貨幣渠道與信貸渠道傳導差異的實證研究——基于浙江數據的VAR模型

暨南大學 王浙皖

貨幣政策傳導機制是指貨幣當局運用貨幣政策工具影響貨幣政策中介指標，進而實現貨幣政策最終目標的傳導渠道和作用機理。貨幣政策傳導過程的復雜性和有效性一直是各國貨幣當局非常關心的問題，其相關研究也是貨幣銀行學研究的熱點。學術界在貨幣供應與信貸配給對產出的影響孰大孰小問題上爭論不休，也即究竟是貨幣渠道在貨幣政策傳導中占主導還是信貸渠道傳導占主導。本文拋棄傳統計量方法，采用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數和方差分解等處理時間序列非平穩數據的計量建模方法，運用向量自回歸模型來對我國90年代經濟轉型期以來的貨幣政策傳導渠道的區域效應進行實證研究，為貨幣當局進一步提高貨幣政策傳導的有效性和貨幣政策的科學性提供理論指導和政策建議。

1 國內外相關文獻回顧和研究現狀分析

貨幣政策傳導渠道問題是一直是宏觀經濟學的核心問題之一。目前學術界對于貨幣政策傳導渠道問題存在不少爭議，公認的貨幣政策傳導渠道大致可以分為兩大類，即貨幣渠道和信貸渠道。前者主要包括利率渠道、資產價格渠道和匯率渠道，后者主要包括銀行貸款渠道和資產負債表渠道，兩者的本質區別在于貨幣當局對貨幣政策的具體操作方法上。

究竟是貨幣渠道在貨幣政策傳導過程中占主導還是信貸渠道占主導，為此國內外學者對其進行了廣泛而深入的研究，得出了不同結論。國外學者早在20世紀80年代就對貨幣政策傳導問題進行了相關研究。Bernanke(1986)利用計量分析得出，美國銀行的信貸沖擊對其國內總需求產生了一定的影響。Cover(1992)基于分析得出，“負的貨幣沖擊對GDP的減少作用遠遠強于正的貨幣沖擊對GDP的增加作用”。Ariccia & Garibaldi(1998)研究表明，央行的貨幣沖擊無法對商業銀行的信貸配給產生明顯影響，認為信貸渠道傳導效應微乎其微。

2000年以來，國內學者也陸續對貨幣政策傳導渠道問題展開了一系列的實證研究，但仍無法得出統一結論。王振山、王志強(2000)利用數據進行協整和Granger因果檢驗得出，信用渠道是我國八九十年代貨幣政策的主要傳導途徑。周英章、蔣振聲(2002)通過分析表明，貨幣渠道和信貸渠道共同作用于我國貨幣政策傳導且信貸渠道占主導地位，但需增加有效信貸供給以應對轉軌時期信貸渠道的阻滯問題。蔣瑛琨等(2005)認為，相比貨幣渠道而言信貸渠道在我國貨幣政策傳導中占有更重要的地位。江群(2008)利用IRF分析，證明了信貸渠道在貨幣政策傳導過程中的重要地位，認為貨幣政策的效果與信貸渠道的順暢與否密切相關。

2 變量選取和數據來源及處理

(1)變量選取。由于數據可得性及適用性，本文將選取貨幣供應量M2作為貨幣渠道的代理變量，選取金融機構各項貸款余額作為信貸渠道的代理變量。由于貨幣政策最終目標在經濟增長和物價穩定之間往往存在矛盾，很難在同一時期達到雙贏，因此本文最終選擇當前我國宏觀經濟發展最重要的指標經濟增長作為當下檢驗貨幣政策效果的變量。本文以年度浙江省國內生產總值GDP作為檢驗貨幣政策在浙江省傳導效果的指標。

(2)數據來源及處理。本文所涉及的變量年度數據主要來自于中經網數據庫、國泰安金融數據庫及國家統計局網站，模型的樣本區間為1993～2012年。由于M2、LOAN和ZJGDP均為名義數據，進入模型的數據均通過消費者物價指數CPI(以1993年為基期)進行消脹調整，并對其取對數。

3 實證分析過程

(1)平穩性檢驗。為防止時間序列數據在實證過程中出現謬誤回歸問題，本文首先對變量M2、LOAN和ZJGDP各序列進行ADF單位根檢驗，以判斷各序列是否平穩。利用Eviews7.0軟件分別對序列M2、LOAN和ZJGDP的水平值和差分值進行檢驗，發現序列M2、LOAN和ZJGDP為非平穩序列，一階差分值平穩，各序列均為一階單整變量，即I(1)過程。單位根檢驗結果如表1所示：

表1 單位根檢驗結果

(2)協整檢驗。ADF檢驗發現變量之間是一階單整即I(1)過程，故可將變量分成三組進行Johansen協整檢驗。利用Eviews7.0軟件對(M2、LOAN和ZJGDP)、(M2、ZJGDP)和(LOAN、ZJGDP)三組變量進行檢驗，檢驗結果如表2所示：

從表2中可以看到，在1%的顯著性水平下，第一組變量M2、LOAN和ZJGDP之間存在著一個協整方程，這表明M2、LOAN和ZJGDP三者間具有長期穩定關系，這說明貨幣渠道和信貸渠道共同作用于貨幣政策傳導過程并最終實現經濟增長目標。若要進一步判斷誰是因誰是果，哪種渠道的效力更大，則需要進行格蘭杰因果檢驗。

表2 協整檢驗結果

(3)格蘭杰因果檢驗。協整檢驗表明M2、LOAN和ZJGDP三者之間存在長期穩定關系，為進一步判斷貨幣供應、信貸配給和經濟增長的因果關系，故采用格蘭杰因果檢驗。檢驗結果如表3所示：

表3 格蘭杰因果檢驗結果

第一組檢驗結果表明，LOAN不是引起M2的原因，而M2是LOAN的格蘭杰原因，二者之間存在單向關聯。第二組檢驗結果顯示，即使在10%的顯著性水平下，ZJGDP也不是引起M2的格蘭杰原因，相反，M2在5.13%的顯著性水平下是引起ZJGDP的格蘭杰原因，說明貨幣渠道是貨幣政策在浙江省傳導的渠道之一。第三組檢驗結果表明，在10%的顯著性水平下ZJGDP不是LOAN的格蘭杰原因，而LOAN在6.72%的顯著性差異水平下是ZJGDP的格蘭杰原因，說明信貸渠道也是貨幣政策在浙江省傳導的渠道之一。由于顯著性水平的數值越小說明自變量預測因變量的能力越強，對比二、三兩組可以發現，相比LOAN在6.72%的顯著性水平下是ZJGDP的格蘭杰原因和M2在5.13%的顯著性水平下是ZJGDP的格蘭杰原因，由此可見，對浙江省經濟發展而言，貨幣渠道比信貸渠道所起的作用更大，本文后半部分的脈沖響應和方差分解也證實了這一點。

(4)VAR模型和脈沖響應分析。VAR模型其突出優點在于它不需要對模型中變量的外生性或是內生性做出事先假設，這使得VAR模型特別適合用來分析貨幣政策沖擊對不同地區或行業的動態影響。VAR模型的一般數學表達式如下：

AR模型基礎上，運用IRF來分別判斷浙江產出對貨幣供應和信貸配給兩個標準差大小的沖擊所做出的響應，所得脈沖響應圖如圖1和圖2所示：

從圖1可以看到，貨幣供應對浙江產出產生了持續深遠的影響。在貨幣供應的當期沖擊下，浙江產出在第一年就有響應并在第五年達到峰值5.38%然后回落，貨幣供應增加后即對浙江省經濟發展產生正向影響，基本不存時滯問題。可以看到，貨幣供給在初期帶來的經濟增長作用是顯著而有效的，但隨著 時間向后推移存在減弱趨勢，這說明擴張性貨幣政策能夠在一定程度上使蕭條階段的宏觀經濟回暖并促使經濟持續不斷地穩定發展。從圖2可以看到，在信貸配給的沖擊下，浙江產出從第一年開始響應，第三年出現峰值1.74%，然后逐漸回落到第六年的0.51%之后趨于穩定，從第六年開始產出的響應逐漸增加，呈現發散狀態，但其響應仍小于貨幣沖擊對浙江產出帶來的影響。這說明信貸渠道在浙江省的傳導效應弱于貨幣渠道的傳導效應，信貸渠道在浙江省有阻滯和弱化的現象。

圖1 ZJGDP對M2沖擊的響應

圖2 ZJGDP對LOAN沖擊的響應

4 結論和政策建議

本文運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、VAR模型和脈沖響應函數、方差分解等處理時間序列非平穩數據的計量方法對貨幣渠道和信貸渠道進行了實證研究，得出以下結論：(1)轉型期貨幣渠道和信貸渠道共同作用于貨幣政策在浙江省的傳導并對浙江經濟發展產生積極影響。協整檢驗顯示M2、LOAN和ZJGDP之間存在著長期穩定關系。格蘭杰因果檢驗顯示M2和LOAN均為ZJGDP的格蘭杰原因。由此認為，兩種渠道共同在貨幣政策傳導中發揮作用，貨幣當局應在宏觀調控中兼顧貨幣渠道和信貸渠道，使其共同為經濟發展做貢獻。(2)貨幣渠道相對信貸渠道在貨幣政策浙江省的傳導過程中占有相對重要的地位，貨幣渠道較信貸渠道在浙江經濟發展中發揮著更加積極有效的作用。其原因可能是隨著近年來浙江民間金融、地下錢莊等非正規金融的快速發展，導致傳統銀行金融機構信貸渠道的弱化以及由于本身金融結構不合理致使信貸渠道一定程度的阻滯，加上銀行信貸無法惠及浙江廣大中小企業，導致信貸渠道的傳導效應不如貨幣渠道傳導效應強。在貨幣政策實踐過程中，貨幣當局應在發揮貨幣渠道傳導效應時，積極理順信貸渠道，促進信貸渠道的健康發展。(3)信貸渠道在貨幣政策傳導過程中存在一定程度的弱化和阻滯現象。這與浙江省經濟結構、企業結構和浙江民間金融發展有著密不可分的聯系，同時也與金融創新有著密切關聯。金融創新的發展使非銀行金融機構和非銀行金融工具可以提供比銀行貸款融資成本更低的金融替代物，這也使得銀行貸款渠道作用進一步減弱。貨幣當局應充分考慮這些時滯效應并制定具有前瞻性的貨幣政策，以增強貨幣政策的有效性和科學性。在兼顧信貸渠道的同時，還應加強貨幣市場和資本市場建設，穩步推進利率市場化，進一步加強貨幣當局的獨立性，為利率渠道、資本市場渠道等多種貨幣政策傳導渠道發揮作用創造良好的經濟環境。

[1] 王振山,王志強.我國貨幣政策傳導途徑的實證研究[J].財經問題研究,2000(12).

[2] 劉斌.貨幣政策沖擊的識別及我國貨幣政策有效性的實證分析[J].金融研究,2001(7).