gòu)的因素（價格、偏好、稅收以及政府補貼）納入三部門動態(tài)隨機一般均衡（DSGE）模型中，分析影響各因素的動態(tài)效應(yīng)和傳導(dǎo)機制。對于家庭部門，每一期向廠商提供勞動和私人資本，以獲得勞動報酬和資本租金，同時消費耐用品和非耐用品，由此將耐用品價格和非耐用品價格引入到家庭的預(yù)算約束。另外，家庭每一期須向政府繳納耐用品消費稅和非耐用品消費稅。對于廠商部門，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)一般消費品，即非耐用品。其在每一期利用雇傭的勞動和租賃的資本進行生產(chǎn)，同時基于產(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和耐用品進行生產(chǎn)，也向政府部門繳納一定的產(chǎn)出稅。對于政府部門，每一期的收入來源于廠商1和廠商2繳納的產(chǎn)出稅、家庭繳納的耐用品消費稅和非耐用品消費稅，而政府的收入用于轉(zhuǎn)移支付和耐用品消費政府補貼，耐用品消費政府補貼的主要目的是鼓勵居民增加耐用品消費，從而刺激居民消費。

（一）家庭部門

假定經(jīng)濟體中包含無數(shù)個同質(zhì)的家庭，每個家庭能夠生存無窮期，則代表性家庭在每一期規(guī)劃其耐用品消費、非耐用品消費、勞動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；Ct表示第t期的非耐用品消費；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偏好，ξCt表示t期代表性家庭的非耐用品的消費偏好，為了研究耐用品和非耐用品消費偏好變化的動態(tài)效應(yīng)，在這里假定ξDt和ξCt是隨機變量，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分別表示耐用品價格和非耐用品價格；τDt，τCt分別表示耐用品的消費稅和非耐用品的消費稅；Tt表示政府在第t期的轉(zhuǎn)移支付；為了研究調(diào)整耐用品價格和非耐用品價格對代表性家庭的耐用品消費和非耐用品消費的動態(tài)影響，假設(shè)PDt，PCt是隨機變量，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期非耐用品消費的邊際效用。式（8）與式（9）為非耐用消費品消費與勞動的Euler方程，式（10）與式（11）反映家庭關(guān)于一般消費品和耐用消費品的最優(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)一般消費品即非耐用消費品，第二類生產(chǎn)廠商主要生產(chǎn)耐用消費品。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進行生產(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表示勞動產(chǎn)出彈性。且假設(shè)廠商1為生產(chǎn)規(guī)模報酬不變，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進行工作的勞動時間；At表示t期外生的技術(shù)水平，是一個隨機變量，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，同時向政府按的τ1t比率繳納產(chǎn)出稅。所以利潤最大化問題可表達為：

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進行生產(chǎn)需要的生產(chǎn)投入要素為耐用品和勞動，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勞動產(chǎn)出彈性。且假設(shè)廠商2為生產(chǎn)規(guī)模報酬不變，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進行工作的時間；Bt表示廠商2的全要素生產(chǎn)率，是一個隨機變量，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、同時向政府按的τ2t比率繳納產(chǎn)出稅。所以利潤最大化問題可表達為：

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稅和非耐用品消費稅，同時以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)整耐用品消費稅和非耐用品消費稅的動態(tài)效應(yīng)，在這里假定τCt和τDt是隨機變量，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）市場出清

當(dāng)市場達到出清狀態(tài)時，有以下式子成立：

（五）均衡系統(tǒng)

給定經(jīng)濟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、耐用品價格沖擊、非耐用品價格沖擊、耐用品消費稅沖擊、非耐用品消費稅沖擊和技術(shù)沖擊，當(dāng)經(jīng)濟達到均衡狀態(tài)時，代表性家庭實現(xiàn)效用最大化、代表性廠商1和廠商2分別實現(xiàn)利潤最大化，并且消費品市場、資本市場以及勞動力市場均出清。

三、模型參數(shù)的校準和貝葉斯估計

模型中的參數(shù)根據(jù)其特征分兩種方法進行賦值，對于靜態(tài)參數(shù)，結(jié)合中國實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)和已有文獻，采用校準的方法進行賦值；對于動態(tài)參數(shù)，在模型的基礎(chǔ)上采用貝葉斯估計的方法進行賦值。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中的勞動產(chǎn)出彈性η2。需要賦值的動態(tài)參數(shù)包括：耐用品與非耐用品消費偏好沖擊、生產(chǎn)技術(shù)沖擊、耐用品與非耐用品價格沖擊以及耐用品與非耐用品消費稅沖擊的一階自回歸參數(shù)和波動參數(shù)。

1.靜態(tài)參數(shù)的校準檢驗。一是主觀貼現(xiàn)因子β，利用1979～2014年間的居民消費價格指數(shù)，估算出1979～2014年的物價水平平均上升了4.5%，故本文將β校準為95%；二是資本折舊率δK，國外很多文獻中資本折舊率估計值均在0.1左右，由于我國經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的獨特性，參考黃勇峰和任若恩（2002）的結(jié)論，我國制造業(yè)折舊率高達0.17，故本文校準為0.11；三是耐用品折舊率δD，金戈（2012）計算出固定資產(chǎn)的折舊率為0.096，郭長林（2016）校準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，本文參考郭長林（2016）的校準結(jié)果取為0.5；五是廠商2的勞動產(chǎn)出彈性η2，結(jié)合耐用品對產(chǎn)出的貢獻，參考許志偉和林仁文（2011）的估計結(jié)果，本文將η2校準為0.45。

2.動態(tài)參數(shù)的校準檢驗。本文采用我國1979～2017年間實際GDP和居民消費數(shù)據(jù)作為樣本，利用貝葉斯估計方法對動態(tài)參數(shù)進行估計。首先關(guān)于先驗均值的選取，根據(jù)已有文獻的估算和沖擊源的特征，對于參數(shù)先驗均值的選取，本文設(shè)定耐用品消費偏好沖擊、非耐用品消費偏好沖擊、耐用品消費稅沖擊和非耐用品消費稅沖擊的一階自回歸系數(shù)的先驗均值為0.7，生產(chǎn)技術(shù)沖擊、耐用品價格沖擊和非耐用品價格沖擊的一階自回歸系數(shù)的先驗均值為0.5。對于隨機擾動項的先驗均值，本文設(shè)定各沖擊源隨機擾動項的先驗均值為0.5。其估計結(jié)果如表1所示。

表1 動態(tài)參數(shù)的Bayes估計結(jié)果

四、模型動態(tài)模擬和效應(yīng)分析

本文利用Matlab對模型進行動態(tài)模擬，針對中國持續(xù)偏低的居民消費率，在這里不僅考慮不同沖擊源對居民消費結(jié)構(gòu)的動態(tài)效應(yīng)，同時考慮在不同沖擊源下居民消費率的動態(tài)變化路徑。對于居民消費率的定義參考國家統(tǒng)計局的指標解釋，定義居民消費率為居民最終消費（耐用品消費與非耐用品消費之和）占居民可支配收入的比重。接下來，本節(jié)從兩個方面進行分析：一是探討耐用品與非耐用品價格沖擊對居民耐用品、非耐用品消費以及居民消費率的動態(tài)效應(yīng)及傳導(dǎo)機制；二是分析耐用品與非耐用品偏好沖擊對居民耐用品、非耐用品消費以及居民消費率的動態(tài)效應(yīng)及傳導(dǎo)機制。

（一）價格沖擊的動態(tài)效應(yīng)分析

圖1 耐用品和非耐用品價格沖擊的脈沖響應(yīng)圖

圖1 分別給出的是在耐用品價格沖擊和非耐用品價格沖擊對居民的耐用品消費、非耐用品消費以及居民消費率的脈沖響應(yīng)圖。在給定1%正向的耐用品價格沖擊后，由圖1（a1）所示，居民的耐用品消費立即負向偏離初始狀態(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，居民非耐用品消費在沖擊發(fā)生的當(dāng)期負向偏離初始狀態(tài)至-4×10-3，但隨后立刻回彈，第2期已達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，居民消費率在沖擊發(fā)生當(dāng)期負向偏離初始狀態(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%正向的非耐用品價格沖擊，由圖1（b1）所示，居民的耐用品消費立即負向偏離初始狀態(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，居民非耐用品消費在沖擊發(fā)生的第2期達到負向偏離的低谷-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期達到負向偏離的低谷2.5×10-3，之后逐步回彈，在第7期回到初始狀態(tài)?？傊?，面對正向的非耐用品價格沖擊，居民耐用品消費、非耐用品消費以及居民消費率的反應(yīng)均為負向的。

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

結(jié)合價格沖擊對耐用品消費、非耐用品消費以及居民消費率的動態(tài)影響，接下來分析耐用品與非耐用品價格的傳導(dǎo)機制。由于耐用品消費（如房產(chǎn)、汽車等）的基數(shù)較大，所占家庭收入比例很高，其價格上升必將導(dǎo)致居民將其收入轉(zhuǎn)移至非耐用品消費，從而導(dǎo)致耐用品消費顯著下降，非耐用品消費上升；同時，由于非耐用品消費占家庭收入比例偏小，其價格上升僅對非耐用品存在較大負面影響，而對耐用品消費的影響微弱。

（二）偏好沖擊的動態(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居民的耐用品消費、非耐用品消費以及居民消費率的脈沖響應(yīng)圖。給定1%正向的耐用品消費偏好沖擊，由圖2（c1）所示，居民的耐用品消費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，居民非耐用品消費在沖擊發(fā)生時立即正向偏離初始狀態(tài)至3×10-3，隨后立即在2期達到負向偏離的低谷約為-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偏好沖擊，由圖2（d1）所示，居民的耐用品消費立即負向偏離初始狀態(tài)至-3×10-4，隨后緩慢回歸，負效應(yīng)持續(xù)了20期；由圖2（d2）所示，居民的非耐用品消費立即負向偏離初始狀態(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，居民消費率在沖擊發(fā)生當(dāng)期負向偏離初始狀態(tài)至-4×10-3，隨后立刻回彈，并在第2期達到正向偏離的峰值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，面對正向的耐用品消費偏好沖擊，居民耐用品消費的反應(yīng)為正向的，非耐用品消費的反應(yīng)在整體上為負向的，最終導(dǎo)致居民消費率的反應(yīng)整體上為負向的；第二，面對正向的非耐用品消費偏好沖擊，居民耐用品消費的反應(yīng)為負向的，且持續(xù)性較強，非耐用品消費的反應(yīng)在整體上為正向的，但是對居民消費率的效應(yīng)為正向的。

結(jié)合偏好沖擊對耐用品消費、非耐用品消費以及居民消費率的動態(tài)影響，分析耐用品與非耐用品偏好沖擊的傳導(dǎo)機制發(fā)現(xiàn)，耐用品消費偏好上升使得耐用品消費快速上升，非耐用品消費下降，但其對兩者的影響周期較短；然而，非耐用品消費偏好上升使得非耐用品消費上升，耐用品消費下降，但其對兩者的影響周期相對較長。這是因為耐用品消費占家庭收入比例較大，且使用周期較長，其偏好上升難以改變居民原有消費結(jié)構(gòu)，不同的是，由于非耐用品消費占家庭收入比例相對較小，且更新?lián)Q代周期較短，其偏好上升對居民消費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，同時通過調(diào)整隨機變量的波動幅度，對耐用品消費與非耐用品消費進行敏感性分析，主要分為以下三個方面。

（一）消費品價格波動的敏感性分析

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

圖3 耐用品和非耐用品價格沖擊的敏感性分析

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

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

圖4 稅收政策的動態(tài)效應(yīng)及敏感性分析

（二）稅收政策的動態(tài)效應(yīng)及敏感性分析

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

給定1%正向的耐用品消費稅沖擊，由圖5第一行可以看出，居民的耐用品消費立即負向偏離初始狀態(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)。居民消費率在沖擊發(fā)生當(dāng)期立即負向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，大約在第9期回到初始狀態(tài)。隨著耐用品消費稅增幅達到3%、5%，耐用品消費規(guī)模出現(xiàn)較為勻速的下降，而非耐用品消費的上升速率逐漸加快。這反映出耐用品消費稅對非耐用品消費的影響保持較為理性的負向關(guān)系，而對非耐用品的消費具有一定的加速效應(yīng)。這是因為家庭對耐用品的消費下降，更多的受到稅負增加的抑制，而非耐用品的消費加速上升，不僅是由于稅負對耐用品消費的擠出效應(yīng)，而且這種稅負上升的心理預(yù)期也加劇了居民對非耐用品的消費沖動。

給定1%正向的非耐用品消費稅沖擊，由圖5第二行可以看出，居民耐用品消費在沖擊的當(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)。居民的耐用品消費立即負向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，并在第10期左右回到初始狀態(tài)。居民消費率在沖擊發(fā)生當(dāng)期立即負向偏離初始狀態(tài)，隨后逐步回歸，大約在第10期回到初始狀態(tài)。隨著非耐用品消費稅增幅達到3%、5%，非耐用品消費量的下降速率在逐漸放緩，而耐用品消費出現(xiàn)加速上升。這說明耐用品消費稅對非耐用品消費的影響具有一定的遞減效應(yīng)，而對耐用品的消費具有一定的加速刺激效應(yīng)。這是因為較大部分的非耐用消費品是居民的生活必需品，其剛性需求使得稅負上升對其的影響出現(xiàn)下降。而耐用品消費加速上升，也是同時受到非耐用品稅負上升以及心理預(yù)期的影響。

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

結(jié)合消費稅收沖擊對耐用品消費、非耐用品消費以及居民消費率的動態(tài)影響，接下來分析耐用品消費稅與非耐用品消費稅沖擊的傳導(dǎo)機制。從耐用品與非耐用品消費稅的角度來看，由

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

稅對家庭總消費的負面作用較大，非耐用品消費稅的負面影響較弱。

（三）耐用品消費政府補貼的動態(tài)效應(yīng)及敏感性分析

考慮到近年來我國政府對汽車、家電等耐用消費品的補貼支持，本文將耐用品消費政府補貼引入到模型中，進而研究調(diào)整耐用品消費政府補貼對居民消費結(jié)構(gòu)和居民消費率的影響。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而給予的補貼率；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相應(yīng)的變化：

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

為了研究政府調(diào)整耐用品消費補貼對居民消費結(jié)構(gòu)和居民消費率的影響，在這里假定補貼率gDt是一個隨機變量，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政府補貼對居民的耐用品消費、非耐用品消費以及居民消費率的脈沖響應(yīng)圖。為了分析耐用品消費政府補貼政策調(diào)整對居民結(jié)構(gòu)和消費率的影響，本文分別模擬了耐用品消費政府補貼增幅1%、3%和5%三種情形。

圖5 耐用品消費政府補貼政策的動態(tài)效應(yīng)及敏感性分析

由圖5所示，如果耐用品消費政府補貼增幅1%，居民的耐用品消費在政策調(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)。居民非耐用品消費在政策調(diào)整的當(dāng)期立即負向偏離初始狀態(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)。隨著耐用品消費政府補貼增幅達到3%、5%，耐用品消費的上升速率在逐漸放緩，而非耐用品消費保持勻速下降的態(tài)勢。這體現(xiàn)出耐用品消費補貼對耐用品消費刺激的邊際效應(yīng)在不斷減弱，而對非耐用品消費的擠出效應(yīng)仍具有較大的影響。這是由于耐用消費品的更換周期較長，對于普通家庭來講，多是一次性購買的消費品，故政府補貼幅度的上升對居民的短期購買意愿具有較好的刺激作用，而從長期來看，其積極作用將會不斷減弱；而對居民的非耐用品消費影響有限，主要是由于耐用品消費政府補貼對居民的家庭收入并不會產(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補貼的政策，其對居民的耐用品消費具有較強正效應(yīng)，而對居民的非耐用品消費具有相對較弱的負效應(yīng)。但是，該政策對居民非耐用消費品影響的持續(xù)性要強于對居民耐用品消費的影響。那么，最終導(dǎo)致在一段時期內(nèi)會提高居民消費率，達到刺激居民消費的目的。

六、結(jié)論與政策建議

本文通過區(qū)分耐用消費品與非耐用消費品，構(gòu)建包含居民消費特征的DSGE模型，模擬消費品價格、消費偏好以及消費稅等外生變量對我國居民消費結(jié)構(gòu)的動態(tài)效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，耐用品價格上升能夠顯著削弱耐用品消費并提升非耐用品消費，而非耐用品價格上升對家庭消費結(jié)構(gòu)的影響相對較弱。耐用品與非耐用品消費偏好變動對耐用品與非耐用品消費存在明顯差異，前者對居民消費的影響周期較短，而后者的影響周期相對較長。耐用品消費稅對家庭總消費存在顯著的負效應(yīng)，而非耐用品消費稅的負面影響相對較小。消費品價格與消費偏好在耐用品與非耐用品方面對居民消費率的影響存在互逆性，而消費稅提升顯著降低居民消費率。

本文結(jié)論為研究我國居民的低消費率問題提供一定的理論支持。從本文研究結(jié)論來看，居民消費在耐用品消費與非耐用消費方面存在較大的差異，基于這一角度進行分析，本文提出以下幾點政策建議：第一，完善消費品定價機制，特別是耐用消費品的價格調(diào)控，這將在很大程度上影響居民的總消費水平；第二，應(yīng)積極改善外圍消費環(huán)境，提升消費品生產(chǎn)質(zhì)量，從觀念上提升居民的消費偏好；第三，完善消費稅征收機制，對耐用品與非耐用品實施有針對性地差別征收，降低居民消費支出比例，提升消費質(zhì)量。