貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的非線性影響研究
——基于PSTR模型的實(shí)證分析

封福育 趙夢(mèng)楠

一、引言

長(zhǎng)期以來(lái)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)水平一直呈現(xiàn)低迷狀態(tài)，“高儲(chǔ)蓄，低消費(fèi)”成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的重要特征之一。為了刺激消費(fèi)從而帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，政府嘗試采用了多種貨幣政策，然而農(nóng)村居民消費(fèi)不振現(xiàn)象并沒(méi)有獲得顯著改善。其主要原因在于:農(nóng)村居民消費(fèi)對(duì)貨幣政策的反應(yīng)具有非對(duì)稱特征。例如，Duesenberry（1949）[1]認(rèn)為居民消費(fèi)具有顯著的“棘輪效應(yīng)”，即消費(fèi)習(xí)慣形成之后有不可逆性，增加消費(fèi)易而減少消費(fèi)難。這一特征導(dǎo)致貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)影響可能具有非線性效應(yīng)。

因此，為了啟動(dòng)內(nèi)需、提高我國(guó)農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，保持我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)持續(xù)、健康、平穩(wěn)增長(zhǎng)，我們必須回答下述問(wèn)題:貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民的消費(fèi)是否具有顯著的非線性特征？如何揭示并且描述貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)非線性影響的作用機(jī)理及沖擊效應(yīng)？最后，該種作用機(jī)理和沖擊效應(yīng)給貨幣當(dāng)局帶來(lái)何種啟示？

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)水平非線性影響的分析，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究。歸納起來(lái)學(xué)者們主要從以下視角展開(kāi)分析。其一，貨幣政策的沖擊效應(yīng)。 Paul和 Carlos（2008）[2]、 郭新強(qiáng)等（2013）[3]、孫寧華和周揚(yáng)（2013）[4]等通過(guò)構(gòu)建動(dòng)態(tài)一般隨機(jī)均衡模型探討了貨幣沖擊對(duì)消費(fèi)需求的非對(duì)稱性反應(yīng)及其形成機(jī)理。 Cover（1992）[5]、 Karras（2007）[6]等的實(shí)證分析也發(fā)現(xiàn)緊縮性的貨幣政策對(duì)產(chǎn)出和消費(fèi)有顯著影響，而擴(kuò)張性貨幣政策對(duì)產(chǎn)出和消費(fèi)的影響并不顯著，由此他們認(rèn)為貨幣政策對(duì)消費(fèi)的影響確實(shí)存在非線性效應(yīng)。其二，貨幣政策變化帶來(lái)的不確定性。 Charles（1999）[7]、 陳學(xué)彬等（2005）[8]、 盧盛榮和李之?。?009）[9]在分析貨幣政策變化引致的不確定性對(duì)居民消費(fèi)影響的微觀機(jī)理基礎(chǔ)上，通過(guò)構(gòu)建計(jì)量模型實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)影響具有非線性和滯后性特征。梁云芳和劉金葉（2011）[10]的研究結(jié)果也證實(shí)長(zhǎng)期中貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)影響具有顯著的非線性效應(yīng)。其三，貨幣政策變化對(duì)消費(fèi)信貸的約束影響。 萬(wàn)廣華等（2001）[11]、 李程（2014）[12]等從貨幣政策的信用渠道入手，研究消費(fèi)信貸對(duì)消費(fèi)需求的作用機(jī)制。他們研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策對(duì)不同收入群體居民的消費(fèi)作用并不相同。實(shí)施寬松的貨幣政策時(shí)，居民的消費(fèi)信貸容易獲得，消費(fèi)水平將提高；而實(shí)施緊縮性的貨幣政策時(shí)，中低收入群體難以獲得貸款，從而導(dǎo)致消費(fèi)下降。趙昕東和陳冬明（2011）[13]的實(shí)證研究結(jié)果支持了萬(wàn)廣華等（2001）[11]學(xué)者的觀點(diǎn)，我國(guó)的貨幣政策對(duì)消費(fèi)支出影響確實(shí)存在顯著的非線性效應(yīng)。

縱觀上述相關(guān)文獻(xiàn)，學(xué)者們的研究主要存在兩個(gè)不足:其一是盡管各位學(xué)者均在某種程度上證實(shí)了我國(guó)的貨幣政策對(duì)于居民消費(fèi)存在非線性影響，并對(duì)其原因從不同視角給予解釋，但未對(duì)在何種情況下可能引發(fā)貨幣政策的非線性效應(yīng)進(jìn)行探討，即沒(méi)有深入分析引發(fā)貨幣政策非對(duì)稱性效應(yīng)的閾值水平；其二是大多數(shù)學(xué)者的研究是基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)模型進(jìn)行，這樣導(dǎo)致樣本容量小、包含的信息量不豐富?；谶@兩點(diǎn)，筆者應(yīng)用動(dòng)態(tài)優(yōu)化理論，構(gòu)建貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)影響的理論模型，而后應(yīng)用利率作為貨幣政策代理變量通過(guò)構(gòu)建面板平滑轉(zhuǎn)換模型（Panel Smooth Transition Model，后文中簡(jiǎn)記為PSTR模型）實(shí)證研究貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的非線性影響，以期準(zhǔn)確刻畫(huà)貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響機(jī)理以及沖擊效應(yīng)，最后提出有針對(duì)性的政策建議。

三、模型與方法

我們假定消費(fèi)者的目標(biāo)為約束條件下實(shí)現(xiàn)終身效用極大化，其目標(biāo)函數(shù)為:

其中，Ct代表消費(fèi)者在t時(shí)期的消費(fèi)支出；At代表消費(fèi)者在t時(shí)期的財(cái)產(chǎn)；Yt代表消費(fèi)者在t時(shí)期的收入；δ為介于0和1之間的常數(shù)，反映了消費(fèi)者的時(shí)間偏好；r代表利率水平。

對(duì)應(yīng)的橫截性條件（Transversality Condition，簡(jiǎn)稱為T(mén)VC）為:

而后我們根據(jù)動(dòng)態(tài)優(yōu)化理論，建立如下貝爾曼方程（Bellman Equation）:

將上式對(duì)Ct求導(dǎo)可得:

根據(jù)（2）式的約束條件，我們得到下式:

此外，消費(fèi)者實(shí)現(xiàn)終身效用極大化的最優(yōu)路徑還必須滿足以下條件:

聯(lián)立式（5）、 式（6） 和式（7） 可得:

假定消費(fèi)者的初始財(cái)富為0，那么其一生的消費(fèi)正好等于一生的收入，即:

上式表明，消費(fèi)者的消費(fèi)支出受收入水平和利率影響，為此我們可以把它改寫(xiě)為如下形式的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型:

其中，Cit代表第i個(gè)消費(fèi)者第t期的消費(fèi)支出；Yit代表第i個(gè)消費(fèi)者第t期的收入；μi代表截距項(xiàng)（反映了個(gè)體效應(yīng)）；α1和α2為待估參數(shù)；εit代表隨機(jī)誤差項(xiàng)。

然而上述線性模型無(wú)法刻畫(huà)貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)的不對(duì)稱影響。Morgan（1993）[14]等認(rèn)為，由于消費(fèi)者預(yù)期、流動(dòng)性陷阱、名義工資的剛性、菜單成本和信貸約束等原因的存在，貨幣政策對(duì)消費(fèi)沖擊具有非線性和非對(duì)稱性特征。然而，面板數(shù)據(jù)模型（10）無(wú)法刻畫(huà)出該特征，所以本文將上述模型擴(kuò)展為如下的非線性的PSTR模型:

Granger（1993）[15]和 Teravirta（1994）[16]提出了非線性的平滑轉(zhuǎn)換模型（Smooth Transition Model，簡(jiǎn)稱為STR模型），在其基礎(chǔ)上Gonzalez等（2004）[17]、Colletaz和 Christophe（2008）[18]、 Fok 等（2003）[19]提出了非線性的PSTR模型。

在上述模型（11） 中， G（qit，γ，c） 表示轉(zhuǎn)換函數(shù)，正是該函數(shù)的存在導(dǎo)致模型具有非線性特征。轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c） 是一值域?yàn)?[0， 1] 的有界、 連續(xù)函數(shù)。 在轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c） 中， qit為閾值變量（該變量可以是單個(gè)的隨機(jī)變量，也可以是隨機(jī)變量的線性組合，甚至可以是單純的時(shí)間趨勢(shì)）；γ為決定模型機(jī)制轉(zhuǎn)換速度的平滑參數(shù)；c為閾值參數(shù)，它決定了模型位置和時(shí)間節(jié)點(diǎn)。因此，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c）的性質(zhì)由平滑參數(shù)γ、閾值參數(shù)c和閾值變量qit三者共同決定。

對(duì)于PSTR模型，其常見(jiàn)的轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c）一般具有如下形式:

其中，m反映了模型機(jī)制狀態(tài)的個(gè)數(shù)。如果m=1，表明模型只有一個(gè)閾值參數(shù)、兩種機(jī)制狀態(tài)；如果m=2，表明模型具有兩個(gè)閾值參數(shù)、三種機(jī)制狀態(tài)。在實(shí)證分析中，m通常選擇1或者2。

在式（12）中，m取值為1時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)形式如下:

此時(shí)，PSTR模型為兩機(jī)制的面板平滑轉(zhuǎn)換模型。當(dāng)閾值變量 qit趨于負(fù)無(wú)窮時(shí)， 轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c）趨于0，模型處于低機(jī)制（low regime）狀態(tài)；反之，當(dāng)閾值變量 qit趨于正無(wú)窮時(shí)， 轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c）趨于1，模型處于高機(jī)制（high regime）狀態(tài)。隨著轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c） 的取值在（0， 1） 之間的平滑轉(zhuǎn)換，模型也在低機(jī)制狀態(tài)和高機(jī)制狀態(tài)之間平滑轉(zhuǎn)換。此外，如果平滑參數(shù)γ趨于正無(wú)窮，當(dāng)閾值變量qit大于 c時(shí)， 轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c） 取值將趨于 1； 反之， 當(dāng)閾值變量qit小于c時(shí)， 轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c） 取值將趨于0。這時(shí)，PSTR模型將退化為面板門(mén)限回歸模型（Panel Data Threshold Regression Model， 簡(jiǎn)稱為PTR模型）。滿足該種形式轉(zhuǎn)換函數(shù)的PSTR模型通常也被稱為L(zhǎng)PSTR1模型。

在式（12）中，m取值為2時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)形式表述如下:

其中，c1和c2為閾值參數(shù)。

PSTR模型（14）為三機(jī)制的面板平滑轉(zhuǎn)換模型， 其轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c） 關(guān)于點(diǎn)對(duì)稱。當(dāng)閾值變量qit取值趨近于無(wú)窮時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c）的取值趨近于1，此時(shí)模型處于所謂的外機(jī)制狀態(tài)；而當(dāng)閾值變量 qit等于（c1+c2） /2時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c） 取得極小值， 此時(shí)模型處于中間機(jī)制狀態(tài)。滿足該種形式轉(zhuǎn)換函數(shù)的PSTR模型通常也被稱為L(zhǎng)PSTR2模型。

四、實(shí)證分析

（一）變量定義和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文在實(shí)證分析中所應(yīng)用的原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（http://db.cei.gov.cn/page/Default.aspx）和各個(gè)年度的 《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》，所采用的數(shù)據(jù)為省級(jí)數(shù)據(jù)，研究范圍為我國(guó)30個(gè)省份（由于重慶升為直轄市時(shí)間較晚，其數(shù)據(jù)被剔除），樣本考察期限為1990年至2012年，故實(shí)證分析中共包含了690個(gè)觀測(cè)值。

其中，變量c代表我國(guó)農(nóng)村家庭人均消費(fèi)性支出（單位:元）；變量y代表我國(guó)農(nóng)村家庭人均純收入（單位:元）；變量r代表實(shí)際利率，即名義利率減去通脹水平（實(shí)證分析中名義利率為我國(guó)三個(gè)月存款利率）；實(shí)證分析中，變量c和變量y均進(jìn)行了物價(jià)調(diào)整（基期為1990年）。表1給出了實(shí)證分析中各變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。

表1 實(shí)證分析中變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征

（二）模型設(shè)定形式檢驗(yàn)

對(duì)于模型（11），我們必須解決以下兩個(gè)問(wèn)題:其一，模型是否具有非線性特征？其二，如果模型具有顯著的非線性特征，那么我們應(yīng)該采用何種形式的轉(zhuǎn)換函數(shù)？

首先，貨幣政策對(duì)于農(nóng)村居民消費(fèi)水平的影響是具有線性效應(yīng)還是非線性效應(yīng)，即實(shí)證分析中我們應(yīng)該選用線性面板數(shù)據(jù)模型（10）還是應(yīng)該選用非線性的PSTR模型（11）？ 根據(jù) Gonzalez等（2005）[20]等學(xué)者的理論，對(duì)于模型的非線性效應(yīng)檢驗(yàn)應(yīng)該基于其轉(zhuǎn)換函數(shù)的三階泰勒展開(kāi)式（即將其轉(zhuǎn)換函數(shù)在原點(diǎn)進(jìn)行三階泰勒展開(kāi)），并將其泰勒展開(kāi)式作為轉(zhuǎn)換函數(shù)的近似式代入回歸模型（11）。為了表述方便， 我們這里定義 qit=（rit），xit=（1，yit，rit）， 由此我們可以建立如下形式的輔助回歸:

Gonzalez（2005）[20]提出應(yīng)用LM統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠窬哂蟹蔷€性特征。其對(duì)應(yīng)的原假設(shè)和備選假設(shè)為 H0∶β1=β2= β3=0， H1∶βji不全為 0。 相應(yīng)的 LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為

其中，T代表時(shí)間期數(shù)；N代表橫截面單元數(shù)量；k代表解釋變量個(gè)數(shù)；SSR0代表在原假設(shè)下受約束回歸的殘差平方和；SSR1代表無(wú)約束回歸模型對(duì)應(yīng)的殘差平方和。

在大樣本條件下，LM統(tǒng)計(jì)量漸進(jìn)服從自由度為3×k的卡方分布①也可以用LMF統(tǒng)計(jì)量來(lái)計(jì)算，～F（3×k，T×N-N-m×（k+1）），兩者估計(jì)結(jié)果非常接近，實(shí)證中限于篇幅只給出LM統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果。。

如果原假設(shè)成立，表明模型不具有顯著的非線性特征，此時(shí)模型將退化為一個(gè)線性的面板數(shù)據(jù)模型；反之，如果原假設(shè)被拒絕，則表明模型具有顯著的非線性特征，實(shí)證分析中選用PSTR模型更為合理。

如果回歸模型具有顯著的非線性特征，下一步我們應(yīng)當(dāng)確定回歸模型轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c）的具體形式。為此，我們需要對(duì)PSTR模型（11）進(jìn)行遞歸的LM檢驗(yàn)以確定其轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c）的具體形式。此時(shí)，依次進(jìn)行檢驗(yàn)的虛擬假設(shè)分別為:H01∶β3=0；H02∶β2=0/β3=0； H03∶β1=0/β2= β3=0。 如果虛擬假設(shè)H01∶β3=0 或H03∶β1=0/β2=β3=0 被最強(qiáng)烈地拒絕，此時(shí)轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c）通常應(yīng)該選擇 LPSTR1模型形式；反之，如果虛擬假設(shè)H02∶β2=0/β3=0被我們最強(qiáng)烈地拒絕，那么我們應(yīng)該選擇LPSTR2模型形式的轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c）。 在表2中我們給出了對(duì)模型（11）進(jìn)行非線性檢驗(yàn)和遞歸的 LM乘數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。

表2 回歸模型（11）遞歸檢驗(yàn)結(jié)果

由表2給出的檢驗(yàn)結(jié)果可知:在5%的顯著性水平下， 模型（11） 拒絕虛擬假設(shè) H0∶β1=β2=β3=0，這說(shuō)明回歸模型（11）具有顯著的非線性特征，此時(shí)選擇PSTR模型更為合理；進(jìn)一步的遞歸檢驗(yàn)結(jié)果顯示， 虛擬假設(shè)H03∶β1=0/β2=β3=0被最強(qiáng)烈地拒絕，這表明實(shí)證分析中PSTR模型（11）的轉(zhuǎn)換函數(shù)應(yīng)該采用LPSTR1形式。

（三）模型的參數(shù)估計(jì)

實(shí)證分析中，我們以實(shí)際利率水平rit為閾值變量（度量貨幣政策的變化）。在確定了PSTR模型（11）的閾值變量和的轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c） 形式之后， 接下來(lái)應(yīng)該對(duì)模型（11）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。由于非線性轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c）的存在，平滑參數(shù)γ和閾值參數(shù)c無(wú)法同時(shí)識(shí)別，因此，PSTR模型參數(shù)估計(jì)的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題在于其閾值參數(shù)c和平滑參數(shù)γ初值的設(shè)定。對(duì)于c和γ初值的確定，常見(jiàn)的方法是模擬退火法（simulated annealing） 和網(wǎng)格搜索法（grid search）。

實(shí)證分析中，本文采取的是二維網(wǎng)格搜索法。我們以實(shí)際利率水平rit為閾值變量（度量貨幣政策的變化），對(duì)于平滑參數(shù) γ，本文通過(guò)構(gòu)造（0.50，100.00）的樣本區(qū)間，選擇步長(zhǎng)為0.20；而對(duì)于閾值參數(shù)c，本文通過(guò)構(gòu)造（-18.00，7.00）的樣本區(qū)間（這里根據(jù)Hansen（1996，1999）[21-22]的建議，忽略了兩端的部分觀察值），選擇步長(zhǎng)為0.05，進(jìn)行二維網(wǎng)格行搜索。即在搜索范圍內(nèi)任意取一組閾值參數(shù)c和平滑參數(shù)γ，計(jì)算出相應(yīng)回歸模型所對(duì)應(yīng)的殘差，通過(guò)求解出殘差平方和最小時(shí)所對(duì)應(yīng)的閾值參數(shù)c和平滑參數(shù)γ，最后將其作為下面進(jìn)行非線性優(yōu)化估計(jì)時(shí)所對(duì)應(yīng)的初始值。

最后，我們通過(guò)搜索得到閾值c和平滑參數(shù)γ的初始值分別為1.939 9和76.686 3，然后將其代入PSTR模型（11），利用序貫的牛頓-拉夫松（Newton-Raphson）方法求解出其極大條件的似然函數(shù)，這樣可以估計(jì)得到PSTR模型（11）中各個(gè)參數(shù)，最后我們將估計(jì)結(jié)果列入表3。

表3 PSTR模型（11）的參數(shù)估計(jì)結(jié)果

（四）模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)和評(píng)價(jià)模型估計(jì)結(jié)果，在對(duì)PSTR模型（11）進(jìn)行參數(shù)估計(jì)后，還需進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，我們檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠襁€殘留有非線性效應(yīng)，表4給出了檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 模型（11）殘留非線性檢驗(yàn)結(jié)果

由表4給出的遞歸檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，回歸模型不具有非線性特征，即模型沒(méi)有殘留的非線性效應(yīng)。

而后，我們對(duì)模型（11）的回歸殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，這里利用Levin、Lin和Chu的LLC方法和ADF-Fisher兩種面板單位根檢驗(yàn)方法進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，并將檢驗(yàn)結(jié)果列入表5。

表5 模型殘差面板單位根檢驗(yàn)

表5給出的面板單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示:PSTR模型（11）的回歸殘差是平穩(wěn)序列（顯著性水平為1%）。

上述的檢驗(yàn)結(jié)果表明:PSTR模型（11）不再殘留有非線性效應(yīng)，且回歸殘差為平穩(wěn)序列。

基于上述殘差檢驗(yàn)結(jié)果，我們判斷PSTR模型（11）的估計(jì)結(jié)果具有一致性和穩(wěn)健性，因此我們可以應(yīng)用該模型的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義分析。

（五）結(jié)論分析

PSTR模型（11）的估計(jì)結(jié)果刻畫(huà)了貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的作用機(jī)理和狀態(tài)轉(zhuǎn)換特征，即貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)水平影響具有顯著的非線性特征，并且其機(jī)制轉(zhuǎn)換特征可以用LSTR1模型來(lái)表述。

我們估計(jì)得到PSTR模型（11）的閾值C=1.947 0，這表明:如果實(shí)際利率低于1.947 0時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c） 取值將趨于 0， 那么 PSTR 模型（11） 將處于低機(jī)制區(qū)，貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響由系數(shù)α2=-0.805 2決定，此時(shí)采取貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響較小，實(shí)際利率降低1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民消費(fèi)僅上升約0.81元；反之，如果實(shí)際利率高于1.947 0， 轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c） 取值將趨于1，那么PSTR模型將處于高機(jī)制區(qū)，貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響由系數(shù)α2+β2=-18.672 1決定，表明此時(shí)貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響較大，實(shí)際利率降低1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民消費(fèi)將上升約18.67元；當(dāng)實(shí)際利率在閾值1.947 0附近時(shí)，貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度在高低兩個(gè)機(jī)制之間平滑轉(zhuǎn)換，而且由于平滑參數(shù)γ接近取值77，模型在不同機(jī)制之間的轉(zhuǎn)換速度非?？臁?/p>

實(shí)證分析結(jié)果同時(shí)表明:當(dāng)利率低于閾值水平時(shí)，收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響程度較小，此時(shí)收入增加1元，消費(fèi)將增加0.69元；反之，當(dāng)利率高于閾值水平時(shí)，收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響程度較大，此時(shí)收入增加1元，消費(fèi)將增加約0.72元。

這一估計(jì)結(jié)果與劉金全等（2009）[23]、梁云芳和劉金葉（2011）[10]等的研究結(jié)果相近，即貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響不僅是非線性的而且是不對(duì)稱的。究其原因，主要在于貨幣政策是通過(guò)以下幾個(gè)途徑對(duì)居民消費(fèi)產(chǎn)生影響。一是擴(kuò)張性貨幣政策將通過(guò)流動(dòng)性效應(yīng)，降低短期名義利率，從而促使企業(yè)增加投資和產(chǎn)出，提高居民收入，最終使居民消費(fèi)增加，這就是收入效應(yīng)。二是擴(kuò)張性貨幣政策促使利率下降的同時(shí)將引發(fā)居民所持有的資產(chǎn)價(jià)格提高，即居民所擁有財(cái)富增加，這也有利于刺激居民消費(fèi)，這是擴(kuò)張性貨幣政策帶來(lái)的財(cái)富效應(yīng)。三是貨幣政策可能改變消費(fèi)者通脹預(yù)期，政府采取擴(kuò)張性貨幣政策將推高消費(fèi)者對(duì)未來(lái)通脹水平的預(yù)期，居民為避免儲(chǔ)蓄遭受貶值，將增加當(dāng)期消費(fèi)。因此，當(dāng)利率處于較高水平時(shí)，擴(kuò)張性貨幣政策具有較大操作空間，居民對(duì)貨幣政策的實(shí)施效果具有樂(lè)觀預(yù)期，此時(shí)貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)影響較大；反之，當(dāng)利率處于較低水平時(shí)，貨幣政策操作空間較小，居民對(duì)貨幣政策的實(shí)施效果心懷疑慮，此時(shí)貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)刺激較小。例如，我國(guó)央行曾于1996—2000年期間連續(xù)7次降息，力圖刺激國(guó)內(nèi)消費(fèi)，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，然而收效甚微。弗里德曼（1956）[24]的“推繩理論”（Pushing On A String）也指出:在蕭條時(shí)期擴(kuò)張性的貨幣政策比繁榮時(shí)期的作用更顯著，貨幣政策對(duì)消費(fèi)的影響只能恢復(fù)而不能推進(jìn)。

五、結(jié)論

本文在運(yùn)用動(dòng)態(tài)優(yōu)化理論的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了貨幣政策對(duì)居民消費(fèi)影響的理論模型。而后基于我國(guó)各省份1990—2012年的數(shù)據(jù)，建立PSTR模型實(shí)證分析了貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響。筆者基于上述分析得出主要結(jié)論如下。

1.貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)具有顯著影響，而且這種影響表現(xiàn)出非線性和非對(duì)稱性特征，其非線性的機(jī)制轉(zhuǎn)換特征可以由LPSTR1模型來(lái)表述。

2.實(shí)際利率低于閾值水平時(shí)，貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響較小，實(shí)際利率降低1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民消費(fèi)僅上升約0.81元；反之，當(dāng)實(shí)際利率高于閾值時(shí)，貨幣政策對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響較大，實(shí)際利率降低1個(gè)百分點(diǎn)，農(nóng)村居民消費(fèi)將上升約18.67元；當(dāng)實(shí)際利率在閾值附近時(shí)，貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)的影響程度在高低兩個(gè)機(jī)制之間進(jìn)行平滑轉(zhuǎn)換，并且不同機(jī)制之間的轉(zhuǎn)換速度非?？臁?/p>

3.利率低于閾值水平時(shí)，收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響程度較小，此時(shí)收入增加1元，消費(fèi)將增加0.69元；反之，當(dāng)利率高于閾值水平時(shí)，收入變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的影響程度較大，此時(shí)收入增加1元，消費(fèi)將增加約0.72元。

貨幣政策對(duì)我國(guó)農(nóng)村居民消費(fèi)影響所具有的非線性和非對(duì)稱性效應(yīng)特點(diǎn)，表明政府通過(guò)運(yùn)用貨幣政策來(lái)提高農(nóng)村居民消費(fèi)水平時(shí)，需要持審慎的態(tài)度。貨幣政策的調(diào)整應(yīng)根據(jù)具體的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，結(jié)合農(nóng)村居民可能的預(yù)期來(lái)制定實(shí)施。具體而言，我們可以做好以下幾點(diǎn)。

1.在貨幣政策實(shí)施過(guò)程中，應(yīng)提高貨幣政策透明度，幫助公眾形成合理的預(yù)期。根據(jù)上述分析以及行為經(jīng)濟(jì)理論可知，貨幣政策傳導(dǎo)過(guò)程中，居民預(yù)期以及情緒波動(dòng)會(huì)進(jìn)一步加大貨幣政策的非對(duì)稱效應(yīng)。為此，貨幣當(dāng)局可以通過(guò)加強(qiáng)與居民的信息交流，以確保貨幣政策信息發(fā)布的準(zhǔn)確性、及時(shí)性和有效性，從而消除貨幣政策波動(dòng)所引發(fā)的非對(duì)稱性效應(yīng)。

2.針對(duì)不同的經(jīng)濟(jì)環(huán)境和利率水平實(shí)施不同的貨幣政策。通過(guò)上述實(shí)證分析可知，在不同的經(jīng)濟(jì)環(huán)境和利率水平下，貨幣政策的實(shí)施效果并不相同。這也意味著，要保證我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)健康平穩(wěn)運(yùn)行，穩(wěn)步提高農(nóng)村居民的消費(fèi)水平，必須根據(jù)不同的經(jīng)濟(jì)環(huán)境采用不同力度的貨幣調(diào)控政策。

3.千方百計(jì)地提高農(nóng)村居民的收入水平，才可能通過(guò)貨幣政策促進(jìn)農(nóng)村居民消費(fèi)水平的增長(zhǎng)。為此，政府應(yīng)加速推進(jìn)農(nóng)村綜合改革，提高農(nóng)村居民財(cái)產(chǎn)性收入。一方面政府規(guī)范農(nóng)村信用合作系統(tǒng)，改革當(dāng)前的農(nóng)村金融系統(tǒng)，調(diào)整農(nóng)村金融業(yè)務(wù)范圍，提高農(nóng)村居民的利息收入，適度引導(dǎo)農(nóng)村資金回流進(jìn)行。另一方面，加大農(nóng)村在養(yǎng)老和醫(yī)療等方面的保障力度，提高農(nóng)村居民抵御各種外生風(fēng)險(xiǎn)的能力。同時(shí)，改革農(nóng)村土地管理、征用和流轉(zhuǎn)等方面制度，保護(hù)農(nóng)村居民在土地出讓中的財(cái)產(chǎn)性收入。

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