启动消费引擎需要“贫富兼济”——异质收入群体消费增速提升的福利效应分析，本文主要内容关键词为：贫富论文,效应论文,福利论文,群体论文,收入论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F126.2 文献标志码：A 文章编号：1674－4543(2013)01－0034－11
一、引言
改革开放以来，中国经济取得了奇迹般的增长，实际GDP增长了18.1倍，年均经济增长率高达9.7％。在我国经济高速增长过程中，消费、投资和出口被形象地比喻为拉动经济增长的“三驾马车”。然而，20世纪90年代以来，特别是2000年前后，“三驾马车”的步伐开始出现不一致，投资和出口增长势头越来越强劲，消费需求却持续萎靡不振，结构性矛盾日益突出(陈斌开，2012)。[1]2000年至2009年间，中国的投资率从35.3％上升到48.6％；投资对GDP增长的贡献率在2000年后稳定在50％左右，2009年投资的贡献率甚至高达95.2％；净出口对GDP增长的贡献率虽然不如投资显著，但外贸依存度也从39.77％增长到51.16％。相比之下，中国的最终(居民)消费率却从2000年的62.3％(46.44％)下降到2010年的47.4％(33.8％)，比世界平均水平低近20个百分点。2008年7月，美国次贷危机突然爆发，并最终演变为全球性的金融危机和经济危机，全球经济陷入萧条。欧美国家经济的持续疲软，严重影响了中国对外贸易的增长，长期依靠投资和外贸拉动的中国经济结构失衡问题凸显。过低的消费需求严重威胁着中国经济增长的稳定性和可持续性。
在此背景下，扩大内需与调整需求结构成为了政策制定者亟需解决的问题。解决这一问题就是要启动消费引擎，以保障“三驾马车”的协调一致。对于中国居民消费率偏低的原因，理论界有着不同的认识。第一种观点认为，我国消费率持续下降的原因是居民消费倾向降低，后者是金融市场不完善造成的；健全金融市场体系有助于提高消费率(Kuijs,2005; Aziz和Cui,2007)。[2～3]第二种观点认为，公共事业的过度市场化、市场化改革过程中公共服务投入不足等因素，增大了居民收入和支出的不确定性，增强了居民预防性储蓄动机；完善社会保障体系是扩大内需的关键(Giles和Yoo,2007；杨汝岱，陈斌开，2009；田青，马健，高铁梅，2009)。[4～6]第三种观点认为，居民收入占国民收入份额下降是我国消费率下降的直接动因。在制度变迁、城市化进程、二元经济结构转变以及投资驱动型经济背景下，我国收入分配结构扭曲，收入分配制度有利于企业而非劳动者(周绍杰，张俊森，李宏彬，2009；国家发改委宏观经济研究院课题组，2011)。[7～8]
不难看出，无论是健全金融市场体系，还是完善社会保障体系，抑或是调整收入分配结构，学界关注的重点主要是居民的消费能力。然而在既有收入结构下，不同收入群体消费需求增长对社会福利效应的提升作用是否相同？针对异质收入群体，是否应当予以完全一致的政策关注呢？显然这些问题在理论上的探讨是不充分的。本文期望通过对城镇不同收入群体更细致的研究，对促进消费增长的社会福利效应进行实证考察。
二、文献综述
1985年，Lucas在赫尔辛基的一篇演讲稿中首次对消费增速提升的社会福利效应进行了尝试性的描述和测算。1987年，Lucas对此做出了明确的表达和测算。他发现，如果美国居民消费增长率从3％上升至4％，获得的潜在社会福利收益相当于在消费者未来无限生命期界内每年增加17％的消费数量。[9]但是Lucas的研究结论建立在诸多理想化假定基础上，遭到了理论界的广泛质疑。后续研究中，一些学者试图通过修正Lucas原始模型或采用替代性的消费数据，来检验Lucas的测算结果。Lucas原始模型中即期效用函数采用的是对数效用函数形式，Pemberton(1996)采取替代性的一阶差分效用函数形式来执行Lucas(1987)的估算。[10]结果显示，尽管Pemberton的估算结果略小于Lucas的原始结论，但仍相当显著。Lucas与Pemberton的研究都是针对美国经济，Pallage和Robe(2003)首次将11个非洲国家与美国消费增速提升的福利效应进行横向比较研究，发现这11个非洲国家消费增速提升的福利效应介于5.21％～32.63％之间，提升消费增速对11个非洲国家居民平均经济福利的提升略高于美国。[11]
中国的经济特征既不同于美国，也不同于经济欠发达的非洲国家，卢卡斯或保拉奇的研究结论在中国是否适用？陈彦斌(2005)首次对此问题作出回答。[12]他注意到Lucas(1987)在建立消费增速提升的福利效应模型时使用的是对数效用函数，而对数效用函数只是CRRA效用函数的特例。在修正效用函数后，他利用中美两国的经验数据对消费增速提升的福利效应进行重估。研究显示，基于拓展模型测算的美国消费增速提升的福利效应有所下降；虽然初始增长率不同造成了基于中国样本的测算结果仅仅是基于美国样本测算结果的一半左右，但是消费增速加快对中国居民福利水平的提升作用也相当大。然而，一些学者对这个结论仍然心存疑虑(赵峰，2006；董志勇，朱晓明，2007；王翔，李凌，2010)。[13～15]在他们看来，即使是有着经验研究支持的CRRA效用函数，同样面临着无法解释消费者对于特定类型风险的态度的难题。他们主张采用非期望效用函数进一步替代CRRA效用函数。虽然这些研究各有侧重，但研究结论具有一致性，提升消费增速对中国居民福利水平的提升作用相当大。
另有一些学者研究的切入点则是改变Lucas(1987)关于随机消费流生成过程的假定。在Lucas(1987)的研究中，消费路径被假定为趋势平稳的随机过程，不同时期的消费波动相互独立。也就是说，当期的消费水平低于趋势并不意味着下一期的消费水平是会高于还是低于趋势水平。然而，真实消费序列在大多数年份的变动可以归因于随机游走，或者随机趋势因素。换句话说，如果今年的消费低于趋势水平，那么明年的消费极有可能仍低于趋势水平(Barlevy,2004)。[16]然而，在将随机消费流波动项的假定由趋势平稳替换为AR(1)过程后，估算结果并没有明显改变(陈彦斌，韩旭，2007；饶晓辉，廖进球，2008)。[17～18]
以上研究具有很好的启示作用，但采用的都是代表性消费者框架，消费者异质性没有引起研究者足够的重视。在行为经济学中，异质性是人类生活的一部分，消费者受制于启发式和代表性偏差，在信念、时间偏好和风险态度上均具有异质性(饶育蕾，盛虎，2011)，[19]采用总体消费数据容易掩盖一些重要的经济事实。在我国，考虑这一问题更具现实意义。我国是收入差距极大的国家之一，特有的城乡二元经济结构造成居民消费在城乡间、地区间、地区内城乡间存在一定差异性(陈太明，杜两省，2011)。[20]其次，在CRRA效用函数中，相对风险规避系数与跨期替代弹性互为倒数，因而不能全面刻画消费者主观属性(陈彦斌，2004)，[21]Epstein和Zin(1991)与Weil(1989)提出的具有递归偏好类型的效用函数[22～23]，将相对风险规避系数和跨期替代弹性区分开来，对消费者主观属性的描述更加贴近现实。最后，考虑到20世纪90年代以来，随着我国城市化与工业化的深入推进，农村剩余劳动力不断向城镇转移，城镇居民消费逐渐成为引领我国消费需求的主导力量。本文以城镇居民为考察对象，①拟将消费者异质性与递归偏好纳入理论模型，基于中国城镇居民分组消费数据展开定量研究，期冀在系统量化消费增速提升的差异化福利效应方面有所进展。
三、理论模型
Epstein和Zin(1991)、Weil(1989)建立的递归效用函数，区分了消费者的相对风险规避系数和跨期替代弹性，使用主观贴现因子、相对风险规避系数和跨期替代弹性三个参数描述消费者的主观偏好结构。②通过引入递归效用函数，我们对Lucas原始模型进行拓展，为后文的实证研究提供理论基础。
(一)偏好结构
假设时间是离散的。考虑一个包含了众多具有无限生命期界异质个体的经济体，这些个体在任一个时刻只是由于收入水平而与其他个体不同。③消费者的跨期最优决策表示为：
上述两个收敛条件是否成立依赖于相应经济参数和行为参数的选取(陈彦斌，2004)。其中，消费初始增长率的取值通常小于0.1，主观贴现因子β＜1是通常的假设，合理的相对风险规避系数γ取值小于10，跨期替代弹性的取值相应为风险规避系数γ的倒数。容易验证，上述收敛条件在所选参数范围内均成立，并且左边远小于1，在一个较大的参数取值范围内成立。至此，我们得到基于递归效用函数的消费增速提升1％的福利效应模型。我们发现，促进消费增长的福利效应与描述消费者主观偏好结构的主观贴现因子、相对风险规避系数和跨期弹性系数均密切相关。
Lucas(1987)在构建消费增速提升的福利效应模型时使用了一个隐含假定，即消费者的风险态度不对结果构成影响。事实上，风险偏好者和风险厌恶者对于消费增长率变化所带来的福利效应评价理应有所不同(董志勇，朱晓明，2007)。考虑到对数效用函数只是CRRA效用函数γ＝1的特殊表达，陈彦斌(2005)、陈太明、杜两省(2011)基于宏观经济学中更具一般意义的CRRA效用函数对Lucas原始模型进行拓展，将消费者主观偏好特征纳入考察范围。遗憾的是，他们没有将消费者对待风险的两种不同规避行为区分开来。董志勇、朱晓明(2007)的研究注意到这一问题，他们采用递归效用函数对理论模型再次拓展，但他们在推导效用函数显示解时直接将指数外算子代入指数内运算，模型构建有待商榷，而且他们考虑的是消费增速下滑的情形，本文构建的理论模型是董志勇、朱晓明(2007)研究的延续与拓展。
四、数据来源与模型校准
理论模型表明，消费增速提升的福利效应大小取决于主观贴现率、相对风险规避系数、跨期替代弹性和消费增长率。在进行实证研究之前，我们需要确定衡量实际人均消费增长的参数μ，以及校准描述消费者主观属性的三个参数β、γ和ρ。
(一)数据来源与处理
《中国统计年鉴》(1993～2010)与中经网统计数据库提供了1992～2009年中国城镇七等分收入组居民名义人均消费支出，以及相应年份的城镇居民消费价格指数(UCPI)。我们以1992年为基期的城镇居民消费价格指数，对相应消费数据进行平减，得到中国城镇七等分收入组实际人均消费支出数据，绘制成如图1所示的走势图。
图1 中国城镇七等分收入组人均实际消费支出比较(1992～2009)
由图1可知：我国城镇居民的人均消费支出在转型期增长很快，各收入组人均实际消费支出呈现差异化增长态势；另外，总体人均消费支出变动曲线位于中等收入组人均消费支出曲线与中等偏上收入组人均消费支出曲线之间，收入不平等在消费领域演化为消费不平等，而且这种偏态分布不仅体现于绝对消费水平，也体现于消费增速。
(二)趋势与滤波
我们运用ADF单位根检验，证实了1992～2009年间按收入等级划分的中国城镇实际人均消费支出的对数时间序列为一阶差分平稳过程；然后利用时间趋势法、BP滤波法和HP滤波法将周期成分从原始消费序列中分离出来，计算出趋势成分的年均增长率(见表1)。[26～27]
。
根据表1的计算结果，各种技术方法得出的消费增长率不尽相同：对于最高收入组、高收入组、中等偏上组而言，由时间趋势法得到的消费增长率总是大于HP滤波方法的估算结果，而HP滤波方法得到的消费增长率又大于BP滤波方法的估算结果；其它收入组三种方法的估算结果则刚好相反，BP滤波方法的估算结果最大，依次为HP滤波方法的估算结果和时间趋势法的估算结果。定性地看，各种技术方法得出的结论彼此一致：从最低收入组到最高收入组，消费的增长率逐级增大。鉴于统计结果的一致性与BP滤波方法的优良统计特性，我们在数值模拟环节采用的是BP滤波方法的估算结果。
(三)参数校准与比较静态分析
数值模拟结果表明：(1)给定其它参数的取值，主观贴现因子β与消费增长的福利效应正相关。也就是说，消费者越看重未来消费(β越大)，消费增长对消费者福利水平的提升作用越大；(2)给定其它参数的取值，相对风险规避系数γ与消费增长的福利成本负相关。也就是说，在效用水平保持不变的情况下，消费者越是规避风险(γ越大)，在消费增长率上升固定比例时所需的消费补偿也就越高；(3)给定其它参数的取值，跨期替代弹性与消费增长的福利效应正相关，即在效用水平保持不变的情况下，消费者越是愿意接受消费随时间变动(1/ρ越大)，在消费增长率上升固定比例时所需的消费补偿越高。
五、实证分析
在参数校准基础上，依据理论模型测算与分析中国城镇不同收入组消费增速提升的差异化福利效应。表5显示了在给定γ、ρ取值和中国城镇七等分收入组的消费波动率基础上，依据理论模型计算的数值模拟结果。④
由表5可知：(1)考虑到消费群体异质性，一些潜在的重要经济事实被挖掘出来。在同一参数取值下，基于不同收入组消费支出数据测算的消费增速提升的福利效应与基于城镇居民总体人均消费支出数据测算的结果显著不同。(2)给定γ＝1.5、ρ＝1.5，从最低收入组至最高收入组，消费增速提升的福利效应依次为0.254、0.237、0.226、0.216、0.205、0.195、0.180。在固定各行为参数取值的情况下，初始消费增长率影响着消费增速提高的福利效应大小；在固定消费增长率的情况下，消费增速提高的福利效应随行为参数的变动而变化。该结论体现出Kahneman和Tversky(1979)前景理论中“参考点依赖”、“敏感度递减”的基本思想，即多数人对损失和得益的评价取决于参考点的不同。(3)以中等收入组为例(γ＝ρ＝1.5)，消费增速提高的福利效应的经济学含义是：消费增长率提高1％产生的潜在福利效应，相当于货币补贴消费者21.6％的消费数量。根据《中国统计年鉴》报告的2009年中等收入组人均消费支出11309.73元，相当于每年补贴消费者2442.9元。
需要指出的是，上述研究结论是在同一偏好参数取值下得出的。消费的初始增长率是区分不同群体的唯一标准，不同群体的消费者有着一致的风险规避态度。然而，个体风险态度对于理解消费增速提升的福利效应有着重要的意义(王翔，李凌，2010)。尽管富裕阶层和贫困群体的消费者对未来消费相对于现期消费的估价不同，但主观贴现率不是一个能够明辨贫富差异的关键性指标，因为两类人群在群体内部对于主观贴现率大小的辨识缺乏一致性。相比之下，富人和穷人对待风险的态度不同更贴近于现实。一般而言，富人更为偏好风险，他们更愿意允许消费随着时间而变动，以便充分利用其贴现率与从储蓄中获得的报酬率之间的微小差额；穷人则相对厌恶风险。也就是说，富人的相对风险规避系数更小，而跨期替代弹性更大。依据有没有考虑消费者情绪波动因素，我们将研究视为同质性偏好和异质性偏好两种假定情形。
下面我们结合经济参数
和行为参数(γ，1/ρ)，来研究异质性假定情形下不同收入群体消费增速提升的福利效应η的差异性。为便于分析，本文选取
＝4％、
＝10％，分别代表穷人和富人消费的初始增长率；固定参数β＝0.96，以步长1将相对风险规避系数γ从1.5取到10、以步长0.5将ρ从1.5取到5，假设穷人和富人分别从两个坐标轴副对角线两端取值，对η进行数值模拟(见图2、图3)。
图2 消费增速提升的福利效应(穷人)
图3 消费增速提升的福利效应(富人)
模拟结果表明，无论富人还是穷人，促进消费增长均能极大地改善其经济福利。相对而言，有利于消费增速提升的政策举措总是可以能为富人带来比穷人更多的经济福利。给定β＝0.96，我们测算出最高收入组消费增速提升的福利效应为0.274，最低收入组消费增速提升的福利效应为0.075，两者相差近3.6倍。根据《中国统计年鉴》(2010)报告的最高收入组和最低收入组名义人均消费支出29004.41元和4900.56元，消费增长率提高1％对居民福利水平的提升分别相当于货币补贴最高收入组和最低收入组的消费者7947.20元和367.54元。
基于以上分析，我们得出如下结论：相对而言，富人会比穷人更希望政府出台促进消费增长的经济政策。但是，我们也不能因此忽视促进消费增长的经济政策对穷人福利水平的改善作用。在城镇最低收入组居民总消费支出结构中，食品、衣着和居住等消费支出占67.98％，他们的消费支出只能维持基本的生活需求，而几乎没有能力投资于享受或自我发展。消费增长率提高1％相当于在他们现有的消费水平上提高7.5％，这一数字甚至大于其花费在医疗保健上的支出比重。相比之下，在城镇最高收入组居民消费支出结构中，食品、衣着和居住三项消费支出占47.51％，而花费在交通通讯、教育文化娱乐服务上的消费支出则占总支出的34.39％。⑤因此，促进消费增长对于富人和穷人都有利，只不过它们福利提升的作用点不同。穷人更关注生活条件改善带来的福利提升；富人更关注增加的消费用于情感体验或自身发展对福利水平的增进。
上述结论验证了我们前面提出的消费者行为与偏好异质性假说，接下来我们将对不同收入群体消费增速提升的福利效应差异性进行尝试性的解释。
第一，收入水平和消费能力差异。在经济转型期，我国城镇居民不同收入阶层均存在过度敏感性；收入等级越高，消费过度敏感性越强(田青，高铁梅，2009)。由于收入水平是消费增长和消费结构升级的直接动因，高收入群体消费受当期收入影响较弱，平滑消费波动的能力较强，能够保障高位平滑的消费增长；尽管低收入群体边际消费倾向较高，但过低的收入水平制约了消费需求的过快增长，一旦发生通货膨胀或经济衰退，低收入群体只能动用储蓄或减少消费。
第二，家庭偏好和抵御风险能力不同。20世纪90年代以来，原有的国家承担绝大多数城镇居民(城镇国有企业职工及家属)养老、医疗、教育等公共福利支出的制度被打破，而始于1995年的国有企业产权改革又增加了城镇职工的失业风险，城镇居民的消费行为在转型期更为谨慎。虽然都面临不确定性，但高收入群体和中低收入群体抵御风险的能力显然不同。前者能够利用资本市场及固定资产收益来对冲风险，保障消费平稳增长；后者消费支出主要来源于劳动收入，面对不断上涨的教育、住房和医疗费用有着较强的预防性储蓄动机，消费增长有着不确定性。
第三，面临的流动性约束强度不同。一方面，我国当前消费信贷业务由国有商业银行垄断，实行以抵押贷款为特征的信贷制度，而且具有覆盖面窄、业务种类少(主要是住房抵押贷款、车贷和助学贷款)的特点。另一方面，我国尚未建立完善的征信制度，而消费信贷的违约风险相对较高。在缺乏相应的财产抵押物、稳定的收入担保以及资信证明情况下，中低收入群体通过信贷市场获取消费贷款来促进消费增长十分困难。
第四，消费结构存在差异导致政策效应呈现差别。如前所述，富人与穷人的消费结构存在着明显的差异。富人的基本消费需求在消费支出中所占的比重远小于穷人，而享受型消费支出远高于穷人。如果提高消费增长率的政策措施更多地作用于享受型消费需求，那么它对富人的社会福利增进显然会起到更加积极的作用。同时，由于政策的溢出效应，它对穷人社会福利增长也会起到一定作用，但是影响较小。
给我们的启示是，不同收入的消费群体在主观(如主观贴现率、风险规避系数等)和客观(如收入水平、流动性约束等)两方面都存在着差异性，这些差异都会对消费增长的福利效应产生影响。因此，在制定提高消费增长率的相关政策时，应当有针对性地考虑不同收入群体主客观的差异性，提高政策效应的精确性，从客观上配套实施收入分配制度、社会保障制度和金融市场制度的改革，主观上科学引导居民消费心理，才能更有效地增强居民消费能力，从而推动消费需求稳步增长。
六、结论与政策建议
消费增速福利提升的测算，是理解中国居民消费需求严重不足，经济增长过于依赖投资的关键所在。通过引入递归效用函数对Lucas基准模型进行修正，并以此模型为依据对转型期中国城镇不同收入群体消费增长的福利效应进行数值模拟和比对分析，研究表明：
第一，递归效用函数的引入将消费者两种不同的风险规避行为区分开来，更重要的是将消费者对待风险的态度内嵌于促进消费增长的福利效应表达式中。这样做的好处是可以更精准地测度描述消费者主观属性的变化对消费者福利水平的影响。
第二，通过将中国城镇居民划分为低、中、高收入群体后进行的数值模拟结果，我们可以看出，1％的消费增长使不同收入群体获得的潜在福利收益显著不同。收入等级越高，提升消费增速对该收入群体的福利提升越有效。但是考虑到消费支出结构差异，同样不能忽视消费增长对改善中低收入群体生活水平的作用。
第三，无论是低收入群体还是中高收入群体，促进消费增长对消费者福利水平的提升相当明显。虽然只是消费增长率1％的增加，对消费者经济福利的提升相当于货币补贴其数千元。这说明政府出台促进消费增长或抑制消费下降的经济政策具有极强的社会福利效应。
以上基本结论对相关政策的制定具有一定的借鉴意义。针对高收入人群，应主要考虑以下几方面的问题：
第一，进一步推动产业结构转变升级，以差异化的产品和服务的差异化满足高收入人群的消费需求。随着收入结构的变化，高收入人群的消费结构也会转型和升级。当前我国作为“世界工厂”的产业结构，难以满足中高收入人群的消费需求。基于上述分析，我们有必要通过调整产业结构，引导部分企业升级产品结构(如汽车、钟表、服装等行业进入奢侈品生产，开放高端房地产开发市场等)；同时，推动服务产业(如家政服务、高质量的旅游服务等)、文化产业(如古玩、收藏等)的发展，满足高收入人群的享受型消费需求。
第二，在高端消费品市场，尤其是在价格制定方面减少政府干预，完善市场机制。对于高端消费品市场，可以减少政府的干预，完善市场价格机制的作用。比如对于私人航空需求政府可以予以开放，对于面向高收入人群的高档生活必需品，政府可以减少对其定价的干预。对这些奢侈性消费政府可以通过税收和补贴的方式向低收入人群予以补偿。
第三，加强对高收入人群消费行为的引导，防止恶意浪费性消费。虽然中高收入者有消费能力，也应当允许他们在合理的范围内进行享受型消费，但是，作为政府和社会还是应当从资源和可持续发展的角度对其消费行为进行一定的引导，防止恶意浪费性消费。在保证经济效率的同时实现社会、生态的平等和均衡。
针对中低收入人群，应解决好以下几个问题：
第一，深化收入分配制度改革，提升城镇居民的消费能力。收入分配体制改革的目标应当是提高居民收入水平和扩大最终消费需求，合理调整现有的国民收入分配格局，逐步提高居民收入(特别是劳动者报酬)在GDP中的比重，增强居民的消费能力。
第二，加快社会保障体系改革，以降低我国城镇居民对未来收入和消费支出预期的不确定。加快医疗、养老、失业保险制度的市场化改革，扩大最低生活保障制度的受保范围，加大对低保对象的帮扶力度，以降低城镇居民面临的宏观风险，缓解由于转轨时期社会保障弱化造成的“高储蓄—低消费”现状，提高居民的消费倾向。
第三，完善消费信贷体系，降低流动性约束。金融部门应当通过健全社会信用体系、拓宽消费信贷业务范围、创新消费信贷产品以及改善金融服务、降低信用贷款的交易成本；更为重要的是，推进消费信贷公共服务均等化，以减轻低收入群体面临的流动性约束，增强社会购买力。
第四，优化社会结构，形成有利于经济社会平稳较快发展的“橄榄型”社会结构。重点扩大中等收入群体比重，促进高收入群体的规模进一步扩大，使之成为拉动消费的中坚力量；另外，应当充分发挥财政政策的再分配功能，加大向低收入群体转移支付的力度，以矫正城镇居民中收入分配差距和社会财富分布不合理的现象，缩小城镇居民间过大的收入差距。
收稿日期：2012－10－29
注释：
①没有考察农村居民消费增速提升的福利效应，一方面原因是现有统计资料只提供了2002年以后的农村五等分收入组的消费支出数据；另一方面原因是1992～2009年间，我国城镇居民消费需求占居民消费支出的比重由55.1％上升至76.2％，城镇居民消费具有一定代表性。
②Weil(1989)假定投资者具有Kreps－Porteus的非期望效用型偏好，从而放松了相对风险规避系数和跨期替代弹性间过于紧密的联系；Epstein和Zin(1991)在Weil(1989)研究的基础上，在非期望效用的框架中引入Yaari(1987)的对偶选择理论，建立了更加灵活的递归效用函数。
③如何构建体现消费者异质性的理论模型是一个公开的难题，现有研究通常以拥有的实际货币余额、就业状态(李俊青，韩其恒，2008)、收入水平(田青，高铁梅，2009)以及消费水平(李培林，张翼，2000)为分类指标将消费者划分为异质群体。尽管对采用上述分组方法得出的组内人均消费数据进行分析会影响结果的准确性(李凌，王翔，2010)，但在缺乏大量可供研究的微观消费数据的情况下，仍不失为一种次优选择。
④数值模拟环节所用的R2.14.0程序备索。
⑤数据来源于2010年《中国统计年鉴》。
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