消費(fèi)信貸政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量

摘要：測(cè)算消費(fèi)信貸政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系單單從“量”的維度進(jìn)行有失偏頗，在考量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“質(zhì)”與“量”的全面特性的基礎(chǔ)上，探尋消費(fèi)信貸政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量耦合關(guān)系中的作用效力更具系統(tǒng)性。文章從作用機(jī)理出發(fā)構(gòu)建測(cè)度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用第一主成分分析法并以協(xié)方差矩陣作為輸入，確定各基本指標(biāo)的系數(shù)與特征根，測(cè)算各基本指標(biāo)權(quán)重以求得各評(píng)價(jià)維度指數(shù)，并以同樣方法求得總體層面上經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)，進(jìn)一步以FAVAR模型測(cè)算消費(fèi)信貸政策對(duì)所求指數(shù)的作用效力。實(shí)證分析結(jié)果認(rèn)為：中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量呈穩(wěn)步上升態(tài)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量逐步下降，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性基本平穩(wěn)；消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量呈現(xiàn)不同程度的正向影響，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)定性呈負(fù)向影響。

關(guān)鍵詞：消費(fèi)信貸政策；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量；第一主成分；FAVAR；兩步主成分分析法

中圖分類號(hào)：F2221 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：10085831（2018）03004612

世界經(jīng)濟(jì)自2008年金融危機(jī)爆發(fā)步入深度調(diào)整和轉(zhuǎn)型發(fā)展的弱復(fù)蘇周期，前期累積的泡沫和風(fēng)險(xiǎn)緩慢消化，加之國(guó)際貿(mào)易格局持續(xù)分化、金融市場(chǎng)動(dòng)蕩、恐怖主義威脅和地緣政治局勢(shì)緊張等不確定性因素，對(duì)投資者和消費(fèi)者信心產(chǎn)生負(fù)面影響，抑制國(guó)際間經(jīng)貿(mào)往來(lái)進(jìn)而導(dǎo)致中國(guó)出口貿(mào)易形勢(shì)不容樂觀。與此同時(shí)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)也面臨粗放式投資型增長(zhǎng)模式不可持續(xù)、資源環(huán)境約束持續(xù)增強(qiáng)、結(jié)構(gòu)調(diào)整壓力不斷加大等嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。近年來(lái)，中國(guó)各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)宏觀參數(shù)在外需疲軟、內(nèi)需不足及深層次結(jié)構(gòu)扭曲等力量聯(lián)合作用下持續(xù)回落，經(jīng)濟(jì)總體下行壓力面臨持續(xù)加大態(tài)勢(shì)。消費(fèi)、投資和出口需求被視為拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的三大動(dòng)力引擎，在投資驅(qū)動(dòng)與出口驅(qū)動(dòng)績(jī)效持續(xù)弱化的困境下，經(jīng)濟(jì)驅(qū)動(dòng)新舊動(dòng)力面臨轉(zhuǎn)換與接續(xù)——由過(guò)度依賴投資和出口驅(qū)動(dòng)型轉(zhuǎn)為消費(fèi)驅(qū)動(dòng)型的均衡發(fā)展模式。

為推進(jìn)消費(fèi)驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用力，在政府和市場(chǎng)關(guān)系的協(xié)調(diào)處理中，通過(guò)利好政策支持消費(fèi)信貸是“十三五”規(guī)劃期間的著力點(diǎn)。“十三五”時(shí)期中國(guó)經(jīng)濟(jì)同處三期疊加：前期刺激政策消化期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期和增長(zhǎng)速度換擋期，在這一階段中提升經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量尤為重要[1]。那么，在二者耦合關(guān)系中，消費(fèi)信貸政策是否能良性影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量？本文將研究視角定位于這一問(wèn)題的解答，打破以往研究中對(duì)消費(fèi)信貸與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系從單一“數(shù)量”擴(kuò)張的維度進(jìn)行評(píng)價(jià)的固有范式，梳理消費(fèi)信貸政策作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“質(zhì)”與“量”不同維度的作用機(jī)理，以主成分分析法測(cè)度能夠代表中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的相關(guān)指數(shù)，再通過(guò)更具科學(xué)性與適用性的FAVAR模型實(shí)證測(cè)算消費(fèi)信貸政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響關(guān)系，得出相應(yīng)結(jié)論。

一、綜述與作用機(jī)理

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的概念具有如下兩種解釋：其一是狹義層面的理解，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效率。卡馬耶夫[2]提出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量包括產(chǎn)品質(zhì)量、消費(fèi)效果以及生產(chǎn)資料的效率。沈利生、王恒[3]認(rèn)為，增加值率作為度量經(jīng)濟(jì)體投入產(chǎn)出效益的指標(biāo)在一定程度上反映了中國(guó)經(jīng)濟(jì)質(zhì)量。其二是廣義層面的界定，認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量是經(jīng)濟(jì)數(shù)量增長(zhǎng)到一定階段的產(chǎn)物，這種觀點(diǎn)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量是一種復(fù)合概念。托馬斯[4]認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量作為發(fā)展速度的補(bǔ)充，其內(nèi)涵包括經(jīng)濟(jì)、社會(huì)和環(huán)境等內(nèi)容。Barro[5]也指出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的內(nèi)涵包括與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緊密相關(guān)的社會(huì)、政治、宗教等方面的因素。遵照廣義層面的界定思路，本文認(rèn)為國(guó)內(nèi)學(xué)者郝穎、辛清泉和劉星[6]對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量?jī)?nèi)涵與外延的判定較為適宜：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的一系列固有特性滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展特定要求的程度的反映。在數(shù)量擴(kuò)張的基礎(chǔ)上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)從效率改進(jìn)、結(jié)構(gòu)優(yōu)化和資源成本等特性規(guī)律方面規(guī)定經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的優(yōu)劣，并內(nèi)涵于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的進(jìn)程之中。

參照鈔小靜和任保平[7]、馬軼群和史安娜[8]相關(guān)研究的有益元素，本文將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量劃分為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量、過(guò)程質(zhì)量和結(jié)果質(zhì)量三個(gè)維度，依此三個(gè)維度確定評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，探討消費(fèi)信貸政策作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的內(nèi)在機(jī)理。

（一）消費(fèi)信貸政策作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量

要揭示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力機(jī)制，可以從資本要素、勞動(dòng)要素和資源要素投入對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的外延式推動(dòng)三個(gè)方面進(jìn)行考量，因而本文將資本生產(chǎn)率、勞動(dòng)生產(chǎn)率和資源生產(chǎn)率作為衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量的指標(biāo)。

King 和Levine[9]、Levine[10]等指出，金融體系的完善可以識(shí)別并將資本配置于更具競(jìng)爭(zhēng)力的行業(yè)，從而提高效率。消費(fèi)信貸政策通過(guò)緩解流動(dòng)性約束，引導(dǎo)消費(fèi)行為將資金要素配置流向邊際收益更高的產(chǎn)業(yè)部門，有助于提高資本配置效率。根據(jù)理論上資本與勞動(dòng)資源要素配置的互補(bǔ)性內(nèi)涵，通過(guò)對(duì)資本配置效應(yīng)的影響同樣會(huì)對(duì)勞動(dòng)要素的構(gòu)成形成導(dǎo)向影響[11]。同時(shí)，資本生產(chǎn)率與勞動(dòng)生產(chǎn)率的提升也會(huì)帶動(dòng)技術(shù)進(jìn)步，技術(shù)進(jìn)步則可以有效降低產(chǎn)出單位經(jīng)濟(jì)量的能耗，提高資源生產(chǎn)率[12]，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量得以提升。

（二）消費(fèi)信貸政策作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程質(zhì)量

經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中其穩(wěn)定性、協(xié)調(diào)性和持續(xù)性相互影響與制約，可作為衡量過(guò)程質(zhì)量的評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。

第一，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程的穩(wěn)定性是指經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中保持適度的增長(zhǎng)速度、通脹程度與就業(yè)率。Bernanke和Gertler[13-14]、Garlstrom 和Fuerst[15]等以“金融加速器”理論研究了信貸與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系，認(rèn)為信貸市場(chǎng)摩擦的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)具有放大作用。許偉和陳斌開[16]以DSGE模型也證實(shí)了信貸和消費(fèi)對(duì)中國(guó)產(chǎn)出波動(dòng)、通貨膨脹存在重要影響，由此可見，消費(fèi)信貸政策可能會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)穩(wěn)定性造成負(fù)面影響。另外，消費(fèi)信貸政策的出發(fā)點(diǎn)為擴(kuò)大社會(huì)有效需求，Keynes[17]指出有效需求的變動(dòng)是解決就業(yè)問(wèn)題的核心因素，而平穩(wěn)就業(yè)亦是推動(dòng)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)增長(zhǎng)的先決條件。

第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程的協(xié)調(diào)性是指宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行進(jìn)程中的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和收入結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)發(fā)展指在結(jié)構(gòu)性矛盾突出的背景下，由第一產(chǎn)業(yè)向以第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)為主體的經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式進(jìn)行轉(zhuǎn)變，在此進(jìn)程中，勞動(dòng)力隨之轉(zhuǎn)移，對(duì)城鄉(xiāng)居民收入結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同程度的影響[18]。就消費(fèi)信貸政策而言，通過(guò)解決不同產(chǎn)業(yè)需求約束，調(diào)節(jié)信用資源在不同產(chǎn)業(yè)部門之間重新分配和流動(dòng)，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化產(chǎn)生影響，同時(shí)擴(kuò)大需求并向農(nóng)村居民提供更多生產(chǎn)機(jī)會(huì)，生產(chǎn)機(jī)會(huì)與收入之間是必然存在聯(lián)系的[19]。

第三，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程的持續(xù)性可以表示為需求與供給層面雙重經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的協(xié)調(diào)、合理。長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)被廣泛詬病的一大問(wèn)題是以高投資和低消費(fèi)為特征的結(jié)構(gòu)失衡，其造成的資源錯(cuò)配對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程質(zhì)量負(fù)面影響明顯[20]。消費(fèi)信貸政策作為政府構(gòu)建消費(fèi)驅(qū)動(dòng)型經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的能動(dòng)舉措之一，引導(dǎo)居民合理消費(fèi)在一定程度上使市場(chǎng)消費(fèi)和供給達(dá)到均衡，進(jìn)而保障經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的可持續(xù)性發(fā)展。具體而言，消費(fèi)信貸政策主要從以下渠道影響中國(guó)居民消費(fèi)行為：渠道一是通過(guò)減弱當(dāng)前的流動(dòng)性約束以刺激并促進(jìn)當(dāng)期的消費(fèi)增長(zhǎng)[21-22]；渠道二是消費(fèi)信貸在一定程度上發(fā)揮消費(fèi)保險(xiǎn)作用，降低居民對(duì)于收入不確定性所產(chǎn)生的謹(jǐn)慎程度，使得居民不傾向積累更高比例的預(yù)防性儲(chǔ)蓄，從而刺激當(dāng)期消費(fèi)水平[23]。

（三）消費(fèi)信貸政策作用于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量

學(xué)術(shù)界多以人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量的評(píng)判指標(biāo)，已有研究中總體上肯定了消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向作用。Cohen[24]認(rèn)為，消費(fèi)信貸對(duì)消費(fèi)需求增長(zhǎng)的作用要甚于收入的作用，是美國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要推動(dòng)力。國(guó)內(nèi)學(xué)者萬(wàn)廣華等[25]、蔡浩儀和徐忠[26]等也認(rèn)為消費(fèi)信貸政策正向影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

二、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)測(cè)算

（一）評(píng)價(jià)指標(biāo)的確定

根據(jù)前述分析可知，測(cè)算消費(fèi)信貸政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)單一“量”的擴(kuò)張的維度并不全面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的內(nèi)涵還應(yīng)包含“質(zhì)”的提升。因此本文在已有研究的基礎(chǔ)上，首先確定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系（見表1），各基本指標(biāo)計(jì)算方式如下。

資本生產(chǎn)率=GDP/全社會(huì)固定投資總額；勞動(dòng)生產(chǎn)率=GDP/經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口；資源生產(chǎn)率=能源消耗量/GDP；產(chǎn)出波動(dòng)率=當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率/前期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率（絕對(duì)值）；價(jià)格波動(dòng)率=當(dāng)期消費(fèi)價(jià)格指數(shù)/前期消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（絕對(duì)值）；失業(yè)波動(dòng)率=當(dāng)期失業(yè)率/前期失業(yè)率（絕對(duì)值）；產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重=各產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值/GDP；城鄉(xiāng)收入比=城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村人均純收入；投資消費(fèi)比=全社會(huì)固定投資總額/居民消費(fèi)總額；人均GDP=GDP/人口總數(shù)。

表1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)體系

（二）評(píng)價(jià)指標(biāo)的指數(shù)

根據(jù)研究需要，本文處理的數(shù)據(jù)范圍為2007年第1季度至2016年第4季度，本節(jié)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、中經(jīng)網(wǎng)。

考慮到數(shù)據(jù)可得性與可比性，在基本指標(biāo)計(jì)算階段作如下處理：（1）數(shù)據(jù)頻度轉(zhuǎn)換，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)人口、能源消耗量、農(nóng)村人均純收入和人口總數(shù)由低頻年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換而得；（2）缺失數(shù)據(jù)的處理通過(guò)建立回歸進(jìn)行估測(cè)；（3）將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)換算為以2007年第1季度為固定時(shí)期的定基比數(shù)據(jù)。

本文采用主成分分析法對(duì)評(píng)價(jià)指標(biāo)權(quán)重進(jìn)行計(jì)算，因無(wú)法對(duì)不同屬性和量綱量級(jí)的指標(biāo)直接合成，參照鈔小靜和任保平[7]31的作法，按以下步驟進(jìn)行處理：（1）指標(biāo)屬性代表評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)優(yōu)劣的判斷，對(duì)不同屬性指標(biāo)直接合成會(huì)破壞合成指數(shù)的作用效力體現(xiàn)，因此對(duì)逆指標(biāo)取倒數(shù)處理使其正向化；（2）以均值化方法處理多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)，可以將各指標(biāo)之間變異程度的差異得以更完整地保留，因此本文對(duì)原始指標(biāo)無(wú)量綱化處理選用均值化方法較為適宜；（3）選擇協(xié)方差矩陣作為主成分分析的輸入，能夠更優(yōu)良地控制指標(biāo)離散程度；（4）原始數(shù)據(jù)的信息在第一主成分中表現(xiàn)力最強(qiáng)也較完整，因此將第一主成分系數(shù)除以其相應(yīng)的特征根開根后所得的單位特征向量作為基本指標(biāo)的權(quán)重（表2）由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程質(zhì)量持續(xù)性、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量為單一指標(biāo)，可直接做后續(xù)處理與分析，因此不予計(jì)算。，由此計(jì)算不同評(píng)價(jià)維度的指數(shù)，再次重復(fù)以上方法，可對(duì)各評(píng)價(jià)維度指數(shù)的權(quán)重予以計(jì)算，進(jìn)一步可求得總體層面的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)。

由表2可見：各評(píng)價(jià)維度指數(shù)的第一主成分方差貢獻(xiàn)率均達(dá)85%左右，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)的第一主成分方差貢獻(xiàn)率也達(dá)75%，綜合原始信息的能力較強(qiáng)，表明采用第一主成分方法確定相應(yīng)權(quán)重具有較高的解釋力。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量中資本生產(chǎn)率和資源生產(chǎn)率的權(quán)重為0.724 893 150、0.426 088 739，這意味著2007年第1季度至2016第4季度間中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量的變化更多體現(xiàn)在資本生產(chǎn)率和資源生產(chǎn)率兩方面，相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性的變化主要體現(xiàn)在失業(yè)波動(dòng)率上（0.997 766 576），經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性的變化主要體現(xiàn)在第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重（0.240 979 582）和城鄉(xiāng)收入比上（0.211 929 773），這兩個(gè)方面的貢獻(xiàn)大小基本相當(dāng)，而總體層面經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的變化由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性、持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量均衡體現(xiàn)，權(quán)重分別為0.293 918 208、0.253 779 316和0.283 756 476。

表2 指標(biāo)的統(tǒng)計(jì)特征與權(quán)重計(jì)算

根據(jù)以上操作方法，可求得各評(píng)價(jià)維度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)值和總體層面的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)指數(shù)值，由所得測(cè)度結(jié)果（圖1）可見，在2007年第1季度至2016年第4季度期間，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量呈現(xiàn)波動(dòng)中下降的態(tài)勢(shì)，探究緣由可能是資本生產(chǎn)率的下降使然，也印證了中國(guó)投資驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式梗阻的特性。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性態(tài)勢(shì)平穩(wěn)，表明中國(guó)政府在宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)總體控制較好，但由于過(guò)程穩(wěn)定性指數(shù)的變化由失業(yè)波動(dòng)率體現(xiàn)，因此并不能說(shuō)明產(chǎn)出波動(dòng)率和價(jià)格波動(dòng)率也維持了穩(wěn)定態(tài)勢(shì)。根據(jù)近年來(lái)的研究，中國(guó)產(chǎn)出波動(dòng)與價(jià)格波動(dòng)仍然是客觀存在的[27-28]，因此本文計(jì)算的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性指數(shù)只代表該指數(shù)總體水平的基本穩(wěn)定。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性和和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性在波動(dòng)中呈緩慢上升趨勢(shì)，表明中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、收入結(jié)構(gòu)調(diào)整和供給側(cè)改革初見成效。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量平穩(wěn)上升，說(shuō)明中國(guó)人民生活質(zhì)量也在穩(wěn)步提高。總體層面的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量水平呈現(xiàn)波動(dòng)中上升的態(tài)勢(shì)，其得以提高的貢獻(xiàn)主要是由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性、過(guò)程持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量的改善帶來(lái)的。

圖1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)測(cè)度

三、實(shí)證分析

（一）計(jì)量模型

1.模型的選擇與構(gòu)建

要測(cè)算消費(fèi)信貸政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量之間的關(guān)系，可以選擇線性模型或向量自回歸（VAR）模型進(jìn)行檢驗(yàn)，其中由于Sims[29-30]提出的VAR模型不假設(shè)變量之間先驗(yàn)的理論關(guān)系，是更為適宜的選擇。然而Sims[31]指出VAR模型存在一大缺陷即實(shí)證分析中可處理經(jīng)濟(jì)變量偏少，要全面反映政策對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)作用的真實(shí)效力就應(yīng)考慮更多維度的宏觀經(jīng)濟(jì)變量。在此基礎(chǔ)上，Bernanke等[32]提出了因子增廣向量自回歸模型（FAVAR），該模型適宜分析多變量、大規(guī)模數(shù)據(jù)，研究政策變量對(duì)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的沖擊問(wèn)題，有效解決了VAR、SVAR及DSGE等模型無(wú)法克服的變量過(guò)少、信息有限的問(wèn)題，從而全面捕捉現(xiàn)實(shí)中的經(jīng)濟(jì)信息，更加真實(shí)地反映變量之間相互影響的動(dòng)態(tài)關(guān)系[33]。就本文的研究問(wèn)題而言，F(xiàn)AVAR模型是更具科學(xué)性、適用性的選擇，其構(gòu)建思路如下。

VAR模型記為：

Yt=φ（L）Yt-1+νt （1）

其中，L為滯后算子，φ（L）為滯后多項(xiàng)式矩陣。

假定M×1維的Yt為存在的可觀測(cè)關(guān)注變量，由不可觀測(cè)的K×1維共同因子Ft表征與Yt動(dòng)態(tài)變化相關(guān)的其他因素，可以將FAVAR模型表述為：

Ft

Yt=Φ（L）Ft-1

Yt-1+νt （2）

式（2）中，Φ（L）為p階滯后算子多項(xiàng)式，Φ（L）=φ1+φ2L+φ3L2…+φpLp-1；νt是均值為零、協(xié)方差矩陣為正定矩陣Q的擾動(dòng)向量。要對(duì)該模型進(jìn)行估計(jì)，首先假定存在經(jīng)濟(jì)信息集合Xt且其信息可由Ft、Yt線性表出，記為式（3）：

Xt=ΛfFt+ΛyYt+et （3）

其中，Λf和Λy分別是N×K和N×M因子載荷矩陣，N為經(jīng)濟(jì)信息集合Xt變量個(gè)數(shù)，且NK+M，誤差項(xiàng)et是白噪聲序列，為N×1維具有零均值、服從正態(tài)分布的擾動(dòng)項(xiàng)。

式（3）為典型正交因子模型，可以借助這個(gè)模型來(lái)估計(jì)Ft即F^t，用F^t代替式（2）中的Ft，式（2）和式（3）即實(shí)現(xiàn)了因子分析模型與VAR模型的統(tǒng)一——因子增廣向量自回歸模型（FAVAR）。

2.模型的估計(jì)與應(yīng)用

估計(jì)FAVAR模型中不可觀測(cè)因子Ft是關(guān)鍵步驟，主要有反復(fù)迭代法、吉布斯抽樣法和兩步主成分分析法三種方法。Bernanke等[32]認(rèn)為三種方法估計(jì)結(jié)果不存在明顯優(yōu)劣，Hwang[34]認(rèn)為兩步主成分分析法進(jìn)行估計(jì)的效果優(yōu)良，Gupta等[35]則認(rèn)為吉布斯抽樣的估計(jì)效果不理想。本文采用兩步主成分分析法，基本思路如下。

第一步，先提取宏觀經(jīng)濟(jì)信息集Xt中K+M個(gè)主成分作為由因子Ft和可觀測(cè)變量Yt生成的空間的估計(jì)，記為C^t（Ft，Yt）。可以看出C^t（Ft，Yt）中包含了Yt的生成部分，因此要得到F^t應(yīng)去掉C^t（Ft，Yt）中Yt的成分。于是將經(jīng)濟(jì)信息集合Xt拆解為“慢行變量”與“快行變量”慢行變量指針對(duì)可觀測(cè)變量沖擊會(huì)產(chǎn)生影響但不會(huì)同期呈現(xiàn)的響應(yīng)變量，快行變量反之。，對(duì)慢行變量進(jìn)行主成分提取，得出信息集合記為F^st，代入以下方程回歸：

C^t=βFsF^st+βYYt+et （4）

由式（4）便可以得出Ft的估計(jì)值F^t=C^t-β^YYt，此處即已經(jīng)剔除Ft中Yt的成分。

第二步，將可觀測(cè)變量Yt和估計(jì)值F^t代入方程（2）得標(biāo)準(zhǔn)的VAR方程：

Γ（L）=F^t

Yt=Ut（5）

其中，Γ（L）為p階滯后多項(xiàng)式，Ut是均值為零、協(xié)方差矩陣為M的隨機(jī)誤差項(xiàng)，由式（5）可得F^t和Yt的脈沖響應(yīng)函數(shù)為：

F^t

Yt=ψ（L）Ut（6）

這里ψ（L）是h階滯后多項(xiàng)式且滿足ψ（L）=Γ（L）-1，結(jié)合式（3）進(jìn)一步求得X^t的脈沖響應(yīng)函數(shù)為：

X^t=Λ^fΛ^yF^t

Yt=Λ^fΛ^yψ（L）Ut（7）

（二）數(shù)據(jù)預(yù)處理

本文以消費(fèi)信貸余額作為消費(fèi)信貸政策的表征變量，與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)共同組成FAVAR模型的可觀測(cè)變量。參照Belviso 和 Milani[36]、郭乃鋒等[37]、He等[38]的研究，選擇實(shí)際產(chǎn)出、居民消費(fèi)、政府公共財(cái)政等12個(gè)組別共92個(gè)指標(biāo)構(gòu)成與消費(fèi)信貸政策和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量動(dòng)態(tài)相關(guān)的信息集，與可觀測(cè)變量共同構(gòu)成99維宏觀經(jīng)濟(jì)信息集Xt。

由于中國(guó)消費(fèi)信貸余額數(shù)據(jù)自2007年開始公布，對(duì)應(yīng)上一節(jié)計(jì)算的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)數(shù)據(jù)范圍，樣本期間定為2007年至2016年，數(shù)據(jù)頻度為季度，本節(jié)數(shù)據(jù)資料來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局、中國(guó)人民銀行官網(wǎng)、中經(jīng)網(wǎng)。

FAVAR模型中假定宏觀經(jīng)濟(jì)信息集Xt的分量xt～I(xiàn)（0）且處理成均值為0、標(biāo)準(zhǔn)差為1的標(biāo)準(zhǔn)序列[39]，因此對(duì)文中數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：第一，對(duì)缺漏數(shù)據(jù)采用插值法補(bǔ)全；第二，轉(zhuǎn)換數(shù)據(jù)頻度求得當(dāng)季數(shù)據(jù)值；第三， 以X12方法對(duì)包含季節(jié)因素的序列進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整；第四，以2007年為基年對(duì)同比數(shù)據(jù)進(jìn)行定基比轉(zhuǎn)換；第五，運(yùn)用取對(duì)數(shù)或者差分變換將非平穩(wěn)序列變換為平穩(wěn)變量；第六，對(duì)數(shù)據(jù)作標(biāo)準(zhǔn)化處理去量綱。

（三）脈沖響應(yīng)結(jié)果

結(jié)合本文的數(shù)據(jù)處理與研究?jī)?nèi)容，將實(shí)際產(chǎn)出、國(guó)際貿(mào)易、政府公共財(cái)政、股票市場(chǎng)、匯率和國(guó)際調(diào)查指數(shù)組別設(shè)置為慢行變量，其他組別設(shè)置為快行變量。根據(jù)敏感性分析思路，以估計(jì)結(jié)果變化對(duì)提取主成分的個(gè)數(shù)進(jìn)行判定，最終選擇提取3個(gè)主成分。因?yàn)楸疚氖褂脭?shù)據(jù)頻度為季度，滯后階數(shù)選擇1階。圖2反映了消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)各評(píng)價(jià)維度的質(zhì)量指數(shù)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量總體指數(shù)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊產(chǎn)生的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

圖2（1）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量對(duì)消費(fèi)信貸政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)。結(jié)果可見，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量對(duì)于消費(fèi)信貸政策標(biāo)準(zhǔn)差的擾動(dòng)呈正向反應(yīng)，第1期即為正0.028，存在1年左右的上升周期并在第4期達(dá)到最高值0.092，其后開始緩慢下降，于第10期收斂于均衡狀態(tài)。

圖2（2）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性對(duì)消費(fèi)信貸政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)。可以看出，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性對(duì)消費(fèi)信貸政策的新息沖擊過(guò)程比較敏感，第1期即為負(fù)響應(yīng)達(dá)最低值-0.19，負(fù)響應(yīng)周期為5期，其后呈現(xiàn)微弱正響應(yīng)至第11期收斂于均衡狀態(tài)。

圖2（3）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性對(duì)消費(fèi)信貸政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)。在受到單位沖擊后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性立刻產(chǎn)生正向反應(yīng)，至第3期正向反應(yīng)結(jié)束，開始呈現(xiàn)微弱負(fù)向反應(yīng)，至第8期再次緩趨于零。

圖2（4）為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性對(duì)消費(fèi)信貸政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)。由結(jié)果呈現(xiàn)可見，消費(fèi)信貸政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性帶來(lái)顯著的正向沖擊，從沖擊效果看，維持周期較短，至第3期漸近平穩(wěn)，第4—第8期仍有微弱正向沖擊，但效果并不明顯。

圖2（5）是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量對(duì)消費(fèi)信貸政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)。對(duì)于消費(fèi)信貸政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量在第1期為負(fù)向響應(yīng)-0.029，其后迅速提升且于同期已經(jīng)呈現(xiàn)正向反應(yīng)，整體反應(yīng)變動(dòng)幅度較大，至第3期達(dá)0.095且維持一個(gè)周期于第4期達(dá)最高值0.096，其后開始下滑并于第9期收斂于均衡狀態(tài)。

圖2（6）是總體層面的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量對(duì)消費(fèi)信貸政策一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息沖擊的響應(yīng)結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量對(duì)于消費(fèi)信貸政策標(biāo)準(zhǔn)差的擾動(dòng)第1期為零響應(yīng)，其后提升至第3期達(dá)0.025，總體反應(yīng)持續(xù)7個(gè)周期。

圖2 脈沖響應(yīng)結(jié)果

四、研究結(jié)論與建議

打破當(dāng)前研究中消費(fèi)信貸政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)“量”的維度進(jìn)行測(cè)算的單一范式，應(yīng)該全面考量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“質(zhì)”的特性。本文結(jié)合已有研究測(cè)算消費(fèi)信貸政策與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的關(guān)系，試圖探尋二者耦合關(guān)系中的作用效力。基于此，本文從作用機(jī)理出發(fā)構(gòu)建測(cè)度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，使用均值化方法對(duì)基本指標(biāo)進(jìn)行無(wú)量綱化處理，采用第一主成分分析法并以協(xié)方差矩陣作為輸入，確定各基本指標(biāo)的系數(shù)與特征根，進(jìn)一步測(cè)算經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量指數(shù)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性指數(shù)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性指數(shù)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性指數(shù)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量指數(shù)和總體層面的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量指數(shù)。考慮到傳統(tǒng)VAR模型的測(cè)算結(jié)果難以全面反映宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的真實(shí)情況，采用更具科學(xué)性的因子增廣向量自回歸模型（FAVAR）對(duì)消費(fèi)信貸政策與各合成指數(shù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，通過(guò)以上分析內(nèi)容得出以下結(jié)論。

（一）在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量測(cè)度方面

第一，中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量呈現(xiàn)波動(dòng)中下降態(tài)勢(shì)，由于該指數(shù)的測(cè)算中資本生產(chǎn)率的權(quán)重較高，是變動(dòng)的主要體現(xiàn)，由此認(rèn)為中國(guó)投資驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式效率下滑亟待解決。第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性變動(dòng)幅度不大，但誠(chéng)如前文所述，該指數(shù)的變動(dòng)主要由失業(yè)波動(dòng)率體現(xiàn)，所以測(cè)算結(jié)果有兩個(gè)方面的涵義，一方面表明中國(guó)就業(yè)波動(dòng)較低，另一方面也不能否認(rèn)中國(guó)在2007—2016年間產(chǎn)出波動(dòng)和價(jià)格波動(dòng)客觀存在的問(wèn)題。第三，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性指數(shù)的測(cè)算結(jié)果看，該指數(shù)的變動(dòng)主要由第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重和城鄉(xiāng)收入比體現(xiàn)，表明中國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和收入分配調(diào)整已經(jīng)初顯成效。第四，從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量的測(cè)算結(jié)果可見，中國(guó)的供需結(jié)構(gòu)日趨合理，而且經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出對(duì)人民福利水平提升的貢獻(xiàn)在逐步提高。第五，中國(guó)總體層面上的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量處于波動(dòng)中逐步提升態(tài)勢(shì)，該指數(shù)的變動(dòng)主要體現(xiàn)在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量上，說(shuō)明在此期間中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提高主要是由以上三個(gè)方面的改善所帶來(lái)的，但這并不必然意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量已經(jīng)處于非常好的狀態(tài)，只代表在原有基礎(chǔ)水平上進(jìn)行了提升。

（二）在消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的影響方面

從總體上看，消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量和總體層面的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量呈現(xiàn)正向影響關(guān)系，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性呈現(xiàn)負(fù)向影響關(guān)系。分別來(lái)看：第一，消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式質(zhì)量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)果質(zhì)量的正向作用效力更加顯著，持續(xù)周期較長(zhǎng)，達(dá)2至3年；第二，消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程協(xié)調(diào)性和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程持續(xù)性的正向影響效應(yīng)在第1期即迅速呈現(xiàn)，但正向影響周期較短，均為3個(gè)季度；第三，消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程穩(wěn)定性在第1期的負(fù)向影響作用最高，負(fù)向作用持續(xù)時(shí)間為5個(gè)季度；第四，消費(fèi)信貸政策對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的正向影響存在一定的滯后性，持續(xù)周期為6個(gè)季度，但作用效力并不十分顯著。以上分析結(jié)果與作用機(jī)理基本吻合，我們認(rèn)為，中央銀行以消費(fèi)信貸政策對(duì)居民消費(fèi)行為進(jìn)行引導(dǎo)，進(jìn)一步以消費(fèi)驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的方式是切實(shí)可行的，而且有益于中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量的提升。

根據(jù)以上分析，提出以下兩點(diǎn)政策建議：其一，宏觀調(diào)控中國(guó)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，一方面要規(guī)范中國(guó)消費(fèi)信貸外部環(huán)境，另一方面應(yīng)該重視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)失衡的矯正，要不斷調(diào)整和優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的結(jié)構(gòu)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展；其二，推動(dòng)消費(fèi)信貸政策健康有序發(fā)展，完善消費(fèi)信貸政策作用于實(shí)體經(jīng)濟(jì)層面的傳導(dǎo)機(jī)制。具體來(lái)說(shuō)，對(duì)消費(fèi)信貸政策傳導(dǎo)機(jī)制中的上級(jí)主體中央銀行而言，應(yīng)完善頂層制度安排；對(duì)下級(jí)主體各金融機(jī)構(gòu)而言，應(yīng)強(qiáng)化信貸風(fēng)險(xiǎn)控制；對(duì)消費(fèi)信貸政策的調(diào)控客體居民來(lái)說(shuō)，應(yīng)從觀念和供給角度合理引導(dǎo)消費(fèi)行為。

本文研究中仍然存在問(wèn)題，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇具有一定程度的主觀性，這應(yīng)是以后研究的完善方向。

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The relationship between consumption credit policy and economic

growth quality： Demonstration based on the first principal

component composite index and FAVAR model

LI Haiyang

（School of Economics and Management， Southwest University， Chongqing 400715， P. R. China）

Abstract：

It is biased to simply measure the relationship between consumption credit policy and economic growth from the dimension of “quantity”. It is more systematic to explore the action effect in the coupling relationship between consumption credit policy and economic growth quality based on investigating the comprehensive characteristics of economic growth “quality” and “quantity”. This paper constructs the evaluation index system for measuring economic growth quality starting from the mechanism of action， adopts the first principal component analysis method and takes covariance matrix as input， confirms the coefficient and characteristic root of each basic index， measures and calculates the weight of each basic index thus to gain the index of each evaluation dimension， achieves the economic growth quality index on the whole with the same method， and further measures the action effect of consumption credit policy act on the index solved with FAVAR model. The empirical analysis results show that， firstly， Chinese economic growth quality， economic growth process coordination， economic growth process sustainability， and economic growth result quality present the tendency of steadily rising， economic growth mode quality decreases gradually， while economic growth process is basically stable. Secondly， consumption credit policy presents the positive influence of different degrees on economic growth quality， economic growth mode quality， economic growth process coordination， economic growth process sustainability， and economic growth result quality， but it presents the negative influence on economic growth stability.

Key words： consumption credit policy； economic growth quality； the first principal component； FAVAR； two steps， principle component analysis method