消費信貸政策對經濟增長質量傳導關系的測算

朱明月，李海央

（西南大學 經濟管理學院，重慶 400715）

0 引言

出口、投資和消費需求為拉動經濟增長的三大引擎，經濟增長方式向消費驅動模式轉換的核心在于如何提振消費以作用于經濟增長。中央銀行基于提振消費這一中介目標制定并實施消費信貸政策，其傳導至經濟增長的路徑為：中央銀行應用信貸工具對金融機構信貸投放進行調控，引導居民消費行為實現中介政策目標，以期實現經濟增長這一最終政策目標。

現有研究多是探討消費信貸對經濟增長“量”的維度的作用機制與效應，然而，經濟增長除了表現為經濟規模即“量”的維度的擴張，還應該包含增長質量即“質”的維度的提升，是數量擴張與質量提高的統一[1]。基于這一視角，本文試圖驗證消費信貸政策能否通過其傳導最終良性作用于經濟增長質量。

1 機理與假設

1.1 經濟增長質量的內涵與外延

經濟增長質量狹義說認為經濟增長質量即經濟增長效率。經濟增長質量廣義說的思路則在于經濟增長質量是經濟數量增長至一定階段作為發展速度補充的產物，其內涵包括與經濟增長密切相關的社會、經濟、環境等內容。鈔小靜和惠康（2009）[2]進一步提出，經濟增長質量是指與經濟增長緊密相關的經濟方面的內容，其外延與包含社會、政治以及其他因素的經濟發展有所不同。本文認為經濟增長質量作為一種規范分析，其內涵是對經濟增長的優劣加以評判，外延包含效率提高、經濟協調、結構優化等諸多與經濟增長緊密相關的內容作為價值判斷。

根據以上對經濟增長質量內涵與外延的界定，本文參照馬軼群和史安娜（2012）[3]的作法，以經濟增長水平質量、過程質量和方式質量作為評價經濟增長質量的不同維度，提出消費信貸政策作用于經濟增長質量的理論假設。

1.2 假設提出

（1）消費信貸政策作用于經濟增長水平質量

學術界多以人均GDP作為經濟增長水平質量的評判指標，已有研究中也證實了消費信貸政策對GDP、人均GDP的促動作用，其作用機理在于消費信貸的增減會通過乘數效應引起經濟總量變化的連鎖反應。據此提出：

假設1：消費信貸政策可以提升經濟增長水平質量。（2）消費信貸政策作用于經濟增長過程質量

要評價經濟增長過程質量，則要求經濟運行中其增長保持穩定、協調和可持續性。

首先，經濟增長穩定性的內涵應該排除經濟活動中的劇烈波動，在穩步發展中保持適度的經濟增長速度、通貨膨脹程度和就業率。消費信貸政策對經濟增長穩定性的作用主要體現在以下方面：第一，消費信貸是貨幣信用關系發展到一定水平，作為緩解消費和生產之間矛盾的產物，從它得以產生的特性來看，有助于穩定社會生產，維護經濟的平穩發展；第二，消費信貸政策以擴大社會有效需求為政策著力點，根據Keynes（1936）[4]提出的就業理論認為，有效需求的變動是解決就業問題的核心因素，而就業波動的縮減則會帶動經濟平穩增長；第三，消費信貸的規模擴張代表貨幣供應量的增長，可能會帶來通貨膨脹的壓力，加劇市場波動，這一點在我國房地產市場的現狀中也得到了印證。鑒于以上分析提出：

假設2：消費信貸政策對經濟增長過程質量穩定性存在不確定性影響。

其次，經濟增長協調性意味著國民經濟發展的客觀要求是動態平衡。消費信貸政策對經濟增長協調性的作用主要體現在：第一，消費信貸政策調節的是信用資源在不同產業部門之間的重新配置和流動，解決不同產業需求約束對產業發展具有促進作用，所以認為消費信貸政策傳導機制會推動產業結構的優化；第二，消費信貸通過擴大需求提供生產機會，McKinnon（1973）[5]論述了生產機會和收入之間的關聯性，因此有理由認為消費信貸對收入存在影響，但影響方向與效應暫不明確。鑒于以上分析提出：

假設3：消費信貸政策對經濟增長過程質量協調性存在不確定性的影響。

再次，經濟增長持續性是經濟健康發展的核心，與穩定性、協調性形成統一整體，在本文的研究內容中主要體現在合理化的投資消費結構有益于經濟增長的可持續發展。消費信貸政策作為政府構建驅動型經濟增長模式的措施之一，引導居民合理消費在一定程度上使市場消費和供給達到均衡，進而形成了經濟增長的可持續性發展。因此提出：

假設4：消費信貸政策可以提升經濟增長過程質量持續性。

（3）消費信貸政策作用于經濟增長方式質量

本文以資本生產率和勞動生產率作為經濟增長方式質量的評價指標，King和Levine（1993）[6]、Levine（1997）[7]等指出，完善的金融體系有助于將資本配置投向競爭力較強的行業并利于效率的提高，消費信貸政策通過緩解流動性約束和發揮消費保險的功效，引導居民消費進而撬動資金流向邊際更高的產業，利于提高資本配置效率和勞動要素的構成。鑒于此，提出如下假說：

假設5：消費信貸政策可以提升經濟增長方式質量。

2 研究設計

2.1 經濟增長質量的評價指標

前文已經對消費信貸政策與經濟增長質量不同維度下的評價指標的作用關系進行了假設，接下來對各評價維度進行基本指標的確定與計算，詳細結果如表1所示。

表1 評價指標的選擇與計算

2.2 計量模型的選擇與估計

根據已經確立的評價指標，要測算消費信貸政策與經濟增長質量的傳導關系有兩種思路：第一種是通過熵值法、主成分分析法對以上評價指標進行降維與合成處理，再進行實證分析。這種方法的優點是便于將更少的變量代入模型進行實證，可以從更廣的維度、更直觀的視角對消費信貸與經濟增長質量的傳導關系進行判別，缺點是不能從更為細節的角度對二者傳導關系進行判別，以消費信貸政策對經濟增長過程穩定性的傳導關系為例，利用合成指標得到的結果不能清晰地表明消費信貸政策與各分項指標的傳導關系。鑒于此，本文應用第二種研究思路，即直接應用9個基本指標進行實證分析，以便于從更為細化的層面理解消費信貸政策與經濟增長質量的傳導關系。

對于傳導關系的實證檢驗，較為常見的是以線性模型或向量自回歸模型（VAR）進行檢驗。根據本文的研究內容，Sims（1972，1980）[8,9]提出的VAR模型由于其不假設變量之間先驗的理論關系與易用性特點是較為適宜的選擇。然而Sims（1992）[10]研究指出，VAR模型在實證分析中可處理經濟變量偏少是該模型的主要缺陷，以致于難以全面反映政策對經濟系統的真實作用效果。Bernanke等（2005）[11]提出因子擴展向量自回歸模型（FAVAR），在研究中考察了120維宏觀經濟信息集的影響因素，并對20個經濟序列進行了貨幣政策傳導關系測算，較好地克服了VAR模型可能存在的“變量缺失”而導致不能全面反映政策效果的缺陷，這一擴展模型利于處理分析本文的研究問題。

若將VAR模型表述為：

式（1）中φ(L)為滯后多項式矩陣。假設存在Yt為M×1維的可觀測關注變量，Ft為K×1維與Yt動態變化相關的卻難以觀測的其他因素變量，FAVAR模型便可以相應的記為：

其中Φ(L)為p階滯后算子多項式，Φ(L)=φ1+φ2L+φ3L2…+φpLp-1；νt是均值為零、協方差矩陣為正定矩陣Q的擾動向量。不難看出，當K=0時共同因子Ft則不存在，那么式（2）中所示模型便可以簡化為傳統VAR模型（1），由此可見，FAVAR模型是嵌套了VAR的更具一般性的模型，可以更為全面地考察共同因子Ft的信息所帶來的邊際貢獻。

為了達到模型的估計效果，假定存在經濟信息集合Xt的信息可以由Ft、Yt捕捉并線性表出，于是得到式（3）：

式（3）中Λf和Λy分別是N×K 和N×M 因子載荷矩陣，N為經濟信息集合Xt變量個數且N>>K+M，誤差項et是N×1維具有零均值并服從正態分布的擾動項。可以借助這個模型來估計 Ft即，用代替式（2）中的 Ft，從而實現因子分析模型與VAR模型的統一——因子擴展向量自回歸模型（FAVAR）。目前存在反復迭代法、吉布斯抽樣法和兩步主成分分析法三種方式估計FAVAR模型中不可觀測因子，本文通過兩步主成分分析法估計模型，步驟如下：

首先在宏觀經濟信息集Xt中提取K+M個主成分，作為由因子Ft和可觀測變量Yt生成的空間的估計并記為中不可避免的包含了Yt的生成部分，因此要得到應去掉這一成分。思路是將宏觀經濟信息集Xt拆分為慢行變量和快行變量，對慢行變量進行主成分提取，得出信息集合記為，代入以下方程回歸：

由式（4）便可以得出Ft的估計值，此處即已經剔除Ft中Yt的成分。再將可觀測變量Yt和估計值代入方程（2）得標準的VAR方程：

式（5）中Γ(L )為p階滯后多項式，Ut是均值為零、協方差矩陣為M 的隨機誤差項，通過式（5）可進一步進行脈沖響應函數分析。

2.3 數據說明

以消費信貸余額（LOAN）作為消費信貸政策的表征變量，與前文中選取的經濟增長質量評價指標人均GDP（PGDP）、產出波動率（OV）、就業波動率（EV）、價格波動率（PV）、第三產業占比（IP3）、城鄉收入比（IR）、投資消費比（ICR）、資本生產率（CP）和勞動生產率（LP）共同組成FAVAR模型的可觀測變量，即：

對于與消費信貸政策、經濟增長質量動態相關的宏觀因素，主要參照He等（2013）[12]的做法，考慮本文研究的內容與數據可獲性，選擇實際產出、居民消費、政府公共財政、國際貿易、利率等12個組別共92個指標構成信息集，與可觀測變量10個指標共同構成宏觀經濟信息集Xt。本文的樣本期間定為2007—2016年，數據頻度為季度，來源于國家統計局、中國人民銀行官網和中經網。

出于FAVAR模型的估計需要，本文將應用數據作如下處理：（1）以線性插值法補全缺失數據；（2）對數據進行頻度轉換計算當季值；（3）對包含季節因素的序列通過X-12方法作季節調整；（4）因為同比數據無法真實揭示變量的變動趨勢，因此以2007年為基年進行同比-環比-定基比轉換；（5）將非平穩序列變換為平穩變量，處理方式可以對非平穩序列取對數、差分和對數后差分；（6）對完成以上步驟的數據進行標準化處理。

彬州梨主要分布在彬州涇河川道及各支流水系沿岸海拔1 000 m以下的灘地及坡臺地上。建國后，經過幾十年發展，彬州梨的面積、產量形成規模。1998年，全市梨園面積10.3萬畝，達到鼎盛時期。2000年以來，由于春行冬令，梨花難保，比較效益下降，彬州梨面積逐年銳減，清代譚嗣同描寫的“棠梨樹下鳥呼風，桃李溪邊白復紅。一百里間春似海，孤城掩映萬花中”的美麗景象幾近不存，彬州梨逐漸走向沒落。2017年底，全市梨園僅存2.5萬畝，地方品種老遺生、水遺生也所剩無幾。集中栽培區域有義門鎮中羅堡村、太峪鎮四興村和姚聯村、涇河西區虎神溝村、永樂鎮紅巖河村等，主栽品種為碭山酥梨、早酥梨。

3 實證分析

參考Bernanke等[11]研究中對慢行變量劃分設置方式，本文設置實際產出、國際貿易、政府公共財政等組別為慢行變量，其他為快行變量。遵循敏感性分析思路，通過估計結果的變化來進行判定比對，選擇主成分提取個數為3個。同時根據AIC、SC準則確定FAVAR模型的滯后階數，考量本文應用的為季度數據，故滯后階數選擇1階。消費信貸政策對經濟增長質量一個標準差新息的沖擊產生的脈沖響應函數圖如圖1所示。

圖1 經濟增長質量對消費信貸政策的沖擊響應

3.1 消費信貸政策對經濟增長水平質量的影響效應

從圖1（a）可以看出：消費信貸政策和經濟增長水平質量之間在總體上是一種正向關系。消費信貸余額一個單位增量的沖擊導致人均GDP上升約0.42個單位，正向響應持續時間為6期，其后呈現短暫且微弱的負響應，至12期收斂于均衡狀態。

結果表明：消費信貸政策對經濟增長水平質量呈現正向影響，原因在于消費信貸用于個人消費作用于內需，內需在經濟增長中的貢獻度之間有直接聯系[13]。這一研究結論說明以消費信貸政策拉動經濟增長是切實有效的，也證實了在我國以消費驅動經濟增長模式的有效性。

3.2 消費信貸政策對經濟增長過程質量的影響效應

3.2.1 對經濟增長過程質量穩定性的影響

從圖1（b）至圖1（d）可以看出：整體上看，消費信貸政策對經濟增長過程質量穩定性評價指標的影響趨勢不同，對產出波動率和價格波動率的影響效應的趨勢相近且多為正向相關，對就業波動率的產出影響為負向相關。分別來看，消費信貸政策對產出波動率的影響效應在第1期為微弱的負向相關，當給予消費信貸余額一個單位增量會導致產出波動率下降0.012個單位，其后開始提升，在第3期達最大值0.072，再逐步下降至第7期達最小值-0.047，于第12期收斂于零；對就業波動率的影響效應在第1期即達到最小值，消費信貸余額一個單位增量的沖擊會導致就業波動率下降0.225個單位，第7期開始收斂于零；對價格波動率的影響效應在第1期為負向相關，值為-0.09，其后在第2期開始轉為正向相關，于第4期達到最大值0.12，隨后下降至第7期逐步收斂于零。

結果表明：第一，前文已經證實消費信貸政策對經濟產出的正向影響效應，從與產出波動率的影響關系來看，表明消費信貸政策有利于經濟增長但帶動的卻非平穩增長；第二，消費信貸政策對就業波動率呈負向相關影響，說明消費信貸政策的實施一定程度上可以達到穩定就業的效果。第三，盡管消費信貸政策在實施初期對價格波動有微弱的抑制效應體現，但整體來看消費信貸政策會造成較大程度的通脹壓力，會持續7個季度左右。

3.2.2 對經濟增長過程質量協調性的影響

結果表明：第一，消費信貸政策會降低第三產業產值占比，在我國第三產業發展滯后是產業結構的主要矛盾之一，因此表明不利于我國產業結構的優化，主要原因在于我國的消費信貸余額中大部分為住房貸款，結合我國近些年的房地產市場形勢來看，消費信貸政策會提升包括房地產領域的第二產業產值占比，則勢必會影響第三產業產值占比；第二，消費信貸政策會降低城鄉收入比，表明有利于我國城鄉收入結構的優化，其內在原因在于消費信貸政策的實施帶動城鎮居民在房地產等領域的消費傾向，而農村剩余勞動力得以流向這些領域的生產部門，使得就業率與對非農產品的需求都得以增加，并會帶動收入持續上升現象，進而縮減城鄉收入差距。

3.2.3 對經濟增長過程質量持續性的影響

從圖1（g）可以看出：消費信貸政策對投資消費比的影響為負向相關關系，第1期達到最低值，表明消費信貸余額增長一個單位，會降低0.101個單位投資消費比，至第9期緩慢趨于零。

結果表明：消費信貸政策可以降低投資消費比，即表明消費信貸政策提振消費的效應是顯著的，可以對我國的投資消費結構優化產生正面影響，進一步說明消費信貸政策的實施有利于經濟增長過程質量持續性。

3.3 消費信貸政策對經濟增長方式質量的影響效應

從圖1（h）和圖1（i）可以看出：整體而言，消費信貸政策對資本生產率和勞動生產率的影響效應呈正向相關關系。分別而論，消費信貸余額增量的沖擊對資本生產率在第1期影響即為正，相關值為0.052，第3期提升至最高值0.090，其后于第8期逐漸收斂于零。對勞動生產率第1期影響為負，相關值為-0.030，其后迅速提升至第4期達最高值0.145，再緩慢下降，于第7期開始再次呈現微弱負向效應，第12期收斂于零。

結果表明：消費信貸政策顯著促進了資本生產率和勞動生產率的增長，其內在邏輯正如前文假設所述，消費信貸政策通過緩解居民流動性約束，居民通過消費行為將資本流向相應產業形成刺激，從而促進技術進步和優化資本配置。因此，消費信貸政策對經濟增長方式質量具有明顯促進作用。

4 結論

本文利用102維宏觀經濟數據建立FAVAR模型，對消費信貸政策與經濟增長質量的傳導關系進行測算，結果如下：（1）消費信貸政策有利于經濟增長水平質量的提升，通過消費信貸政策引導居民消費以構建消費型經濟驅動模式的路徑切實可行；（2）消費信貸政策會穩定就業、刺激經濟產出并帶來通貨膨脹壓力；（3）消費信貸政策可以優化收入結構，但信貸結構（住房信貸過多）失衡導致不利于產業結構的優化調整；（4）消費信貸政策有益于我國投資消費比值的縮減，對我國供給側和需求側經濟改革的協調統一發展是有利的；（5）消費信貸政策可以提升資本投入和勞動投入的產出效率，是我國經濟增長方式質量提升的促進因素。

以上結論回答了我國消費信貸政策對經濟增長質量影響的傳導效應與程度，在消費信貸政策的具體制定與實施中，應注意以下幾點：（1）消費信貸政策作用周期為一年半至三年，根據效應周期調整消費信貸政策可以對可能出現的負面效應作出及時響應；（2）要實現經濟增長質量的全面提升，不能忽視消費信貸政策實施過程中對經濟增長過程質量穩定性、協調性的負面影響，合理改善信貸結構引導居民消費傾向有益于經濟增長過程穩定性與協調性。

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