新時期價格型貨幣政策對消費者信心指數(shù)的影響分析

龔 慶 林耿堃

(江西財經(jīng)大學,江西 南昌 330013)

近年來我國經(jīng)濟發(fā)展速度放緩,并且受到國內(nèi)外沖擊的影響,呈現(xiàn)出一定程度的不確定性,而這種不確定性又借助于個體的預期和行為動態(tài)影響到整體的宏觀經(jīng)濟環(huán)境。在控制和減少不確定性方面,許多發(fā)達國家的歷史經(jīng)驗表明了價格型貨幣政策的可行性和有效性。相比于數(shù)量型貨幣政策,價格型貨幣政策能夠更好地向市場傳遞政府行為。而當前我國經(jīng)濟正處于轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵時期,經(jīng)濟增長的需求動力趨于遲緩,各類經(jīng)濟問題的出現(xiàn)要求我國深化推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革。

2020年7月，中央政治局會議指出，要加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局；2021年，國內(nèi)大循環(huán)正式作為國家戰(zhàn)略寫入“十四五”規(guī)劃中。在大國博弈中,強大的市場是不可或缺的基石，而建設(shè)強有力的市場需要切實提高居民的消費意愿。消費者信心指數(shù)是一項反映公眾信心強弱的宏觀經(jīng)濟指標。公眾對于當前經(jīng)濟形勢是否有信心對于宏觀經(jīng)濟增長十分重要。如果公眾對經(jīng)濟充滿信心,就會促進消費增長和經(jīng)濟快速發(fā)展。而在當前經(jīng)濟背景下,消費者信心指數(shù)被賦予了更多的研究意義,因此研究消費者信心是十分有必要的。基于此,本文通過科學合理假設(shè),探尋在國內(nèi)大循環(huán)的戰(zhàn)略背景下,我國價格型貨幣政策工具是否能夠有效影響以及如何影響消費者的市場信心,并以此影響公眾的消費行為。

一、文獻綜述

經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，相比于數(shù)量型貨幣政策,價格型貨幣政策的宏觀調(diào)控績效更占優(yōu)勢。馬文濤(2011)研究發(fā)現(xiàn)，價格型貨幣政策工具相比于數(shù)量型貨幣政策工具,其調(diào)控受結(jié)構(gòu)性參數(shù)變動影響較小, 更具有穩(wěn)定性。卞志村和胡恒強(2015)研究認為，面對沖擊時,數(shù)量型貨幣政策調(diào)控下產(chǎn)出缺口跌幅更大,更有可能出現(xiàn)大規(guī)模失業(yè),而在價格型貨幣政策調(diào)控下則表現(xiàn)出產(chǎn)出增長幅度更大且持續(xù)時間更長。趙偉等(2011)研究認為，當受到的較大沖擊時，選擇價格型貨幣工具相比于數(shù)量型貨幣工具更有利于維護公眾的社會福利。不少學者通過實證研究,探討了價格型貨幣政策在經(jīng)濟增長具有不確定性時的有效性以及發(fā)揮的作用。劉金全等(2021)研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性與價格型貨幣政策工具的短、中、長三個時期效應均具有正向的相關(guān)關(guān)系,并且在經(jīng)濟不確定性較為顯著的時候,應當保持價格型貨幣政策的操作力度。張龍(2020)通過構(gòu)建TVP-VAR模型實證研究發(fā)現(xiàn)，在不同經(jīng)濟階段下價格型貨幣政策對于宏觀經(jīng)濟增長的調(diào)控效果具有較大差異,當由于經(jīng)濟不確定性產(chǎn)生貨幣政策調(diào)控弱化效應時,價格型貨幣工具的調(diào)控效果較為顯著。

許多學者認為貨幣政策的消費效應起到了至關(guān)重要的作用。封福育和趙夢楠(2016)研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策的實施對于我國農(nóng)村居民消費具有顯著影響,且這種影響具有非對稱效應和非線性效應。而李宏濤等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策工具無論是短期還是長期均能影響居民消費,但是在短期和長期的消費效應是不一樣的。貨幣政策的消費效應也引起了學術(shù)界對其主要傳導機制產(chǎn)生較大興致。孫焱林等(2017)研究認為，貨幣政策變化時,國內(nèi)商業(yè)銀行都能夠及時調(diào)整信貸規(guī)模,從而導致各類不同的貸款占比發(fā)生變化,即基礎(chǔ)貨幣發(fā)生擴張時，商業(yè)銀行將減少個人信貸而更傾向于增加企業(yè)貸款,進而影響消費經(jīng)濟。

自20世紀末金融危機以來,我國便將經(jīng)濟發(fā)展立足點轉(zhuǎn)向擴大內(nèi)需。近年來,隨著國民經(jīng)濟的不斷發(fā)展,我國已經(jīng)具備了以國內(nèi)大循環(huán)為主的基礎(chǔ)條件,擴大內(nèi)需成為新時期改革的戰(zhàn)略基點。而消費者信心指數(shù)能夠顯著影響民眾的消費行為,并且在一定程度上能夠分析和預測家庭消費支出,因此在國內(nèi)大循環(huán)背景下研究消費者信心指數(shù)的重要性日益凸顯。通過梳理文獻,不難發(fā)現(xiàn)學術(shù)界已經(jīng)對消費者信心和貨幣政策之間的關(guān)系做了一定研究,但是大部分學者將消費者信心指數(shù)作為貨幣政策傳導效應在微觀層面的一個變量指數(shù),對貨幣政策傳導的效率進行評價,而在國內(nèi)大循環(huán)視角下探討消費者信心指數(shù)受到價格型貨幣政策影響的研究并不多。本文的邊際貢獻在于通過構(gòu)建VAR模型研究價格型貨幣政策與消費者信心指數(shù)之間是否有交互影響,并針對這一影響探討如何有效且充分利用價格型貨幣政策工具進行擴大內(nèi)需,并最終推動國內(nèi)大循環(huán)戰(zhàn)略發(fā)揮作用。

二、理論模型與數(shù)據(jù)選取

(一)理論模型與變量設(shè)計

本文通過運用VAR模型分析價格型貨幣政策工具與消費者信心指數(shù)之間的關(guān)系,參照錢雪松等(2015)和溫湖煒等(2018)的研究成果，選取上海銀行間同業(yè)拆借率(Shanghai Interbank Offered Rate,以下簡稱Shibor)作為我國價格型貨幣政策工具的代理變量,并結(jié)合學界對于Shibor和價格型貨幣政策工具之間關(guān)系的探討,綜合考慮選擇隔夜Shibor作為價格型貨幣政策工具的代理變量。張前程和李云龍(2021)對于價格型貨幣政策的研究中使用了EViews9軟件建立時間序列模型。VAR模型采用多方程聯(lián)立的形式,在模型的每一個方程中,內(nèi)生變量對模型的全部內(nèi)生變量的滯后值進行回歸,從而估計全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系,因而可以將Shibor對消費者信心指數(shù)帶來的沖擊納入模型中,比一般的回歸方程更能準確反映出兩個變量之間的關(guān)系。本文存在兩個變量因子,消費者信心指數(shù)(CCI)為被解釋變量Yt,上海銀行間同業(yè)拆借率(Shibor)為解釋變量Xt,模型的數(shù)學表達式如下:

Yt=A0+A1Yt-1+…+ApYt-p+B·Xt+ut

(1)

Xt=C0+C1Xt-1+…+CpYt-p+D·Xt+vt

(2)

(二)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文數(shù)據(jù)來源于上海銀行間拆放利率官網(wǎng)和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。隔夜拆借率采用2018—2021年數(shù)據(jù),將每個月的銀行間拆借率做均值處理,共得到39個數(shù)據(jù);消費者信心指數(shù)采用從2018年1月到2021年3月的月度數(shù)據(jù),共39個數(shù)據(jù)。兩個變量的序列圖如圖1和圖2所示;將兩個數(shù)據(jù)做描述性統(tǒng)計,結(jié)果如表1所示。

圖1 Shibor序列圖

圖2 CCI序列圖

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

三、實證結(jié)果及分析

(一)平穩(wěn)性檢驗

本文采用ADF檢驗,若原序列存在單位根即不能拒絕原假設(shè),則說明原序列非平穩(wěn),需要進行差分處理,直至差分序列平穩(wěn);若相反，則拒絕原假設(shè)，說明平穩(wěn)。對時間序列的一階差分的回歸見式(3)。

(3)

利用EViews9軟件對兩個變量做ADF檢驗,各變量檢驗結(jié)果如表2所示。如果p值小于0.050 0,說明不存在單位根,序列是平穩(wěn)的；如果p值大于0.050 0,說明存在單位根,序列是不平穩(wěn)的。Shibor和CCI原數(shù)據(jù)存在單位根，故不平穩(wěn),需要對數(shù)據(jù)進行差分處理,兩個變量經(jīng)過一階差分處理以后,p值顯著減少為0.000,拒絕原假設(shè),即兩個變量的一階差分不存在單位根,數(shù)據(jù)平穩(wěn)。

表2 ADF檢驗結(jié)果

(二)格蘭杰因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗的本質(zhì)特征是模型在某一滯后階數(shù)下,各個變量是否存在相互影響。通過AIC和SC信息準則是模型最優(yōu)滯后階數(shù)選取的依據(jù)。如果AIC和SC的最小值同時指向同一滯后階數(shù),那么這個滯后階數(shù)即為最優(yōu)滯后階數(shù)；如果AIC和SC的最小值分別指向不同滯后階數(shù),則根據(jù)信息準則中各項系數(shù)的最小值個數(shù)最多的滯后階數(shù)為最優(yōu)滯后階數(shù)。利用EViews9軟件得出VAR模型滯后階數(shù)結(jié)果，如表3所示。

表3 VAR模型滯后階數(shù)結(jié)果

表3展示了模型的LR、FPE、AIC、SC、HQ的值,可以發(fā)現(xiàn)AIC和SC的最小值指向不同,但是滯后階數(shù)為6階時各項指標的最小值個數(shù)最多,所以在格蘭杰因果關(guān)系檢驗時模型選取的滯后階數(shù)為6。

根據(jù)模型的最優(yōu)滯后階數(shù),得出格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果，如表4所示。

表4 格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

表4展示了當模型滯后階數(shù)為6時,兩種假設(shè)情況下p值分別為0.849 6%和0.012 7%。因此,在5%的顯著水平下存在由Dshibor到DCCI的單向因果關(guān)系,說明上海銀行間同業(yè)拆借率對消費者的信心指數(shù)有單向影響。

(三)VAR模型構(gòu)建

據(jù)前所述,Dshibor和DCCI的最佳滯后階數(shù)為6。結(jié)合Dshibor是引起DCCI的原因,構(gòu)建以Dshibor為解釋變量,DCCI為被解釋變量的模型,結(jié)果如表5所示。

表5 VAR模型結(jié)果

通過觀察結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當系數(shù)為負,說明上海銀行間同業(yè)拆借率對消費者信心指數(shù)的影響是負向的,銀行間同業(yè)拆借率上升,消費者信心指數(shù)下降。

根據(jù)AR根分布圖判斷檢驗VAR模型是否具有實際意義。檢驗原理為根據(jù)模型的滯后階數(shù)確定根的個數(shù),若所有根在圓內(nèi),說明模型平穩(wěn)，結(jié)果如圖3所示。由圖3可以看出，所有根均在圓內(nèi),因此可以繼續(xù)進行分析。

圖3 單位根檢驗結(jié)果

(四)脈沖響應函數(shù)分析和方差分解

通過脈沖響應可以分析上海銀行間同業(yè)拆借率對消費者信心指數(shù)的影響速度和時滯，如圖4所示。當在本期給上海銀行間同業(yè)拆借率一個正向的沖擊以后,消費者信心指數(shù)在前4期上下波動,第5期后半期開始出現(xiàn)下降,并在第7期出現(xiàn)最低點,隨后幾期又上下波動最后趨于零。說明同業(yè)拆借率對消費者信心指數(shù)的影響存在時滯性,并且同業(yè)拆借率上漲將導致消費者信心指數(shù)下降,但這個影響是短暫的、有時效的,大約會持續(xù)兩期的時間。

圖4 脈沖響應函數(shù)分析圖

Dshibor對DCCI的方差貢獻率在各期的情況如圖5所示。由圖5可以發(fā)現(xiàn)，在第6期到第7期時,Dshibor對DCCI的方差貢獻率有大幅度提升,此時正是消費者信心指數(shù)對同業(yè)拆借率做出反應的時期。最后幾期時,Dshibor對DCCI的方差貢獻率趨于平緩,最大值約為40%,也就是說同業(yè)拆借率對消費者信心指數(shù)的影響占消費者信心指數(shù)波動的40%左右。

圖5 方差分解圖

四、結(jié)論與啟示

本文以上海銀行間同業(yè)拆借市場的隔夜拆借率和消費者信心指數(shù)為研究對象,對其2018年1月到2021年3月的數(shù)據(jù)進行分析。通過建立VAR模型尋找兩個變量間的關(guān)系、影響速度和時滯,并得出相關(guān)結(jié)論：一方面，通過VAR模型的模擬可以得出，上海銀行間同業(yè)拆借率對消費者信心指數(shù)存在一定的負向影響；另一方面，這個影響存在時滯性、短效性，即銀行間同業(yè)拆借率上漲時，消費者會有對市場降低信心的反應,但這一反應會有所延遲,并且持續(xù)時間不長，大約為兩個月左右。

本文的研究結(jié)論具有一定的啟示作用。首先,在我國的利率體系中同時存在受管制的存貸款利率和已完全市場化的回購利率兩種利率體系,這使得貨幣市場利率與其他市場間的傳導機制失靈,作為貨幣市場的核心利率,銀行間同業(yè)拆借市場利率被控制在一定的區(qū)間內(nèi)是央行的價格型貨幣政策的核心目標之一。本文實證研究發(fā)現(xiàn)，Shibor過高將會抑制消費者對于市場的信心程度,在以擴大內(nèi)需為目的的國內(nèi)大循環(huán)背景下，央行應該通過合理、有效的公開市場操作使銀行間同業(yè)拆借率維持在目標范圍內(nèi)。其次,價格型貨幣政策能夠直接影響微觀經(jīng)濟主體對于市場經(jīng)濟的信心和消費意愿及行為,但是有一定的時滯性,因此央行對于當前經(jīng)濟形勢應當做出準確的判斷并提前做好布局和統(tǒng)籌規(guī)劃。最后,加快建成利率市場化的長效機制,推進利率市場化改革進程,充分挖掘利率在金融資源配置中所起的決定性作用,發(fā)揮貨幣政策中價格型貨幣政策的作用,從而全面提高公眾的消費和投資意愿,充分釋放消費潛力,進而實現(xiàn)擴大內(nèi)需和暢通國內(nèi)大循環(huán)的功能。