我國貨幣政策城鄉(xiāng)消費(fèi)差異效應(yīng)研究

宋長青

(西安財(cái)經(jīng)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，陜西省信用研究中心， 陜西 西安 710100)

我國自改革開放以來已歷經(jīng)近40年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展取得了舉世矚目的巨大成就，經(jīng)濟(jì)總量已躍居世界第二。與此同時(shí)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的各項(xiàng)矛盾逐漸凸顯。我國經(jīng)濟(jì)增長率從 1999 年開始出現(xiàn)持續(xù)上升狀態(tài)，2003 年增長率突破 10%，到 2007 年更是達(dá)到了13.02%。與之形成對比的是，我國居民消費(fèi)率從2000年開始持續(xù)下降，2009 年也達(dá)到最低點(diǎn) 35.11%。2008年金融危機(jī)之后，我國實(shí)施“四萬億”投資計(jì)劃，經(jīng)濟(jì)增長大部分來源于投資拉動(dòng)。危機(jī)后我國經(jīng)濟(jì)增長一直依靠財(cái)政政策和貨幣政策拉動(dòng)投資實(shí)現(xiàn)，此種經(jīng)濟(jì)增長模式不可持續(xù)，我國經(jīng)濟(jì)優(yōu)化轉(zhuǎn)型迫在眉睫。因此在當(dāng)前提倡運(yùn)用貨幣金融政策促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級、結(jié)構(gòu)優(yōu)化的背景下，結(jié)合我國城鄉(xiāng)居民在收入結(jié)構(gòu)、社會(huì)福利等方面的差異研究貨幣政策城鄉(xiāng)消費(fèi)差異效應(yīng)，對進(jìn)一步擴(kuò)大內(nèi)需促進(jìn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展，構(gòu)建和諧安定社會(huì)都有著積極作用。

一、文獻(xiàn)回顧

自20世紀(jì)80年代我國貨幣政策獨(dú)立操作以來，理論界普遍認(rèn)為貨幣政策主要通過信貸、利率、資產(chǎn)價(jià)格三種渠道進(jìn)行傳導(dǎo)。盡管現(xiàn)有相關(guān)成果豐富，但相關(guān)研究主要集中在以經(jīng)濟(jì)周期為維度的橫向研究和以區(qū)域、產(chǎn)業(yè)為維度的縱向研究兩個(gè)方向，貨幣政策消費(fèi)傳導(dǎo)渠道一直沒有得到重視，以消費(fèi)視角為切入點(diǎn)對于貨幣政策差異效應(yīng)研究也并不多見。Karras(2007)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)張型貨幣政策的消費(fèi)效應(yīng)不顯著但緊縮型貨幣政策消費(fèi)效應(yīng)顯著[1]。Paul 和Carlos(2008)運(yùn)用DSGE模型探討了貨幣政策消費(fèi)效應(yīng)存在非對稱性的原因和形成機(jī)理[2]。梁云芳 (2011)運(yùn)用VECM模型研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策對消費(fèi)支出具有非線性效應(yīng)，從長期看緊縮型貨幣政策效應(yīng)大于擴(kuò)張型貨幣政策效應(yīng)，從短期看貨幣政策消費(fèi)效應(yīng)非線性效應(yīng)不顯著[3]。Koivu(2012)運(yùn)用1998—2008年間數(shù)據(jù)構(gòu)建SVAR模型，研究顯示寬松的貨幣政策能夠提高資產(chǎn)價(jià)格進(jìn)而刺激消費(fèi)增長[4]。浦勇超(2012)利用NK-SVAR模型對貨幣政策消費(fèi)效應(yīng)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，緊縮型貨幣政策對居民消費(fèi)的影響比擴(kuò)張型貨幣政策的影響大。因此在經(jīng)濟(jì)過熱時(shí)緊縮型貨幣政策效果顯著而在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)擴(kuò)張型貨幣政策效果有限[5]。李程 (2014)以貨幣政策信用渠道為切入點(diǎn)研究信貸對消費(fèi)產(chǎn)生影響的作用機(jī)理，研究結(jié)果顯示統(tǒng)一的貨幣政策對不同收入群體的消費(fèi)效應(yīng)并不相同[6]。柳陽(2013)運(yùn)用動(dòng)態(tài)面板自回歸模型對我國29個(gè)省份貨幣政策消費(fèi)需求效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，我國貨幣政策消費(fèi)需求具有非線性特征，增加居民收入是實(shí)現(xiàn)運(yùn)用貨幣政策促進(jìn)消費(fèi)目標(biāo)的途徑[7]。龍少波等(2016)運(yùn)用STR非線性回歸對我國貨幣政策、房價(jià)與居民消費(fèi)之間的關(guān)系進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，我國存在貨幣政策對消費(fèi)的直接影響路徑，擴(kuò)張型貨幣政策對我國居民消費(fèi)具有一定的提升作用[8]。楊姝怡和陳祥(2017)運(yùn)用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型研究證明了貨幣政策消費(fèi)支出非對稱效應(yīng)的存在性，樂觀預(yù)期下貨幣政策對消費(fèi)調(diào)控的效用較悲觀預(yù)期下更有力也更迅速[9]。

梳理已有文獻(xiàn)可知，盡管較之貨幣政策產(chǎn)業(yè)、區(qū)域等方面研究，貨幣政策消費(fèi)效應(yīng)相關(guān)研究數(shù)量并不多，但現(xiàn)有研究已經(jīng)取得了一定的成果。相關(guān)文獻(xiàn)大多是對貨幣政策消費(fèi)差異效應(yīng)的存在性進(jìn)行驗(yàn)證，并未從形成原因上進(jìn)行深層次挖掘。另外在實(shí)證研究方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)鮮見將貨幣政策分解為正向沖擊和負(fù)向沖擊，分開來對貨幣政策效應(yīng)進(jìn)行更為細(xì)致的考察。本文通過估計(jì)貨幣供給方程對貨幣政策沖擊進(jìn)行分解，將貨幣政策分解為正向沖擊和負(fù)向沖擊分別考察擴(kuò)張型貨幣政策和緊縮型貨幣政策的城鄉(xiāng)消費(fèi)差異效應(yīng)，以期能夠?qū)ξ覈泿耪呦M(fèi)沖擊效應(yīng)進(jìn)行更為準(zhǔn)確的刻畫，在深入探索我國城鄉(xiāng)消費(fèi)效應(yīng)產(chǎn)生機(jī)理的基礎(chǔ)上，提出運(yùn)用差異化貨幣政策操作調(diào)整城鄉(xiāng)消費(fèi)結(jié)構(gòu)的有效建議。

二、模型構(gòu)建與變量選取

(一)模型設(shè)定

本文借鑒Cover的兩步估計(jì)法[10]，首先根據(jù)相關(guān)規(guī)則選取對貨幣政策結(jié)果有影響的主要變量構(gòu)建貨幣供給方程。一般情況下，方程中引入隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)用來表示被引入方程的解釋變量以外其他因素對被解釋變量的影響，在該貨幣供給方程中貨幣政策沖擊變量即可由隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)代理。其次對產(chǎn)出方程進(jìn)行回歸分析，可分別使用上一步中估計(jì)得到的擴(kuò)張性貨幣沖擊和緊縮性貨幣沖擊，由此來考察擴(kuò)張性和緊縮性沖擊的差異效應(yīng)。由于隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，貨幣的內(nèi)涵越來越廣泛且M2能夠同時(shí)反映經(jīng)濟(jì)中現(xiàn)實(shí)和潛在購買力，因此本文選取廣義貨幣供給量M2增長率作為貨幣政策變動(dòng)代理變量來對方程進(jìn)行估計(jì)。

εt+C

(1)

在上述方程式中，p和k分別代表各變量的滯后階數(shù)。Mt、Yt、GEXt分別表示我國廣義貨幣供應(yīng)量的實(shí)際增長率、GDP實(shí)際增長率和以人民幣計(jì)價(jià)的出口實(shí)際增長率，CPI表示物價(jià)水平變動(dòng)情況，εt代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，C是常數(shù)項(xiàng)。為了保證估計(jì)效果，首先以1978年為基期對廣義貨幣供應(yīng)量M2、國民生產(chǎn)總值GDP、出口總額EX進(jìn)行處理以剔除物價(jià)因素。經(jīng)差分調(diào)整后，各序列均呈現(xiàn)一階單整平穩(wěn)序列，滿足回歸穩(wěn)定性要求。隨后通過向量自回歸模型和脈沖響應(yīng)分析對擴(kuò)張型貨幣政策和緊縮型貨幣政策城鄉(xiāng)消費(fèi)差異效應(yīng)分別進(jìn)行考察。

(二)變量選取和數(shù)據(jù)說明

選取具體數(shù)據(jù)之前，首先需要明確本研究中關(guān)于城鄉(xiāng)區(qū)域的劃分方法。根據(jù)《關(guān)于統(tǒng)計(jì)上劃分城鄉(xiāng)的暫行規(guī)定》，城鎮(zhèn)地區(qū)包括街道辦事處和鎮(zhèn)所轄的居民委員會(huì)地域和公共設(shè)施等連接到的其他居民、村民委員會(huì)地域?！兑?guī)定》劃定為城鎮(zhèn)以外的區(qū)域則為鄉(xiāng)村。本文實(shí)證檢驗(yàn)選取城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)支出作為消費(fèi)指標(biāo)，分別記為urban和rural。依既定研究思路，貨幣政策沖擊變量由前文貨幣供給方程估計(jì)得到的供給沖擊表示，擴(kuò)張型和緊縮型貨幣政策沖擊分別記為Mpos、Mneg。考慮到可得性數(shù)據(jù)均選取年度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為1978-2016年，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫、《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《新中國55年統(tǒng)計(jì)資料匯編》。為了保證回歸效果先對數(shù)據(jù)進(jìn)行取對數(shù)處理，處理之后城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出分別記為：lnurban和lnrural。

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)貨幣供給方程估計(jì)

首先進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以避免結(jié)果出現(xiàn)偽回歸。各序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示在1%顯著性水平下方程中各序列均呈現(xiàn)平穩(wěn)性。

對貨幣供給方程進(jìn)行估計(jì)，具體回歸方法選取普通最小二乘法(OLS)。依據(jù)AIC準(zhǔn)則，結(jié)合顯著性結(jié)果和擬合優(yōu)度最終確定模型為二階滯后，即p=k=2。具體回歸結(jié)果如表1所示。

遵循貨幣供給方程的構(gòu)建思路，正負(fù)向貨幣供給沖擊由貨幣供給方程中的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εt代表。其中εt<0時(shí)，表示貨幣供給沖擊為負(fù)向沖擊，即緊縮型貨幣政策；εt>0時(shí)，則表示貨幣供給沖擊為正向沖擊，即擴(kuò)張型貨幣政策。擴(kuò)張型貨幣政策、緊縮型貨幣政策分別用Mpos、Mneg表示，計(jì)算公式如下：

(2)

(3)

表1 貨幣供給方程回歸結(jié)果

注：**、*分別代表在1 %、5%、10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。

公式中，εt則表示第t期的貨幣供給沖擊，而擾動(dòng)項(xiàng)εt的絕對值則由abs(εt)表示。圖1展現(xiàn)了貨幣供給方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)εt經(jīng)公式(1)計(jì)算得到的貨幣供給沖擊序列。圖中εt為正值即代表擴(kuò)張型貨幣政策，由橫軸以上部分表示；εt為負(fù)值即代表緊縮型貨幣政策，由橫軸以下部分表示。

圖1 分解后擴(kuò)張型和緊縮型貨幣政策沖擊

我國貨幣政策操作的實(shí)際狀況可以從圖1分解后正、負(fù)向貨幣政策沖擊圖示得知。從20世紀(jì)80年代初，中國人民銀行獨(dú)立行使央行職能至1989年，該時(shí)期貨幣政策操作仍處于學(xué)習(xí)摸索階段。這一階段貨幣政策操作基本呈現(xiàn)擴(kuò)張型和緊縮型貨幣沖擊交替使用狀態(tài)。1987年之后，我國通貨膨脹有抬頭趨勢，于是1989年我國央行實(shí)施了力度較大的緊縮型貨幣政策來緩解1988年我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)出現(xiàn)的高通脹現(xiàn)象。為了避免經(jīng)濟(jì)陷入緊縮型貨幣政策的后遺癥，此后1990—1995年，我國央行連續(xù)實(shí)施溫和的擴(kuò)張型貨幣政策來緩解1989年緊縮型貨幣政策對我國社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生的不利影響。1997年亞洲金融危機(jī)爆發(fā)，整個(gè)亞洲地區(qū)陷入恐慌局面，然而中國充分展現(xiàn)大國形象，承擔(dān)起大國責(zé)任，宣布人民幣不貶值，此舉可謂是亞洲金融危機(jī)中的“定海神針”，極大地穩(wěn)定了亞洲經(jīng)濟(jì)局面。為了緩解金融危機(jī)對我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊，當(dāng)年我國貨幣當(dāng)局采取了多項(xiàng)擴(kuò)張型貨幣政策。然而從圖1中看到，1997年以來我國貨幣政策實(shí)際表現(xiàn)為輕微的緊縮型貨幣供給沖擊，這與現(xiàn)實(shí)情況存在較大反差。盡管為了緩解金融危機(jī)對我國經(jīng)濟(jì)的沖擊，貨幣當(dāng)局采取了多種應(yīng)對措施，但由于當(dāng)時(shí)我國貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道并不通暢且當(dāng)時(shí)應(yīng)對措施多為一些利率型工具，這就導(dǎo)致貨幣政策有效性難以保證，因此從圖中表現(xiàn)出我國在1997年亞洲金融危機(jī)中貨幣政策操作實(shí)際上是略偏緊縮型。危機(jī)過后的十年間我國一直致力于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，因此我國一直實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策，力爭保證經(jīng)濟(jì)環(huán)境平穩(wěn)從而為經(jīng)濟(jì)發(fā)展創(chuàng)造條件，這一政策意圖可以從圖中我國貨幣供給沖擊基本呈現(xiàn)擴(kuò)張型和緊縮型貨幣沖擊交替使用狀態(tài)看出。2008年金融危機(jī)爆發(fā)，我國實(shí)施了“四萬億”投資計(jì)劃。貨幣投放對我國經(jīng)濟(jì)起到了極大的穩(wěn)定作用，有效避免了金融危機(jī)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的進(jìn)一步影響。然而實(shí)施投資計(jì)劃之后我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)通貨膨脹的勢頭，我國貨幣政策目標(biāo)轉(zhuǎn)向穩(wěn)定物價(jià)，從圖1中也可看出，2010年之后我國貨幣供給實(shí)際上一直呈現(xiàn)負(fù)向沖擊。近幾年隨著全球經(jīng)濟(jì)不景氣，我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展呈現(xiàn)放緩趨勢，貨幣供給轉(zhuǎn)為正向沖擊便可看出央行實(shí)施量化寬松貨幣政策這一操作意圖。

(二)平穩(wěn)性檢驗(yàn)

通過貨幣供給方程估計(jì)得到正、負(fù)向貨幣沖擊之后，下面檢驗(yàn)分解后貨幣政策城鄉(xiāng)消費(fèi)支出差異效應(yīng)。首先檢驗(yàn)各序列平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。調(diào)整后各序列D(lnM)和D(lnurban)、D(lnrural)均為一階單整序列，各變量在10%的顯著性水平下均滿足穩(wěn)定性要求。

表2 平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：(1)C、T、L分別代表常數(shù)項(xiàng)、時(shí)間趨勢項(xiàng)和滯后階數(shù)；(2)***、**、*分別代表在1 %、5%、10%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。

(三)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

判斷變量之間是否存在長期穩(wěn)定關(guān)系需要通過協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)來說明，存在協(xié)整關(guān)系的必要條件是各序列之間同階單整。模型中各原始序列為非平穩(wěn)序列，需要調(diào)整處理。經(jīng)一階差分調(diào)整后各序列呈現(xiàn)一階單整，滿足協(xié)整檢驗(yàn)平穩(wěn)性要求。協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 各變量間Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：**代表在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)。

由表3檢驗(yàn)結(jié)果可知，變量lnurban、lnrural和變量lnMpos、lnMneg之間各存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，這表明城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出、農(nóng)村居民消費(fèi)支出與正向貨幣供給沖擊、負(fù)向貨幣供給沖擊之間各自存在長期穩(wěn)定關(guān)系。

(四)脈沖響應(yīng)分析

圖2為我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)支出對擴(kuò)張型貨幣政策沖擊的響應(yīng)圖。給定貨幣政策代理變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的原始沖擊后，系統(tǒng)模擬變量lnurban、lnrural滯后期為10期的響應(yīng)情況，重點(diǎn)考察城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)支出對一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化擴(kuò)張型貨幣政策沖擊的反應(yīng)速度和反應(yīng)深度。

由圖2可知，我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)支出對擴(kuò)張型貨幣政策沖擊的響應(yīng)存在較大差異。在響應(yīng)程度上，城鎮(zhèn)地區(qū)響應(yīng)幅度較大，農(nóng)村地區(qū)響應(yīng)幅度較小。給貨幣政策代理變量M2增長率一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)沖擊后，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的最大響應(yīng)出現(xiàn)在第2期，最大正向響應(yīng)值為0.0216；農(nóng)村居民消費(fèi)支出最大響應(yīng)出現(xiàn)相對較晚，在第3期，最大正向響應(yīng)值為0.0049。在響應(yīng)方向上，給定一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化沖擊后城鄉(xiāng)地區(qū)居民消費(fèi)支出均呈現(xiàn)正負(fù)向響應(yīng)波動(dòng)現(xiàn)象，城鎮(zhèn)地區(qū)負(fù)向響應(yīng)最大值出現(xiàn)在第4期但幅度較小；農(nóng)村地區(qū)負(fù)向最大響應(yīng)值出現(xiàn)在第5期，負(fù)向最大響應(yīng)值為0.0091，超過正向響應(yīng)最大值0.0049。之后，城鄉(xiāng)地區(qū)響應(yīng)值均呈現(xiàn)正負(fù)向響應(yīng)交替，在長期中都逐漸趨于零且呈收斂狀態(tài)。值得注意的是，給定一個(gè)擴(kuò)張型貨幣政策沖擊后農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)支出雖然第3期就出現(xiàn)了正向響應(yīng)，但隨后第5期卻出現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)且響應(yīng)幅度要大于正向響應(yīng)，這種相互抵消使得擴(kuò)張型貨幣政策在我國農(nóng)村地區(qū)作用效果不佳。

圖3 緊縮型貨幣政策沖擊城鄉(xiāng)地區(qū)居民消費(fèi)支出脈沖響應(yīng)

圖3是我國城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出和農(nóng)村居民消費(fèi)支出對緊縮型貨幣政策沖擊的響應(yīng)圖。給定一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的貨幣政策沖擊后，從響應(yīng)方向分析，我國城鎮(zhèn)地區(qū)、農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)支出均并未迅速呈現(xiàn)下降趨勢，城鄉(xiāng)地區(qū)都存在響應(yīng)滯后期；從響應(yīng)速度上分析，城鎮(zhèn)地區(qū)居民消費(fèi)支出負(fù)向響應(yīng)在第3期以后出現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)負(fù)向響應(yīng)在第4期以后才出現(xiàn)，農(nóng)村地區(qū)相較于城鎮(zhèn)地區(qū)反應(yīng)遲緩；從響應(yīng)幅度上看，城鎮(zhèn)居民消費(fèi)支出的負(fù)向響應(yīng)最大值為-0.0109出現(xiàn)在第4期，農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)支出負(fù)向響應(yīng)最大值分別為-0.0073出現(xiàn)在第5期，城鎮(zhèn)地區(qū)受緊縮型貨幣政策的影響程度較大。另外，從圖3還可看出，我國城鄉(xiāng)地區(qū)居民消費(fèi)支出在長期中均呈現(xiàn)收斂，第10期以后逐步趨于0值。

(五)檢驗(yàn)結(jié)果及分析

從脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，無論是我國城鎮(zhèn)地區(qū)還是農(nóng)村地區(qū)，擴(kuò)張型貨幣政策對居民消費(fèi)支出均有正向影響，其中城鎮(zhèn)地區(qū)居民消費(fèi)支出受擴(kuò)張型貨幣政策影響較大且反應(yīng)較為迅速；盡管初始擴(kuò)張型貨幣政策對農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)支出有正向影響但后期出現(xiàn)波動(dòng)，中長期會(huì)出現(xiàn)負(fù)向影響，負(fù)向影響幅度甚至超過正面效應(yīng)。緊縮型貨幣政策對城鎮(zhèn)地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)支出均有負(fù)向影響但城鄉(xiāng)地區(qū)均存在響應(yīng)滯后，城鎮(zhèn)地區(qū)對緊縮型貨幣政策沖擊反應(yīng)速度較快且影響程度較大，農(nóng)村地區(qū)影響相對較小。我國貨幣政策城鄉(xiāng)地區(qū)居民消費(fèi)支出效應(yīng)存在非對稱性，當(dāng)前統(tǒng)一制定實(shí)施貨幣政策并不利于我國城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和消費(fèi)水平提高，甚至導(dǎo)致城鄉(xiāng)居民收入差距擴(kuò)大、城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)更加不合理的不利局面。

四、結(jié)論與建議

本文實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，我國貨幣政策與擴(kuò)大內(nèi)需促發(fā)展、縮小城鄉(xiāng)經(jīng)濟(jì)差距目標(biāo)之間存在嚴(yán)重沖突。城鎮(zhèn)地區(qū)居民消費(fèi)支出受擴(kuò)張型貨幣政策影響較大，農(nóng)村地區(qū)影響較??；從中長期考察，農(nóng)村地區(qū)受擴(kuò)張型貨幣政策影響會(huì)轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向且負(fù)向影響比正向影響更大。城鄉(xiāng)地區(qū)對緊縮型貨幣政策均存在時(shí)滯現(xiàn)象；較之農(nóng)村地區(qū)，城鎮(zhèn)地區(qū)居民消費(fèi)支出受緊縮型貨幣政策影響更大。我國統(tǒng)一貨幣政策的制定實(shí)施并不利于我國擴(kuò)大內(nèi)需、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化調(diào)整目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。探尋原因，一方面，我國農(nóng)村地區(qū)居民收入預(yù)期不穩(wěn)定、社會(huì)保障體系不健全，導(dǎo)致我國農(nóng)村居民消費(fèi)收入敏感度遠(yuǎn)低于城鎮(zhèn)居民；另一方面，我國近年來經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌中的制度改革導(dǎo)致除個(gè)別年份以外，城鄉(xiāng)居民收入差異并沒有實(shí)現(xiàn)貧富差距逐步縮小的愿望，反而總體上呈現(xiàn)不斷擴(kuò)大趨勢，城鄉(xiāng)居民收入差距陷入了一種“強(qiáng)者更強(qiáng)、弱者更弱”的惡性循環(huán)局面，農(nóng)村地區(qū)居民收入提高得不到保證，消費(fèi)支出更是難以得到有效提升。盡管央行也運(yùn)用了一些消費(fèi)信貸工具對此現(xiàn)象進(jìn)行調(diào)節(jié)，但由于農(nóng)村地區(qū)消費(fèi)信貸運(yùn)用遠(yuǎn)不及城鎮(zhèn)地區(qū)普及，導(dǎo)致消費(fèi)信貸工具的調(diào)節(jié)效果并不理想。

針對我國貨幣政策對城鎮(zhèn)地區(qū)居民和農(nóng)村地區(qū)居民消費(fèi)支出影響的差異效應(yīng)，結(jié)合實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，本文對提高政策有效性提出以下建議：第一，多措并舉大力提高農(nóng)村居民收入，改善城鄉(xiāng)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)。加速推進(jìn)農(nóng)村金融系統(tǒng)改革，運(yùn)用金融工具提高農(nóng)村地區(qū)居民收入水平和消費(fèi)水平；進(jìn)一步深化分配體制改革，縮小城鄉(xiāng)居民貧富差距、促進(jìn)農(nóng)村地區(qū)居民收入有效提高；提高農(nóng)村居民的財(cái)產(chǎn)性收入，如改革農(nóng)村土地制度等。第二，完善社會(huì)保障體系，擴(kuò)大農(nóng)村地區(qū)社會(huì)保障制度的覆蓋面。我國居民預(yù)防性儲(chǔ)蓄規(guī)模很大，尤其是農(nóng)村居民社會(huì)保障較差，收入水平低且不穩(wěn)定，預(yù)防性儲(chǔ)蓄水平較高但消費(fèi)水平較低。加大農(nóng)村地區(qū)在教育、醫(yī)療、養(yǎng)老等方面的保障力度，解決農(nóng)村居民消費(fèi)的后顧之憂，有利于貨幣政策消費(fèi)傳導(dǎo)有效性提高。第三，完善消費(fèi)信貸體制，尤其是面向農(nóng)村地區(qū)傾斜的消費(fèi)信貸體系。由于邊際消費(fèi)傾向遞減且城鄉(xiāng)收入差異很大，消費(fèi)信貸向農(nóng)村地區(qū)傾向有利于提高貨幣政策信號傳導(dǎo)至消費(fèi)的有效性。第四，提高貨幣政策透明度，確保貨幣政策信息發(fā)布的準(zhǔn)確性、及時(shí)性和有效性，合理引導(dǎo)公眾預(yù)期從而消除貨幣政策波動(dòng)所引發(fā)的非對稱性效應(yīng)。