经济理论与经济管理２０１２年第ｌ期 中国信贷投放对经济增长影响的实证研究 程 棵 思聪 杨晓光 （中国科学院数学与系统科学研究院，北京 １００１９０） ［提 要］ 本文使用峰谷相关分析对我国的经济增长周期和信贷增长周期进行划分；使用 普通线性回归模型和马尔科夫状态转移模型研究了信贷投放、通货膨胀在利率变化、经济增长周 期处于上行阶段、人民币升值等不同时期对于经济增长的影响；使用状态空间模型分析了信贷投 放分别通过投资渠道和消费渠道对于经济增长的促进效率。实证结果表明，信贷增长周期对于经 济增长周期存在一定的顺周期性，信贷的投放效果存在非对称性，即存在“金融加速器”效应。 信贷在温和通胀和人民币贬值时期对于经济增长有促进作用，但是对于消费存在明显的挤出 效应。 ［关键词］ 信贷增长周期；经济增长周期；顺周期性；状态空间模型 ［中图分类号］Ｆ８０３．５［文献标识码］Ａ［文章编号］１０００－－５９６Ｘ（２０１２）０１—００４４—１５ 企业融资方面起到主导作用，信贷增长周期在我国 一、引言 经济发展中的作用也十分显著。 本文将从长期的信贷投放与经济增长的周期性 信贷资金在经济运行的过程中，常常出现增长 幅度波动的现象，被称为信贷增长周期。［】］信贷不 仅仅被动地反映经济基本面的问题，同时也是影响 经济增长周期的主要因素之一和金融机构影响实体 关系角度评价我国的信贷投放对于经济增长的推动 作用以及效率问题，进而讨论信贷投放带来的通胀 问题。在信贷与经济增长的关系方面，西方学者很 早就开始研究银行等金融中介对于经济增长周期的 经济的主要渠道之一。［２］Ｌ３］由于经济结构不合理、 粗放型经济增长方式、资本市场欠发达导致企业融 影响，提出“银行信贷波动是否是经济增长周期波 动的根源”和“信贷恐慌和金融危机与经济周期波 动的关系”等问题。［４］费舍尔（Ｆｉｓｈｅｒ）通过债务 资渠道单一等原因，以银行业为主导的间接融资在 ［收稿日期］ ２０１１—１１—２０ ［基金项目］ 国家自然科学基金项目（７０８７１１０９；７１１４１００２） ［作者简介］ 程 棵（１９８６ ），男，江苏南京人，中国科学院数学与系统科学研究院管理决策与信 息系统重点实验室博士研究生； 思聪（１９８６一），男，四川成都人，中国科学院数学与系统科学研究院管理决策与信 息系统重点实验室博士研究生； 杨晓光（１９６４ ），男，安徽风台人，中国科学院数学与系统科学研究院研究员，中国 石油大学（北京）教授，博士生导师，数学博士。 感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。 ４４ 经济理论与经济管理２０１２年第１期 通货紧缩理论开创了对于信贷增长周期动态循环 为保持各宏观经济变量序列的可比性，本文对 机制的研究，指出经济繁荣阶段的“过度负债”与 除了利率和汇率指标以外的宏观变量一律采用同比 数据。同时，为了消除指标序列中可能存在的季节 性变动和不规则性变动，本文对同比数据进行了 Ｘ—ｌ２季节调整，取原数据的周期和趋势项（ＴＣ 项）。进一步的研究需要考察所有宏观经济变量的 经济萧条阶段的“债务清算”及“困境抛售”，是 生成信贷增长周期和经济增长周期的重要原因。＿５］ 伯南克等人（Ｂｅｒｎａｎｋｅ ｅｔ ａ１）针对信贷投放和实 体经济的关系提出了“金融加速器”理论，即信贷 对于经济的刺激作用在经济增长周期的不同阶段作 用不同。在金融危机或经济衰退时期，经济体对外 投资会减少，外部融资升水也会显著升高，信贷存 在流向优质资产的情况ｏ Ｅ２］［６］另一些国外学者利用 对商业银行准备金要求的变化来代表“信贷冲击”， 认为“信贷冲击”会对投资、真实ＧＮＰ和工商业 贷款产生负向冲击。ｌ７］我国学者也对我国的信贷增 长周期与经济增长周期的相关性问题展开了诸多研 究。陈磊考察了经济转轨时期不同阶段的信贷波动 性特征，使用格兰杰（Ｇｒａｎｇｅｒ）因果证明我国信 贷的扩张与收缩是经济波动的显著影响因素，二者 总体的波动具有同步性。［４］江群等人也通过状态空 间转移模型验证了信贷增长周期相对于经济增长周 期的顺周期性。＿８ 相对于已有研究，本文的重点在于：（１）针对 我国国情，通过实证方法从多角度验证了我国信贷 投放在经济增长周期的不同阶段对于经济增长的作 用；（２）通过考察信贷对投资和消费的促进作用来 分析信贷促进我国经济增长的效率问题。 二、数据说明 本文中的宏观数据来源于国家统计局、中国人 民银行和国际清算银行。 １９９４年，我国央行开始实施汇率并轨，正式 启动有管理的浮动汇率制度。１９９５年，《中华人民 共和国中国人民银行法》颁布，从法律上较好地保 证了中国人民银行的央行地位。因此，本文选 取１９９５年为待研究样本的起点。为了保证本文中 各类模型的可靠性和合理性，本文选取１９９５年１ 月一２０１０年９月的宏观经济月度数据进行研究。 其中，工业品出厂价格指数（ＰＰＩ）的官方统计从 １９９７年１月开始，因此其样本区间为１９９７年１ 月一２０１１年５月。 平稳性，因此本文对所有变量的原始值和一阶差分 值进行带截距项的单位根检验，使用增广迪基一富 勒（Ａｕｇｍｅｎｔｅｄ Ｄｉｃｋｅｙ Ｆｕｌｌｅｒ，ＡＤＦ）算法。 本文中所有变量的名称、数据类型以及相应的 平稳性检验结果都总结在表１中。 三、经济增长周期和信贷增长周期的划分 经济增长周期的理论研究表明，每一次的经济 波动必然伴随着一个信贷增长周期，经济增长周期 与信贷增长周期之间存在着某种相关性。基于“金 融加速器”理论和类似经济增长周期的划分方法， 信贷投放也存在明显的周期性。 本文利用工业增加值增速与金融机构人民币贷 款余额增速的周期和趋势项作为经济增长和信贷投 放的代理变量，分别使用ＢＢ算法寻找其波峰和波 谷。其中，两个周期峰与峰之间的最小距离设定为 １５个月，同一个周期峰与谷之间的最小距离设定 为６个月。ｌ４］［ 同时，本文对于经济增长周期和信 贷增长周期每两个周期～３个周期分别计算长期趋 势线，进而划分经济周期的复苏、繁荣、放缓和衰 退４个子阶段。 从表２和图１可以看出，２０００年以来，我国 一直处于高速增长的时期，即使是国际金融危机对 我国的经济增长造成一定的冲击，但其影响有限， 并没有改变我国经济增长的势头。总体而言，２０００ 年以来，经济处于上升阶段的时间长于经济处于下 降阶段的时间。两次经济增速下滑都是由于外部冲 击造成的。中国经济的长期增长动力十分强劲。宏 观经济发挥了重要的作用，特别是积极的财政 和货币促进经济的复苏和繁荣的作用显 著。目前的经济增长周期，由于受到巨大的外部冲 击和宏观的影响，其走势和周期的形态尚 难以定论。 ４５ 墅 堡论与经济管理２０１２年第１ 变量类型 名称 含义 数据类型 单位根检验 单位根检验 （原数据） （一阶差分） 消费 信贷 经济增长 ＣＤ Ｓ ｌｏａｎ ｉｎｄ 社会消费品零售总额 金融机构贷款余额 工业增加值 当期同比 期末同比 当期同比 Ｏ．１０ ０．２４ ０．４Ｏ Ｏ．ＯＯ Ｏ．ＯＯ ０．ＯＯ 投资 价格指数 利率 Ｚ● 咒 ｃｐｉ ｐｐｉ 城镇固定资产投资完成额 居民消费价格指数 工业品出厂价格指数 期末同比 当期同比 当期同比 ０．２５ ０．Ｏ０ ０．ＯＯ ０．Ｏ０ ０．Ｏ０ ０．ＯＯ 汇率 ￣ｒａｔｅ ｎｌｒａｔｅ Ｐｒ ｒｅｅｒ ８ｒ ｎｅｇａ一 １年期名义贷款利率 ３年期名义贷款利率 期末汇率：美元兑人民币 实际有效汇率 实际名义汇率 （ｎｒａｔ￣ｃｐｉ）小于０时为１，否则为０ 当期数据 当期数据 当期数据 当期数据 当期数据 当期数据 Ｏ．２３ Ｏ．１２ １．Ｏ０ Ｏ．１９ Ｏ．１５ Ｏ．ＯＯ ０．ＯＯ ０．０Ｏ Ｏ．ＯＯ ０．Ｏ０ 示性变量 ｈｃｐｉ ｃｐｉ￣３％时为１，否则为０ ． 当期数据 ｃｙｃｌｅ 表２中的经济增长周期处于上升期时为１，否则为０ 当期数据 经济增长周期 时间 阶段 （月） 周期１ １９９５—０１ １９９７—１１ 下降 放缓 ３５ １９９７—１２ １９９８—０５ 衰退 ６ ＧＤＰ ＣＰＩ ９．７ Ｏ．Ｏ 贷款余额 期末同 比增速 ２１．９ １４．８ 宏观 货币 适度从紧 稳健 方向 所处 历时 增速 １Ｏ．６ ８．１ 峰谷位置 财政 １９９５一Ｏ７ （谷） 积极 积极 １９９８一Ｏ６ １９９８一Ｏ９ 复苏 １９９８—１Ｏ １９９８—１２ 上升 繁荣 周期２ １９９９一Ｏ１ １９９９一Ｏ１ 放缓 １９９９一Ｏ２ １９９９—１０ 下降 衰退 ４ ３ １ ９ ７．４ ７７ ．——１．４ —１．１ 一１．２ —１．５ １６．４ １６．８ １６．７ １２．５ １９９９—０７ （峰） １９９９—１０ （谷） 积极 积极 积极 积极 稳健 稳健 稳健 稳健 ８．２ ８４ ．１９９９—１１ ２０ＯＯ—Ｏ１ 上升 复苏 ３ ７．８ 一Ｏ．７ １２．５ ２Ｏ０Ｏ一１２ 积极 稳健 周期３ ２ＯＯＯ—Ｏ２ ２ＯＯＯ—Ｏ７ ２Ｏ０Ｏ—Ｏ８ ２００１一Ｏ５ 繁荣 下降 放缓 衰退 ６ ９ ４ ８．９ ８．６ ８．１ Ｏ．２ Ｏ．８ １．Ｏ １３．６ １３．６ １２．Ｏ （峰） ２ＯＯ２一Ｏ１ （谷） 积极 积极 积极 稳健 稳健 稳健 ２Ｏ０１一Ｏ６ ２ＯＯ１—０９ ２Ｏ０１—１Ｏ ２ＯＯ３—０７ 上升 复苏 ２２ ９．２ —０．３ ２３．３ ２０Ｏ３—０８ 积极 稳健 ２ＯＯ３一Ｏ８ ２ＯＯ４～０２ 周期４ ２繁荣 ８ ４ ８ １０．１ １Ｏ．７ １Ｏ．５ ２．２ ４．１ ３．９ ２Ｏ．６ １６．５ １３．６ （峰） ２ＯＯ５一Ｏ５ （谷） 积极 稳健 稳健 稳健 稳健 稳健 ＯＯ４一Ｏ３ ２０Ｏ４一Ｏ６ 放缓 ２下降 ０Ｏ４—０７ ２ＯＯ５一Ｏ２ 衰退 ２Ｏ０５一Ｏ３ ２Ｏ０５—０９ 周期５ ２Ｏ０５—１Ｏ ２ＯＯ６一Ｏ４ 复苏 上升 繁荣 ７ ８ ３ ５ １１．１ １１８ ．１．７ １．３ １．３ １．８ １３．８ １５．１ １５．９ １５．６ 稳健 稳健 稳健 稳健 稳健 稳健 稳健 稳健 ２Ｏ０６—０５ ２ＯＯ６一Ｏ７ 放缓 ２下降 ＯＯ６一Ｏ８ ２ＯＯ６一ｌ２ 衰退 １３．Ｏ ｌ２．８ ２ＯＯ７一Ｏ１ ２ＯＯ７—０３ 上升 复苏 ２ＯＯ７—０４ ２ＯＯ７—１Ｏ 周期６ ２ＯＯ７一ｌ１ ２ＯＯ８一Ｏ７ 下降 ３ ７ ９ １３．６ １４．４ １２．２ ２．７ ５．１ ７．５ １６．３ １７．５ １４．１ ２ＯＯ７—１Ｏ （峰） ２００８—０８ （谷） 稳健 稳健 稳健 稳健 稳健 稳健转向 适度从紧 繁荣 放缓 ２ＯＯ８—０８ ２Ｏ０９一Ｏ１ 衰退 ６ １Ｏ．Ｏ ３．０ ２１．５ 积极 适度宽松 ２Ｏ０９一Ｏ２ ２ＯＯ９一Ｏ８ ２ＯＯ９—０９ ２Ｏ１Ｏ—Ｏ１ 复苏 上升 繁荣 放缓 下降 衰退 ７ ５ ５ １１ ７．３ ８９ ．—１．５ Ｏ．５ ２．９ ４．５ ３４．１ ２９．７ １９．１ １８．２ ２ＯＯ９—１Ｏ （峰） 积极 积极 积极 积极 适度宽松 适度宽松 适度宽松 适度宽松 周期７ ２Ｏ１ＯＯ２ ２Ｏ１Ｏ—Ｏ６ １１．３ １Ｏ．７ ２０１Ｏ一０７ ２０１１一Ｏ５ 资料来源：国家统计局，中国人民银行，下同。 ４６ 经济理论与经济管理２０１２年第１期 从表３和图１可以看出，信贷增长周期的繁荣 准备金和人民币１年期贷款利率的调整时间与信贷 阶段往往伴随着广义货币Ｍ２同比增速的提高，由 增长周期的关系来看，复苏阶段往往伴随着下调贷 于信贷效用的滞后性，信贷增长周期处于放缓阶段 款利率和存款准备金率，繁荣阶段则伴随着上调贷 时广义货币Ｍ２的同比增速也比较高。从银行存款 款利率和存款准备金率。 表３ 信贷增长周期（％） 经济增长周期 实际利率 狭义货 广义货 人民币存款准 人民币贷款 时间 方向 阶段 历时 （月） 币Ｍ２ 备金率：大型存 基准利率：６个 １年期 币Ｍｌ 款类金融机构 月至１年（含） 周期１ １９９５一Ｏ１ １９９５ Ｏ２ 下降 放缓 ２ 一ｌ２．３ １９９５—０３ １９９５一Ｏ７ 衰退 ５ —８．２ １２．０６（１） １９９５一Ｏ８ １９９５一ｌ０ 上升 复苏 ３ —１．２ 周期１９９５一ｌ１ ｌ９９６—０７ 繁荣 ９ ２．３ ２．３ １４．６ １Ｏ．９８（１） ２ １９９６一Ｏ８ ｌ９９７一Ｏ８ 下降 放缓 １３ ５．１ ５．１ １８．１ ｌ９９７ Ｏ９ ｌ９９９一１０ 衰退 ２６ ８．Ｏ １３．４ １６．２ ８．０（１） ５．８５（５） ｌ９９９ １ｌ ｌ９９９—１２ 上升 复苏 ２ ６．８ １６．８ １４．４ ６．０（１） 周期２ＯＯＯ Ｏｌ ２Ｏ００—１２ 繁荣 １２ ５．５ １９．８ １４．４ ３ ２００１ ０１ ２００ｌ—Ｏ６ 放缓 ６ ４．７ １５．９ １４．７ ２００１一Ｏ７ ２０Ｏ２一Ｏ１ 下降 衰退 ７ ５．７ １２．Ｏ １３．５ ２Ｏ０２一Ｏ２ ２０Ｏ２—１１ 上升 复苏 １０ ６．１ １４．４ １５．Ｏ ５．３１（１） 周期２ＯＯ２—１２ ２ＯＯ３一Ｏ８ 繁荣 ９ ４．８ １９．０ １９．５ ４ ２ＯＯ３～Ｏ９ ２Ｏ０４ Ｏ６ 下降 放缓 １Ｏ ２．３ １８．６ １９．１ ７．５（２） ２ＯＯ４ Ｏ７ ２ＯＯ５一Ｏ５ 衰退 １１ ２．１ １２．７ １４．２ ５．５８（１） ２Ｏ０５ Ｏ６ ２００７—０１ 上升 复苏 ２Ｏ ４．３ １３．８ １７．７ １０．０（５） ６．１２（２） 周期２ＯＯ７一Ｏ２ ２０Ｏ７一ｌＯ 繁荣 ９ ２．１ ２１．Ｏ １７．７ １３．０（６） ７．２９（５） ５ ２０Ｏ７—１１ ２ＯＯ８ Ｏ１ 放缓 ３ Ｏ．６ ２１．１ １８．Ｏ １５．０（３） ７．４７（１） 下降 ２Ｏ０８一Ｏ２ ２ＯＯ８一Ｏ８ 衰退 ７ Ｏ．１ １６．３ １６．９ １７．５（５） ２ＯＯ８—０９ ２Ｏ０９一Ｏ２ 上升 复苏 ６ ４．Ｏ ８．６ １７．０ １５．５（３） ５．３１（４） 周期６ ２ＯＯ９一Ｏ３ ２００９￣１０ 繁荣 ８ ６．６ ２４．２ ２７．７ ２Ｏ０９ ｌ１ ２０１Ｏ—Ｏ２ 下降 放缓 ４ ３．６ ３５．２ ２７．２ １６．５（２） ２Ｏ１Ｏ—Ｏ３ ２Ｏｌ１一Ｏ５ 衰退 １５ １．５ ２１．０ １８．５ ２１．５（ＩＯ） ６．３１（４） 说明：括号里是变动次数。 工业增加值 贷款余额 当月同比（％） 当月同比（％） ４５．ＯＯ ／、 ’ －— ４０．Ｏ０ ．．．一 ／ ＼ ～・ ● ● 、 ’ ３５．００ Ｉ ‘ ／ 一 ３０．００ ２５．ＯＯ ｜／ １ ‘ ； ． ． 厂＼ ： ２０．ＯＯ 一 、 ，＿＼ ＿ ‘、－ Ｏ０ 一， ／ ＼一 一、 １５．－＿１Ｏ．Ｏ０ Ｉ经济周期划分线 ……工业增加值：当月同比——金融机构：各项赍款余额厕瓦 看 图１经济增长周期和信贷增长周期 ４７ 经济理论与经济管理２０１２年第１期 对比图２中的经济增长周期与信贷增长周期， 加 ＝２ ｍ 总体而言，信贷增长周期领先于经济增长周期，峰 平均阶数为一６．６，标准差为１３．１６，谷平均阶数 为一６．４，标准差为１５．８２。从表２来看，信贷增 长周期和经济增长周期的领先关系并不稳定，但 ＣＰＩ当月同比 是，在最近两个经济增长周期中，信贷增长周期存 Ｏ 在显著的领先关系。可以看到，通货膨胀周期滞后 ∞ ∞ ∞ ∞ ∞ ∞ ∞ 于经济增长周期；我国通货膨胀率较高的时期往往 于通货膨胀周期。 贷款余额 当月同比（％） 是经济放缓或者衰退的时期；而信贷增长周期领先 、 ．：： 一八 ／、＼ ．八 ，、 Ａ’／Ｖ．。一／“・．．． 一 ｜－Ｉ 、 ．．．．． 、 、 ’ …’。．．．“二： ／’， ．： ？ 一 ” ， 。 ‘。’。。。 。’’、 ’。’’。 。’ ’。。。 ｎ工： ＿＿ ＿＿ 卜 Ｈ Ｈ ＿＿ ＿＿ ⅡＩ： Ｈ ＿＿ 廿廿廿廿廿廿 廿 廿 廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿廿时间 ＩｎＩｎ ｔ＂－卜∞ＯＯ ０００＿＿＿＿一一＿一＿＿ Ｎ０ ００Ｎ ｎ００ｎ００寸００寸００ＩｎＩｎ ００００卜００卜００。。ｏＯ ００００Ｎ ０Ｎ０ Ｎ’’ ００００００００００００００００ＮＨ ０００ Ｎ Ｎ Ｎ Ｎ Ｎ ——Ｔ业增加值：当月同比 …ＣＰＩ：当月同比 ……・金融机构：各项贷款余额：同比（右纵轴） 图２通货膨胀周期 格兰杰因果检验 以上对经济增长周期、信贷增长周期和通货膨 表４ Ｆ统计量 胀周期的初步分析可以说明三者之间存在一定的关 原假设 １ ２ 如 ∞ 如 加：∞∞∞∞∞∞∞∞∞Ｏ Ｏ ２ ｍ 系。特别值得注意的是，在经济增长周期的不同阶 ｌｏａｎｔｃ不能格兰杰引 ３起４８ １７．Ｏ９～ 段，信贷增长周期和通货膨胀周期对于经济增长所 ｃｐｉｔｃ 起到的作用是不同的。根据滞后１阶～３阶格兰杰 ｃｐｉｔｃ不能格兰杰引 Ｏ３ ．ｌ＿Ｏ６ （Ｇｒａｎｇｅｒ）因果检验的结果（见表４），通货膨胀 起ｌ．ｏａｎ—ｔｃ ５４ ３６．１２— ３．４６ 周期、经济增长周期与信贷增长周期在１阶～２阶 滞后的情况下互为格兰杰原因，因此简单的领先一 滞后分析不能分析三者之间的关系，需要进一步建 模分析。 ｉｎｄ起ｔｃ不能格兰杰引 １２６．ｃｐｉｔｃ ２８～ １６．４４— １２．５４一 ２．２２＊＊ ２．６３ １．４５ ０．３５ ｃｐｉ起ｉｉｎｄｔｃ不能格兰杰引 ２４．ｎｄｔｃ ３１～ 起ｌｔｃ不能格兰杰引 ９．ｏａｎｔｃ ６Ｏ～ １３．８９～ ５２＊＊ ８．５８～ 四、信贷投放的顺周期性 许多学者已经从理论和实证证明信贷投放具有 “顺周期性”，即在经济增长阶段信贷投放具有增长 的趋势，在经济衰退阶段信贷投放具有衰退的趋 势。最著名的相关理论“金融加速器”模型更是提 出信贷在经济增长和衰退阶段对于经济发展的促进 作用是不对称的，即信贷在经济增长阶段促进经济 的效用将大于信贷在经济衰退阶段促进经济的效 ４８ 起ｉｌｏａｎｔｃ不能格兰杰引 ５．ｎｄｔｃ 说明： ， ，一分别表示在１Ｏ ，５ ，１ 水平上显著， 下同。 用。［ ］［ 本文将通过普通的线性回归模型和马尔科 夫（Ｍａｒｋｏｖ）状态转移模型分析信贷在经济增长 周期不同阶段的作用，验证“金融加速器”理论。 （一）分析思路与模型建立 从表２和表３的分析可以看出，经济增长周 期、信贷增长周期和通货膨胀周期之间具有显著的 经济理论与经济管理２０１２年第１期 相关性。本文分别采用工业增加值同比值、ＣＰＩ同 准模型修正了不显著的利率指标（模型２），进一 比值和金融机构贷款余额期末同比作为经济增长、 步分析信贷变量的交叉项，依次考察诸多研究所关 通货膨胀和信贷投放的代理变量。同时，由于需要 心的信贷在负实际利率（模型４）、高通货膨胀 全面考虑数量和利率的货币对于经济 （模型５、模型６）、经济上升下滑（模型７）和人 增长的影响，本文在模型中引入了利率的代理变 民币升值时期（模型８）的表现，最后对于利率和 量。鉴于１年期实际贷款利率是根据１年期名义贷 汇率指标进行灵敏度分析（模型３、模型９、模型 款利率与ＣＰＩ同比值相减获得，为了避免１年期 ｉｏ）。 实际贷款利率与ＣＰＩ之间明显的多重共线性问题， 另一方面，为了考察不同状态下信贷投放和通 本文选用１年期名义贷款利率作为利率的代理变 货膨胀对于经济增长的影响，本文引入马尔科夫 量。考虑到同期因变量和自变量之问可能存在显著 （Ｍａｒｋｏｖ）状态转移模型。马尔科夫状态转移模型 的多重共线性，本文选用滞后于因变量的自变量建 是将两状态或多状态的马尔科夫转移矩阵引入普通 立线性回归模型。由于以上变量都是一阶单整变 线性模型或条件异方差模型，＿】ｏ］多年以来许多研究 量（见表１），本文选用以上４个指标滞后的一阶 证明马尔科夫状态转移模型能够敏感探测时间序列 差分值作为建立基准模型的变量，一阶差分值的变 中的变点，广泛适用于各种周期分析。［１１］本文按照 量名为表１中的变量前面加字母ｄ。 汉米尔顿（Ｈａｍｉｌｔｏｎ）的形式构造两状态马尔科 一方面，如表５所示，本文考察了一系列以工 夫状态转移模型，ｌ１。］采用ＭＡＴＬＡＢ官方网站提供 业增加值同比值为因变量的普通回归模型。基于基 的马尔科夫状态转移模型工具箱。④其中，该模型 表５ 线性回归模型估计结果 模型编号 １ ２ ３ ４ ５ 建模目的 基准模型 修正不显著 对利率指标进 考察负利率 考察高通胀 的利率指标 行灵敏度检验 时期信贷表现 时期信贷表现 ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ （Ｏ０．０４ ０．０２ ０．０２ ０．０２ ０．０９ ．０３） （Ｏ．０３） （Ｏ．０３） （０．０３） （０．０４） Ｏ．１８ Ｏ．２１ ０．２０ ０．２０ Ｏ．２０ ｄｌｏａｎ（一１） （Ｏ．Ｏ３一） （０．０３一） （Ｏ．０３） （Ｏ．０３～） （０．Ｏ３一） ｎｅｇａ—ｒ（一１）× ０．１５ ＤＬｏＡＮ（一１） （Ｏ．１３） ｈｃｐｉ（一１） （Ｏ．２１ 参数 Ｏ．０７一） Ｏ．３７ Ｏ．４４ ０．４４ Ｏ．４８ Ｏ．４１ ｄｃｐｉ（一１） （Ｏ．０７～） （０．Ｏ８一） （Ｏ．０８ ） （０．０８一） （Ｏ．Ｏ８～） ｄｎｒａｔｅ（一１） （０．１４ ０．１４） ｄｎｒａｔｅ（一７） Ｏ．３８ 一Ｏ．３７ 一Ｏ．３２ （０．１４ ） （０．１４ ） （０．１４ ） ｄＯ．２２ ｎｌｒａｔｅ（一７） （Ｏ．１２） 修正Ｒ ０．２４ ０．２５ ０．２３ Ｏ． ２５ Ｏ． ２９ 统 Ｆ统计量 ２１．Ｏ２～ ２１．７６１～ ２０．０１４～ ｌ５．６３一 ｌ７． ７４＊＊ 计 最大方差膨胀因子 １． ０５ １．０４ １．０４ １． １８ １． Ｏ９ 检 节省自由度的怀特 验 （Ｗｈｉｔ０．１４ ０．１３ ０．２４ ０． ｅ）检验Ｆ统计量 １５ １． ２５ ＤＷ统计量 Ｏ． １６ ０．２３ ０．１９ ０．２５ ０．２４ ①见ＭＡＴＬＡＢ官方网站：ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｍａｔｈｗｏｒｋｓ．ｃｏｍ／ｍａｔｌａｂｃｅｎｔｒａｌ／ｆｉｌｅｅｘｃｈａｎｇｅ／１５７８９一ｍｓｒｅｇｒｅｓｓ—ａ－ｐａｃｋａｇｅ－ｆｏｒ－ Ｍａｒｋｏｖ－ｒｅｇｉｍｅ－ｓｗｉｔｃｈｉｎｇ－ｍｏｄｅｌｓ—ｉｎ－ｍａｔｌａｂ。 ４９ 经济理论与经济管理２０１２年第１期 续前表 模型编号 ６ ７ ８ ９ １Ｏ 建模目的 考察高通胀 考察经济上升 考察人民币升 对利率进行 对利率进行 时期信贷表现 时期信贷表现 值期信贷表现 灵敏度检验 灵敏度检验 ０．０２ ０．０１ ０．０７ ０．３５ ０．６１ ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ （０．０３） （Ｏ．０３） （０．０３） （Ｏ．５０） （Ｏ．４６） ｄｌｏａｎ（一１） （０．２７ Ｏ．１８ ０．２Ｏ 一Ｏ．２９ 一Ｏ．４４ Ｏ．０４～） （Ｏ．０４－－） （Ｏ．０３一） （Ｏ．３２） （Ｏ．２４＊） ｄｅｒ（一１）× 一６．８１ ｄｌｏａｎ（一１） （２．７４～） ｐｅｅｒ（一１）Ｘ ０．０１ ｄｌｏａｎ（一１） （Ｏ．００ ） ｎｅｅｒ（一１）× Ｏ．Ｏ１ ｄｌｏａｎ（一１） （Ｏ．Ｏ０～） ｈｃｐｉ（一１）Ｘ 一Ｏ．１２ 参数 ｄｌｏａｎ（一１） （０．０８ ） ｃｙｃｌｅ（一１）Ｘ ０．１１ ｄｌｏａｎ（一１） （Ｏ．０７） ０．４４ Ｏ．４３５ Ｏ．４７ Ｏ．４４ ０．４９ ｄｃｐｉ（一１） （Ｏ．Ｏ８一） （Ｏ．０７７－－） （０．Ｏ８～） （０．０８－－） （Ｏ．０８０～） Ｏ．３Ｏ 一０．３２ 一Ｏ．２９ 一Ｏ．３４ 一Ｏ．２８ ｄｎｒａｔｅ（一７） （０．１４ ） （Ｏ．１５ ） （Ｏ．１４ ） （０．１５ ） （Ｏ．１４一） ３．２５ ｄｅｒ（一１） （１．３１ ） Ｏ．Ｏ１ ｒｅｅｆ（一１） （Ｏ．０１） Ｏ．０１ ｎｅｅＦ（一１） （Ｏ．ｏｏ） 修正Ｒ。 Ｏ．２６ ０．２５ Ｏ．２９ ０．２５ Ｏ．２７ 统 Ｆ统计量 １７．７４～ １６．９９ １６．６８～ １３．５９— １５．Ｏ１～ 计 最大方差膨胀因子 ｏ．１４ １．４４ １．Ｏ９ ｌＯＯ．４１ ５９．９３ 检 验 量 （Ｗｈｉ节省自由度的怀特 Ｏ．ｔｅ）检验Ｆ统计量 ６７ ０．２Ｏ Ｏ．１３ ０．３７ Ｏ．７２ ＤＷ统计量 ０．２２ Ｏ．２２ Ｏ．２４ Ｏ．２２ Ｏ．２１ 说明：括号里为简单标准差。 的因变量为经济增长的代理变量即工业增加值趋势 必要的分析（见表５）。这１０个模型的尺 和Ｆ统 周期项的一阶差分值，自变量分别为人民币贷款余 计量均较为显著，且估计出的大部分系数都比较显 额期末同比和ＣＰＩ同比趋势周期项的滞后一阶差 著。节省自由度的怀特（Ｗｈｉｔｅ）检验结果表明这 分值，残差符合变方差的正态分布，即模型的参数 １０个模型都不存在显著的异方差现象，因此笔者 形式为： 使用简单标准差计算估计参数的显著性。方差膨胀 ｎｄ 一 ＋ ｄｌｏａｎ ＋ ，ｄｃｐｉ ＋ 因子显示，前８个模型不存在显著的多重共线性， Ｓ 一１，２，ｅｓ ∈Ｎ（０，ａｓ） （１）， 但是模型９和模型ｌ０的贷款余额及其交叉项存在 为了与式（１）进行比对，本文同时引入两状 多重共线性现象是可以理解的，且模型９和模型 态马尔科夫状态转移模型，令式（１）中的残差服 １Ｏ仅用于比对验证模型７的结果。值得注意的是， 从自由度不变但方差随状态改变的ｔ分布。 ＤＷ检验显示，这１０个模型变量存在一定程度的 （二）模型结果分析 残差序列正相关现象，可能对于统计量显著性的分 笔者对于这１０个模型的总体估计可信度先做 析构成不利影响。然而，本文的模型主要用于检验 ５０ 经济理论与经济管理２０１２年第１期 经济周期中的统计现象，与经济周期相关的回归方 程很可能出现残差序列自相关现象。况且，这１０ 个模型的结果主要用于横向交叉比对，同等程度的 残差序列自相关现象对于结果比对影响较小。总 结论完全一致。滞后７期的贷款利率在模型中统计显 著性最强，利率的调整相对于数量的货币政 策来说，具有大约半年的滞后眭。这说明在我国货币 工具中，尽管降低利率和数量在我国都具有 有效性，但利率对于数量具有明显滞后性。 在兼顾利率对于经济增长周期的影响之后，本 之，这１０个模型的统计结果总体上是可信的。 下面笔者对这１Ｏ个模型中各变量的估计结果 进行比对分析。信贷和通货膨胀代理变量对应的系 数都显著为正，且信贷对应的系数均明显小于通货 膨胀代理变量对应的系数。可见，信贷投放和通货 膨胀具有较强的顺周期性。这与“金融加速器”的 文详细考察信贷投放在不同时期对于经济增长周期 的影响。 首先，本文考察信贷在负实际利率时期对于经 济的影响（模型４）。贷款余额与负实际利率时期 的示性变量交叉相乘，其对应的数值为正的系数， 表示负利率时期增加１单位信贷投放比例对应的工 业增加值同比数值将上升０．１５３。该系数在统计上 是不显著的，说明负实际利率时期信贷对于经济增 长的作用变化并不明显。如图３所示，实际利率与 经济增长周期有较为明显的负相关关系。２００８年９ 月份以前，实际利率与信贷增长有一定的负相关关 系，而这之后，两者几乎是正相关关系。从图３来 理论是完全相符的。同时，信贷投放和通货膨胀加 速能够在短期内促进经济增长，根据回归模型的系 数大小来看，除去导致经济增长的通胀因素以外， 信贷投放对于经济增长的促进作用弱于单纯的通货 膨胀对于经济增长的促进作用。这说明适度的通货 膨胀能够对经济产生相应的刺激作用，同时也说明 通胀对于经济增长具有较强的相关性和顺周期性。 由于利率的滞后１阶项对应的系数并不显著， 本文筛选利率的滞后２阶项～１２阶项，发现１年 期贷款名义利率的滞后７阶项最显著。在滞后７期 看，２００４年、２００８年和２０１０年都曾经出现过负利 的贷款利率进入方程的模型２～模型１Ｏ，利率对应 的系数均显著为负，即利率越高，经济增长越缓 慢。这与货币金融学中利率与实体经济增长负相关的 率时期，信贷增速相对于经济增长的领先期更长， 因此，这从一定程度上说明负利率时期信贷对于经 济增长的拉动作用更加迟缓。 ＿……工业增加值：短期贷款利率：当月同比（左纵轴）６个月至１年（右纵轴） ——金融机构：各项贷款余额：同比利率（％） 实际短期贷款利率：６个月至１年（右纵轴） …～图３实际利率与名义利率 其次，本文考察信贷在高通胀时期对于经济的 影响（模型５、模型６）。贷款余额与ＣＰＩ交叉相 乘，其对应的系数显著为正，表示相比较通货紧缩 时期，通货膨胀时期投放贷款对于经济的促进作用 更显著。经济形势不好的时期通常伴随着通货紧缩 现象。这与伯南克（Ｂｅｒｎａｎｋｅ）提出的“金融加速 经 理 经 管理２０１２年第１期 与贷款余额交叉项对应的系数，即总体看来，人民 币升值对于经济增长的总体影响为负，尤其是抑制 器”理论是一致的，＿６］即经济形势不好的时候贷款 存在流向高质量资产的现象，对于经济的拉动作用 相对经济形势正常时期较小。然而，本文并不能由 此得出在通胀很高的时期贷款投放对于经济的拉动 作用更大。我国对于“高通胀”的定义通常是 ＣＰＩ￣３ 。因此，本文构造了代表高通胀时期的 了信贷对于经济增长的拉动作用。我国经济长期处 于贸易顺差地位，人民币升值抑制了我国出口导向 型企业的生产，从而抑制了信贷投放在相关行业对 于经济增长的促进效率，进而抑制了经济增长。这 示性变量（见表１）。在模型６中，贷款余额与高 证明了在本次经济危机中，我国一方面抑制人 通胀时期的示性变量交叉相乘对应的系数显著为 民币过快升值，另一方面加大对于实体经济信贷的 负，说明高通胀水平下的贷款投放对于经济发展无 是具有合理性的。 法起到促进作用，在通货膨胀很高的时候应该避免 最后，式（１）对应的模型】１和模型１２估计 信贷的过度投放。 结果在统计上非常显著，整理在表６中。根据许多 再次，本文考察了信贷在经济上升和下降时期 经济增长周期研究的实证结果，本文将残差对应的 对于经济的影响（模型７）。贷款余额与经济上升 变量正态分布中，标准差较大的状态定义为危机状 时期的示性变量交叉相乘对应的系数为正，说明信 态，标准差较小的状态定义为正常状态。［ 从表６ 贷投放在经济增长的不同时期对于经济的拉动作用 可见，在危机状态下，两个模型中通货膨胀对于经 是不对称的，在经济上升时期的拉动幅度要大于经 济增长在危机状态下的拉动作用都比正常状态下的 济下降时期的拉动幅度。这与“金融加速器”理论 拉动作用大。然而，两个模型中信贷对于经济增长 是一致的。这也在一定程度上证明了模型５的 的拉动作用在两个状态下的大小关系不一致。鉴于 结果。 模型１２的对数极大似然值比模型１ １的对数极大似 接着，本文考察了信贷在人民币升值时期对于 然值更加显著，且模型ｌ１是模型１２的特例，因此 经济的影响（模型８）。模型８中汇率变化对应的 本文采纳模型１２的结果，正常状态下信贷投放对 系数显著为正，同时，汇率变化与贷款余额交叉项 于经济增长的拉动作用比危机状态下的拉动作用 对应的系数显著为负。特别值得注意的是，从绝对 大，与上一节中模型５的结论一致。 值的角度看，汇率变化对应的系数要小于汇率变化 表６ 状态转移模型估计结果 模型 变量 正常状态 危机状态 状态转移矩阵 负对数似然值 ０．０８ 一Ｏ．Ｏ８ ０．９３ ｚｎｔｅｒｃｅ ｐｔ （Ｏ．０１） （Ｏ．０１） Ｐ１１ （０．０４） ｄｌｏａｎ（一１） Ｏ．３７ 一Ｏ．Ｏ１ ０．３７ 模型１１ （Ｏ．０３） （Ｏ．００） Ｐ２１ （０．０５） ｄ０．ｃｐｉ（一１） （９４ ０．４０ Ｐ１２ ０．０７ １１９．３６ Ｏ．０７） （Ｏ．０３） （Ｏ．００） ０．１７ ０．３４ ０．６３ ｒｌ以 ＣＰ （ＯＰ２２ ．０１） （Ｏ．０１） （０．０５） ０．４０ 一０．Ｏ７ ０．９２ ｉｎｔｅｒｃｅｐｔ （Ｏｐｌ１ ．０３） （０．０１） （０．１３） ｄｌｏａｎ（一１） （０．３２ ０．１ｌ Ｐ２１ Ｏ．０８ 模型１２ Ｏ．０２） １（Ｏ．０１） （Ｏ．Ｏ１） ．７１ Ｏ．１７ ． ０．０２ ５２．Ｏ９ ｄｃｐｉ（一１） （Ｐ１２ ０．０９） （Ｏ．０１） （０．００） ０．０８ ０．０８ ０．９８ 眦ｒ２以 Ｃｇ （０．Ｏ１） （０．０１） Ｐ２２ （０．１３） ｔ分布自由度 ９３．６２１（０．１７５） 说明：括号里为简单标准差。 ５２ （三）灵敏度分析 为了保证以上结论的可靠性，本文使用能够获 得足够长数据的其他利率和汇率指标替换原指标， 进行灵敏度分析。 模型３中使用长期贷款名义利率替换模型２中 的１年期贷款名义利率，以此衡量贷款名义利率的 表现。可见模型３的结果相对于模型２的结果在统 计上更不显著，但是各个系数的符号均与模型３的 结果一致。因此，模型３的结果分析是可靠的，１ 年期名义贷款利率相对于更长期名义贷款利率来说， 更能敏感地捕捉到利率调整对于经济增长的影响。 模型７和模型８分别使用国际清算银行公布的 人民币实际有效汇率和名义有效汇率代替人民币兑 美元的月末价格进行分析。与人民币兑美元的月末 价格恰恰相反，人民币实际有效汇率和名义有效汇 率越高说明人民币升值越显著。因而，模型７和模 型８中汇率以及汇率与贷款交叉项对应的系数都与 模型６中的系数相反，且在统计上比较显著，进一 步验证了对于模型６的分析是可靠的。 另外，模型１１与模型１２在整体显著性和各参 数符号上的一致性，也说明马尔科夫状态转移模型 的可靠性。 五、信贷投放促进经济增长的效率分析 经过３０年的市场化改革，中国各类企业的融 资渠道正逐渐向资本市场直接融资的方式升级。但 是，该过程受到经济增长方式不合理与资本市场发 展滞后两方面因素制约，以银行业为主导的问接融 资仍然占据主导地位。信贷仍然在我国扮演着举足 轻重的角色，通过投资、消费等渠道影响着国民经 济的发展。因此，本文进一步从信贷对投资和消费 两个渠道的影响研究信贷投放促进我国经济增长的 效率问题。 （一）研究思路 消费和投资除了受到资金量的影响以外，也受 到价格的影响。笔者认为，资金量和信贷投放量是 息息相关的，价格在投资和消费层面分别表现为工 业品出厂价格指数和居民消费价格指数。因此，本 文首先利用信贷投放和价格的代理变量分别建立对 经济理论与经济管理２０１２年第１期 于消费和投资的状态空间方程，研究信贷投放和价 格对于消费和投资的弹性的动态变化过程。然后， 本文通过国民经济核算中对于经济增长的分解，即 消费、投资和进出口对于ＧＤＰ的贡献率，计算信 贷投放通过投资和消费对于经济增长的贡献率。值 得注意的是，我国的支出法ＧＤＰ只有年度数据， 同时工业品出厂价格指数（ＰＰＩ）的数据从１９９７ 年开始，因此本文的分析区间为１９９７年１月一 ２０１０年９月。同时，鉴于投资和消费对于经济增 长的贡献率变化不大，因此本文使用当年支出法 ＧＤＰ中投资和消费的贡献率代表全年１２个月投资 和消费的月度贡献率。 （二）模型建立 如上所述，本文在讨论信贷投放与投资、消 费、经济增长的关系时，需要使用状态空间模型。 状态空间模型源自２Ｏ世纪８０年代对于动力系统中 不可观测时问变量的研究，状态空间模型能够同时 分析可观测变量及其背后的内在不可观测因素，同 时也是分析可变参数的优良工具，由量测方程 （ｍｅａｓｕｒｅｍｅｎｔ ｅｑｕａｔｉｏｎ）和状态方程（ｓｔａｔｅ ｅｑｕａ— ｔｉｏｎ）两部分构成。建立状态空问模型的可观测变 量通常需要保证是平稳的或之间存在协整关系。状 态空间模型可以用卡尔曼（Ｋａｌｍａｎ）滤波进行 估计。［。］ 类似第四节的考虑，本文令自变量滞后于因变 量一阶，以避免过于显著的多重共线性。 在建立模型之前，本文首先对因变量和滞后一 阶的自变量使用约翰逊（Ｊｏｈａｎｓｅｎ）法进行协整检 验，可以证明季节调整后的投资（ｉｎｖ—ｔｃ）和滞 后一期的信贷（１ｏａｎ—ｔｃ（一１））、工业品出厂价 指数（ｐｐｉ—ｔｃ（一１））之间存在１个协整关系， 类似地，季节调整后的消费（ｃｏｎｓ—ｔｃ）和滞后一 期的信贷（１ｏａｎ—ｔｃ（一１））、消费价格指数（ｃｐｉ —ｔｃ（一１））之间也存在１个协整关系（见表７）。 通过信贷投放和工业品出厂价格指数构造的投 资状态空间方程为： 量测方程：ｉｎｖ 一Ｃ１１＋ ｌｏａｎ １ ＋ ｐｐｉ １＋ 状态方程： 一ｆ１２＋Ｃ１３ １＋Ｅ】ｆ 届￡一ｆｌ４＋Ｃ１５￣１， １＋ａｆ ５３ 墅 堡论与经济管理２０１２年第１期 表７ 约翰逊协整检验 检验变量 ｉｎｖ—ｔＣ，ｌｏａｎ—ｔｃ（一１），ｐｐｉｔｃ（一１） ｃｏｎｓｔｃ，［ｏａｎ—ｔｃ（一１），ｃｐｉｔｃ（一１） 无确定 无确定 有线性 有线性 有二阶 无确定 无确定 有线性 有线性 有二阶 检验类型 趋势、无 趋势、有 趋势、有 趋势、有 趋势、有 趋势、无 趋势、有 趋势、有 趋势、有 趋势、有 截距无 截距无 截距无 截距有 截距有 截距无 截距无 截距无 截距有 截距有 趋势 趋势 趋势 趋势 趋势 趋势 趋势 趋势 趋势 趋势 至少存在０个 ０．１３ ０．１３ ０．１３ ０．１６ ０．１６ ０．１７ ０．２０ ０．２０ ０．２０ ０．２０ 协整方程 （Ｏ．００） （Ｏ．０２） （Ｏ．００） （Ｏ．０３） （Ｏ．０１） （Ｏ．００） （Ｏ．００） （Ｏ．００） （Ｏ．００） （Ｏ．００） 至少存在１个 ０．０４ Ｏ．Ｏ６ ０．０６ ０．０６ ０．０６ ０．０５ Ｏ．０５ ０．０５ ０．０６ ０．０６ 协整方程 （Ｏ．３２） （Ｏ．２３） （０．０８） （Ｏ．０６） （Ｏ．１９） （Ｏ．１４） （Ｏ．３９） （Ｏ．１４） （０．３５） （０．１１） 在５ 置信水 平可能存在 １ ｌ ｌ １ １ ｌ １ ｌ １ １ 的协整方程数 说明：括号上方为特征值统计量，括号内为Ｐ值。 （￡ｈ）一ｅｘｐ（ｃ１６） （￡２￡）一Ｃ２６ 站 （ａ ）一ｅｘｐ（ｃ１７） （２） （ ）一ｅｘｐ（ｃ２７） （３） 式中，ｓｔｄ（・）表示标准差。 式（２）和式（３）的估计结果统计在表８中。其 通过信贷投放和居民消费价格指数构造的消费 中，估计结果表明模型中所有估计变量均在１ 水 状态空间方程为： 平上拒绝了零假设（括号中为标准差）。同时，采 量测方程：ｃｏｎｓ￡一 ＋ ｌｏａｎ １ 用ＡＤＦ法对估计出的量测方程残差序列进行平稳 ＋ ｃｐｉ １＋Ｖｔ 性检验，检验结果表明该序列为平稳序列（见表 状态方程 ￡：Ｃ２２＋Ｃ２３ １＋ ８），显示估计方程址稳定的。稳定的残差序列和显 一Ｃ２４＋Ｃ２５ ，ｒ１＋ ￡ 著的参数估计说明模型结果是可信的。 表８ 状态空间模型估计结果 模型 Ｉｎｖ ｆ０订Ｓ １２．５１ ７．１２ Ｃｉｌ （０．５５７一） ０．５８ 最后状态（均方根误差） （Ｏ．１２一） Ｏ２Ｏ 最后状态（均方根误差） ．Ｃｉ２ （０．００７一） （Ｏ．００一） Ｏ．９Ｏ １．１１ １．１Ｏ —４．３７ Ｃｉ３ １ ２ （Ｏ．０００一） （Ｏ．２Ｏ一） （０．ｏｏ一） （ｏ．１１～） Ｏ．７Ｏ ２．３１ １．３２ ３４．３４ Ｃｉ４ （０．０ｌ一） （Ｏ．５０一） （Ｏ．Ｏ０～） （０．４０～） Ｃｉ５ （０１．ＯＯ １．ＯＯ 对数最大似然值 一１９ ７０６．５２ ．Ｏ０一） 对数最大似然值 ——３ ９２５．９１ （Ｏ．０００ Ｃｉ６ （０Ｏ．１１ Ｏ０～） ＡＩＣ准则 ４５．７３ Ｏ．Ｏ４ （０．００一） ＡＩＣ准则 ２３８．９５ ．Ｃｉ７ ０．１４ 残差序列 一１２．９６一 Ｏ．Ｏ８ 残差序列 （Ｏ．００一） 单位根检验 （Ｏ．Ｏ０— 单位根检验 一３．７Ｏ 说明：括号里为简单标准差。 （三）结果分析 居民消费的基本性质是一致的。相反，工业品出厂 图４是可变参数序列的估计结果。从状态空间 价格指数对于投资的弹性在总体上要弱于居民消费 方程估计得到的信贷和价格对于投资和消费的弹性 价格指数对于消费的弹性，这说明我国居民的消费 来看，信贷对于投资的弹性明显高于信贷对于消费 活动本身弹性较大、随物价变化变动很大。 的弹性，这和信贷投放主要促进固定资产投资而非 从１９９７－－２０１０年的长期趋势来看，随着固定 ５４ 经济理论与经济管理％Ｊ ０ ２０１２年第１期 ● Ｏ ５ ０ ５ Ｏ ．．－． ，，。、・，’～ 、一 一，，， － ＼ ．，，／～～一一 、．一・’、。一 一 一＼．．．．．，， ．二． Ｉ、． ．，…＿一・．・一．一 一一．一 ．一．一一 …。 ・・ ’ ～ ’。 … ■．． …。… 、．．／‘。． ‘～ ——……．信贷对于投资的弹性 信贷对于消费的弹性 …ＰＰＩ对于投资的弹性 …一ＣＰＩ对于消费的弹性 图４信贷和价格对于投资和消费的弹性 资产投资的增长，信贷对于投资的弹性稳定在正值 区域。对比表２可见，经济上升时期投资的增长可 以促进信贷的利用效率，提升信贷对于投资的弹 弹性（％） ４５ 性。然而，信贷对于消费的弹性变化不大，且长期 处于负值区域，可见信贷投放对于居民消费具有一 定的挤出效应（见图５）。 ／＼ ＼Ｉ ／＼ ／… ……一～． ＼ 一 一 ’．．‘・．．－．＿－．．‘・ ．一． 。 、 ● 。、ｔ 。。． ‘・ 、 、 ： ——一信贷对于投资的弹性 ……－信贷对于消费的弹性 …固定资产投资完成额趋势周期项 圈５信贷弹性与固定资产投资 当１９９７年亚洲金融危机刚刚爆发时，我国央 行仍然奉行“适度从紧”的货币（见表２）， 管如此，信贷对于投资和消费的弹性在１９９９年上 全国宏观流动性偏紧，各大商业银行的信贷投放也 控制较严格，导致信贷对于投资和消费的促进作用 非常有限，代表效率的弹性比率下滑。但是，随着 我国推出刺激经济的基础建设计划，同时央行 升空间极其有限，甚至出现了一段时间的重新下 滑。可见，在危机时期实施短促的财政刺激计划并 且大量投放信贷可能降低了信贷的利用效率，刺激 投资与消费的持续作用也比较短暂。一方面，市场 上的流动性过于充裕，将会导致信贷的利用效率降 低（见图６）。另一方面，许多国外 者曾经提到 危机时期的资金存在“奔稳”（ｆｌｙ ｔｏ ｑｕａｌｉｔｙ）的现 在１９９７年１２月将货币从“适度从紧”转变为 “稳健”，信贷对丁投资和消费的弹性开始上升。尽 墅 堡 墅 管理２０１２年第１期 业，而是流型国有企业，因此信贷的利用效率 反而变低了。＿ｆ ∞ ＿Ｉ 廿∞ ＿Ｉ ＇【廿 ＿Ｉ ＿【 象，即存在危机时资金流向质量较高资产的现 象。 “奔稳”体现在贷款投放上，就是商业银行 放出的贷款并没有流人危机中最需要资金的中小企 ／Ｊ０， Ｍ２畸 比（％） ３０ ２８ ＿【廿００。 目＿－＿ ： 、．一…。。一 — ＿‘ ．。。…‘－．． 、． ０．．．．．． ．。。’。 ．．‘－一．● 。● ＿Ｉ廿 ００ 廿００。 ＇【廿＿【０。 廿Ｈ００ ００ ． —一 ２６ ２４ ２２ ２Ｏ ＿【廿ｎ００ － ｌ８ ｌ６ ＩｌＩｌ …Ｉ＿ ＿ ．．ｈｌ ｌＩＩ ｌｌＩｌｌ１．．Ｉ ｌｆｆｆＩ” Ｉ 删 ‘Ｉｆｆ ＩｆｌＩＩ ＩｌＩｆＩ １． 。ＩｈｉｌＩ＿ ＿ １ ＩＩ 廿苫０ 『ＩＩＩＩＩＩＩ ｌＩｌ 【＿廿 ０Ｎ Ｉ廿ｎ００ ＿【廿葛０ ｌ １４ １２ １０ ０Ｎ ＿【廿 。０ 廿 。０ ・＿【廿譬０Ｎ Ｍ２：同比（右纵轴）——信贷对于投资的弹性 ……・信贷对于消费的弹性 廿譬０ ＿【廿∞００ 图６信贷弹性与广义货币增速 廿∞０。 【＇廿 ０。 无独有偶，由于我国在２００７年和２ＯＯ８年初出 于筹备奥运会的需要开启大量基础建设，固定资产 投资加速，进而提升了信贷的利用效率，信贷对于 投资的弹性小幅上升。但是，在奥运会的基础建设 即将结束时，伴随着央行重新提出“适度从紧”的 题，本文将信贷对于投资和消费的弹性分别乘以支 廿 ０。 出法ＧＤＰ计算获得的投资和消费对于ＧＤＰ的贡献 率，得到信贷通过投资渠道对于ＧＤＰ的贡献率和 【＿廿＇【【＿０ 信贷通过消费渠道对于ＧＤＰ的贡献率。通过对比 图７和图４可以看出，分析信贷通过投资 消费渠 廿。＿【０Ｎ 【＿ 。．【。Ｎ 货币，信贷对于投资的弹性迅速下降，利用效 率大幅降低。 道对于ＧＤＰ的贡献率，可以得到与信贷弹性一致 的结论。另外，图７说明信贷通过投资渠道对于 ＧＤＰ的贡献率与实际利率存在较弱的负相关关系， 相反的，信贷通过消费渠道对于ＧＤＰ的贡献率与 实际利率有一定的正相关关系，且实际利率相对于 消费渠道对ＧＤＰ的贡献率存在一定程度的领先。 实际利率比较高的时候，往往是通货膨胀率较低的 时候，和经济的下行时期或危机时期对应，此时政 府往往提出扩张性的财政和货币刺激投 资，促使信贷通过投资渠道对于经济增长的贡献短 暂上升，并且导致投资对消费产生一定的挤出效 应。这与上面的分析结论是相符的。 随着美国次贷危机的传播以及我国经济刺激计 划在２００８年１Ｏ月的开始实施，我国的财政政 策从稳健转变为积极，货币也从适度从紧转变 为适度宽松，信贷对于投资的弹性小幅上升。与 １９９８－－１９９９年信贷大幅投放结果类似，信贷对于 投资的弹性在短暂的小幅上升之后又逐渐回落到长 期水平，天量信贷导致信贷的利用效率在初步提升 之后就有所降低，且对于信贷利用效率的刺激作用 非常短暂。特别需要指出的是，对比表２和图６， 我国使用宽松的货币和积极的财政应 对金融危机，使得信贷对于消费的弹性在２００８年 底和２００９年出现较大的下降，进一步证明了大量 投放信贷对于居民消费具有一定的挤出效应。 为了全面衡量信贷对于经济增长的利用效率问 ／＼、当六、结论 日 匕 综上所述，本文关于信贷增长周期和经济增长 经济理论与经济管理２０１２年第１期 ． ． 】ｆ【１． 她 ：厂 ‘ 一 １ —一信贷通过投资对于ＧＤＰ的贡献率 ・．目～信贷通过消费对于ＧＤＰ的贡献率 ＝竺二二 堕堑塑垡塾型圣 旦至 生！查 图７信贷对于ＧＤＰ的贡献率 周期的讨论可以得到以下结论： 增长的促进效率，进而抑制了经济增长。 第五，在经济衰退阶段，大量投放信贷能够短 时间（从１９９７年亚洲金融危机和２００８年美国次贷 危机来看大约是１年左右）促进信贷对于投资和经 济增长的贡献率提升，但是对于消费存在明显的挤 出效应。 第一，信贷增长周期对于经济增长周期存在一 定的顺周期性，稍稍领先于经济增长周期。从单个 经济增长周期的拐点来看，信贷增长周期明显领先 于经济增长周期，经济增长周期又明显领先于通货 膨胀周期。 第二，信贷的投放效果存在非对称性，在经济 增长周期的不同阶段对于经济增长的促进作用不 值得注意的是，本文的结论对于目前通胀形势 和信贷投放存在以下启示：在目前的低速经济 增长、负利率和高通胀水平下，大量贷款投放对于 经济发展的促进作用极其有限，信贷通过投资促进 经济增长的效率正在降低，同时对于消费存在一定 的挤出效应，因此，在目前通胀很高的时候，笔者 同。信贷在经济增长周期的上行阶段促进发展的作 用更明显，即存在“金融加速器”效应。 第三，温和的通货膨胀时期投放信贷对于经济 增长的促进作用最显著，通货紧缩和高通货膨胀 （ＣＰＩ￣３ ）时期都会削弱信贷对于经济增长的促 进作用。 第四，人民币升值抑制了我国出口导向型企业 的生产，从而抑制了信贷投放于相关行业对于经济 参考文献 认为，应当适当收紧信贷，在信贷无法有效促进经 济增长的情况下，缓解过度释放的流动性对于物价 的推高作用，同时可以辅以适当升值的汇率。 ［１］白晓昱．我国信贷增长周期波动的原因初探［Ｊ］．财贸经济，１９８７，（１ｏ）． ［２］Ｃ．Ｌｏｗｎ，Ｄ．Ｍｏｒｇａｎ．Ｔｈｅ Ｃｒｅｄｉｔ Ｃｙｃｌｅ ａｎｄ ｔｈｅ Ｂｕｓｉｎｅｓｓ ＣｙｃＩｅ：Ｎｅｗ Ｆｉｎｄｉｎｇｓ Ｕｓｉｎｇ ｔｈｅ Ｌｏａｎ Ｏｆｆｉｃｅｒ Ｏｐｉｎｉｏｎ Ｓｕｒ— ｖｅｙ ＥＪ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｍｏｎｅｙ，Ｃｒｅｄｉｔ ａｎｄ Ｂａｎｋｉｎｇ，２００６，３８（３）． ［３］１３．Ｂｅｒｎａｎｋｅ，Ｍ．Ｇｅｒｔｌｅｒ，Ｓ．Ｇｉｌｃｈｒｉｓｔ．Ｔｈｅ Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ａｃｃｅｌｅｒａｔｏｒ ａｎｄ ｔｈｅ Ｆｌｉｇｈｔ ｔｏ Ｑｕａｌｉｔｙ［Ｊ］．Ｒｅｖｉｅｗ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ ａｎｄ Ｓｔａｔｉｓｔｉｃｓ，１９９６，７８（１）． ［４］陈磊．中国转型期的信贷波动与经济波动［Ｊ］．财经问题研究，２００４，（９）． Ｅｓ］Ｉ．Ｆｉｓｈｅｒ．Ｔｈｅ Ｄｅｂｔ－ｄｅｆｌａｔｉｏｎ Ｔｈｅｏｒｙ ｏｆ Ｇｒｅａｔ Ｄｅｐｒｅｓｓｉｏｎｓ ＥＪ］．Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９３３，１（４）． ［６］Ｂ Ｂｅｒｎａｎｋｅ—Ｍ．Ｇｅｒｔｌｅｒ，ｓ Ｇｉｌｃｈｒｉｓｔ．Ｔｈｅ Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ａｃｃｅｌｅｒａｔｏｒ ｉｎ ａ Ｑｕａｎｔｉｔａｔｉｖｅ Ｂｕｓｉｎｅｓｓ ｃｙｃｌｅ Ｆｒａｍｅｗｏｒｋ厂Ａ］． Ｓ７ 经济理论与经济管理２０１圣生箜 塑 Ｔｏｈｎ＆Ｔａｙｌｏｒ，Ｍｉｃｈａｅｌ Ｗｏｏｄｆｏｒｄ．Ｈａｎｄｂｏｏｋ ｏｆ Ｍａｃｒｏｅｃｏｎｏｍｉｃｓ［ＣＪ．Ｅｌｓｅｖｉｅｒ，１９９９． ｒ７］Ｐ．Ｌｏｕｎｇａｎｉ，Ｍ．Ｒｕｓｈ．Ｔｈｅ Ｅｆｆｅｃｔ ｏｆ Ｃｈａｎｇｅｓ ｉｎ Ｒｅｓｅｒｖｅ Ｒｅｑｕｉｒｅｍｅｎｔｓ ｏｎ Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ ａｎｄ ＧＮＰ ＥＪ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｍｏｎｅｙ．Ｃｒｅｄｉｔ ａｎｄ Ｂａｎｋｉｎｇ，１９９５，２７（２）． ［８］江群，曾令华，黄泽先．我国货币信贷传导渠道的动态分析：１９９３－－２０００［Ｊ］．湘潭大学学报（哲学社会科学 版），２００８，３２（４）． Ｅ９］董文泉，等．经济增长周期波动的分析与预测方法Ｉ－Ｍ］．吉林：吉林大学出版社，１９９８・ ｒ１Ｏ］Ｊ．ＨａｍｉｌｔｏｒＬ Ａ Ｎｅｗ Ａｐｐｒｏａｃｈ ｔｏ ｔｈｅ Ｅｃｏｎｏｍｉｃ Ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ Ｎｏｎｓｔａｔｉｏｎａｒｙ Ｔｉｍｅ Ｓｅｒｉｅｓ ａｎｄ ｔｈｅ Ｂｕｓｉｎｅｓｓ Ｃｙｃｌｅ Ｉ－Ｊ］． Ｅｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃａ，１９８９，５７． ｒｌ１］Ｈ．Ｋｒｏｌｚｉｇ．Ｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｎｇ Ｔｕｒｎｉｎｇ Ｐｏｉｎｔ Ｃｈｒｏｎｏｌｏｇｉｅｓ ｗｉｔｈ Ｍａｒｋｏｖ－ｓｗｉｔｃｈｉｎｇ Ｖｅｃｔｏｒ Ａｕｔｏｒｅｇｒｅｓｓｉｖｅ Ｍｏｄｅｌｓ：Ｔｈｅ Ｅｕｒ旷ｚｏｎｅ Ｂｕｓｉｎｅｓｓ Ｃｙｃｌｅ［Ｚ／ＯＬ］．ｈｔｔｐ：／／ｓｃｈｏｌａｒ．ｇｏｏｇｌｅ．ｃｏｍ．ｈｋ／ｓｃｈｏｌａｒ，２Ｏ１１—１０—１５． ｒ１２］Ｊ．Ｈａｍｉｌｔｏｎ．Ｔｉｍｅ ｅＳｒｉｅｓ Ａｎａｌｙｓｉｓ［Ｍ］．Ｐｒｉｎｃｅｔｏｎ：Ｐｒｉｎｃｅｔｏｎ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ，１９９４． １责任编辑：刘舫舸） ＡＮ ＥＭＰＩＲＩＣＡＬ ＳＴＵＤＹ ＯＮ ＣＲＥＤＩＴ ＥＦＦＥＣＴ ＯＮ ＣＨＩＮＡ’Ｓ ＥＣｏＮｏＭＩＣ ＧＲｏＷＴＨ ＣＨＥＮＧ Ｋｅ ＤＩＡＯ Ｓｉ—ｃｏｎｇ ＹＡＮＧ Ｘｉａｏ—ｇｕａｎｇ ’ （１．Ａｃａｄｅｍｙ ｏｆ Ｍａｔｈｅｍａｔｉｃｓ ａｎｄ Ｓｙｓｔｅｍｓ Ｓｃｉｅｎｃｅ，ＣＡＳ，Ｂｅｉｊｉｎｇｌ００１９０，Ｃｈｉｎａ； ２．Ｃｈｉｎａ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ ｏｆ Ｐｅｔｒｏｌｅｕｍ（Ｂｅｉｊｉｎｇ），Ｂｅｉｊｉｎｇ１０２２４９，Ｃｈｉｎａ） Ａｂｓｔｒａ【ｃｔ：Ｉｎ ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｔｈｅ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ ｃｙｃｌｅ ａｎｄ ｃｒｅｄｉｔ ｃｙｃｌｅ ｉｎ Ｃｈｉｎａ ｗｅｒｅ ｃａｌｃｕｌａｔｅｄ ｂｙ ｔｈｅ ｃｏｒ— ｒｅｌａｔｉｏｎ ａｎａｌｙｓｉｓ ｏｆ ｐｅａｋ ａｎｄ ｔｒｏｕｇｈ．Ｂａｓｅｄ ｏｎ ｔｈｅ ｃｙｃｌｅｓ，ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ａｐｐｌｉｅｄ ｌｉｎｅａｒ ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎｓ ａｎｄ Ｍａｒｋｏｖ ｓｗｉｔｃｈｉｎｇ ｍｏｄｅｌｓ ｔｏ ｓｔｕｄｙ ｔｈｅ ｒｅｌａｔｉｏｎｓ ｂｅｔｗｅｅｎ ｔｈｅ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ，ｃｒｅｄｉｔ ｃｙｃｌｅ ａｎｄ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｉｎ Ｃｈｉｎａ， ａｎｄ ａｎａｌｙｚｅｄ ｔｈｅ ｃｏｎｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｏｆ ｃｒｅｄｉｔ ｌｏａｎ ｔｏ ｔｈｅ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ ｆｒｏｍ ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ ｃｈａｎｎｅｌ ａｎｄ ｉｎｖｅｓｔ— ｍｅｎｔ ｃｈａｎｎｅ１ ｒｅｓｐｅｃｔｉｖｅｌｙ．Ｔｈｅ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗｅｄ ｔｈａｔ ｔｈｅ ｃｒｅｄｉｔ ｃｙｃｌｅ ｗａｓ ｐｒｏ－ｃｙｃｌｉｃａｌ ａｎｄ ｈａｄ ａｓｙｍｍｅｔｒｉｃ ｅｆｆｅｃｔｓ ｏｎ ｔｈｅ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ，ｉ．ｅ．ｆｉｎａｎｃｉａｌ ａｃｃｅｌｅｒａｔｏｒ ｅｆｆｅｃｔ． Ｆｕｒｔｈｅｒｍｏｒｅ，ｔｈｅ ｃｒｅｄｉｔ ｌｏａｎ ｗａｓ ｍｏｒｅ ｅｆ— ｆｉｃｉｅｎｔ ｔｏ ｐｒｏｍｐｔ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ ｄｕｒｉｎｇ ｍｉｌｄ ｉｎｆｌａｔｉｏｎ ｏｒ ｄｏｍｅｓｔｉｃ ｃｕｒｒｅｎｃｙ ａｐｐｒｅｃｍｔｍｎ ｂｕｔ ｈａｄ ｃｒｏｗｄ－ ｏｕｔ ｅｆｆｅｃｔ ｏｎ ｃｏｎｓｕｍｐｔｉｏｎ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：ｃｒｅｄｉｔ ｃｙｃｌｅ；ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｒｏｗｔｈ ｃｙｃｌｅ；ｐｒｏ－ｃｙｃｌｉｃａｌ；ｓｔａｔｅ ｓｐａｃｅ ｍｏｄｅｌｓ ５８
