貨幣政策的信貸傳導渠道在我國的有效性檢驗

摘要：信貸傳導渠道在我國貨幣政策傳導機制中占據重要地位。本文選取2005年第1季度至2009年第4季度的相關經濟數據，運用協整檢驗和格蘭杰因果檢驗對信貸傳導渠道的全過程進行分析，并得出結論：貨幣政策的信貸傳導渠道是有效的。

關鍵詞：信貸傳導渠道；貨幣政策；有效性檢驗

Abstract：Credit channel of monetary policy transmission mechanism in China occupies an important position. This paper selects the relevant economic data from 1st quarter of 2005 to 4th quarter of 2009，using the cointegration test and Granger causality test to exam the whole process of the credit transmission mechanism. We draw the conclusion that the credit transmission mechanism of monetary policy is effective.

Key Words：credit transmission mechanism，monetary policy，validity analysis

中圖分類號：F821.0文獻標識碼：A文章編號：1674-2265（2010）12-0008-04

一、理論基礎與文獻綜述

（一）理論基礎

貨幣政策的信貸傳導渠道是指貨幣政策的變化通過銀行系統引起了信貸市場的系統性變化，從而影響實體經濟。關于貨幣政策的信貸傳導渠道理論包括以下三個方面的內容：

1. 信貸可得性與信貸傳導機制。對信貸傳導渠道最早的研究是二十世紀50年代以羅薩和卡萊肯等人為代表的信貸可得性理論。該理論強調利率變動影響貸款者的主觀意愿和決策，導致其資產結構調整從而影響信貸供給和社會信用總量。在貸款市場不完善的假定下，利率并非總是確定在使貸款市場出清的水平上，利率調整的時滯使貸款者的貸款需求對貸款利率相對缺乏彈性，對借款人來說，重要的不是信貸成本，而是信貸的可得性。信貸可得性貨幣傳導過程可簡單表示為：

M↑→L↑→A↑→I↑→Y↑

即貨幣供給量的增加（M↑），使銀行體系的超額儲蓄增加，流動性上升（L↑），銀行進行資產結構調整使信貸供給增加（A↑），企業投資相應增加（I↑） ，產出水平相應增加（Y↑）。

2. 銀行貸款渠道。Bernanke和Blinder（1988）從銀行貸款的角度出發，對傳統凱恩斯主義 IS—LM模型進行了修正，率先對貨幣政策如何通過信貸渠道傳導的問題進行了探討。他們指出，銀行貸款途徑存在必須具備兩個前提條件：一是在銀行資產負債表的資產方，銀行貸款和證券之間不能完全相互替代；二是在企業資產負債表的負債方，銀行貸款和非銀行資金來源之間不能相互替代。銀行信貸傳導機制為：

M↑→D↑→L↑→I↑→Y↑

即隨著貨幣信貸擴張，銀行活期存款D相應增加，從而當銀行資產結構基本不變時，銀行貸款 L的供給也隨之擴大，結果在因利率普遍下降而擴大投資的基礎上，致使那些依賴銀行貸款融資的特定借款人進一步擴大投資，國民收入隨之上升。

3. 資產負債表渠道。Bernanke和Gertler（1989，

1995）首先提出資產負債表效應，認為由于信貸市場的信息不對稱，企業獲得的貸款數量是其能夠提供的抵押物或凈資產數量的倍數。其理論基礎可以看成：借款人面臨的外部融資溢價取決于其內部財務狀況，資產凈值越高，外部融資溢價就越低，因此借款人資產負債表質量的波動就會影響其投資和支出決策。Bernanke、Gertler和Gilchrist（1996）進一步將資產負債表渠道大致概括為企業層面（包括銀行與非銀行）的投資支出效應和家庭層面的消費支出效應。在金融加速器機制的作用下，信貸渠道可以傳導并放大原來貨幣政策的收縮效應。資產負債表渠道強調貨幣政策通過對借款者平衡表狀況的影響改變借款者外部融資溢價的大小，進而影響其投資以及消費決策。資產負債表渠道的具體傳導機制如下：（1）隨著貨幣供給增加與利率的普遍下降 ，借款人的資產狀況將得到改善，借款人擔保品價值提高，貸款的逆向選擇與道德風險問題趨向改善，結果部分資信狀況不佳的借款人既可從市場直接融資，又可獲得銀行貸款，導致投資和產出增長。（2）貨幣擴張導致貨幣供給增加，引起股票價格上升 ，消費者金融困擾可能性減小，消費者獲得貸款增加，因而增加耐用消費品和住房支出，進而使產出增加。

（二）文獻綜述

Bernanke（1986） 運用結構 VAR 模型進行研究，認為美國銀行貸款的沖擊對總需求具有相當程度的影響。Oliner和Rudebusch（1996）的研究表明，在緊縮性貨幣政策實施之后，企業投資行為與其內部資金的聯系變得更加緊密，投資將趨減；信貸渠道的主要作用放大緊縮性貨幣政策效應，在擴張性貨幣政策時期有一定影響，但在前緊后松或前松后緊兩種情況幾乎不起傳導作用。王振山、王志強（2000）采用協整檢驗和Granger因果檢驗方法對我國貨幣政策傳導途徑進行分析發現，無論二十世紀 80年代還是90年代，信貸渠道都是我國貨幣政策的主要傳導渠道。李斌（2001） 利用1991—2000年間的季度數據進行研究表明，信貸總量和貨幣供應量與貨幣政策最終目標變量都有很高的相關性，但信貸總量的相關性更大一些，表明當時信貸總量對經濟運行仍然具有舉足輕重的作用。路妍（2004）從貨幣渠道和信貸渠道入手，分析了我國貨幣政策的傳導渠道，認為信貸渠道是我國貨幣政策傳導的主要渠道，但由于存在存貸款利率管制和商業銀行信貸行為扭曲，使我國信貸渠道不暢。李瓊、王志偉（2006）對中國貨幣政策的傳導機制進行實證分析得出：貨幣供給量與國內生產總值存在長期穩定關系，貨幣供給量作為貨幣政策代理變量具有較大的內生性；但是信貸配額與國內生產總值之間不存在長期穩定關系；中國貨幣政策傳導主要還是貨幣渠道進行的，信貸渠道還不是貨幣政策傳導的主渠道。上述研究從不同的視角出發得出不同的結論，但都忽視了信貸渠道傳導的中間環節，故本文在現有研究成果的基礎上，選取最新數據，研究貨幣政策信貸渠道傳導的全過程。

二、貨幣政策的信貸傳導渠道在我國的有效性檢驗

（一）研究方法和數據選取

通過文獻分析知道，貨幣政策的信貸傳導渠道通過兩種途徑發揮作用：一是貨幣供給的增加導致銀行信貸擴張，銀行信貸擴張導致投資增加，最終產出增加；二是貨幣供給的增加導致銀行信貸擴張，銀行信貸擴張導致居民消費支出增加，從而產出增加。本文對上述兩種途徑傳導的全過程進行檢驗。

本文以廣義貨幣M2作為貨幣供應量指標。廣義貨幣M2是中央銀行貨幣政策的主要目標，并且其數量在金融中介機構的資產中占絕大部分（約80%—90%），M2不僅反映現實的購買力，還反映潛在的購買力。另外，本文以固定資產投資完成額代表國內投資水平，用字母I表示；以社會消費品零售總額作為度量消費水平的指標，用字母C表示；用國內生產總值GDP作為衡量產出的指標，金融機構貸款總額用字母CR表示。所有變量的時間跨度是2005年1季度至2009年4季度，所有變量的計量單位為億元，數據來源于中國人民銀行和國家統計局網站。

本文首先對變量M2、CR、I、C、GDP進行平穩性檢驗，再對六組變量CR與M2、I與CR、C與CR、GDP與C、GDP與I、GDP與M2進行協整檢驗，然后通過格蘭杰因果檢驗探討各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系，在此基礎上結合我國經濟實際情況，分析貨幣政策信貸傳導渠道的有效性。

（二）單位根檢驗

為了保證回歸結果的無偏性、有效性和最佳性，我們利用擴展的迪基-富勒（Augmented Dickey-Fuller，簡稱ADF）檢驗方法來檢驗樣本數據的時間序列特征，ADF平穩性檢驗是基于以下回歸方程：

為純粹白噪音誤差項，滯后階數的選擇使得

不存在序列相關。原假設H0：P=1，備選假設H1 ：P<1。接受原假設意味著時間序列含有單位根，即序列是非平穩的。利用Eviews5.0先后對變量M2、CR、I、C、GDP的水平值進行ADF檢驗，檢驗結果如表1。由表1可知，時間序列M2、CR、I、C、GDP是平穩的，即都屬于I（0）。

（三）變量的協整檢驗

由于M2、CR、I、C、GDP都是屬于I（0）時間序列，因此CR與M2、I與CR、C與CR、GDP與C、GDP與I、GDP與M2之間可能存在協整關系。檢驗變量之間是否存在協整關系的常用方法是恩格爾—格蘭杰（Engel Granger）兩階段法，但這種方法在處理有限樣本時的估計具有偏差，故采用Johansen檢驗法對各組變量進行協整檢驗。JJ檢驗法是基于動態分布滯后模型VAR（見公式2）來估計模型的長期均衡關系，以得出一個有效無偏估計。在檢驗之前，必須首先確定VAR模型的結構。運用赤池信息準則（AIC）和施瓦茨準則（SC）選擇滯后階數，本文中滯后二階的SC值和AIC值最小，故確定滯后階數為二階來構建VAR模型。其檢驗方法是首先計算回歸方程的跡，然后逐一與不存在協整關系和存在一個協整關系等假設前提下的跡值進行比較，當回歸方程的跡值大于假設條件下的Johanson臨界分布值時，拒絕其前提假設，反之，接受其假設，檢驗結果如表2。

由表2的檢驗結果可以看出，以檢驗水平1%判斷，變量CR與M2、I與CR、C與CR、GDP與C、GDP與I、GDP與M2之間存在一個協整關系。下面進一步探討上述各組變量之間是否具有統計上引起和被引起的關系，以便與實際經濟情況進行對照。

（四）變量的Granger因果檢驗

英國經濟學家格蘭杰從預測的角度賦予因果關系新的含義，他在考察序列x是否是序列y產生的原因時采用這樣的方法：先估計當前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗證通過引入序列x的滯后期取值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱序列x是y的格蘭杰原因，此時x的滯后期系數具有統計的顯著性。從以上的定義可以看出，格蘭杰因果關系檢驗需要估計以下兩個回歸方程：

其中白噪聲 和 假定是不相關的。檢驗的零假設為：

為了檢驗此假設，我們可以采用F檢驗。如果拒絕前者而不拒絕后者，則存在由x到y的單向因果關系，反之相反；如果兩個假設都不拒絕，則x和y是兩個獨立的序列；如果兩個假設都拒絕，則x和y之間存在雙向因果關系。變量CR與M2、I與CR、C與CR、GDP與C、GDP與I、GDP與M2的Granger因果檢驗結果見表3。

從表3可以看出，在滯后4階的情況下，以1%的顯著性水平判斷，M2是CR變動的格蘭杰原因；在滯后3階的情況下，以1%的顯著性水平判斷，CR是I變動的格蘭杰原因；在滯后2階的情況下，以5%的顯著性水平判斷，CR是C變動的格蘭杰原因；在滯后2階的情況下，以1%的顯著性水平判斷，I是GDP變動的格蘭杰原因；在滯后1階的情況下，以1%的顯著性水平判斷，C是GDP變動的格蘭杰原因；在滯后2階的情況下，以5%的顯著性水平判斷，M2是GDP變動的格蘭杰原因。

三、結論

通過上述檢驗分析得知，貨幣供應量是金融機構貸款總額變動的格蘭杰原因；金融機構貸款總額是固定資產投資完成額和社會消費品零售總額變動的格蘭杰原因，而固定資產投資完成額和社會消費品零售總額是國內生產總值GDP變動的格蘭杰原因，即貨幣政策的信貸渠道在我國是有效的。

貨幣政策的信貸渠道是我國貨幣政策發揮作用的主要途徑。從1984年我國中央銀行實行貨幣政策調控的歷次情況來看，幾次大的宏觀經濟波動都與銀行信貸緊密相聯。2003 年以來的物價上漲，一方面是上一輪經濟周期中我國實行積極貨幣政策的滯后效應產生的結果，另一方面是由于地方政府干預銀行貸款，導致銀行信貸出現了新一輪的高潮。中央銀行通過“窗口指導”等一系列措施緊縮銀行信貸，遏制了物價繼續上漲。2008年9月以后，國際金融危機急劇惡化，中國人民銀行實行了適度寬松的貨幣政策，5次下調存貸款基準利率，4次下調存款準備金率，明確取消對金融機構信貸規劃的硬約束，積極配合國家擴大內需等一系列刺激經濟的政策措施，加大金融支持經濟發展的力度。2009年1—10月份，我國新增貸款8.92萬億元，是去年同期的2.4倍。各種新的貸款模式在金融危機中如雨后春筍般涌現，四大國有商業銀行發放貸款都創出歷史最高水平。信貸擴張助經濟復蘇效果顯著。這些都表明信貸渠道在經濟轉軌的較長時期內將繼續成為我國貨幣政策傳導的主要途徑。

信貸傳導渠道在我國貨幣政策傳導機制中占據重要地位，是因為與發達國家日趨完善的市場經濟體系相比較而言，我國正處于一個從計劃經濟體制向市場經濟體制轉變的過渡階段。在這一階段中，我國市場機制不健全，債券市場和股票市場還不發達，貨幣金融資產與非貨幣金融資產的關系不十分緊密，各個層次的行為主體與運行環節的關聯較松懈導致市場反饋滯后，所以傳統的利率傳導機制的調整作用與其在發達國家是無法相提并論的，中央銀行在實施貨幣政策過程中通過信貸渠道對宏觀經濟變量進行影響是一個重要的方式。

參考文獻：

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（特約編輯 王 馨）