莩 ’拜玄 2013年第5期
边际消费倾向与超额货币
宋 健
【摘 要】运用协整和脉冲响应方法对我国 l978—2012年间的货 币过剩与居民消费倾向进行实证检验，
结果表明在 1991年 以后货 币过剩程度 对居 民消费倾 向产 生明显正向作用 ，因此 ，在 高度关注超额货 币发行
可能带来的消费刺激 同时 ，应 当更加 注重相 关制度性的建设 工作 ，为启动 内需打好基础 。
【关键词】消费倾向 超额货币 实证分析
[中图分类号]F015；F822 [文献标识码]A [文章编号] 1000—7326(2013)05—0084—04
一
、 引言
自改革开放以来，我国经济获得了快速发展，资本市场日益完善，但货币发行以更快的速度增长。
根据中国央行数据，从存量上看，截至 2012年末，中国M2余额达到人民币97．42万亿元，居世界第
一
， 接 近全球货币供应总量的 1／4，而 2o08年 中国的 M2余额还落后于 日本 、美 国 ；从增量上看 ，
1979--2012年间我国 M2的增长率每年保持在 l3％一37％．尤其在最近四年全球范围新增的货币供应量
上，中国贡献约其中的一半。由此 ，在持续货币流动性过剩的背景下探讨货币政策对居民边际消费倾 向
的传导作用 ，对于提振内需、刺激经济增长具有理论和现实意义。
传统消费理论从莫迪里亚尼生命周期消费平滑理论、弗里德曼永久收入理论、里兰德预防性储蓄理
论到费莱特隐蔽性通胀理论都是将消费水平与确定性的永久收入和一生消费匹配 ，不考虑制度变化 、人
口和收入差异、货币发行水平等变量的影响 ，这些理论对当前我国的消费倾向缺乏合理的解释。对于中
国经济内需不振的原因，相关学者提出了各自的解释，形成不同的假说，主要包括利率无关论假说、fI1
消费者预期变化假说【引 和制度性因素假说。l51昀刘骞 (2003)则将研究视角放在超额货币和消费倾向互
动关系上 ，他认为我国的超额货币往往是与高储蓄相伴而生的，并且在 M2、储蓄和货币流通速度三者
之间存在着一定的联系，我国居民边际消费倾向的改变是影响超额货币数量变化的重要原因，边际消费
倾向的变化与超额货币程度的变化呈反向关系。17]本文也认为。我国庞大的超额货币发行对居民边际消
费倾 向变化产生了很大影响，但 目前国内有关这方面的研究非常少 ，刘骞的研究在数据选取和方法论证
本 文系中国博士后 基金 面上项 目 “货 币流动性 与地方金 融稳 定研 究”(2012M520505)、湖南省哲学社会科学基金
项 目 “货 币流动性过剩对湖南 实体经济和虚拟经济产生的影响及对策研 究” (12YBA130)、湖 南科技 大学博士启动基金
资助项 目 “超额货 币与流动性研 究”的阶段性成果。
作者简介 宋健 ，湖南科技 大学副教授 ，中 国社会科 学院财经战略研 究 院博 士后流 动站 副研 究 员 (湖 南 湘潭 。
411021)。
一 84—
上还存在明显缺陷。因此 ，本文试图重构分析数据和模型对边际消费倾 向和超额货币的关系进行探讨。
二、数据与实证检验
刘骞 (2003)在测算我国居民的边际消费倾向时认为 ，全国居民的人均消费= (农村居民家庭平均
每人生活消费支出+城镇居民家庭平均每人全年消费支出)，2；全国居民可支配收入= (农村居民家庭人
均纯收入+城镇居民家庭人均可支配收人)／2。
从其计算公式 中不难发现 ，其在计算过程出现了明显失误，在我国的人 E1分布中，城镇与农村人 El
各年的比例是极不平衡的，农村人121的数量远远大于城镇人口的数量。作者简单地运用算术平均来计算
全国居民的人均消费和人均可支配收入无疑是错误的。基于此 ，本文把其计算公式修正为 ：全国居 民的
人均消费 =(城镇居 民家庭人均生活消费支 出×城镇人 口+农村居 民家庭人均生活消费支出X农村人 口)／
全国居民人 口总数 ；全国居 民可支配收入 = (城镇居民家庭人均可支配收入X城镇人 口+农村居 民家庭人
均可支配收人×农村人 口)／全国居民人 口总数。
在此基础上 ，本文计算我 国 1979--2012年间的边际消费倾 向实际值 (见表 1)。其 中，边际消费倾
向 = (全 国居民人均消费支出×全国居民人均消费增长率 )／(全国居民可支配收入×全 国居民可支配收入
增长率 )。为了获得居民边际消费倾 向与超额货币程度之间的准确关系 。考虑 中国超额货币在渐进式改
革过程中可能发生的结构性突变，类似于万广华 (2001)采用的Chow检验，阐本文采用 AO (additive
outlier)检验对超额货币样本期进行戈4分，结果表明 1990年发生了超额货币突变。
(一)边际消费倾向和超额货币程度的 Pearson检验。运用 SPSS软件分两阶段进行检验，检验结果
见表 2和表 3。在 1979--1990年间，边际消费倾 向与超额货币程度之间并未存在显著的相关关系 ：在
1991--2012年间，在 5％的显著性水平下 ，边际消费倾 向与超额货 币程度之间却存在较为显著的正相关
关系。
(二)边际消费倾向和超额货币程度的协整检验。首先运用 ADF检验法对各相关变量进行单位根检
验 ，结果表明各变量均是一阶单整序列。其次运用 Johansen协整检验法对各变量之间的关系作协整检
验 ，为了检验变量之间的弹性 ，我们对各变量取 自然对数。表 4协整检验中的迹统计量和最大特征值统
计量均显示 ，在 5％的显著性水平下各变量之间存在着协整关 系，经标准化的协整关 系式为 ：LMPC=
2．814454+4．186272LSM2。这表明。边际消费倾向和超额货币程度之间存在长期的正向关系，超额货币
程度每上升 (下降)1个百分点会引起边际消费倾向上升 (下降)4．186272个百分点。
(三)脉冲响应分析。采用 Cholesky分解方法得到的脉冲响应 函数 (见图 1)，面对超额货币的正向
冲击 ，边际消费倾 向在第 2期达到顶峰 ，此后边际消费倾 向冲击的效应呈现逐步衰减的态势。
衰 l 1979—2O12年我国居民的边际消费倾 向和超额货币程度表
全 国居民人均 全 国居民人均 全国居民可支配 全国居民可支配 年份 居 民边际消费倾 向 超额货 币程度 (％)
消费支出 (元) 消费增长率 (％) 收入 (元) 收入增长率 (％)
1979 208 13．04 2o6．62 20．70 0．63 l8-30
l980 238 14．42 246．82 19．46 0．7I l8．76
198l 264 10．92 279．23 13．13 0．79 l3．47
l982 288 9．09 326．14 16．80 0．48 7．98
1983 316 9．72 364．90 l1．88 0．71 10．62
l984 36l 14．24 423．61 16．09 0．75 26．42
l985 446 23．55 478．56 12．97 1．69 l6-36
1986 497 11．43 540．81 13．0l 0．81 20．72
1987 565 13．68 599．20 10．80 1．19 15．10
l988 714 26．37 708．90 18-3l 1．45 l1．7O
1989 788 10．36 803．95 13．41 0．76 8．92
— 85—
l990 833 5．7l 903．89 12．43 0．42 18-32
1991 932 11．88 975．85 7．96 l-43 17．2l
1992 l1l6 19．74 1l25．22 15-31 l-28 21．75
l993 1393 24．82 l385．06 23．O9 1．08 27．55
l994 1833 31．59 1869．66 34．99 0．89 24．55
1995 2355 28．48 2363-33 26．40 1．07 19．12
1996 2789 18．43 2813．92 19．07 0．96 14．59
1997 30o2 7．64 3O69．8O 9．O9 0．82 8．71
1998 3l59 5．23 3250-25 5．88 0．86 3．84
1999 3346 5．92 3477．57 6．99 O．81 3．67
20o0 3632 8．55 3711．82 6．74 1．24 1．09
20ol 3869 6．53 4O58．53 9．34 0．67 6．28
20o2 4106 6．13 4518．9O 11．34 0．49 5．38
2003 44l1 7．43 4993．22 10．50 0．63 7．94
4925 11．65 5644．62 l3．05 0．78 3．03
2c105 5463 10．92 6366．56 12．79 0．73 5．49
20o6 6138 12．36 7174．75 12．69 0．83 3．40
2007 7O81 l5-36 8475．06 l8．12 0．71 4．29
20o8 7224 2．02 9939 17．27 0．09 3．85
20o9 7992 10．63 1O965 10-32 O．75 8．7O
2Ol0 8922 11．64 12508 14．07 O．59 5．57
2O11 1O317 15．64 14582 16．58 0．67 4．48
20l2 11636 12．79 16O41 10．Ol 0．93 7．26
注：超额货币程度由宋健 (2012)根据货币滞存法计算所得，其他数据根据 《中国统计年鉴2012)、《中国统计摘要2012)有关
数据计算所得。
裹 2 1979E 1990年间边 际消费倾 向与超额 表 3 1991E2012年 间边际消费倾 向与超额
货币程度 的 Pearson检验
MPC SM2
Pearson Correlation l -0．049
MPC Sig．(2-tailed) O．880
N 12 12
Pearson Correlation -0．049 l
SM2 Sig．(2-tailed) 0．880
N 12 12
注：表中的MPC代表居民边际消费倾向，SM2代表超额货币
程度 ，下 同。
货币程度的 Pearson检验
MPC SM2
Pearson Correlation l 0．515
MPC Sig．(2-tailed) 0．035
N 22 22
Pearson Correlation O．515 l
SM2 Sig．(2-tailed) 0．035
N 22 22
表 4 1991--2012年间相关变量的协整检验结果
协整秩 H0 迹统计量 1％临界值 5％临界值
O十 23．07620 25．O78l l 20．26184
r≤ l 8-9O6098 12．76O76 9．164546
协整秩 H0 最 大特征根统计量 l％临界值 5％临界值
0} 14．1701 1 20．16121 15．892l0
r≤1 8．9O6O98 12．76076 9．164546
— 86一
注： 、 、 分别表示显著性水平为 l％、5％、10％。
三、理论解释
按照袁志刚等学者的观点 ：基于对大宗商品
(包括住房、医疗和高档耐用品)未来消费不确定性
的忧虑，人们主动降低消费倾向。必将致使边际消
费倾向逐期递减。0o]但我们认为从居民总体消费来
看 ，由于人们 消费大宗商 品缺乏时间上的一致性 ，
不同期的大宗消费不应该 出现消费倾 向下降的趋势。
从统计数据上看，我国居民在食品、衣着等生活必
图 1 边际消费倾 向对超额货币程度
变动的脉冲响应
需品上的消费比例不断下降．高档消费品占消费总支出比例不断上升的事实也不支持上述学者的观点 。
我们计算的结果是边际消费倾向并非逐年下降 ，可能的解释是这种消费倾向的变化与货币超额发行程度
存在明显关系，尤其是在 1991年以后。货币发行节奏明显加快而且不稳定加上时间上的滞后致使边际
消费发生明显波动。 ．
而刘建国认为农村消费倾 向偏低 。原因在于长期以来农户承担了太多的社会责任 ，缺乏足够的经营
自主权，政府干预过多，城乡差别巨大，公共服务设施落后等。fn]我们认为结论值得商榷，众所周知，
在取消农业税等相关税费以后 。农村居民税赋负担极大降低，生产经营权随着家庭土地承包权的落实亦
完全放开 。政府对具体经营活动不再微观指导 ，随着 “村村通”基础建设和合作医疗 、农村社保的建
立，农村的消费潜力应当极大释放出来，逐年偏低的消费倾向不能合理解释这种变化。另外，传统消费
理论认为，随着收入水平上升，消费倾向将下降，农村居民收入水平偏低，其边际消费倾向应当更高。
因此，如果农村消费倾向偏低的判断是事实，可能的理论假说是货币超额发行带来的流动性冲击对城镇
产生的影响要明显大于对农村居民产生的影响，当然 ，这一假说需要展开进一步的研究来证实。
四、结论及建议
随着我国经济的逐步深化 。金融市场获得了快速的发展 ，中央银行投放市场的货币逐年增多，巨量
的货币供给带来超出市场需求的货币存量，给居民消费倾向造成实质性影响，实证结果表明：(1)在
1990年之后中央银行货币超额发行对居民边际消费倾向产生 了明显影响 ；(2)超额货币发行对居 民边
际消费倾向产生长期稳定的正向作用 ，具体而言 ，1％的货币超额发行将使得总体边际消费倾向上升 4％
以上；(3)这种由货币超额发行带来的边际消费倾向上升在较短时间内将达到最高值，然后逐步衰减，
最后将完全消失 ，这不同于刘骞 (2003)的结论。
本研究 目前仍然存在一些不够完善之处，由于相关数据不完整 ，本研究还未能将消费倾 向进一步与
通胀水平 、城镇和农村居民收入增长和财富累计程度作更深入的探讨 ，有必要在确定相应当替代变量后
展开后续验证。根据上述实证的结果和其他学者的研究成果 ，宏观政策决策者在设计启动内需消费，推
动经济增长时应当把握以下几点：(1)超额货币发行将直接导致居民边际消费倾向发生较大的改变，启
动居 民消费。扩大内需不能够长期依靠超量的货币发行 ，超额货币只能短期刺激消费增长 ，离开其他政
策和措施单纯倚靠货币发行无法保持消费的长期稳定。(2)加强 民生项 目的制度建设 ，降低居民对未来
收支不确定性的焦虑感，提供覆盖广大城乡的基本生活保障和医疗保障，缩小各层次居 民收入差距 ，通
过税收和转移支付等财政手段培育消费主体，提高边际消费倾向。(3)进一步加大居民消费信贷制度建
设，创新金融工具，简化信贷流程，满足人们平滑一生消费的需求，使得跨期消费真正成为可能，让消
费信贷成为刺激经济增长的推手。
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