2021-4-9 | 货币金融
一、问题的提出
银行信贷与经济增长的关系一直以来都是理论研究和政策制定者们关注的焦点问题。大多数理论和实证研究均表明，“信贷渠道”（CreditChannel）在货币政策传导中发挥着重要的作用。当经济遭受负面外部冲击时，通过加大信贷投放力度，可以有效缓解企业和消费者面临的流动性约束，刺激投资和消费需求，避免实体经济陷入衰退和失业率的上升。然而，信贷的高速扩张和不合理投放一方面将造成社会资源的浪费，同时又可能导致物价的过快上涨和资产价格泡沫膨胀，并且加大金融机构面临的信用风险。因此，在复杂多变的经济金融环境下，合理控制信贷投放总量、节奏和方向，使其有效服务于实体经济的同时避免流动性过剩引发的各种风险，是宏观调控和金融监管部门面临的重大挑战。与国内其他省份相比，银行信贷对浙江经济增长的意义更为重要。一方面，浙江经济以中小民营企业为主体，2009年全省生产总值的70%、税收的60%和新增就业岗位的90%均来自于民营经济。与国有大型企业相比，中小民营企业的自有资金较为匮乏，同时又难以通过股票和债券市场获得直接融资，因此对银行信贷资金的依赖十分明显；另一方面，以外向型制造业为主要特征的浙江经济更容易受到外部冲击的影响，对国内宏观政策的变化也十分敏感。在国际金融危机余波尚未完全消退的背景下，研究信贷投放与经济增长的关系，对于更好地发挥信贷在推动经济增长中的作用，促进全省经济平稳较快发展具有十分重要的现实意义。
二、信贷影响经济增长的理论基础
通过信贷投放来影响实体经济活动的理论基础是货币政策传导的信贷渠道论。该理论源于RobertRoosa（1951）提出的信用可获得性学说，之后Stiglitz和Weiss（1981）、Bernanke和Blinder（1988）以及Kiyotaki和Moore（1997）等研究确立了其在货币政策传导机制中的地位。但在关于信贷渠道的实证检验方面，国内外学者的结论并不一致。Driscol（l2004）利用美国各州的面板数据进行研究后并未发现信贷规模可显著影响实际产出；而Cappiello（2009）则发现，在一些欧洲国家，信贷投放的变化能够有效地影响产出。在我国，夏斌等（2003）的结果表明信贷增长对经济的解释能力强于货币供应量；蒋瑛琨等（2005）也发现20世纪90年代以来信贷渠道在货币政策传导中占有重要地位；盛松成等（2008）利用1998—2006年的月度数据进行实证检验，发现我国货币政策的主要传导渠道是银行贷款。但也有一些学者得出不同的结论，如陈飞等（2002）和孙明华（2004）就认为信贷渠道对我国产出只有微弱的影响。
信贷渠道理论的核心思想是：由于银行贷款与其他金融资产不可完全替代，特定的融资需求只能通过银行贷款得以满足，因此货币当局可以通过特定政策的实施改变银行的贷款供给，最终影响总产出等真实变量。该渠道发挥作用需要两个前提条件：一是贷款和债券不可完全替代，并且存在依赖贷款的私人部门；二是货币当局能够有效控制银行的可贷资金。下面用一个简单的引入信贷市场的IS-LM模型来分析信贷传导机制。出于简化的目的，假设市场只有三种金融资产：货币、债券和贷款，贷款和债券的利率分别记为：ρ和i。投资者对贷款的需求函数可以表示为Ld=Ld（ρ-，i+，y+），其中，y代表收入，+和-符号表示变量对Ld的影响方向。贷款由银行等金融机构提供：Ls=λ（ρ+，i-）D（1-τ），其中，D为存款，λ（ρ，i）代表银行将存款投资于贷款的比例，τ为存款准备金率。假设公众不持有现金，则存款可以表示为：D=m（i）R，m（i）为货币乘数，R为存款准备金，那么，Ls=λ（ρ+，i-）m（i-）R（1-τ）。当信贷市场达到均衡时Ld（ρ-，i+，y+）=λ（ρ+，i-）m（i-）R（1-τ）（1）信贷市场均衡利率决定了依赖于信贷资金的投资者可获得的信贷数额，并进而对投资和产出产生影响，因此，刻画产品市场均衡的IS曲线应当表示为：y=Y（i-，ρ-）。但信贷市场的存在并不影响货币市场，LM曲线保持不变。图1和图2分别给出了信贷市场、产品市场和货币市场的均衡状况。在标准的IS-LM宏观经济模型下，债券和货币是两种可完全替代的资产，此时Ld和Ls都是平行于横轴的直线。当ρ>i时，Ld=Ls=0；当ρ<i，Ld=Ls=Lmax，Lmax为可供给的最大贷款数量。但是不论哪种情况，投资需要的资金都能得到满足，信贷投放不影响产出。当存在信贷传导渠道时，情况则有所不同。如图2所示，当中央银行增加存款准备金供给时，LM曲线向右移动至LM1，利率下降，产出从y1增加到y2。与此同时，存款准备金的增加使得银行贷款供给增加，图1中的Ls曲线向右移动至Lsi，贷款利率ρ降低，投资者将借贷更多资金用于生产，从而IS曲线向右上移动至IS1，产出进一步增加y3-y2，可见，信贷投放增大了货币政策的扩张效应。从上面的分析不难看出，信贷投放的产出效应（y3-y2）的大小取决于三方面因素：中央银行对银行可贷资金的影响程度m（i-）R（1-τ）、银行发放贷款的意愿λ（ρ，i）以及信贷资金的投入产出效率坠Y/坠L。
三、浙江省信贷投放与经济增长的实证分析
1990—2010年，浙江省信贷规模和产出总体上均保持了较快的增长态势，尤其是2002年之后，二者均呈现出加速增长的趋势。考虑到投资在信贷传导渠道中的作用，以及我国主要以投资需求拉动经济增长的现实，我们将固定资产投资纳入考察范围。图3给出了浙江省GDP、全社会固定资产投资和人民币贷款余额①的变化轨迹。从图3可以直观的看出，1990年以来浙江省的GDP、全社会固定资产投资和贷款余额在变化趋势上保持了高度的一致性，而从统计上来看，三个时间序列亦呈高度的正相关关系，如表1所示。为了进一步考察各变量之间的作用机制，本文运用如下向量自回归（VAR）模型进行格兰杰因果检验和脉冲响应分析：其中，Yt是个三维列向量，包含贷款余额、固定资产投资和GDP；β为三维行向量，Yt表示滞后项的系数；εt为残差；p为变量的滞后阶数，由估计的似然比和AIC决定。
为了消除数据中可能存在的异方差性，分别对三个变量取自然对数，记为：lnLOAN、lnFAI、lnGDP。首先，对所有变量的水平值和一阶差分值进行ADF单位根检验，以判断各序列的平稳性。检验结果表明，所有变量均为一阶单整过程I（1），其一阶差分构成平稳的时间序列。然后，对所有变量进行包含常数项但不含趋势项的Johansen协整检验。由表2中的结果可以看到，在1%的显著性水平下三个变量存在着一个协整关系，这表明贷款余额、固定资产投资和GDP之间存在一个长期稳定的均衡关系。对存在协整关系的非平稳变量可以进行格兰杰（Granger）因果关系检验。当且仅当变量X的滞后项在预测Y的方程中具有边际预测力时，称X对Y存在Granger因果关系，即X以Granger方式引致Y。对上述变量进行格兰杰因果性检验，得到如下结果（见表3）：变量预测因变量的能力越强。前面两组检验结果表明，贷款对固定资产投资和GDP均具有强烈的单向因果关系，第三组结果则显示固定资产投资和GDP之间互为因果关系，但前者对后者的解释力更强。因此，三个变量的时间序列表明浙江省存在明显的货币政策信贷传导渠道，即贷款→固定资产投资→GDP。协整检验揭示了变量之间存在的长期均衡关系，通过对上述VAR模型②进行脉冲响应分析则可以进一步展示当遭受外生冲击而偏离均衡时，各内生变量短期内的动态反应。脉冲响应函数描述了在随机误差项上施加一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。从图4可以看到，受到一个标准差大小的正向贷款冲击后，固定资产投资FAI和GDP均出现上升。其中，FAI迅速做出反应，第一年增加了约0.04，并在第三年达到最高峰，增加了约0.08；GDP的反应较为迟缓，时滞为四年，在第四年达到最大值，大约增加了0.05。