中國貨幣政策對居民消費的影響實證分析

【摘要】本文主要研究我國的貨幣政策對居民消費的影響。主要分兩個貨幣層面進行分析，以M1貨幣衡量的貨幣政策對居民消費的影響，以及以M2貨幣衡量的貨幣政策對居民消費的影響。為具體測度我國貨幣政策對居民消費的傳導效果及效率，我們在借鑒前人的基礎上，首先選取了相關的月度數據，進行簡單處理，采用雙對數形式進行實證分析。然后進行序列平穩性檢驗、協整檢驗和回歸分析等進行相關分析。結果表明，我國的居民消費與M1、M2貨幣均存在正相關，并且M1貨幣對進出口額的影響更有解釋力。最后，結合本文的研究成果，提出加快社會保障建設，正確引導公共預期的建議。

【關鍵詞】貨幣政策 居民消費 實證分析

一、引言

貨幣政策是金融領域的研究熱點。在次貸危機轉變為金融危機之后，在我國產生了復雜多變的貨幣政策運行環境，在這種情況下，研究貨幣政策對我們具有很重要的意義。2011年是中國加入世界貿易組織10周年。10年來，中國經濟持續快速發展，經濟實力、綜合國力、人民生活水平邁上新的臺階，國家面貌發生舉世矚目的變化，為促進亞洲和世界經濟增長做出了重要貢獻。雖然由美國次貸危機引發的全球性金融危機帶來的世界經濟調整會影響全球化進程，但是長遠看，沒有改變的是全球化的趨勢。

如今，在貨幣政策的調控中，貨幣政策的預訂目標和實際的運行結果之間可能存在著一些偏差。這種偏差是不確定的，或者比較小，或者比較大，我們需要提高貨幣政策的有效性，這是一個不斷分析和研究各種影響原因的過程，然后針對各種原因采取一定的解決措施。除此之外，我國特定時期的經濟成果也會反映貨幣政策的調控效果。

國際金融危機之后的兩年，我國的整體經濟形勢遇到了較大的困難。中國政府高瞻遠矚，出臺了一攬子的經濟刺激政策，使得我國經濟的復蘇領先于全球各國。最為引人注目的是積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策。目前世界的經濟正在逐漸走出金融危機帶來的巨大陰影，克服了很多挫折，增長雖然緩慢但是一直持續著。我國經濟也出現了不同程度的回升。畢竟世界各國經濟復蘇需要經歷一個漫長的過程，希臘等國爆發的主權債務危機給世界經濟的復蘇增加了很多不確定性，全球復蘇之路是艱難的，前景不是很明朗。

在我國貨幣政策對消費影響的領域，國內沒有系統而且全面的研究，雖然有些文章部分提到了貨幣政策對消費的影響。

曹永琴（2007）發現，在我國，經濟發達地區對貨幣短期沖擊的反應弱于經濟欠發達地區。而孔丹鳳等（2007）的研究表明，在省際，我國貨幣政策的有效性的非對稱性還是比較明顯的，內陸省份的反應要比沿海省份的反應弱一些。裴平、方先明、張宜浩在用貨幣數量論的理論框架分析時發現：我國的外匯儲備通貨膨脹效應非常顯著，中國人民銀行的貨幣沖銷政策總體有效，不盡如人意的是貨幣沖銷彈性方面。

卞志村（2004）采用向量自回歸模型的脈沖響應函數法和方差分解法，依據我國1995年1月至2003年3月各變量的月度數據測算出的結果是，利率、信貸規模和狹義貨幣供應量對國內生產總值的時滯效應分別為8個月、4個月和7個月，對物價水平CPI的時滯效應分別為6個月、5個月和3個月。

二、實證分析

為具體測度我國貨幣政策對消費的傳導效果及效率，我們將在借鑒前人研究的基礎上，通過單位根檢驗和協整檢驗、回歸分析等來進行相關實證分析，以期對貨幣政策的制定和執行能力提供有益參考。

（一） 相關指標的選取和處理

一國匯率是影響其進出口的重要的因素。但是通過貨幣供應量M1與實際匯率指數的相關圖可以看到，LnM1與實際匯率指數負相關。也就是說貨幣供應量的變化可以部分代表實際匯率的變化。同時結合本文的需要，在模型中首先選用貨幣供應量作為衡量貨幣政策的變量。對居民消費數據，我們用商務部發布的中國消費品零售總額來衡量；對于貨幣政策指標，根據我國現行貨幣量的劃分，包括流通中的現金（M0）、貨幣（M1）、貨幣和準貨幣（M2）。在本文中所采用的數據是貨幣（M1）、貨幣和準貨幣（M2）。數據全部來自中國人民銀行網站。數據統計見附表。

關于樣本數據的選擇，由于數據的可獲得性以及為了回歸結果的準確性，本文采用的數據全部為月度數據，起止時間為2007年1月至2011年12月。由于對數據取對數不改變變量之間的協整關系，并且可以消除異方差，所以本文對變量做對數處理。分別記作：

LnRE：表示中國進出口商品總額的對數；

LnM1：表示貨幣供應量（M1）的對數；

LnM2：表示流通中的貨幣和準貨幣（M2）的對數。

（二）序列平穩性檢驗

對變量序列進行平穩性檢驗是建立經濟計量模型和分析的前提，所以我們利用Eviews6.0，采用Dicky-fuller檢驗（ADF）檢驗對變量LnRE、LnM1和LnM2進行單位根檢驗，變量LnRE、 LnM1和 LnM2均為不平穩數列，但LnRE、 LnM1差分后為平穩數列，它們是一階單整過程，LnRE和LnM2二階差分后為平穩數列，它們是二階單整過程。

（三）協整檢驗

協整檢驗是用來檢驗非平穩變量之間是否存在長期均衡關系。

對LnRE和LnM1構造協整回歸，然后對LnRE和LnM1回歸的殘差進行單位根檢驗。

回歸的殘差在5%水平通過單位根檢驗，殘差數列是平穩數列，就是說LnRE和LnM1通過了協整關系檢驗。

下面對LnRE和LnM2構造協整回歸，然后對LnRE和LnM2回歸的殘差進行單位根檢驗。

回歸的殘差在5%水平通過單位根檢驗，殘差數列是平穩數列，就是說LnRE和LnM2通過了協整關系檢驗。

（四）回歸分析

通過單位根檢驗及協整檢驗后，分別對以M1和M2衡量的貨幣政策的模型用最小二乘法進行回歸。回歸結果如下所示：

根據回歸結果得M1貨幣模型方程：

lnRE=0.971lnM1+C

R2=0.94 D.W=0.67 F統計量=912 t統計量=30.2

根據回歸結果得M2貨幣模型方程：

lnRE=0.95lnM2+C

R2=0.93 D.W=0.65 F統計量=837 t統計量=28.9

對不同貨幣口徑M1和M2建立的兩個模型的回歸系數均通過了顯著性檢驗。殘差檢驗結果也表明模型不存在自相關。對模型殘差序列的正態檢驗結果也表明回歸殘差序列滿足正態性，不存在自相關和異方差，驗證了模型的有效性。

從以上模型的分析來看，我國的居民消費與貨幣（M1）、貨幣和準貨幣（M2）都存在正相關，由于貨幣量是由當局貨幣政策決定的，也就是說，我國的居民消費與貨幣政策存在正相關性，與最初的模型設定是一致的。

由于本文中所用的是雙對數模型，雙對數模型的系數就是解釋變量的彈性。所以，通過這兩個模型的系數，可以看到我國居民消費的貨幣供應彈性。貨幣M1模型中M1的系數是0.97，指的是我國居民消費對貨幣供應量M1的彈性，就是說每當M1增加1個百分點，居民消費就會相應地增加0.97個百分點。貨幣M2模型中M2的系數是0.93，值得是我國居民消費對貨幣供應量M2的彈性，就是說每當貨幣M2增加1個百分點，居民消費就會相應的增加0.93個百分點。

由于貨幣M1衡量的貨幣政策對居民消費的回歸系數為0.97，而貨幣和準貨幣M2衡量的貨幣政策對居民消費的回歸系數為0.93，可以看出，M1對進居民消費更有解釋力，也就是說居民消費以M1衡量的貨幣政策更大一些。

三、政策建議

基于以上分析，筆者認為應逐步加強和完善社會保障體系，將公眾預期逐步引導入正確并合理的軌道。主要分為以下幾點：第一，有關公眾對未來預期的不確定感，應努力減少。有關社會保障改革措施已提上日程或已列入計劃者，應盡快明朗化、清晰化、政策化和具體化，住房、醫改無不與民生息息相關，縮短民眾心里期望和實際供給時間，提高民眾幸福感。第二，有關下崗人員基本生活保障，應逐步建立相關政策，建立相關社會保障體系和職能。衣食足而知榮辱，文化強國的理念是建立在民眾基本生活得到保障的基礎之上，尤其是對弱勢群體的關注。第三，社會主義市場經濟體制下，有關企業成長中存在的障礙和問題，應及時清理，為企業發展提供良好的市場經濟環境，促進中小微企業的發展，注意非國有企業發展中的各種投資壁壘，形成社會各種經濟主體的共同發展和繁榮，在此基礎上才能夠逐步擴大消費和有關投資。最后，消費環境的改善和居民投資意識的轉變，才能夠最終調整居民的信貸寬度和資產結構，改變居民個人資產過分集中于銀行儲蓄的被動的投資環境，對居民增收和調整貨幣彈性，最終使國家貨幣政策產生預期功效，也使民眾生活更加寬裕和富足。

參考文獻

[1]李永猛.貨幣政策對我國城鄉居民消費差距的脈沖響應分析[J].研究生法學，2011（26）：29-36.

[2]張萍萍.緊縮性貨幣政策效應分析[D].吉林大學，2009：13-18.

[3]梁向東.中國貨幣政策對當前宏觀經濟影響的測度[J].長沙理工大學學報，2011（5）：37-49.

[4]曹永琴.中國貨幣政策效應的區域差異研究[J].數量經濟技術經濟研究，2007（11）：37-47.

[5]卞志村.我國貨幣政策外部時滯的經驗分析[J].數量經濟技術經濟研究，2004（3）：28-33.

作者簡介：馬春雨（1987-），男，漢族，山東日照人，就讀于上海大學經濟學院金融碩士專業，研究方向：行為金融。

（責任編輯：劉影）