貨幣政策的投資傳導(dǎo)機(jī)制

摘要IS-LM模型下信貸投放可以促進(jìn)投資的增長(zhǎng)，但實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)投資對(duì)于GDP的回歸結(jié)果不明顯，說(shuō)明目前我國(guó)貨幣政策在短期類并不依靠投資進(jìn)行傳導(dǎo)，IS曲線對(duì)收入的拉動(dòng)沒(méi)有LM曲線明顯。

關(guān)鍵詞天量信貸 IS-LM模型 貨幣政策 傳導(dǎo)機(jī)制

中圖分類號(hào):F8文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

1 背景綜述

從2007年到2009年，央行出臺(tái)了一系列以天量信貸增長(zhǎng)為顯著特征的貨幣政策來(lái)應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)危機(jī)的沖擊。尤其是從2008年以來(lái)，商業(yè)銀行的信貸投放出現(xiàn)了迅猛增長(zhǎng)，例如2009年僅僅上半年就已有新增信貸高達(dá)7.72萬(wàn)億元，同比增幅為32.8%，超過(guò)新中國(guó)成立以來(lái)任何一年的信貸投放總量。在這樣的天量信貸投放中，我們不禁要關(guān)注這些信貸的投放對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)作用到底如何。

由于投資目前在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中仍占較大比例，在研究貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)作用機(jī)制中，我們進(jìn)一步選取從投資方面進(jìn)行分析和探討。我們將針對(duì)2007年至2009年的數(shù)據(jù)，基于已有的經(jīng)濟(jì)理論和計(jì)量模型實(shí)施理論分析和計(jì)量實(shí)證，從而對(duì)貨幣政策怎樣通過(guò)投資影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)更加有明確的認(rèn)識(shí)。

2 理論分析

IS-LM模型是由希克斯首創(chuàng)，漢森等人完善的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)經(jīng)典模型。我們下面將基于此模型簡(jiǎn)要說(shuō)明信貸量的擴(kuò)張通過(guò)投資I對(duì)于宏觀經(jīng)濟(jì)的影響。

IS-LM模型由IS線和LM線組成。其中，IS曲線描述的是由國(guó)民收入、消費(fèi)、投資和凈出口函數(shù)所綜合而成的商品市場(chǎng)的均衡，其由以下四個(gè)函數(shù)構(gòu)成:

總收入Y = C + I + G + X(2.1)

總消費(fèi)C = a + b(1 - t)Y (2.2)

總投資 I = e - dR(2.3)

總凈出口X = g - mY - nR(2.4)

其中，a、b、e、d、g、m、n均為非負(fù)的系數(shù)，R為利率，G為政府支出。假定短期政府支出G不變。綜合以上四個(gè)函數(shù)，我們可以得到商品市場(chǎng)均衡下的利率R與總國(guó)民收入Y之間的關(guān)系式，即IS曲線:

IS:R = (a + e + g)/(d + n)-Y[1-b(1-t) + m]/(d + n) + G/(d + n) (2.5)

而LM曲線則從貨幣需求的角度，描述了固定的實(shí)際貨幣供給下R與Y的關(guān)系。它是由如下貨幣需求等式得出的:

M = (kY - hR)P (2.6)

其中，k、h為非負(fù)系數(shù)，M為貨幣需求，P為物價(jià)水平。假定在短期內(nèi)，貨幣需求和物價(jià)水平不變。我們可以得到貨幣市場(chǎng)均衡下的R和Y的關(guān)系式，即LM曲線:

LM:R = Y(k/h)-(1/h)(M/P) (2.7)

在凱恩斯的的貨幣理論中，IS和LM曲線的變動(dòng)受綜合各方面因素的影響。首先對(duì)于IS曲線，一方面，信貸擴(kuò)張對(duì)企業(yè)而言相當(dāng)于外源資本成本降低，即利率降低，根據(jù)投資函數(shù)I = e-dR可知投資會(huì)上升，即IS曲線右移，從而帶動(dòng)收入Y上升;但另一方面，如果由于對(duì)經(jīng)濟(jì)前景預(yù)期的悲觀或者居民儲(chǔ)蓄的增加，很有可能使得投資需求和投資供給雙重減少，而信貸增加只能從投資供給上緩解壓力，而投資需求如果低迷，仍然會(huì)導(dǎo)致投資下降，IS曲線左移，引起Y下降。

類似對(duì)于LM曲線:一方面，由于銀行信貸的擴(kuò)張，在假定價(jià)格水平不變的情況下，會(huì)導(dǎo)致利率下降，LM曲線右移至LM’，國(guó)民總收入Y上升;但另一方面，如果利率已經(jīng)足夠低，LM曲線很有可能陷入流動(dòng)偏好陷阱，貨幣投機(jī)需求無(wú)限大，在這種情況下，任何擴(kuò)張性的貨幣政策都無(wú)法降低利率和提高收入，因而貨幣政策會(huì)無(wú)效，LM曲線不會(huì)右移。

因此，我們得出結(jié)論:在正常情況下，信貸擴(kuò)張會(huì)通過(guò)利率下降引起LM曲線的右移，在新的均衡點(diǎn)上投資會(huì)上升，從而引起國(guó)民總收入的上升。但仍有種種原因有可能造成信貸投放對(duì)投資影響不大，該傳導(dǎo)途徑無(wú)效。因此，我們需要實(shí)證分析的檢驗(yàn)。

3 實(shí)證檢驗(yàn)

3.1信貸資金中用于投資的比例

首先我們將從實(shí)證的角度用LS-LM模型分析對(duì)2007至2009年銀行信貸擴(kuò)張對(duì)實(shí)際經(jīng)濟(jì)的影響。

由于我們關(guān)注的是貸款資金中進(jìn)入實(shí)體投資的比例，所以選取了中長(zhǎng)期貸款作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)投資的近似代表，因?yàn)閺囊话阋饬x上說(shuō)，短期貸款大多為流動(dòng)資金貸款，其用途相對(duì)靈活，而中長(zhǎng)期貸款一般為項(xiàng)目貸款，都有實(shí)體項(xiàng)目為支撐。考察2007-2009年中長(zhǎng)期貸款占總貸款投放的比重，2007至2009年投放信貸額中，超過(guò)半數(shù)的是用于中長(zhǎng)期投資，而且這個(gè)比例還在進(jìn)一步增加。與之相對(duì)應(yīng)，短期貸款的比例一直在減少中，說(shuō)明由于信貸的大量投放，流動(dòng)性不足的問(wèn)題得到了一定的緩解，短期資金需求下降。從這個(gè)角度來(lái)看，新增信貸在實(shí)體經(jīng)濟(jì)的投放正在有序進(jìn)行。

3.2貸款增長(zhǎng)和投資增長(zhǎng)的相關(guān)性檢驗(yàn)

更具體地，我們根據(jù)2007年―2009年月度貸款量和投資量的數(shù)據(jù)，用計(jì)量回歸模型得出了信貸對(duì)投資的具體帶動(dòng)比例。

根據(jù)貸款對(duì)投資的基本影響機(jī)制，我們有等式:

I = C + aLOA(3.1)

經(jīng)過(guò)多次實(shí)驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)貸款額度和投資量之間存在一定的滯后相關(guān)關(guān)系，并且在滯后期為11時(shí)回歸結(jié)果取得相對(duì)最好的擬合優(yōu)度，又根據(jù)LM檢驗(yàn)，上述模型回歸存在2階自相關(guān)性，因此得到:

lnI = 3.507 + 0.007lnLOA + 0.643lnLOA(-11) (3.2)

R2=0.564350F統(tǒng)計(jì)量 = 5.829385

由上述結(jié)果回歸分析得到:當(dāng)期貸款量對(duì)當(dāng)期投資的影響較小，平均彈性系數(shù)為0.007，并且在該模型中，此變量十分不顯著。而過(guò)去后十一期的貸款量對(duì)當(dāng)前期的投資影響較大，平均為0.643，其影響力是當(dāng)期貸款的91倍，并且為顯著變量。

這說(shuō)明就我國(guó)目前來(lái)看，信貸額度對(duì)投資的影響時(shí)滯較長(zhǎng)通常在在11個(gè)月近一年左右，這是我國(guó)的國(guó)情決定的。因而目前天量信貸額對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響應(yīng)當(dāng)從一年以上的時(shí)間跨度來(lái)分析，而不應(yīng)僅局限于其短期效果。

3.3 投資增長(zhǎng)和GDP增長(zhǎng)的相關(guān)性檢驗(yàn)

根據(jù)所得數(shù)據(jù)，采用VAR模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，GDP滯后9期的結(jié)果較為理想。因此選取2007年1月―2009年3月的信貸量Loan1、貨幣供應(yīng)量M21數(shù)據(jù)，選取2007年10月―2009年12月的工業(yè)生產(chǎn)總值GDP1、貨幣供應(yīng)量M2、新增固定資產(chǎn)XZGDZC數(shù)據(jù)(滯后9期)對(duì)齊到同一時(shí)點(diǎn)2007年10月進(jìn)行回歸，結(jié)果如下:

GDP1 = -0.862LOAN1+1.452XNBL*LOAN1+43757.234

(3.3)

R2 = 0.517497 P值 = 0.000159

此方程因?yàn)橐氲慕忉屪兞坑邢迣?dǎo)致擬合優(yōu)度不高，但是可以看到虛擬變量與貸款量乘積(XNBL*LOAN1)卻十分顯著。可以看出，貸款量特別是2008年之后突然增加的天量信貸對(duì)GDP的影響是比較顯著的。加上貨幣供應(yīng)量M2后進(jìn)行回歸可以得到

GDP1= -0.610LOAN1+0.818XNBL*LOAN1+0.063M2+17439.172(3.4)

R2 = 0.614150P值 = 0.000056

方程(3.4)在方程(3.3)的基礎(chǔ)上引入了貨幣供應(yīng)量M2，此新解釋變量的引入導(dǎo)致的最直接結(jié)果是擬合優(yōu)度從0.4681上升到0.6142，調(diào)整后的R2也從0.4238上升到0.5638。同時(shí)，08年后的新增信貸在置信度為0.1下是顯著的，t統(tǒng)計(jì)量從方程1中的3.42下降到1.74，其中部分原因是對(duì)GDP的影響顯著的M2與新增貸款量loan1的相關(guān)性。代入固定資產(chǎn)投資的變量后回歸的結(jié)果

GDP1=-0.934LOAN1+1.406XNBL*LOAN1+0.108XZGDZC+4331638

(3.5)

R2 = 0.541005 P值 = 0.000387

方程(3.5)則主要分析了新增固定資產(chǎn)、貸款量對(duì)GDP的影響，方程(3.4)從擬合優(yōu)度上來(lái)說(shuō)沒(méi)有方程2解釋力強(qiáng)。但是方程(3.4)中虛擬變量和貸款量的乘積-對(duì)2008年后信貸量影響的分離-卻達(dá)到了很高的顯著度，因此可以看出，新增固定資產(chǎn)與貸款量在對(duì)GDP的解釋上相關(guān)性較弱;同時(shí)新增固定資產(chǎn)對(duì)GDP的解釋力仍不強(qiáng)。而最后我們加入M21變量進(jìn)行回歸的結(jié)果

GDP1=-0.518LOAN1+0.862XNBL*LOAN1+0.036M21+25808.13

(3.6)

R2 = 0.606377 P值 = 0.000070

方程(3.6)在方程(3.3)的基礎(chǔ)上將M2修改成M21，也即將當(dāng)月GDP對(duì)應(yīng)的往前9各月貨幣供應(yīng)量當(dāng)作新的解釋變量，可以發(fā)現(xiàn)，方程(3.5)相對(duì)于方程(3.3)的解釋力更強(qiáng)，因此也可以發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)量對(duì)GDP的影響也存在著時(shí)滯。2008年后分離出的信貸量以及同月的M21對(duì)GDP的解釋力都較高。

4 結(jié)論說(shuō)明

從投資的角度看:由于采用的是月度數(shù)據(jù)，月貸款額度和投資總額之間存在較長(zhǎng)的滯后期，根據(jù)反復(fù)檢驗(yàn)大致測(cè)得滯后期為11左右。通過(guò)回歸發(fā)現(xiàn)，滯后11期的貸款量對(duì)當(dāng)期投資額的影響最大，遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)當(dāng)期貸款量的影響程度，這說(shuō)明，我們分析投資的變化，應(yīng)當(dāng)充分考慮其滯后性。經(jīng)過(guò)測(cè)算，滯后11期的貸款量對(duì)投資的影響系數(shù)為0.643左右，這充分說(shuō)明，信貸對(duì)投資有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。

從投資對(duì)GDP的影響來(lái)看:首先，通過(guò)引入虛擬變量回歸，發(fā)現(xiàn)虛擬變量與貸款量乘積的變量具有統(tǒng)計(jì)上的顯著性，可見(jiàn)貸款量特別是2008年之后天量增加的信貸對(duì)GDP的影響是比較明顯的，影響系數(shù)在0.6左右;其次，在模型中加入貨幣供應(yīng)量M2后回歸得到，模型的擬合優(yōu)度提升，說(shuō)明適度寬松的貨幣政策通過(guò)增加貨幣供應(yīng)量，也對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了一定的正向影響;然后，引入固定資產(chǎn)投資總額作為投資變量，但發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)投資額與GDP并沒(méi)有顯著的統(tǒng)計(jì)關(guān)系，而且影響系數(shù)近0.108，說(shuō)明二者在一定程度上相關(guān)性較弱;最后，用當(dāng)月GDP之前直至滯后9期的貨幣供應(yīng)量替代M2進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)，2008年后分離出的信貸量以及同月的M21對(duì)GDP的解釋力都較高。這說(shuō)明，投資對(duì)GDP有一定的影響力，但信貸量的影響相比更為明顯。

綜上所述，我們發(fā)現(xiàn)信貸的投放確實(shí)增加了投資額，說(shuō)明IS-LM模型中IS曲線確實(shí)出現(xiàn)了右移;但是，投資對(duì)于GDP的作用卻顯得不盡明顯，說(shuō)明當(dāng)前投資對(duì)于經(jīng)濟(jì)的拉動(dòng)作用還未顯現(xiàn)出來(lái)，當(dāng)前GDP更多是靠貨幣供應(yīng)量的增加，即LM曲線的右移而提高的。投資在我國(guó)貨幣政策的投資傳導(dǎo)機(jī)制并不是主力，至少在短期內(nèi)如此。

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