中国货币政策对居民消费的影响实证分析

【摘要】本文主要研究我国的货币政策对居民消费的影响。主要分两个货币层面进行分析，以 M1 货币衡量的货币政策对居民消费的影响，以及以 M2 货币衡量的货币政策对居民消费的影响。为具体测度我国货币政策对居民消费的传导效果及效率，我们在借鉴前人的基础上，首先选取了相关的月度数据，进行简单处理，采用双对数形式进行实证分析。然后进行序列平稳性检验、协整检验和回归分析等进行相关分析。结果表明，我国的居民消费与 M1、M2 货币均存在正相关，并且 M1 货币对进出口额的影响更有解释力。最后，结合本文的研究成果，提出加快社会保障建设，正确引导公共预期的建议。

【关键词】货币政策　居民消费　实证分析

一、引言

货币政策是金融领域的研究热点。在次贷危机转变为金融危机之后，在我国产生了复杂多变的货币政策运行环境，在这种情况下，研究货币政策对我们具有很重要的意义。2011 年是中国加入世界贸易组织 10 周年。10 年来，中国经济持续快速发展，经济实力、综合国力、人民生活水平迈上新的台阶，国家面貌发生举世瞩目的变化，为促进亚洲和世界经济增长做出了重要贡献。虽然由美国次贷危机引发的全球性金融危机带来的世界经济调整会影响全球化进程，但是长远看，没有改变的是全球化的趋势。

如今，在货币政策的调控中，货币政策的预订目标和实际的运行结果之间可能存在着一些偏差。这种偏差是不确定的，或者比较小，或者比较大，我们需要提高货币政策的有效性，这是一个不断分析和研究各种影响原因的过程，然后针对各种原因采取一定的解决措施。除此之外，我国特定时期的经济成果也会反映货币政策的调控效果。

国际金融危机之后的两年，我国的整体经济形势遇到了较大的困难。中国政府高瞻远瞩，出台了一揽子的经济刺激政策，使得我国经济的复苏领先于全球各国。最为引人注目的是积极的财政政策和适度宽松的货币政策。目前世界的经济正在逐渐走出金融危机带来的巨大阴影，克服了很多挫折，增长虽然缓慢但是一直持续着。我国经济也出现了不同程度的回升。毕竟世界各国经济复苏需要经历一个漫长的过程，希腊等国爆发的主权债务危机给世界经济的复苏增加了很多不确定性，全球复苏之路是艰难的，前景不是很明朗。

在我国货币政策对消费影响的领域，国内没有系统而且全面的研究，虽然有些文章部分提到了货币政策对消费的影响。

曹永琴（2007）发现，在我国，经济发达地区对货币短期冲击的反应弱于经济欠发达地区。而孔丹凤等（2007）的研究表明，在省际，我国货币政策的有效性的非对称性还是比较明显的，内陆省份的反应要比沿海省份的反应弱一些。裴平、方先明、张宜浩在用货币数量论的理论框架分析时发现：我国的外汇储备通货膨胀效应非常显着，中国人民银行的货币冲销政策总体有效，不尽如人意的是货币冲销弹性方面。

卞志村（2004）采用向量自回归模型的脉冲响应函数法和方差分解法，依据我国 1995 年 1 月至 2003 年 3 月各变量的月度数据测算出的结果是，利率、信贷规模和狭义货币供应量对国内生产总值的时滞效应分别为 8 个月、4 个月和 7 个月，对物价水平 CPI 的时滞效应分别为 6 个月、5 个月和 3 个月。

二、实证分析

为具体测度我国货币政策对消费的传导效果及效率，我们将在借鉴前人研究的基础上，通过单位根检验和协整检验、回归分析等来进行相关实证分析，以期对货币政策的制定和执行能力提供有益参考。

（一）　相关指标的选取和处理

一国汇率是影响其进出口的重要的因素。但是通过货币供应量 M1 与实际汇率指数的相关图可以看到，LnM1 与实际汇率指数负相关。也就是说货币供应量的变化可以部分代表实际汇率的变化。同时结合本文的需要，在模型中首先选用货币供应量作为衡量货币政策的变量。对居民消费数据，我们用商务部发布的中国消费品零售总额来衡量；对于货币政策指标，根据我国现行货币量的划分，包括流通中的现金（M0）、货币（M1）、货币和准货币（M2）。在本文中所采用的数据是货币（M1）、货币和准货币（M2）。数据全部来自中国人民银行网站。数据统计见附表。

关于样本数据的选择，由于数据的可获得性以及为了回归结果的准确性，本文采用的数据全部为月度数据，起止时间为 2007 年 1 月至 2011 年 12 月。由于对数据取对数不改变变量之间的协整关系，并且可以消除异方差，所以本文对变量做对数处理。分别记作：

LnRE：表示中国进出口商品总额的对数；

LnM1：表示货币供应量（M1）的对数；

LnM2：表示流通中的货币和准货币（M2）的对数。

（二）序列平稳性检验

对变量序列进行平稳性检验是建立经济计量模型和分析的前提，所以我们利用 Eviews6.0，采用 Dicky-fuller 检验（ADF）检验对变量 LnRE、LnM1 和 LnM2 进行单位根检验，变量 LnRE、　LnM1 和　LnM2 均为不平稳数列，但 LnRE、　LnM1 差分后为平稳数列，它们是一阶单整过程，LnRE 和 LnM2 二阶差分后为平稳数列，它们是二阶单整过程。

（三）协整检验

协整检验是用来检验非平稳变量之间是否存在长期均衡关系。

对 LnRE 和 LnM1 构造协整回归，然后对 LnRE 和 LnM1 回归的残差进行单位根检验。

回归的残差在 5% 水平通过单位根检验，残差数列是平稳数列，就是说 LnRE 和 LnM1 通过了协整关系检验。

下面对 LnRE 和 LnM2 构造协整回归，然后对 LnRE 和 LnM2 回归的残差进行单位根检验。

回归的残差在 5% 水平通过单位根检验，残差数列是平稳数列，就是说 LnRE 和 LnM2 通过了协整关系检验。

（四）回归分析

通过单位根检验及协整检验后，分别对以 M1 和 M2 衡量的货币政策的模型用最小二乘法进行回归。回归结果如下所示：

根据回归结果得 M1 货币模型方程：

lnRE=0.971lnM1+C

R2=0.94　D.W=0.67　F 统计量 =912　t 统计量 =30.2

根据回归结果得 M2 货币模型方程：

lnRE=0.95lnM2+C

R2=0.93　D.W=0.65　F 统计量 =837　t 统计量 =28.9

对不同货币口径 M1 和 M2 建立的两个模型的回归系数均通过了显着性检验。残差检验结果也表明模型不存在自相关。对模型残差序列的正态检验结果也表明回归残差序列满足正态性，不存在自相关和异方差，验证了模型的有效性。

从以上模型的分析来看，我国的居民消费与货币（M1）、货币和准货币（M2）都存在正相关，由于货币量是由当局货币政策决定的，也就是说，我国的居民消费与货币政策存在正相关性，与最初的模型设定是一致的。

由于本文中所用的是双对数模型，双对数模型的系数就是解释变量的弹性。所以，通过这两个模型的系数，可以看到我国居民消费的货币供应弹性。货币 M1 模型中 M1 的系数是 0.97，指的是我国居民消费对货币供应量 M1 的弹性，就是说每当 M1 增加 1 个百分点，居民消费就会相应地增加 0.97 个百分点。货币 M2 模型中 M2 的系数是 0.93，值得是我国居民消费对货币供应量 M2 的弹性，就是说每当货币 M2 增加 1 个百分点，居民消费就会相应的增加 0.93 个百分点。

由于货币 M1 衡量的货币政策对居民消费的回归系数为 0.97，而货币和准货币 M2 衡量的货币政策对居民消费的回归系数为 0.93，可以看出，M1 对进居民消费更有解释力，也就是说居民消费以 M1 衡量的货币政策更大一些。

三、政策建议

基于以上分析，笔者认为应逐步加强和完善社会保障体系，将公众预期逐步引导入正确并合理的轨道。主要分为以下几点：第一，有关公众对未来预期的不确定感，应努力减少。有关社会保障改革措施已提上日程或已列入计划者，应尽快明朗化、清晰化、政策化和具体化，住房、医改无不与民生息息相关，缩短民众心里期望和实际供给时间，提高民众幸福感。第二，有关下岗人员基本生活保障，应逐步建立相关政策，建立相关社会保障体系和职能。衣食足而知荣辱，文化强国的理念是建立在民众基本生活得到保障的基础之上，尤其是对弱势群体的关注。第三，社会主义市场经济体制下，有关企业成长中存在的障碍和问题，应及时清理，为企业发展提供良好的市场经济环境，促进中小微企业的发展，注意非国有企业发展中的各种投资壁垒，形成社会各种经济主体的共同发展和繁荣，在此基础上才能够逐步扩大消费和有关投资。最后，消费环境的改善和居民投资意识的转变，才能够最终调整居民的信贷宽度和资产结构，改变居民个人资产过分集中于银行储蓄的被动的投资环境，对居民增收和调整货币弹性，最终使国家货币政策产生预期功效，也使民众生活更加宽裕和富足。

参考文献

[1]李永勐.货币政策对我国城乡居民消费差距的脉冲响应分析[J].研究生法学，2011（26）：29-36.

[2]张萍萍.紧缩性货币政策效应分析[D].吉林大学，2009：13-18.

[3]梁向东.中国货币政策对当前宏观经济影响的测度[J].长沙理工大学学报，2011（5）：37-49.

[4]曹永琴.中国货币政策效应的区域差异研究[J].数量经济技术经济研究，2007（11）：37-47.

[5]卞志村.我国货币政策外部时滞的经验分析[J].数量经济技术经济研究，2004（3）：28-33.

作者简介：马春雨（1987-），男，汉族，山东日照人，就读于上海大学经济学院金融硕士专业，研究方向：行为金融。

（责任编辑：刘影）

作者 马春雨