封福育 趙夢楠

一、引言

長期以來我國農(nóng)村居民消費水平一直呈現(xiàn)低迷狀態(tài)，“高儲蓄，低消費”成為我國經(jīng)濟的重要特征之一。為了刺激消費從而帶動經(jīng)濟增長，政府嘗試采用了多種貨幣政策，然而農(nóng)村居民消費不振現(xiàn)象并沒有獲得顯著改善。其主要原因在于:農(nóng)村居民消費對貨幣政策的反應(yīng)具有非對稱特征。例如，Duesenberry（1949）[1]認(rèn)為居民消費具有顯著的“棘輪效應(yīng)”，即消費習(xí)慣形成之后有不可逆性，增加消費易而減少消費難。這一特征導(dǎo)致貨幣政策對農(nóng)村居民消費影響可能具有非線性效應(yīng)。

因此，為了啟動內(nèi)需、提高我國農(nóng)村居民的消費水平，保持我國國民經(jīng)濟持續(xù)、健康、平穩(wěn)增長，我們必須回答下述問題:貨幣政策對農(nóng)村居民的消費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農(nóng)村居民消費非線性影響的作用機理及沖擊效應(yīng)？最后，該種作用機理和沖擊效應(yīng)給貨幣當(dāng)局帶來何種啟示？

二、文獻回顧

關(guān)于貨幣政策對居民消費水平非線性影響的分析，國內(nèi)外學(xué)者進行了大量的研究。歸納起來學(xué)者們主要從以下視角展開分析。其一，貨幣政策的沖擊效應(yīng)。 Paul和 Carlos（2008）[2]、 郭新強等（2013）[3]、孫寧華和周揚（2013）[4]等通過構(gòu)建動態(tài)一般隨機均衡模型探討了貨幣沖擊對消費需求的非對稱性反應(yīng)及其形成機理。 Cover（1992）[5]、 Karras（2007）[6]等的實證分析也發(fā)現(xiàn)緊縮性的貨幣政策對產(chǎn)出和消費有顯著影響，而擴張性貨幣政策對產(chǎn)出和消費的影響并不顯著，由此他們認(rèn)為貨幣政策對消費的影響確實存在非線性效應(yīng)。其二，貨幣政策變化帶來的不確定性。 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居民消費影響的微觀機理基礎(chǔ)上，通過構(gòu)建計量模型實證分析發(fā)現(xiàn)貨幣政策對居民消費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)果也證實長期中貨幣政策對居民消費影響具有顯著的非線性效應(yīng)。其三，貨幣政策變化對消費信貸的約束影響。 萬廣華等（2001）[11]、 李程（2014）[12]等從貨幣政策的信用渠道入手，研究消費信貸對消費需求的作用機制。他們研究發(fā)現(xiàn)貨幣政策對不同收入群體居民的消費作用并不相同。實施寬松的貨幣政策時，居民的消費信貸容易獲得，消費水平將提高；而實施緊縮性的貨幣政策時，中低收入群體難以獲得貸款，從而導(dǎo)致消費下降。趙昕東和陳冬明（2011）[13]的實證研究結(jié)果支持了萬廣華等（2001）[11]學(xué)者的觀點，我國的貨幣政策對消費支出影響確實存在顯著的非線性效應(yīng)。

縱觀上述相關(guān)文獻，學(xué)者們的研究主要存在兩個不足:其一是盡管各位學(xué)者均在某種程度上證實了我國的貨幣政策對于居民消費存在非線性影響，并對其原因從不同視角給予解釋，但未對在何種情況下可能引發(fā)貨幣政策的非線性效應(yīng)進行探討，即沒有深入分析引發(fā)貨幣政策非對稱性效應(yīng)的閾值水平；其二是大多數(shù)學(xué)者的研究是基于時間序列數(shù)據(jù)模型進行，這樣導(dǎo)致樣本容量小、包含的信息量不豐富。基于這兩點，筆者應(yīng)用動態(tài)優(yōu)化理論，構(gòu)建貨幣政策對居民消費影響的理論模型，而后應(yīng)用利率作為貨幣政策代理變量通過構(gòu)建面板平滑轉(zhuǎn)換模型（Panel Smooth Transition Model，后文中簡記為PSTR模型）實證研究貨幣政策對農(nóng)村居民消費水平的非線性影響，以期準(zhǔn)確刻畫貨幣政策對農(nóng)村居民消費水平的影響機理以及沖擊效應(yīng)，最后提出有針對性的政策建議。

三、模型與方法

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

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

對應(yīng)的橫截性條件（Transversality Condition，簡稱為TVC）為:

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

將上式對Ct求導(dǎo)可得:

根據(jù)（2）式的約束條件，我們得到下式:

此外，消費者實現(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:

假定消費者的初始財富為0，那么其一生的消費正好等于一生的收入，即:

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

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

然而上述線性模型無法刻畫貨幣政策對居民消費的不對稱影響。Morgan（1993）[14]等認(rèn)為，由于消費者預(yù)期、流動性陷阱、名義工資的剛性、菜單成本和信貸約束等原因的存在，貨幣政策對消費沖擊具有非線性和非對稱性特征。然而，面板數(shù)據(jù)模型（10）無法刻畫出該特征，所以本文將上述模型擴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） 是一值域為 [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（該變量可以是單個的隨機變量，也可以是隨機變量的線性組合，甚至可以是單純的時間趨勢）；γ為決定模型機制轉(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間節(jié)點。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。

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

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

在式（12）中，m取值為1時，轉(zhuǎn)換函數(shù)形式如下:

此時，PSTR模型為兩機制的面板平滑轉(zhuǎn)換模型。當(dāng)閾值變量 qit趨于負(fù)無窮時， 轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c）趨于0，模型處于低機制（low regime）狀態(tài)；反之，當(dāng)閾值變量 qit趨于正無窮時， 轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c）趨于1，模型處于高機制（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，模型也在低機制狀態(tài)和高機制狀態(tài)之間平滑轉(zhuǎn)換。此外，如果平滑參數(shù)γ趨于正無窮，當(dāng)閾值變量qit大于 c時， 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， 轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c） 取值將趨于0。這時，PSTR模型將退化為面板門限回歸模型（Panel Data Threshold Regression Model， 簡稱為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LPSTR1模型。

在式（12）中，m取值為2時，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)于點對稱。當(dāng)閾值變量qit取值趨近于無窮時，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c）的取值趨近于1，此時模型處于所謂的外機制狀態(tài)；而當(dāng)閾值變量 qit等于（c1+c2） /2時，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c） 取得極小值， 此時模型處于中間機制狀態(tài)。滿足該種形式轉(zhuǎn)換函數(shù)的PSTR模型通常也被稱為LPSTR2模型。

四、實證分析

（一）變量定義和數(shù)據(jù)來源

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

其中，變量c代表我國農(nóng)村家庭人均消費性支出（單位:元）；變量y代表我國農(nóng)村家庭人均純收入（單位:元）；變量r代表實際利率，即名義利率減去通脹水平（實證分析中名義利率為我國三個月存款利率）；實證分析中，變量c和變量y均進行了物價調(diào)整（基期為1990年）。表1給出了實證分析中各變量的描述性統(tǒng)計特征。

表1 實證分析中變量的描述性統(tǒng)計特征

（二）模型設(shè)定形式檢驗

對于模型（11），我們必須解決以下兩個問題: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，貨幣政策對于農(nóng)村居民消費水平的影響是具有線性效應(yīng)還是非線性效應(yīng)，即實證分析中我們應(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，對于模型的非線性效應(yīng)檢驗應(yīng)該基于其轉(zhuǎn)換函數(shù)的三階泰勒展開式（即將其轉(zhuǎn)換函數(shù)在原點進行三階泰勒展開），并將其泰勒展開式作為轉(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)計量來檢驗?zāi)Ｐ褪欠窬哂蟹蔷€性特征。其對應(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檢驗統(tǒng)計量為

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

在大樣本條件下，LM統(tǒng)計量漸進服從自由度為3×k的卡方分布①也可以用LMF統(tǒng)計量來計算，～F（3×k，T×N-N-m×（k+1）），兩者估計結(jié)果非常接近，實證中限于篇幅只給出LM統(tǒng)計量的檢驗結(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，此時模型將退化為一個線性的面板數(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PSTR模型（11）進行遞歸的LM檢驗以確定其轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c）的具體形式。此時，依次進行檢驗的虛擬假設(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 被最強烈地拒絕，此時轉(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中我們給出了對模型（11）進行非線性檢驗和遞歸的 LM乘數(shù)檢驗結(jié)果。

表2 回歸模型（11）遞歸檢驗結(jié)果

由表2給出的檢驗結(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，這說明回歸模型（11）具有顯著的非線性特征，此時選擇PSTR模型更為合理；進一步的遞歸檢驗結(jié)果顯示， 虛擬假設(shè)H03∶β1=0/β2=β3=0被最強烈地拒絕，這表明實證分析中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

實證分析中，我們以實際利率水平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， 接下來應(yīng)該對模型（11）進行參數(shù)估計。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無法同時識別，因此，PSTR模型參數(shù)估計的一個關(guān)鍵問題在于其閾值參數(shù)c和平滑參數(shù)γ初值的設(shè)定。對于c和γ初值的確定，常見的方法是模擬退火法（simulated annealing） 和網(wǎng)格搜索法（grid search）。

實證分析中，本文采取的是二維網(wǎng)格搜索法。我們以實際利率水平rit為閾值變量（度量貨幣政策的變化），對于平滑參數(shù) γ，本文通過構(gòu)造（0.50，100.00）的樣本區(qū)間，選擇步長為0.20；而對于閾值參數(shù)c，本文通過構(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），選擇步長為0.05，進行二維網(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，計算出相應(yīng)回歸模型所對應(yīng)的殘差，通過求解出殘差平方和最小時所對應(yīng)的閾值參數(shù)c和平滑參數(shù)γ，最后將其作為下面進行非線性優(yōu)化估計時所對應(yīng)的初始值。

最后，我們通過搜索得到閾值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)，這樣可以估計得到PSTR模型（11）中各個參數(shù)，最后我們將估計結(jié)果列入表3。

表3 PSTR模型（11）的參數(shù)估計結(jié)果

（四）模型的穩(wěn)健性檢驗

為了進一步檢驗和評價模型估計結(jié)果，在對PSTR模型（11）進行參數(shù)估計后，還需進行穩(wěn)健性檢驗。首先，我們檢驗?zāi)Ｐ褪欠襁€殘留有非線性效應(yīng)，表4給出了檢驗結(jié)果。

表4 模型（11）殘留非線性檢驗結(jié)果

由表4給出的遞歸檢驗結(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，即模型沒有殘留的非線性效應(yīng)。

而后，我們對模型（11）的回歸殘差進行平穩(wěn)性檢驗，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方法進行平穩(wěn)性檢驗，并將檢驗結(jié)果列入表5。

表5 模型殘差面板單位根檢驗

表5給出的面板單位根檢驗結(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。

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

（五）結(jié)論分析

PSTR模型（11）的估計結(jié)果刻畫了貨幣政策對農(nóng)村居民消費水平的作用機理和狀態(tài)轉(zhuǎn)換特征，即貨幣政策對農(nóng)村居民消費水平影響具有顯著的非線性特征，并且其機制轉(zhuǎn)換特征可以用LSTR1模型來表述。

我們估計得到PSTR模型（11）的閾值C=1.947 0，這表明:如果實際利率低于1.947 0時，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（qit，γ，c） 取值將趨于 0， 那么 PSTR 模型（11） 將處于低機制區(qū)，貨幣政策對我國農(nóng)村居民消費的影響由系數(shù)α2=-0.805 2決定，此時采取貨幣政策對農(nóng)村居民消費的影響較小，實際利率降低1個百分點，農(nóng)村居民消費僅上升約0.81元；反之，如果實際利率高于1.947 0， 轉(zhuǎn)換函數(shù) G（qit，γ，c） 取值將趨于1，那么PSTR模型將處于高機制區(qū)，貨幣政策對我國農(nóng)村居民消費的影響由系數(shù)α2+β2=-18.672 1決定，表明此時貨幣政策對農(nóng)村居民消費的影響較大，實際利率降低1個百分點，農(nóng)村居民消費將上升約18.67元；當(dāng)實際利率在閾值1.947 0附近時，貨幣政策對我國農(nóng)村居民消費的影響程度在高低兩個機制之間平滑轉(zhuǎn)換，而且由于平滑參數(shù)γ接近取值77，模型在不同機制之間的轉(zhuǎn)換速度非常快。

實證分析結(jié)果同時表明:當(dāng)利率低于閾值水平時，收入變動對消費的影響程度較小，此時收入增加1元，消費將增加0.69元；反之，當(dāng)利率高于閾值水平時，收入變動對消費的影響程度較大，此時收入增加1元，消費將增加約0.72元。

這一估計結(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，即貨幣政策對我國農(nóng)村居民消費的影響不僅是非線性的而且是不對稱的。究其原因，主要在于貨幣政策是通過以下幾個途徑對居民消費產(chǎn)生影響。一是擴張性貨幣政策將通過流動性效應(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，最終使居民消費增加，這就是收入效應(yīng)。二是擴張性貨幣政策促使利率下降的同時將引發(fā)居民所持有的資產(chǎn)價格提高，即居民所擁有財富增加，這也有利于刺激居民消費，這是擴張性貨幣政策帶來的財富效應(yīng)。三是貨幣政策可能改變消費者通脹預(yù)期，政府采取擴張性貨幣政策將推高消費者對未來通脹水平的預(yù)期，居民為避免儲蓄遭受貶值，將增加當(dāng)期消費。因此，當(dāng)利率處于較高水平時，擴張性貨幣政策具有較大操作空間，居民對貨幣政策的實施效果具有樂觀預(yù)期，此時貨幣政策對居民消費影響較大；反之，當(dāng)利率處于較低水平時，貨幣政策操作空間較小，居民對貨幣政策的實施效果心懷疑慮，此時貨幣政策對居民消費刺激較小。例如，我國央行曾于1996—2000年期間連續(xù)7次降息，力圖刺激國內(nèi)消費，拉動經(jīng)濟增長，然而收效甚微。弗里德曼（1956）[24]的“推繩理論”（Pushing On A String）也指出:在蕭條時期擴張性的貨幣政策比繁榮時期的作用更顯著，貨幣政策對消費的影響只能恢復(fù)而不能推進。

五、結(jié)論

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

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

2.實際利率低于閾值水平時，貨幣政策對農(nóng)村居民消費的影響較小，實際利率降低1個百分點，農(nóng)村居民消費僅上升約0.81元；反之，當(dāng)實際利率高于閾值時，貨幣政策對農(nóng)村居民消費的影響較大，實際利率降低1個百分點，農(nóng)村居民消費將上升約18.67元；當(dāng)實際利率在閾值附近時，貨幣政策對我國農(nóng)村居民消費的影響程度在高低兩個機制之間進行平滑轉(zhuǎn)換，并且不同機制之間的轉(zhuǎn)換速度非常快。

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

貨幣政策對我國農(nóng)村居民消費影響所具有的非線性和非對稱性效應(yīng)特點，表明政府通過運用貨幣政策來提高農(nóng)村居民消費水平時，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)濟環(huán)境，結(jié)合農(nóng)村居民可能的預(yù)期來制定實施。具體而言，我們可以做好以下幾點。

1.在貨幣政策實施過程中，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)濟理論可知，貨幣政策傳導(dǎo)過程中，居民預(yù)期以及情緒波動會進一步加大貨幣政策的非對稱效應(yīng)。為此，貨幣當(dāng)局可以通過加強與居民的信息交流，以確保貨幣政策信息發(fā)布的準(zhǔn)確性、及時性和有效性，從而消除貨幣政策波動所引發(fā)的非對稱性效應(yīng)。

2.針對不同的經(jīng)濟環(huán)境和利率水平實施不同的貨幣政策。通過上述實證分析可知，在不同的經(jīng)濟環(huán)境和利率水平下，貨幣政策的實施效果并不相同。這也意味著，要保證我國宏觀經(jīng)濟健康平穩(wěn)運行，穩(wěn)步提高農(nóng)村居民的消費水平，必須根據(jù)不同的經(jīng)濟環(huán)境采用不同力度的貨幣調(diào)控政策。

3.千方百計地提高農(nóng)村居民的收入水平，才可能通過貨幣政策促進農(nóng)村居民消費水平的增長。為此，政府應(yīng)加速推進農(nóng)村綜合改革，提高農(nóng)村居民財產(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)險的能力。同時，改革農(nóng)村土地管理、征用和流轉(zhuǎn)等方面制度，保護農(nóng)村居民在土地出讓中的財產(chǎn)性收入。

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