论我国货币供应量增加与刺激居民消费

摘 要:受国际金融危机的严重冲击,近两年来我国经济社会发展遇到了严重困难。2009年12月5日至7日召开的中央经济工作会议指出要保持宏观经济政策的连续性和稳定性,继续实施积极的财政政策和适度宽松的货币政策。作为货币政策中介指标之一的货币供应量,其对居民消费影响的大小在一定程度上决定了适度

宽松的货币政策能否明显刺激消费。从理论和实证两个方面对货币供应量增加对居民消费的刺激是否明显进行了研究。

关键词:货币供应量;增加;明显;刺激;居民消费

中图分类号:F8

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)05-0070-02

1 国内外研究综述

目前国内外直接研究我国货币供应量增加对居民消费刺激效果的文章很少,沈巍伟、兰天(2008)在论文《我国货币供应量与经济增长关系的实证研究》中利用1980年～2007年的年度数据,证明了我国货币供应量与社会消费品零售总额之间存在显著的正相关关系;张霓(2006)在论文《我国货币供应量对宏观经济影响的实证研究:1993-2004》一文中分析了各层次货币对不同经济变量的影响,在运用向量自回归模型时,用一个方程分析了各层次货币对各经济变量的影响,其中涉及到各层次货币对社会消费品零售总额的影响。

2 货币供应量对居民消费刺激的理论分析

目前直接研究货币供应量对居民消费刺激的理论很少,主要有以下两个:

2.1 货币幻觉理论

美国经济学家IrvingFisher1928年提出了“货币幻觉”理论,它指人们只是对货币的名义价值做出反应,而忽视其实际购买力变化的心理错觉。按照货币幻觉理论,假如居民只注意到所持货币增加而忽视了物价上涨,则会误以为实际收入增加,从而平均消费倾向也会上升,导致居民消费的增加。

2.2 财富效应的货币传导机制理论

当货币供应量增加时,社会公众就会发现他们所持有的货币比所需的要多,于是就会通过支出来减少持有的货币。去处之一就是股票市场,社会公众对股票的需求从而提高股票的价格。当货币扩张导致股价上涨时,金融资产的价值也上升,导致消费者毕生资财增加,从而消费上升。

3 我国货币供应量增加对居民消费刺激的实证研究

3.1 数据选取

本文以我国社会消费品零售总额数据表示我国居民消费数额,用符号C表示,三个层次的货币供应量仍用符号M0(流通中现金)、M1(货币)M2(货币和准货币)表示,本文采用2002年1月至2009年12月各变量月度数据(共计96个样本数据)分别对C与M0、M1、M2的长期均衡关系进行实证分析,所有数据均来自国家统计局网站。

3.2 各变量的单位根检验

由于在本文中C与M0、M1、M2都为时间序列数据,而许多时间序列数据是非平稳的,使用传统的OLS估计可能会出现伪回归现象,因为这种显著性检验所确定的变量关系,在事实上可能是不存在的。因此,我们首先采用ADF检验检验上述变量是否存在单位根。利用Eviews5.0软件中的ADF检验对C与M0、M1、M2进行单位根检验。经检验,C与M0、M1、M2及其一阶差分在5%和1%的显著性水平下都是非平稳的,而它们的二阶差分在5%和1%的显著性水平下都是平稳的。因此,C与M0、M1、M2都是二阶单整的,具备进行协整分析的条件。

3.3 各变量间的协整检验

由单位根检验结果可知,各时间序列组均为二阶单整序列,我们就可利用“Engle-Granger两步法”检验C与M0、M1、M2之间的长期均衡关系。

(1)对M0与C进行协整回归,得以下协整方程:

Ct=-2636.727+0.362867M0t

(-11.82) (41.41)

R2=0.9480 S.E.=563.7758 D.W.=1.3087

根据D.W.检验的相关理论对残差项的相关性进行检验,经检验,发现残差项存在自相关。为消除存在的自相关,加入适当的滞后项,并根据变量的显著性检验,保留通过检验的变量,建立如下模型:

Ct=0.0718 M0t-0.0748M0t-1+1.0237Ct-1

(3.08)(-3.39)(20.43)

R2=0.9766 S.E.=380.1728 D.W.=2.1847

由于引入因变量的滞后项,D.W.检验失效,采用LM检验对该方程进行自相关检验,经检验方程不存在自相关性,自相关已经消除。若M0与C具有协整关系,则引入滞后项的回归方程中的残差序列应是平稳的,继续使用ADF检验对其残差序列进行平稳性检验。经检验,残差序列是平稳的,因此M0与C之间存在协整关系,它们之间长期稳定的均衡关系可用以下方程表示:

Ct=0.0718 M0t-0.0748M0t-1+1.0237Ct-1

(2)对M1与C进行协整回归,得以下协整方程:

Ct=-432.8127+0.058229M1t

(-2.94)(48.54)

R2=0.9616 S.E.=484.4713 D.W.=0.5679

由于D.W.值很小,经检验,发现残差项存在自相关性。为消除存在的自相关,仍就考虑加入适当的滞后项,建立如下模型:

Ct=0.0617M1t-0.0477M1t-1+0.7439Ct-1

(3.08)(-3.39)(20.43)

R2=0.9807 S.E.=344.8521 D.W.=1.7781

由于引入因变量滞后项,D.W.检验失效,继续采用LM检验对该方程进行自相关检验,经检验方程不存在自相关性,自相关已经消除。若M1与C具有协整关系,则引入滞后项的回归方程中的残差序列应是平稳的,使用ADF检验对其残差序列进行平稳性检验。经检验,残差序列是平稳的,因此M1与C之间存在协整关系,它们之间长期稳定的均衡关系可用以下方程表示:

Ct=0.0617M1t-0.0477M1t-1+0.7439Ct-1

(3)对M2与C进行协整回归,得以下协整方程:

Ct=76.0210+0.0192M2t

(0.50) (43.99)

R2=0.9537 S.E.=532.3228 D.W.=0.5827

由于截距项的t检验不显著,而且D.W.值只有0.5827,对其进行自相关检验,经检验,发现残差项存在自相关性。为消除存在的自相关,同样加入适当的滞后项,建立如下模型:

Ct=0.0054M2t+0.7349Ct-1

(3.75)(9.79)

R2=0.9771 S.E.=374.1548 D.W.=1.6933

由于引入因变量滞后项,D.W.检验失效,仍然采用LM检验对该方程进行自相关检验,经检验方程不存在自相关性,自相关已经消除。若M2与C具有协整关系,则引入滞后项的回归方程中的残差序列应是平稳的,使用ADF检验对其残差序列进行平稳性检验。经检验,残差序列是平稳的,因此M2与C之间存在协整关系,它们之间长期稳定的均衡关系可用以下方程表示:

Ct=0.0054M2t+0.7349Ct-1

3.4 各变量间格兰杰因果检验

由协整检验结果可知,C与M0、M1、M2之间存在长期均衡关系,但这种均衡关系是否构成因果关系及因果关系方向如何尚需要进一步验证。本文采用格兰杰因果检验来进行验证,格兰杰因果检验在考察序列x是否是序列y产生的原因时采用这样的方法:先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度,然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是,则称序列x是y的格兰杰成因(Granger Cause)此时x的滞后期系数具有统计显著性。而实际上,往往还会考虑序列y是否是x的格兰杰成因。由于C与M0、M1、M2都是二阶单整并且具有协整关系,故可对其分别进行格兰杰因果关系检验。本文利用Eviews5.0软件中的格兰杰因果检验对C与M0、M1、M2之间的因果关系进行检验。格兰杰因果检验的结果表明,M0与C之间存在双向因果关系。这说明货币供应量M0增加(即流通中现金)是居民消费增加的原因,居民消费增加也是货币供应量M0增加的原因。格兰杰因果检验的结果表明,在滞后期为1、2、3、4的情况下,M1是C的Granger原因,而C却不是M1的Granger原因,在滞后期取5及其以上时,M1仍然是C的Granger原因,C也是M1的Granger原因。格兰杰因果检验的结果表明,M2与C之间存在双向因果关系。

3.5 我国适度宽松的货币政策对居民消费的影响

面对金融危机对经济的严重冲击,2008年底我国决定实行适度宽松的货币政策并出台了四万亿投资计划,以刺激经济增长,从统计数据可以看出2008年12月M0、M1、M2都比以前有大幅度的增加,本文以2008年12月为转折点,采用计量经济学上的Chow检验分析我国适度宽松的货币政策出台前后货币供应量对居民消费的影响是否发生了明显的差异。经检验,2008年12月前后货币供应量M0、M1、M2对居民消费的影响都没有明显的差异。这说明2009年居民的消费倾向并未发生明显的变化,2009年居民消费的增加主要是政府适度宽松的货币政策及四万亿投资所带来的货币供应量的增加引起的,如果2010年我国货币供应量增长放缓,居民消费的增加也将可能放缓。

4 结论与建议

4.1 货币供应量对居民消费的影响十分有限

从上述计量分析的结果来看,在货币供应量中,M0对居民消费的影响最大,M0每增加1%,居民消费将增加0.0718%;M1对居民消费的影响次之,M1每增加1%,居民消费将增加0.0617%;M2对居民消费的影响对小,M2每增加1%,居民消费仅增加0.0054%。可以看出,流动性越强,货币供应量对居民消费的影响越大,因此,提高货币的流动性可以在一定程度上刺激消费。但我们也要看到,不但货币供应量对居民消费的影响数值很小,而且从计量模型我们可以看出,对于M0和M1,本月货币供应量每增加1%,还会使下月居民消费额分别减少0.0748%和0.0477%,因为本月货币供应量增加虽然会增加居民本月的消费额,但本月消费额中有一部分消费是消费者提前透支的下月的消费,从而会造成下月消费额的减少,因此货币供应量对居民消费的影响十分有限。

4.2 适度宽松的货币政策并不能明显刺激消费

从本文Chow检验的结果可以看出,尽管我国实行适度宽松的货币政策,增大货币投放量,但货币供应量对居民消费的推动作用与以前相比并没有明显的差异,因此依靠货币政策刺激消费并不是长远之计,提高居民的消费水平必须从降低居民储蓄率,增加流动性着手,进一步完善社会保障体系,提高居民的平均消费倾向。

参考文献

[1]李子奈,叶阿忠.高等计量经济学[M].北京:清华大学出版社,2000:236-244.