1、刚性储蓄丶货币政策与中国居民消费动态2013年第 2期 No. 2, 2013 (总第 392期)General No. 392 刚性储蓄、货币政策与中国居民消费动态郭新强汪伟杨坤(上海财经大学经济学院，浙商银行发展研究部，浙江杭州 3H削 6;上海财经大学财经研究所，上海 2433;上海财经大学经济学院，上海 2433)摘要:通过选取中国宏观经济季度数据，本文采用 SVAR方法得出货币政策影响实际产出和居民消费的经验事实:扩张性货币政策在短期内增加产出的同时，抑制了居民消费，长期内则导致产出超调和消费持续性。基于刚性储蓄的动态新凯恩斯主义模型，不仅可以较好的解释上述事实，而且可以产生扩张性货
2、币政策具有流动性效应的特征事实。基于该模型的中国货币政策传导机制分析表明，刚性储蓄下的流动性效应和可贷资金效应是扩张性货币政策增加实际产出的主要传导机制，价格粘性和投资调整成本则是导致产出超词的主要因素;扩张性货币政策主要通过刚性储蓄家庭的流动性约束和预防性储蓄抑制居民消费，而居民的消费习惯则是产生消费持续性的重要原因。关键词:刚性储蓄;货币政策:实际产出:居民消费 JEL分类号:E21;E32;E52文献标识码 :A文章编号:1002 -7246 (2013 ) 02 -46 -14 一、引言目前关于中国; 高储蓄、低消费;的成因，学界已有多方面的讨论，所开出的药方虽不尽相同，但主流的思路是
3、运用积极的财政政策去剌激居民消费，如减税、增加工资、加大对收稿日期:2012-05 -12 作者简介:郭新强，经济学博士，上海财经大学经济学院，浙商银行发展研究部战略研究中心。汪伟，经济学博士，上海财经大学财经研究所副研究员，Email: wangwei2 mail. shufe. edu. cn. 杨坤，上海财经大学经济学院博士生。*作者感谢;国际经济学会第 16 届全球大会;论文报告会上与会专家学者的评论和建议。郭新强感谢上海财经大学优秀博士学位论文培育基金、上海财经大学研究生科研创新基金项目 (CXJJ -2011 -337 )对本研究的资助。汪伟感谢国家社科基金项目(10CJ1014，
4、12BJ44)，上海市教委科研创新重点项目(12ZS074)，上海市重点学科建设(B802)，上海财经大学;211 工程;四期重点学科建设，上海市金融信息技术研究重点实验室等项目的资助。特别感谢西南财经大学财税学院王君斌博士在实证研究和模型构建方面的建设性意见;衷心感谢匿名审稿人的宝贵意见，当然文责自负。46 2013年第 2期刚性储蓄、货币政策与中国居民消费动态47 中低收入者的转移支付等。随着利率市场化改革和人民币汇率改革的推进，货币政策在调控宏观经济中必将起到更加重要的作用。由此提出的问题是货币政策能否在稳定经济增长的同时，实现内需拉动?货币政策影响居民消费的传导机制是什么?在复杂的经济
5、系统中，货币政策对居民消费的影响，往往通过与其他因素相结合的方式发挥作用。根据国内外的研究文献，影响中国居民消费的主要因素可概括为流动性约束(女日喊旭恒和裴春霞，2002;张明，2007;王文甫，2010 等)、消费习惯(如龙志和等，20;艾春荣和汪伟，28)和预防性储蓄动机(如宋铮，1999;谢平，20;施建淮和朱海婷，24)等。上述因素毫无疑问都在不同程度上降低了居民消费但是其相对重要性并不清楚，因此难以确定哪些政策和改革更加重要和紧迫。鉴于此，本文通过将上述因素引入随机动态一般均衡模型中来，考察其相对重要性，并讨论在货币政策下这些因素通过何种方式发挥作用?货币政策是放大还是减弱了这些因素
6、对居民消费的影响?我们发现:当央行实施货币政策时，依然会通过流动性约束和预防性储蓄动机影响居民消费，其中预防性储蓄动机起着更加重要的作用，而消费习惯则增强了货币政策对居民消费影响的持久性。与扩张性财政政策将挤人居民消费的一般性结论相反(李广众，25;李永友和丛树海，26;潘斌等，26;王文甫，2010)，扩张性的货币政策倾向于抑制居民消费。货币政策对中国居民消费的动态影响还与刚性储蓄相关联，出于两方面的考虑，我们在模型中引人了刚性储蓄。第一，中国家庭具有刚性储蓄的现实特征。万广华等(21)认为，金融市场的不发达所导致的投资渠道匮乏是造成中国居民;高储蓄、低消费;的重要因素，对此，我们认为金融市
7、场发展的滞后，不仅导致家庭的;被迫性;高储蓄，而且由于存在因家庭理财意识和能力不足、市场投机风险较大等因素导致的较高金融资产调整成本，以及居民消费计划、企业利润留成等原因，家庭在央行实施货币政策时，往往不能或不愿意调整其金融储蓄资产，即在金融市场上存在有限参与。因此，研究居民消费动态不能忽视中国家庭的刚性储蓄行为。第二，也是最重要的，为了刻画货币政策的流动性效应。大量的经验研究发现，央行实施扩张性货币政策会导致短期名义利率下降的流动性效应，能否模拟出流动性效应已经成为检验模型现实与否的;试金石;。然而，无论是传统的真实经济周期模型(RealBusiness Cycle, RBC )、货币效用模
8、型(MoneyIn Utility 或 MIU)和流动性约束(又称货币先行，CashIn Advance或 CIA)模型，还是具有名义刚性的新凯恩斯主义模型(NewKeynesian Model)都仅仅刻画了扩张性货币政策当期提高名义利率的预期通货膨胀效应(或费雪效应)，无法解释降低名义利率的流动性效应。本文的研究表明，引人刚性储蓄后，面对扩张性货币供给冲击，此时的新凯恩斯主义模型不仅可以产生通货膨胀效应和通货膨胀的惯性特征，而且可以产生现实中的流动性效应，从而解决了货币经济周期模型构建中的重要理论问题，有助于分析货币政策的流动性效应对居民消费的动态影响，同时也为研究中国流动性过剩问题提供了可
9、行的货币政 关于刚性储蓄的详细讨论，可以参见 Lucas(1 990 )、Fuerst (1992 )等文献。 有关这些模型的详细讨论可参考 Walsh(2010)。48 总第 392期4、IrUf 也策分析框架。与现有研究相比，本文具有以下特点:第一，选用中国宏观经济季度数据，进行 SVAR实证分析，不仅得到了货币政策影响产出和居民消费的经验事实，而且为模型构建提供了事实参照;第二，利用动态随机一般均衡框架，构建中国货币政策效应的微观基础，如果模型具有现实解释能力，则可以据此进行深人的货币政策传导机制分析;第三，考虑到之前的货币经济周期模型无法产生流动性效应，这与实证研究结论不一致，于是本文
10、首次从刚性储蓄的角度，尝试引人流动性约束、消费习惯和预防性储蓄动机等影响居民消费的主要因素，构建了一个用于解释中国居民低消费问题的完备分析框架。二、基于 SVAR模型的经验事实为得到扩张性货币政策冲击下实际产出和居民消费的动态反应，本文应用宏观经济实证领域中常用的结构向量自回归模型(Stn 川 uralVector Regression, SV AR )来识别货币政策并分析其宏观经济效应 O(一)变量定义和数据处理首先，定义变量和选取数据。本文的数据来源于中经专网统计数据库和中国统计年鉴，鉴于货币政策时滞较短，我们认为选用季度数据或月度数据是较为合适的。鉴于中经专网数据中居民消费数据的可得性问
11、题，我们选取 1992年第 1季度到 2010年第4 季度的 GDP数据、城镇家庭消费性支出数据和货币量 M数据 1，样本容量为 76。其次，对数据分别进行季节性调整、剔除通货膨胀、滤除趋势项等处理。我们发现GDP.城镇居民消费和货币量 M1均表现出一定的季节性特征，于是我们采用Eviewst6.0中的 TRAMO/SEATS方法对这 3个经济变量的数据进行了季节性调整，得到除去季节性波动部分外的包括趋势部分和不规则部分的季节调整项。为了得到经通货膨胀处理的实际数据，我们将以上变量除以以 1990Ml= 100为基期的 CPI指数，从而得到相关经济变量的实际值。然后，对实际产出、实际居民消费取
12、对数，对货币量 Ml取对数差分(这表示货币增长率)，这一方面可减弱它们的异方差性和不平稳性，另一方面可实现与模型中对数线性化后经济变量的一致对应性。最后，我们采用 HP滤波器分别从对数真实 GDP、对数真实城镇家庭消费性支出中分解出其周期部分，即 logY，和 logC。至此，我们得到了用于简约式 VAR模型估计的三个内生时间序列数据 jlogY，f、jlogC f和 1.:11ogM，f ，在估计带常数项的 VAR模型之前，需要对模型的滞后阶数、平稳GDP 采用 23Q1-201OQ4 的季度数据，二次平均插值后得到相应的月度数据。数据处理方法依据 Weber(1995 )及 Perron(
13、1989、1990)。 消费使用的是;城镇家庭人均消费性支出(现价)一累计数处理方法为:对数据进行一次差分得到月度水平值。对于 23 年之后的季度数据，采用二次平均插值法将其转化为月度数据。 本文选用狭义货币最阳的原因在于，中国人民银行在 1996年正式确定 M1为货币政策中介目标、MO 和 M2为观测目标(夏斌、廖强，2001)，因而选用 M1度最央行货币供给政策较为准确。2013年第 2期刚性储蓄、货币政策与中国居民消费动态49 性等进行检验。滞后长度信息标准显示，VAR 的最佳滞后阶数为4，特征根多项式的根模均位于单位圆内，这表明 VAR(4)是平稳的。(二)实际产出和居民消费的脉冲响应
14、分析根据本文 SVAR模型的识别方法，将 BQ长期识别约束条件置于简化式 VAR模型之上估计出 SVAR模型，从而得到实际产出和居民消费对扩张性货币政策冲击的脉冲反应函数，如图 1所示。图中实线显示了各变量对冲击的脉冲反应，虚线所包含的范围是用 Bootstrap进行 12次反复抽样得到的 95%的置信区间，主要采用了 Sims Zha (1999 )中含有偏差修正的置信区间方法(bias -corrected bootstrap intervals)。消费:货币政策冲击 0.02 一-一一-，一一一一 0.02 0.QJ5 丁 li:0.01 0.01 。5-0_5 -0.01 -0.02
15、9 25 27 5 10 20 25 季度图 1扩张性货币政策下实际产出和居民消费的动态晌应回首先，来看产出对扩张性货币政策冲击的动态响应过程。在央行 1%正的货币增长率冲击下，实际产出呈;驼峰;形态调整，并在第 5个季度达到峰值(高于稳态水平 1个百分点)。然后，实际产出经历约 10个季度的回调后，向下穿越横铀并在第 17个季度到达谷底(低于稳态水平 0.5个百分点)。最后，实际产出经历约4 个季度后逐渐收敛到初始稳态水平。由此可见，扩张性货币政策短期内持续增加实际产出，能够有效剌激经济好转，但也存在产出超调的经济振荡调整过程，带来一定程度的经济波动。其次，来看消费对扩张性货币政策冲击的动态
16、响应过程。当央行实施 1%的扩张性货币增长率政策时，消费当期无显著变动，4个季度后消费迅速下降到偏离稳态4 个百分点的谷底，之后表现出持续 7个季度的回调过程，到达高于稳态 0.5个百分点的峰值。随后，居民消费经历震荡衰减的调整过程，并在第 25个季度左右回归到初始稳态水平。由此可见，扩张性货币政策在短期内对居民消费具有较明显的抑制效应，但随后表现出较强的持续性消费拉动效应。于是，本文得到以下结论:(1)扩张性货币政策可以作为短期内剌激经济的有效工具，但容易导致产出超调的经济波动;(2)扩张性货币政策短期内倾向于抑制居民消费，但之后会有一定的内需拉动效应。值得注意的是，扩张性货币政策短期内无法
17、实现同时50 总第 392期剌激经济和拉动内需的双重任务。三、基于刚性储蓄的动态新凯恩斯主义模型我们将中国经济的现实特征分为两类:一类是影响家庭消费行为的经济特征，包括:家庭存在资产调整成本和刚性储蓄;家庭消费存在流动性约束和消费习惯;家庭具有预防性储蓄的动机:一类是影响经济产出的现实特征，包括:垄断竞争的产业结构和价格粘性;企业投资存在调整成本和可变资本利用率;银行等金融机构追求利润最大化。(一)家庭部门经济中存在着许多元限期生存的家庭，单位化在Q.l之间的的连续统上，拥有中间品厂商、最终品厂商和银行等金融中介机构，代表性家庭对消费 C， 、劳动供给风、金融储蓄 D，和所持货币存量 M，进行
18、最优决策，目标函数如下:(C, -gC,_I) I-v (1 -N, 一H，V 叮 fcf2534，MSFoEi 二 jJ(H), ,-, (1 ;:;) +伊(1+、，0 ?， 1 (1) 这里，信息集 n，表示在 t期货币政策实施之前的历史信息集，s 表示家庭消费偏好的变动，金融储蓄 D，ln，的条件选择表示家庭当期无法及时调整储蓄的刚性储蓄(Rigidi?ty Savings)行为。本文不考虑家庭的偏好冲击，设定 =1。家庭的效用函数意味着关于消费的三阶导数为正，根据Leland( 1968 )、Kimball( 1990 )、Romer(2的，效用函数的正三阶导数与未来收入的不确定性相
19、结合将降低当期消费，从而提高储蓄，因而该储蓄被称为预防性储蓄。v 为家庭的相对风险规避系数。gE 0，1为习惯偏好因子，表示家庭存在消费习惯的强度。H，表示家庭对手持现金 Q，等资产进行调整的动态成本，根据 Christiano Eichenbaum ( 1995 ) ，定义 HsE1 X 1叫a(旦)+叫-21-1 -g 2(主 )-2 ，其中 Q，= M 1 -D, D 1-1 -g 由于刚性储蓄的存在，我们强调家庭在 t期的决策时间顺序(Timing)，这决定了家庭最优决策的信息结构(InformationStructure)。在 t期初，由于存在流动性约束，代表性家庭对其持有的货币量(
20、M 川，)在现金和金融储蓄之间进行最优分配决策，并在要素市场上出租劳动，获得中间品厂商的预付工资收入(W 凡，)。当中央银行通过公开市场操作等方式增发货币(X, )时，由于金融市场的不发达、居民理财意识和能力的欠缺、交易成本、居民消费计划和企业利润留成等原因，家庭元法或不愿意调整其金融储蓄资产，即存在刚性储蓄(RigiditySavings)。此时产品市场开放，家庭通过手持现金和工资性收入购买消费品，满足如下流动性约束(CashIn Advance, CIA) : P,C, 三 M叫-D，+ W凡， ，0 D, (2) 在 t期未，资产市场开放，家庭从企业获得股利收入(F, ) ，从银行等金融
21、机构获得储蓄收益(RH,D, )和股利收入(B, )，并基于预算约束选择消费和下一期货币持有量，满足2013年第 2期刚性储蓄、货币政策与中国居民消费动态 51 如下预算约束:P,C, + M, W,N, + RH,D, + F, + B, + MH (3) 其中，P，和 W，分别表示消费品的价格水平和名义工资，鸟，表示金融储蓄的名义利率，F，和 B，分别为来自企业和金融机构的股利收入。下面主要给出关于金融储蓄(D, )的最优一阶条件:Q, Q, az乌155(1-川)e( 日)-fzF-AJzskHt+儿Qzaz 命+E， -(1 -N+I -H+I ) Y aa鸟(e)+ e-()拌)=0
22、 (4) nl 2l Q: 这里，拉格朗日乘子儿、儿和儿分别表示流动性约束、预算约束和金融储蓄的单位变动对家庭效用的影响。欧拉方程表示家庭基于货币政策冲击之前的信息集 n，进行金融储蓄决策的动态条件，条件期望表示家庭的金融储蓄在货币政策冲击实现之前已经决定，存在事后无法调整的刚性储蓄。(二)企业部门企业分为最终品厂商和中间品厂商。假设在中间品市场上，存在Q，1之间连续统上的垄断竞争中间品厂商 j，中间品厂商提供的产品之间存在一定的替代性，设替代弹性为 p。最终品厂商负责将中间产品加总起来生产最终产品(Y, ) ，采用 Dixit Stigliz (1977 )的生产函数:Ys=j;啊司马。假设
23、最终品厂商为完全竞争者，从其最优化行为中可以得到最终品的价格指数 P，= j肚l;巾P 俨RJ 飞凡 t= ( 2) 飞 。中间品厂商 j的生产函数为已=AFhsOAt-0，其中 =与 k._1，这表示投入生产的资 j本量 取决于实际安装的资本 l 及其利用率为吨， 。资本累积方程为 he=Ls+(1-t5，)九-1，其中资本的折旧率为可变资本利用率的函数，满足 t5j= 句;中间品厂商的投资 j( i, )存在投资调整成本，满足 i，=(亡)1，其中投资的调整成本函数满足q;(. ) jjL 1; 1 0，;(.) 0 ，且以一)= 1一 +一，(一)= 1 , 1和 K分别为稳态时的投资和
24、 K -KT;K 资本。本文不考虑技术冲击和资本利用率冲击，设定 Aj，=1 且与=1 0中间产品厂商在雇佣劳动时，需要提前预付工人工资，存在工资先行(Wage In Advance, , WIA)的企业营运成本(W orking Capital) ，对此中间品厂商向银行等金融机构进行短期借款融资(Lj ) , 并在产品销售完成后向作为股东的家庭支付股利马。 家庭其他选择变量的最优一阶条件及其推导过程可以向作者索取，下同。52 总第 392期4、;.，仔也在价格粘性模型设置下，本文假设可调价中间品厂商采用 Ca1vo( 1983 )式调价方式，即每一期厂商有吃的概率不能调价，相应有(1 -()
25、p )的概率能够调价;不能调价的厂商将采用滞后通胀指数(LaggedInflation Indexation)的定价方式，即 P，=矶 1Pj，t-l 的后顾式 j定价方式，这不仅有利于刻画通货膨胀的惯性特征，而且滞后通胀 7T川的引人也符合中国通货膨胀变动的经验实证结果(陈彦斌，2008;王君斌，2010;黄志刚，2010)。通过求解中间品厂商有关最优价格决定的一阶条件，可以得到如下前瞻后顾式提合新凯恩斯菲利普斯曲线(HybridNew Keynesian Phillips Curve, HNKPC) : 分 1一一分+一-且一 E，分 t+(1 - ()p) (1 -()p)乱(5) (1
26、+) ,-1 (1 +) ， +1 ()p (1 +) 其中，7T, =走为 t期的通货膨胀率水平， 为中间品厂商的边际成本对其稳态水平的偏离。(三)金融中介机构在完全竞争的金融信贷市场上，银行等金融中介机构负责吸收家庭储蓄存款(D, ) 和新增货币供给 (X, )、发放贷款(I, ) ，从而实现预期加总折现收益(B, )最大化，其最优化问题如下:r15,Foz:oFLA(6) 同时，金融中介机构面临两个约束条件。第，金融机构根据来自企业的贷款收入和央行的货币发行量(X, )，向家庭支付股利和存款收益，满足如下预算约束:B, + RH.Dt :; RF,L, + X, (7) 其中，RF为金融
27、机构的贷款利率。第二，金融机构的负债不能超过其资产，需要满足如下信贷约束:X, +D，运 L，(8) 在均衡路径上，金融中介机构服从零利润条件，即:RH.D, = RF,(I, -X，)成立。金融信贷市场出清时，W，N，= I;即企业的贷款需求等于银行等金融机构的信贷供给。(四)货币当局货币当局负责执行货币政策，通过公开市场操作发行的货币主要流入银行等金融中介机构。本文使用与经验事实相匹配的货币增长率作为货币政策。具体而言，定义货币 M 供给增长率为 g，=一土，其中货币供给量 Mt= X, +M川，服从如下 AR(1)随机过程:M_1 logg, = (1 -Pm) logg. + Pm1o
28、gg, + 8;乌:N(O，tT)(9) m这里，扰动项 8刻画了未预期到的货币增长率变动，g 为货币增长率的稳态值，mmt(O，I)，g 事和 田的变动可以刻画货币政策机制的改变。2013年第 2期刚性储蓄、货币政策与中国居民消费动态 53 四、数值模拟与货币政策传导机制分析()参数校准假设在平衡增长路径上的各经济变量的增长率为 0，根据 Farmer(1997)，这-设定并不会影响模型的预测功能。基于中国宏观经济数据和相关文献进行参数校准，如表 1所刁亏。表 1模型基准参数5 家庭偏好参数 :=O. 985 , 1/ = 1 , p = 1. 0 ，= O. 2 , = O. 58 ，1
29、= 5.0 X 10-，2 = 1O. 厂商生产参数 :() = 0.50 ，= 0.025 ，p = 4.61 , ()p = 0.75 货币政策参数:g = 1. 016 ,Pm = O. 54 ，m = 0.068 首先，校准家庭的偏好参数。基于季度数据的考虑，家庭主观效用的贴现率设定为 0.985，这表示稳态时资本的季度实际利率为 1.5%，这一设定来源于黄醺琳(2005)，这与中国从 1995年 1月到 2009年 12月期间的平均每月物价水平上升 0.5%的经验事实相吻合 oV = 1 ，这意味着家庭效用函数对消费取对数形式，这与国内 RBC模型有关效用函数的设置相一致，如李春吉和
30、孟晓宏(26)0 根据 Galiet al. (2007)的劳动供给弹性工， 取 =0.2，我们在对模型进行参数敏感性分析时发现模拟结果对该参数在一定区间内的取值比较稳健。本文采用 GMM方法来估计习惯偏好因子( ) ，选取滞后名义利率、滞后工资收入和消费增长率作为工具变量，估计可得?4= 0.58。根据Christiano Eichen?5baum( 1992)和 N副 on Cogley( 1994) ，本文设定资产调整成本的参数 1= 5.0 X 10-和 2 = 1000.00。其次，校准企业的生产参数。Chow Li ( 2002 )利用中国 1952-1998年的数据对总量生产函数
31、进行估计，发现规模报酬不变的柯布道格拉斯生产函数适用于中国，他们估计的资本份额为 0.55;国内其他学者对资本份额的估计也在 0.5左右，例如张军(2002)估计的资本份额为 0.499，王小鲁和樊纲(20)估计的资本份额也为 0.5，因此本文取资本份额 =0.5。关于资本的折旧率，按照陈昆亭和龚六堂(2006)的做法，本文选取的年折旧率为 0.10，这意味着固定资产的平均使用年限为 10年，取其季度平均值，表示季度折旧率 =0.025 0关于中间品之间的替代弹性(p) ，李春吉和孟晓宏(2006)的模型模拟取值为 3.71，王君斌和郭新强(2011)取其值为 10，而 Zhang( 2009
32、 )基于中国宏观季度数据的GMM实证估计值为4.61，本文设定 p=4.610 陈昆亭和龚六堂(2006)取Op=0.60，Zhang(2009)基于 GMM估计取()p= O. 84 ，本文取()p= O. 75 ，表示企业4 个季度调价一次，脉冲反应实验表明模型模拟结果对此参数取值较为敏感。最后，校准货币政策参数。基于 1992年第 1季度到 2010年第4 季度的中国货币增长率数据，货币增长率的稳态值 g= 1. 016。根据对数货币增长率g，的 AR(I)过程，估54 总第 392期4、;，何也计得到 Pm=0 .54 ，标准差凡=0.068。(二)实际产出和居民消费的脉冲响应分析产出
33、:货币供给冲击消费:货币供给冲击0.05 o 。-0.005 。.04-0.01 0.03 。15。但帽 O.0.01 -0.025 -0.03 -0.01 l飞/-0.035 . -0.04 -0.02l 20 40 60 10 20 30 40 50 60 回 2实际产出和居民消费对扩张性货币政策冲击的动态反应从图 2中可以看出，当央行实施扩张性货币政策时，实际产出当期显著上升，而居民消费有所下降，这表明扩张性货币政策在增加经济产出的同时，对消费具有抑制效应，这与图 1中的经验事实相当吻合。从产出的动态变动来看，实际产出存在向下偏离稳态后，呈驼峰形态回归初始稳态水平的;超调;( overs
34、hooting)过程;从消费的动态变动来看，消费表现出当期下降后持续下探，大约在第 5期触底反弹回到初始稳态水平的;倒驼峰;调整过程，二者均与与图 1中的经验事实相吻合。衡量消费持续性的一个很好的指标是合约乘数，即消费在合约后那期的反应程度与其在合约开始期的反应程度之比，因而本文采用 Calvo式工资刚性，当()p 取O.75时，价格合约的平均长度为4 个季度，此时居民消费的合约乘数高达2.67，这表明居民消费具有很强的持续性。(三)货币政策的传导机制分析 1.扩张性货币政策的流动性效应和产出超调由于央行的货币供给主要通过金融中介机构注人到实体经济中，因此，银行等金融机构除了作为家庭和企业的中
35、介机构外，还具有货币注人渠道的功能。在确定性经济中，由于家庭基于完全可预期的货币供给和企业的贷款需求进行储蓄决策，此时刚性储蓄并不重要。但是，当经济中存在不确定的货币供给和信贷需求时，家庭事后无法调整其储蓄决策的刚性储蓄将对经济产生重要影响。高于平均水平的货币注人(或信贷需求低于平均水平)将扩张金融市场，而低于平均水平的货币注人(或信贷需求高于平均水平)将紧缩金融市场，这里的;扩张;和;紧缩;是相对于无刚性储蓄的金融市场而言。当央行实施扩张性货币政策时，刚性储蓄使企业获得超出预期的流动性，进而影响资产价格和实体经济。就资产价格而言，企业通过将现金置换为其他资产(包括证券和实物资本)，推高了资产
36、价格、降低了名义利率(即流动性效应)，企业技资增加，产出增加。2013年第 2期刚性储蓄、货币政策与中国居民消费动态 55 就实体经济而言，货币注人的不对称使银行等金融机构获得了更多的可贷资金，导致银行更快的扩大放贷和投资，从而剌激企业对商品和服务的实际需求(即可贷资金效应);对家庭的影响则恰恰相反，倾向于抑制居民消费。因此，扩张性货币政策改变了当期产出的需求结构(composition) ，企业部分增加，家庭部分下降，这种结构效应的大小依赖于企业和家庭的偏好。由此可见，当经济中存在刚性储蓄时，扩张性货币政策剌激产出的主要渠道是流动性效应和可贷资金效应。从图3中可以看出，扩张性货币政策的流动性
37、效应超过预期通货膨胀效应，表现为名义利率水平下降的经验事实;同时，通货膨胀率表现出驼峰形态的调整过程，这表明通货膨胀率具有很强的惯性特征，这与中国的实际通货膨胀动态也相吻A 名义利率通货膨胀率。 0.05 0.04 -0.01 0.03 -0.02 0.02 -0.03 0.01 -0.4 -0.05 -0.01 -0.06 -0.02 10 20 30 40 50 60 10 20 30 40 50 60 实际产出()p斗 75-8-()p斗.50-()p斗.250.05 -0.5 10 20 30 40 50 60 回 3扩张性货币政策下名义利率、通货膨胀率的动态反应和参数吃的敏感性分析在
38、粘性价格模型下，扩张性货币政策在迅速增加当期产出的同时，产出在中远期表现出低于初始水平的;超调;特征，其中价格粘性和技资调整成本是主要影响因素，这里我56 总第 392期4、;何也们选取厂商价格保持不变的概率。p 进行敏感性分析。由于 Op决定了价格合约的长度一 1一，因而当 Op越大时，则价格合约越长，厂商便越无法调整商品价格，此时价格粘(1 -Op) 性也就越高。根据图 3可知，实际产出对 Op比较敏感，随着。p 增大，产出的;超调;特征显著增强。综上所述，刚性储蓄下的流动性效应和可贷资金效应是扩张性货币政策增加实际产出的主要传导机制，价格粘性和投资调整戚本则是导致产出超调的主要因素。2.
39、扩张性货币政策的消费抑制效应和消费持续性本文的数值模拟表明扩张性货币政策抑制了居民消费，这一点有悖于人们的经济学直觉。究其原因，扩张性货币政策对居民消费存在正反两个方面的影响，但总效应是居民消费抑制。第一、就增加居民消费的传导机制而言，最重要的是利率机制，即扩张性货币政策通过流动性效应，降低短期名义利率，增加投资和产出，最终剌激居民消费;同时，名义利率的下降意味着资产价格的提高，这将通过财富正效应增加居民消费;此外，扩张性货币政策引发高通胀预期.居民的银行储蓄会遭受贬值的风险，这将剌激居民增加当前的消费。第二、就减少居民消费的传导机制而言，除刚性储蓄的可贷资金效应之外，扩张性货币政策主要是通过
40、流动性约束、预防性储蓄动机和消费习惯等渠道抑制居民消费。当然，很重要的一个问题是，预防性储蓄在数量上是否是重要的。预防性储蓄对预期消费增长的影响取决于家庭的相对风险回避系数(v )，从图4 中可以看出，预防性储蓄动机对居民消费具有重要影响这与中国处于经济转型期的;高储蓄低消费;的经济现实相吻合，v 越大，家庭的预防性储蓄越多，居民消费越少。值得注意的是，家庭受理财意识和能力、金融投资工具可得性等因素的影响，进行资产调整存在成本(H, )，面对未预期到的扩张性货币供给冲击下未来资产价格的提高，家庭往往无法或不愿意调整其金融储蓄资产家庭的刚性储蓄行为进一步强化了流动性约束和预防性储蓄动机，从而减少
41、当期消费。扩张性货币政策影响居民消费持续性的因素主要有二:是实际产出的持续性。实际产出直接影响居民的可支配收入，进而影响居民消费，表现为居民消费随产出变动的顺周期特征，即居民消费的持续性部分取决于实际产出的持续性。二是居民的消费习惯。从图4 中可以看出，相对于实际产出而言，居民消费的持续性(驼峰形态)对习惯偏好因子 5的变动更加敏感，居民消费习惯越强(?4 变大)，则居民消费的持续性显著增强。由此可见，当家庭存在刚性储蓄时，中国扩张性货币政策主要通过流动性约束和预防性储蓄动机抑制居民消费，而居民的消费习惯则是产生消费持续性的重要原因。 预期消费增长率 E(z 卜+1 )var(g)，详细论述可
42、以参见 Romer(26)第 373-374页。2013年第 2期刚性储蓄、货币政策与中国居民消费动态 57 居民消费。-0.1 -0.15 时 一 子-v=2.0v=O.5 一子-v=4.0S 才。-0.2l 10 20 30 40 50 60 实际产出居民消费。0.5 r -e一己=0.90-0.05 0.4卡晶-1;=也 80-a-1;=0.50 -0.1 -0.15 0.2 -0.2 0.1 -0.25 -0.3 I -0.35 :;!如E -0.4 L一-一 10 20 30 40 50 60 10 20 30 40 50 60 图4 预防性储蓄动机因子 v和习惯偏好因子占的敏感性分
43、析五、结论与政策含义本文采用包含实际产出(GDP)、居民消费和货币供给量(Ml)的三变量结构向量自回归模型，得出中国货币政策如何影响产出和居民消费的经验事实:央行实施扩张性货币政策，短期内可以迅速增加经济产出，但也抑制了居民消费，长期内则导致产出超调。基于刚性储蓄的动态新凯恩斯主义模型，我们引入了家庭的流动性约束、消费习惯和预防性储蓄动机等影响家庭消费行为的现实因素以及投资调整成本、粘性价格和垄断竞争等影响经济产出的宏观经济特征。我们对模型校准后进行数值模拟，模拟结果与以上经验事实的吻合程度较高，特别是居民刚性储蓄的引人，产生了扩张性货币政策降低名义利率的流动性效应，从而解决了粘性价格货币经济
44、周期模型长期以来所存在的重要理论问题。在此基础上，本文分析了中国货币政策影响产出和居民消费的传导机制:第一，扩张性货币政策主要通过刚性储蓄下的流动性效应和可贷资金效应增加产出价格粘性和投资调整58 总第 392期4、h 树也成本则是导致产出超调的主要因素;第二，扩张性货币政策主要通过流动性约束和预防性储蓄动机抑制居民消费，居民的消费习惯则是产生消费持续性的重要原因。上述结论对于正确认识货币政策的传导机制，增强货币政策的针对性、灵活性和有效性，通过实施合理的货币政策实现保持经济平稳较快发展和拉动内需的双重任务，具有一定的借鉴意义。在经济不景气时，采用扩张性货币政策可以迅速实现经济复苏，这与 28
45、 年全球金融危机爆发后，中国人民银行实施极度宽松的货币政策，并在 29 年快速实现经济复苏的政策实践和宏观经济运行实际是相吻合的。然而，我们也必须注意到扩张性货币政策的负面效应，即抑制居民消费且容易产生经济波动。在当前经济运行总体缓中趋稳，而内需严重不足的情况下，中国人民银行应该继续实施稳健的货币政策，防止流动性的过度宽松，这一方面可以有效管理通胀预期，另一方面可以在一定程度上减少货币扩张对居民消费的抑制效应。重要的是，在实施货币政策时要考虑货币政策实施的力度和节奏，以免造成不必要的经济波动。鉴于流动性约束和预防性储蓄动机对居民消费的抑制效应，央行可以通过制定消费信贷刺激政策、增加实施货币政策
46、的透明度和规则性，在有效管理通货膨胀预期的同时，减少居民的预防性储蓄。参考文献1 J艾春荣、汪伟，28，(习惯偏好下的中国居民消费的过度敏感性:基于 1995句 25 省际动态面板数据的分析, 数量经济技术经济研究第 9期。2J 陈昆亭、龚六堂，2 创始，(粘滞价格模型以及对中国经济的数值模拟，(数量经济技术经济研究第 8期。3J 黄瞰琳，25，(中国经济周期特征和财政政策效应:一个基于三部门 RBC模型的实证分析，(经济研究第 6期。4J 黄志刚，2010，(资本流动、货币政策与通货膨胀动态)，(经济学(季刊 n第4 期。5J李春吉、孟晓宏，2 侃而，(中国经济波动:基于新凯恩斯注意垄断竞争
47、模型分析)，(经济研究第 10期。6J 李广众，25，(政府支出与居民消费:替代还是互补)，(世界经济第 5期。7J 李永友、丛树海，2 侃而，(居民消费和中国财政政策的有效性:基于居民最有消费决策行为的经验分析，(世界经济第 5期。8J 龙志和、周浩明，2 泪，(中国城镇居民预防性储蓄实证研究)，(经济研究第 11期。9J 潘彬、罗新星、徐选华，2 仪蝇，(政府购买与居民消费的实证研究)，(中国社会科学第 5期。 10J施建淮，朱海婷，24，(中国城市居民预防性储蓄及预防性动机强度:1999 斗3)，(经济研究第 10期。11 J 宋铮，1999，(中国居民储蓄行为研究)，(金融研究第 6期
48、。12J吴卫星、汪勇祥，24，(基于搜寻的有限参与，事件风险与流动性溢价)，(经济研究第 8期。13 J万广华、张茵、牛建高，21，流动性约束、不确定性与中国居民消费)，(经济研究第 11期。14J 王君斌，2010，(通货膨胀惯性、产出波动与货币政策冲击:基于刚性价格模型的通货膨胀和产出的动态分析， 世界经济第4 期。15 J王君斌、郭新强，2011，(人民币升值、经常账户失衡和中国技术进步)，(金融研究第 11期。16J 王文甫，201O，价格粘性、流动性约束与中国财政政策的宏观效应:动态新凯恩斯主义视角)，(管理世界第 9期。 17J王小鲁、樊纲，2 仪泊，(我国工业增长的可持续性)，经
49、济科学出版社。18J 夏斌、廖强，21，(货币供应量已不宜作为当前我国货币政策的中介目标)，(经济研究第 8期。 19J谢平，20，(经济制度变迁和个人储蓄行为)，(财贸经济第 10期。2013年第 2期刚性储蓄、货币政策与中国居民消费动态 59 20减旭恒、裴春霞，22，流动性约束理论与转轨时期的中国居民储蓄)，(经济学动态第 2期。21张军，22，资本形成、工业化与经济增长:中国的转轨特征)，(经济研究第 6期。22张明，27，流动性过剩的测量，根源和风险涵义，世界经济第 11期。23 Calvo, G. , 1983, ;Staggered阳 cesin A Utility Maximizing Framework,; Jourrwl
