其中c（t）和l（t）分别为对应于时刻t的消费量和休闲时间。 在给出效用函数之后，居民的最大化行为的数学表述是：在一定的预算约束条件下，通过在消费c（t）与休闲l（t）之间的选择，以使自己在某一时段（0，n）上的效用u
u＝∫[n][,0]u（t）dt（t） （2）

    达到最大（Barro和Grossman,1976）。
    在离散时间模型里，一种普遍的做法是，假定一个典型居民是在当期开始时（at the beginning of the current period），以当前的有关价格、 工资率和收入等信息以及对未来的相应变量的主观点预期（point expectations ）为基础， 来制定其未来余生（remainder ofthe lifetime）的消费计划。一般的离散时间效用函数只考虑两个时期：“现在”和“将来”。居民在此后的所有时期中的效用，往往用在“将来”这个时期结束时居民所拥有的货币余额来代表（Neary andStiglitz, 1983; King, 1985）。
    在构造中国的消费需求模型时，我们也同样假设典型居民的目标是使形如式（1）的效用函数达到最大化。为了简化分析， 我们假设适用于中国经济的居民效用函数有如下具体形式：
u＝α[,1]logc[,1]＋β[,1]logl[,1]＋ψ（α[,2]logc[,2]＋β
[,2]logl[,2] （3）

    其中u表示居民的效用，c表示对消费品的消费，1表示对休闲的消费，ψ≡1 ／（1 ＋δ）（其中的δ是时间偏好率（注：时间偏好率（ therate of time preference）越大意味着居民对现在的效用越重视， 而未来的效用对居民来说价值越少，因而未来效用在居民消费函数中的权数也就越小。未来效用折现因子ψ≡1／（1＋δ）的推导可参阅其他文献和教科书。））是对数线性效用函数中的折现因子，其余的希腊字母均代表相应变量在总效用中的权数。下标1和2分别代表当前与未来两个不同时期。  
    在式（ 3）中， 我们已实际假定所给出的效用函数具有可分性 （separable）和可加性（additive）。特别有必要说明的是，在式（3）中，时期2仅代表“最近的未来”，而并不代表从时期1结束后到居民生命结束时为止的整个时期。同时，与传统多时期效用函数不同，我们也未加上一个代表居民在此后一生中的效用的货币余额变量。因而，在我们的模型中，居民的计划时域（time horizon）不是一生，而是“现在”、“未来”以及“未来”结束后的一个短暂的消费高峰期。我们假定在第2 期（“未来”）结束之后居民有一个必须实现的储蓄目标（注：正如我们在前面所指出的， 未婚青年多年积攒的储蓄将在其结婚前后的很短时间内用掉。因而，为了讨论的方便，我们可把“未来”期的终点定义在支出高峰（即把储蓄用掉）到来的那一时刻上。从对效用函数式（3）的界定可以看出， 我们的消费函数不属于生命周期模型而是一个多时期模型（multiperiod model）。）， 由于假设这个储蓄目标对于典型居民来说是给定的，因而它并不进入效用函数而仅进入效用函数的预算约束条件。
    对应于一个在给定企业工作的典型居民的两期消费模型，居民的预算约束为
π[,1]
P[,1]c[,1]＋s[,1]＝w[,1]＋θ[,1]────＋（1＋i[,0]）s[,0]
n[,1]
π[,2]
P[,2]c[,2]＋s[*]＝w[,2]＋θ[,2]────＋（1＋i[,1]）s[,1]
n[,2] （4）

    这里P为价格水平，w是居民的固定工资收入（这是由国家工资政策决定的），θ是利润分成比例（企业留利中工人所占的份额）。π是企业留利，n是企业的雇员数，s[,0]和s[,1]分别表示储蓄的初始值及第1期结束时的储蓄余额，i[,0]及i[,1]分别表示对应于s[,0]和s[,1]的储蓄存款利息率，s[*]是在第2期末要实现的储蓄（余额）目标。
     在式（4）中，所有带下标2的变量都是在第1 期开始时就已形成的预期（即“现在”已有的预期）。我们假定所有预期都是外生的。根据习惯做法，我们假定P[,1]与P[,2]对居民来说都是给定的。
剔除s[,1]，我们可以把式（4）中的两个预算约束条件变为一个包含两个时期的预算约束条件：
P[,2]c[,2] s[*] π[,1]
P[,1]c[,1]＋─────＋─────＝w[,1]＋θ[,1]───＋
1＋i[,1] 1＋i[,1] n[,1]
π[,2]
θ[,2]─────────＋（1＋i[,0]）s[,0] （5）
（1＋i[,1]）n[,2]

    尽管我们已给出的中国典型居民跨时期效用方程（ intertemporalutility function）与西方消费理论中的相应效用函数有所不同，但其大体思路还是一致的。我们的模型同传统模型的最大不同还在于预算约束条件的不同。首先，我们在条件约束里包含了储蓄目标。这个储蓄目标是外生的并且在很大程度上取决于非宏观经济的经济的与非经济的因素（注：如社会福利制度改革、耐用商品的更新换代、时尚的变化等等都将会影响储蓄目标的确定。但是在我们的模型中通货膨胀预期不会影响储蓄目标，因为我们假定，在时期1 居民就已掌握了有关通货膨胀的信息，因而在制定储蓄目标时他们已把通货膨胀因素考虑在内了。）。其次，在条件约束里，居民的工资也同样是外生给定的。中国居民的收入主要由三部分组成：固定工资收入、奖金及存款的利息收入。比较而言，在市场经济下的选择理论模型中，虽然工资率是给定的，但是居民的工资收入却是变量，其大小取决于在给定工资率下的劳动供给量。面对给定的工资率和价格水平，居民将通过某种方式安排他的对消费品和休闲的需求以使其终生效用达到最大化。由于劳动供给量（以人时单位计）等于时间资源减休闲时间，由于时间资源是给定的，休闲时间一旦确定，劳动的供给量也就确定。在中国，工资率不是通过市场的力量来决定的，因为在中国不存在完全竞争的劳动力市场，在“工资总量控制下”一个企业没有权力改变这个由政府制定的总量，因此在一个给定劳动力数量的企业里，每个人的工资也就给定了。总之，在中国经济中，只要居民在职，他们的工资就被外生地决定了，而与他的表现行为及其所在的企业的状况没有太大的关系。其结果是，在我们的模型中，工资率即休闲“价格”对休闲的需求和劳动量的供给是不起作用的。第三，在条件约束中包含利润分成率也许是我们这个模型的最重要特点。这里的条件约束式（5）表明，给定利润总量，θπ就是工人的奖金，（1－θ）π则是企业留利。我们假设企业留利将全部用于非消费的用途。θ的决定与企业的利润最大化决策和发展战略有关。为简化分析，我们假定θ也是外生决定的，θπ在工人中按人头分配。这也就是说，每个工人所分享利润额均为θπ／n。
    关于利润分成制度是否会因“免费搭车（free rider）”现象而对提高劳动积极性不起作用的问题，由于篇幅所限本文将不做过多讨论，我们仅想指出，通过加强管理，特别是加强层层监督机制，利润分成制度是可以产生激励作用的。中国的改革实践已证明，利润分成和其他一些固定工资之外的报酬对激励工人努力工作起到了重要作用。抛开政治思想工作等因素不谈，如果没有利润分成制度，作为一个追求效用最大化的工人的合理行为只能是在工作时间内最大限度地偷懒。
三、利润函数与劳动力的有效供给
    在效用 函数（3）中，我们选择的变量有c[,1]、c[,2]、l[,1]、l[,2]。而在约束条件（5）中却并不含有l[,1]、l[,2]。因而，我们还不能解决效用最大化问题。为了把l[,i]引入约束条件（5），我们可以用l[,i]的表示式来消掉π[,i]。
    为了简化分析，我们定义利润是产出与工资成本的差。为了用l[,i]的表示式来消掉π[,i]， 我们选择下述固定系数生产函数作为典型企业的生产函数：
N[,i] K[,i]
Y[,i]＝min（───，───） （i＝1，2） （6）
u[,i] v[,i]

    根据传统经济理论，我们假设在短期内资本存量是给定的。因而在上式中N[,i]是惟一的变量。暂时不考虑“短边约束”问题，式（6）可以改写成：
N[,i]
Y[,i]＝────（i＝1，2） （7）
u[,i ]

与传统理论不同的是， 我们并不简单地把N[,i]定义为一定的人时数，而是将其定义为：
N[,i]＝（L[,0]－l[,i]）n[,i] （i＝1，2） （8）

    其中L[,0]代表一个典型居民的工作时间，l[,i]为在i 期的该居民在工作时间内的休闲时间（偷懒），n[,i]为在i期的企业居民数。
    需要指出的是，在传统的消费理论中，L[,0] 代表居民每天的时间资源（time endowment ）， 即24 小时 减去必要的休息时间（Deatonand Muellbauer,1980）。在中国经济中， 居民的工作时间是按政府法定的时间来进行的，一般而言，居民不能随意增加工作时间来增加他们的工资收入。在不考虑兼职的情况下，政府规定的工作时间就是居民能取得收入的最长工作时间。因此，这里我们把居民的给定的工作时间定义为时间资源L[,0]。与此同时，由于企业管理不严格， 休闲可以分为在工作时间以外的休闲与在工作时间以内的休闲（注：在中国企业中，上班时间喝茶、看报、打扑克和出工不出力等等是普遍现象。）。在不考虑第二职业的情况下，下班以后的休闲时间的价格为零（free goods），居民将充分享受全部休闲时间。在工作时间给定的情况下，居民下班后的休闲时间也是给定的，在我们的讨论中可以不考虑这一部分给定的休闲时间。另一方面，尽管居民必须在企业中度过其全部工作时间，但是他们不必每时都在全力工作，如果没有有效的激励制度，居民会尽可能减少其实际的工作时间，换言之，居民将尽可能增加其在工作时间内的休闲时间。在存在奖金制度的情况下，在给定工作时间内，居民则必须在奖金与休闲之间作出选择。在我们的模型中，l[,i] 被定义为在给定的工作时间里居民偷懒（shirk）的时间， 或劳动强度比在正常情况下低所折合的偷懒时间。因而，L[,0]－l[,i]所代表的是一个典型居民的有效劳动供给（以时间单位来衡量）。因为工资率一旦给定就不再会对居民是否会偷懒或偷懒程度发生影响，因而l[,i] 的大小不受工资率高低的影响而只受利润分成比率大小的影响（注：这仅是一种简化的假设。根据有效工资理论，即便工资给定，对应于不同的工资率，工人的工作努力程度应该是有所不同的。）。式（8）暗含的一个假定是， 如果所有的居民都按同等比率分享利润，他们就将提供等量的有效劳动。在不存在免费搭车的情况，这种假设是可以成立的。其结果是，企业的利润函数可以表示为：
L[,0]－l[,i]
π[,i]＝p[,i]（──────n[,i]）－w[,i]n[,i] （I＝1，2）
u[,i] （9）

把式（9）代入预算约束条件式（5），我们即可得到一个新的两期预算约束条件：
P[,2]c[,2] θ[,1]p[,1]l[,1] θ[,2]p[,2]l[,2]
P[,1]c[,1]＋─────＋────────＋────────
1＋i[,1] u[,1] u[,2]（1＋i[,2]）
（1－θ[,2]）w[,2] θ[,1]p[,1]L[,0]
＝（1－θ[,1]）w[,1]＋─────────＋─────────＋
1＋i[,1] u[,1]
θ[,2]p[,2]l[,2] s[*]
──────── ＋（1＋i[,0]）s[,0]－───── （10）
u[,2]（1＋i[,2]） 1＋i[,1]

   在新的预算约束条件式（10）中，只有两组四个变量c[,1]、c[,2]、l[,1]、l[,2]，其他都是给定参数。利用这个新的预算约束条件，我们就可以开始着手解前述两期效用函数即式（3）的最大化问题了：
maxu＝α[,1]logc[,1]＋β[,1]logl[,1]＋ψ（α[,2]logc[,2]＋< BR>β[,2]logl[,2]）
subject to 式（10）

利用拉格朗日定理并通过验证（参见附1）， 我们可以得出如下消费函数的一般形式：
w[,1] S[,0]
c[,1]＝c[,1]（───，───，p[e],i[,1];s[*],θ[,1]）（11）
p[,1] p[,1]

    上述典型居民的消费函数中，影响消费需求的自变量分别为：当期实际工资、当期实际财富（储蓄存款）、预期通货膨胀率、当期存款利息率；对消费需求也会产生影响的参变量为储蓄目标和利润分系数。
四、中国宏观消费函数的估算及检验
    到目前为止我们所进行的分析还只是以个人行为为基础的微观消费分析，典型居民的消费需求函数是微观需求函数。如果假设所有居民的效用函数和所面对的约束条件都相同（这实际上也假设了居民所就职的所有的企业生产函数和利润分成制度也完全相同）；或者，尽管所有居民的效用函数和所面对的约束条件并不相同，但却遵循某种可以相互抵消的分布，那么，宏观消费函数就只是微观个体消费函数的放大而不会与微观消费函数有任何实质性不同。但是，如果假定每个人的消费阶段与支出的峰点都不一样，那么，宏观消费函数就有可能变得与微观消费函数不同。由于篇幅所限，我们不能详细讨论以上问题。在本节我们仅想指出，如果我们把各企业的生产效率不同这一事实作为一个因素加以考虑所得到的宏观消费函数，与把典型居民的微观消费函数简单放大而得到的宏观消费函数将有重大不同。一种直观的解释是，对应于较高的物价水平，较多的企业将处于赢利状态。由于相应的利润分红增加（或固定工资之外的额外收入较多）（注：这种情况是无法从单独的典型居民消费函数即式（11）看出的。），通过收入效应，社会的总体消费水平将会提高。当然，随着物价水平提高，实际工资和实际财富将会减少，从而对社会消费需求产生抑制作用。因之，物价水平的变化对社会消费需求的总影响是有待实证研究解决的问题。但是，如果我们假设名义工资是随物价水平的变动而变动的，那么物价水平越高，社会消费需求就越大。作为经济活动水平高低的一个标志，物价水平变量应该被包含进中国宏观消费函数。（注：详细分析见Yu Yongding, MacroeconomicAnalysis and the Design of Stabilization Policy in China,Oxford D. Phil Thesis,1994，牛津大学伯德林图书馆；余永定：《打破通货收缩的恶性循环》，《经济研究》1999年第7期。）
基于这种考虑，我们根据选择理论和中国的特殊国情所推导出的中国宏观居民消费函数可表示为：
W S[,0]
C＝C（─，── ，P，P[e]，i；S[*]，θ） （12）
P P

   其中W是居民的名义工资收入总额，P为价格，S[,0] 为初始期的储蓄总额，P[e]为价格的预期，i为利息率，S[*]为储蓄总额目标， θ为利润中分配给居民的比率。根据我们的理论分析，在式（12）中，下列关系应当成立：消费需求C与实际收入W／P、实际储蓄S[,0]／P、价格P及价格变动预期P[e]成正向关系，而与利率i成反向的关系。 这里S[*]和θ为参变量。
    应该指出，上述宏观消费模型的推导忽略了两个重要事实。首先，农村居民的消费行为与城镇居民的消费行为不同；其次，目前中国普遍存在第二职业的现象。如果将上述两个因素都考虑进去，我们的消费函数是否会有重要不同呢？答案是：我们所推导出的中国宏观消费函数的一般形式将不会发生变化。（注：参见王智勇《中国的宏观消费函数》，中国社会科学院研究生院硕士论文，1999。）
    利用有关统计资料的数据，可以对上述形式的消费函数进行估计。本文消费C的数据来自于支出法国内生产总值口径下的消费部分， 取其中的城镇居民消费这一部分。收入真实数据的获得难度较大，单纯的工资性收入已越来越不能真实反映居民的收入水平，因此这里W 采用的是城镇居民可支配收入。具体做法是，从统计资料中得到家计调查的城镇居民家庭人均可支配收入的数据，然后乘以城镇居民人口数得到城镇居民可支配收入总额。尽管这样的做法不是严格准确的，但数据变化的趋势仍具较高的参考价值。储蓄S[,0]采用的是城镇居民储蓄存款的数据。价格P采用的是城镇居民消费价格指数。W／P和S[,0]／P 分别是将名义收入和名义存款分别换算为实际收入和实际储蓄。利率i 取自一年期的储蓄存款的平均利息率。以上数据均可通过历年的《中国统计年鉴》以及《1999中国统计摘要》中得到。整个数据的样本期为1978—1998年。
    找到恰当的体现通货膨胀预期的数据是很困难的事。对此我们的尝试是，首先假定存在居民的预期，并且是理性的预期；其次， 假定居民对通货膨胀的预期与货币规模总量的变动有关，具体定义详见下文对变量expect的定义。
    函数形式取为对数线性。如前文所述，在设定这个消费函数时，该函数所隐含着居民的储蓄目标及利润分成的比例等既定的微观机制，具体说就是隐含在对数线性方程中的常数项里。应用以上所述的数据，并利用最小二乘法得到如下估计方程：
LOG（consume）＝2.95＋0.316LOG（income）＋0.165LOG〔save（
（3.00） （3.19） （3.43）
－1）〕＋0.333LOG（price）－0.096LOG（interest）＋0.479LOG（ex
（7.96） （－2.95） （3.36）
pect）

    其中R[2]（调整）＝0.998，DW＝1.86，样本期为1978—1998年，小括号中的数为T检验值；consume表示城镇居民实际消费，income表示实际收入，save（－1）表示上期的实际储蓄存款， 上期已实现的储蓄为本期的初始储蓄，price表示价格，interest表示利息率，expect 表示通货膨胀预期，其中expect＝〔M2／M2（－1）＋M2（－1）／M2（－2）〕／2，即用当年与上年M2变化的平均情况体现通货膨胀预期。
    从估计方程的检验指标来看，估算结果是相当理想的。首先，各变量系数的符号方向与前述理论所推演的结果都相符；其次，方程拟合程度非常好，相关系数（调整）达到0.998，各T检验值都是显著的，DW值为1.85也是比较理想的。在没加任何虚拟变量的情况下得到这样的结果，说明方程的设定（specification）是成功的。换言之， 本文所述的消费函数理论及其函数形式与统计数据所反映的中国的经验是一致的。
改变数据的样本期，方程具有较好的稳定性。如果1978年为样本初始点不变，而改变样本的截止期分别为1995—1998的各年份来估计方程， 方程的各系数和各检验指标都基本保持了较好的稳定性。 以样本期1978—1995年为例，方程估计结果如下：
LOG（consume）＝2.93＋0.315LOG（income）＋0.163LOG〔save（
（2.07） （2.16） （2.59）
－1）〕＋0.329LOG（price）－0.081LOG（interest）＋0.515LOG（ex
（5.75） （－1.24） （2.16）
pect）

    其中R[2]（调整）＝0.997，DW＝1.85；估计方程给出的是根据1978—1995年的样本得出的估计结果， 同前一个估计方程比较， 收入项income系数的相对变化率为－0.3％、 储蓄项save系数的相对变化率为－0.1％、价格项price系数的相对变化率为1.2％、 利率项interest系数的相对变化率为－18.5％、通货膨胀预期项expect系数的相对变化率为7％。 这个结果说明，在1995—1998年期间，中国城镇居民的消费行为保持了相对稳定。
从以上估算结果可以得出以下结论：
——实际消费与实际收入（注：如果统计资料允许，我们更希望估算实际工资对实际消费的影响。如果事实上我们所选取的变量是实际工资，则可以推断，实际工资变动对实际消费的影响会小一些，而物价水平等项对实际消费的影响会大一些。）呈正向关系变动。实际收入项的系数为0.316， 表明中国城镇居民的实际消费对实际收入的弹性系数平均为0.316，即在其他变量不变条件下，实际收入变动1％可引起实际消费变动0.316％。（注：由于估计方程是对数线性方程， 因此各变量系数的含义分别就是实际消费对各变量的弹性系数，该弹性系数可以反映各解释变量对实际消费的影响程度。）这一结果显示，同西方国家相比，中国实际收入对实际消费的影响是相当小的。造成这一结果的重要原因是中国居民有较高的储蓄目标，不管收入水平如何变化，储蓄目标是一定要实现的。随着改革的不断深入，人们对住房、教育以及医疗等改革风险的防范预期加强，储蓄目标会不断提高，实际消费对实际收入的弹性可能会进一步下降。
——实际消费与实际初始储蓄呈正向关系变动，表明在中国同样存在财富效应。但估算方程中初始储蓄项的系数仅为0.165， 表明在中国财富效应目前还不太重要。
——实际消费与价格水平成正向关系变动。在传统消费需求函数中根本不包含价格水平这一解释变量。在我们的中国消费函数中，不但包含了价格变量，而且其对实际消费的作用还相当显著。价格项的系数为0.333，数值大小在各系数中位居第二， 大于实际收入对实际消费的影响。正如我们在前面已讨论过的，物价水平反映了经济活动水平的高低。较高的物价水平意味着企业的赢利状况较好，企业职工的各种福 利和额外收入较多，而这部分收入具有临时性，故而居民容易因此而增加消费支出（注：由于统计资料的限制，难于把居民的实际工资收入与其他收入（奖金等）分开，这很可能会造成估算上的偏误。今后我们还会对此估算作进一步改善。）。需要注意的是，价格对消费的最终作用结果是复杂的，价格还可以通过其他环节对消费产生负向作用。比如价格上涨导致实际收入和实际储蓄的下降，进而导致消费的下降；反之，价格下降将导致实际收入和实际储蓄的上升，从而刺激消费的增加。但在这里，我们已剔除价格通过其他渠道对实际消费的影响，而仅仅确定价格作为（与经济活动水平相关，从而影响居民固定工资收入之外的其他收入的）一个单独变量对实际消费的影响。应该指出，在前面的理论模型中，我们的第一个解释变量是实际工资，但在实际估算中，由于缺乏相应统计资料，我们使用了实际收入的概念。不难想象，由于种种原因，实际收入统计很可能会遗漏相当一部分奖金和其他与经济活动水平有关的收入（如“灰色”收入）。因而，物价变量的变动也在一定程度上代表了这部分收入的变动。此外，有一部分居民的预期方式将是简单预期（naive expectations），因之，价格变量的变动也会反应一部分预期的变化。所有这些因素都增加了回归方程中物价水平对实际消费需求的影响。
     比较其他各项的系数，似乎可以说，价格水平综合来看对实际消费的净影响很可能是正向的。在实行工资指数化和保值储蓄的情况下，价格水平对实际消费的影响则肯定是正向的。
——实际消费与通货膨胀预期成正向变化。估计结果表明，本文所采用的通货膨胀预期在所有变量中对实际消费的影响最大，系数为0.479。 虽然本文所采用的代表通货膨胀预期的数据是否妥当还需作进一步推敲（注：因为我们使用的数据意味着采用了合理预期假设和其他一些可以进一步讨论的假设。），但这个结果与当前普遍存在的“买涨不买落”的消费心理是一致的，当前中国出现的通货紧缩现象，恰好同居民对物价将继续下降的预期相一致。
——实际消费与利息率成反方向变化。利息率项的系数为－0.096，其变动方向与前述理论推导相一致，但从数值上看利息率变动对实际消费的影响是很小的。
    综上所述，本文所讨论的消费函数能够通过实际统计数据的检验，并且可以较好解释目前中国经济中的有关现象。从本文分析的结果可以看出，在当前条件下，采用降息等办法来刺激消费需求恐怕是不会有什么作用的。提高工资的办法也作用有限。从我们的消费函数中可以看出，要刺激消费最重要的措施应是使居民产生通货膨胀预期，其次是使物价水平上升（注：需注意，产生通货膨胀预期同提高物价水平是两个完全不同的经济学概念。当然物价水平的上升可以影响通货膨胀预期，但在我们的模型中，通货膨胀预期与物价水平上升没有关系。）。而这两者在现实中又是相辅相成的。
    最后，需要声明的是，尽管我们的消费函数支持了国内外那种认为只有使物价水平上升、使消费者形成通货膨胀预期才能使居民增加消费需求的观点，但是，我们反对采用这种方法去人为地刺激消费需求。关于这个问题我们将在适当的时候另做讨论。
附1：
利用拉格朗日定理，我们不难得到下述结果：
附图{图}
其中Ω＝α[,1]＋β[,1]＋ψ（α[,2]＋β[,2]）。
    这样，我们便同时解出了典型居民对当期和未来的消费和休闲（因而有效劳动供给）以及当期结束时的储蓄余额的需求。由于我们所关心的是当期的消费需求，所以关注的重点是上述第一个方程式，通过对该式的分析不难看出典型居民的消费需求是受哪些变量和参数的影响的。我们假设当θ[,1]＝0， 有效劳动供给不为零而为某个最小值（理由是，不管积极性如何低，在一定岗位上，总还是要干点工作的）。从第一个方程式可以看出，当期消费函数中的所有变量对物价水平来说都是零次齐次的（homogeneous of degree zero）。我们还可以假设对所有未来变量的预期都是外生给定的且θ[,2]＝1。不难验证， 第一个方程式可以改写为如正文式（11）的一般形式。
【责任编辑】李文
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