中國信貸市場發展與經濟增長：1981～2007

王冬生

(西南大學 經濟管理學院，重慶 400715)

改革開放以來，中國的經濟保持著持續快速的增長勢頭，在幾十年的時間里，中國信貸市場為中國經濟提供了大量的資金供給，因此，與經濟增長相伴而生的中國信貸市場與經濟增長之間是否存在或存在怎樣的相互作用關系的研究，很有其理論價值，這項研究關系到貨幣供應量的控制，關系到國家的貨幣政策和經濟的宏觀調控政策，具有一定的研究意義。

1 中國信貸市場發展與經濟增長關系的實證分析

1.1 指標、數據和研究方法

本研究的指標可分為兩類：一類是經濟增長指標，一類是信貸市場發展指標。經濟增長指標由2個指標構成，它們分別是年度人均實際國內生產總值DPI和年度人均實際國內生產總值環比增長率DPR；信貸市場發展指標由4個指標構成，它們分別是用來測度信貸市場交易效率和信貸市場成長，信貸市場交易效率測度指標有2個，即信貸市場機構交易效率CUE，其大小為信貸市場實際貸款總量與信貸市場金融機構數目之比值，另一指標是信貸市場員工交易效率CPE，其大小為信貸市場實際貸款總量與信貸市場機構員工數目之比值；信貸市場成長測度指標有2個，它們分別是SRT和SPR，SRT被為信貸市場實際貸款交易規模，指信貸市場實際貸款總量，SPR被稱為信貸市場人均實際貸款交易規模，是指信貸市場實際貨款量與中國人口數量之比值。除環比增長率DPR外，其它指標取對數。

樣本數據為年度數據，時間為1981～2007年，物價指數基年為1981年，經濟數據來源于中國統計出版社《中國統計年鑒》(2001～2008)，金融數據來源于中國財政經濟出版社《中國金融統計1952～1996》、中國金融出版社 《中國金融統計1997～1999)及《中國金融年鑒》(2001～2008)。 部分年份機構和人員數據經過估算和修正。

研究方法包括單位根檢驗、協整性檢驗和格蘭杰因果檢驗和脈沖響應分析。

單位根檢驗用來檢驗序列是否平穩，是否有單位根，通過擴展了迪基-富勒檢驗（ADF）進行，其模型如下：

其中，Δ為差分算子，εi為白噪聲，t表示帶趨勢，α為常數項。原假設為H0：ρ=1表示原時間序列有單位根，時間序列不平穩。

協整性檢驗主要判別幾個非平穩的時間序列經過線性組合可變為平穩序列，從而可以進行變量間關系的分析。兩變量檢驗可運用單位根檢驗進行，多變量需運用Johansen檢驗或 J-J檢驗。

格蘭杰因果分析的方法是美國計量經濟學家C.W.Granger于1969～1980年間創立和完善的一種檢驗經濟變量間關系的技術。原理是：考慮如下回歸

其中，m,n為常數項，u1t,u2t為白噪聲且互不相關，對（2）式，作假設 H0；αl=α2=…=αq=0，對(3)式，作假設 H0'：σl=σ2=…=σs=0，則①At是引起 Bt的原因，具有At到 Bt的單向性，如果（2）式中 At系數整體顯著地不為零，而（3）式中 Bt系數整體顯著地為零；②Bt是引起At的原因的原理同①；③At和Bt互為因果關系，則要求同時具備①和②的方向性，且在統計意義上，都顯著地∑αi≠0,∑σj≠0；④At和 Bt相互獨立，不存在因果關系，（2）式和（3）式的系數及∑αi=0,∑σj=0 在統計上都是顯著的。

為判斷變量之間的動態關系，可以作建立在向量自回歸模型VAR基礎之上的脈沖響應分析。VAR模型的一般表述為：

其中，Yt為m 維內生變量，Xt為 n維外生變量，A1，…，Ap及BI， …，Bq為待估計的參數矩陣，Yt和Xt分別有 p、q階滯后期，εt為隨機擾動項，擾動項中的元素可以相關，該模型可表示為VAR(P)，脈沖響應函數反映的是Yt對誤差εt的反應，當 ε1t發生變化，Y1t立即發生變化，通過 Y1t影響到 Ylt，Y2t等后面的量，由此，任一期內生數量Yt都會受到前面數期變量的作用，成為這些前期變量作用的疊加。

表1 中國信貸市場發展與經濟增長關系變量的單位根檢驗

本文最優滯后期根據施瓦茲信息準則(SIC)確定，判斷依據為麥金龍臨界值，使用分析軟件Eviews5.0。

1.2 單位根檢驗

對變量 DPI、DPR、CUE、CPE、SRT 和 SPR 進行單位根檢驗，對于非平穩序列，對其進行一階差分檢驗，繼續判斷其平穩性。經檢驗，其結果如表1。

從表1可以看出，序列DPR在5%的顯著性水平下拒絕單位根檢驗，所以它們都是水平平穩序列，即I(0)：序列SPR、CPE的一階差分在10%的顯著性水平下拒絕單位根的假設,DPI、CUE的一階差分在5%的顯著性水平下拒絕單位根的假設,SRT的一階差分在1%的顯著性水平下拒絕單位根的假設，因此它們皆為一階單整，即 I(1)。 說明 DPI、CUE、CPE、SRT、 SPR 的一階差分△DPI、△CUE、△CPE、△SRT、△SPR為平穩序列，即I(0)。

1.3 協整性檢驗

由于變量序列DPI、CUE、CPE、SRT和 SPR均為一階單整，即I(1)，因此有必要進行協整性檢驗，判斷DPI分別與CUE、CPE、SRT、SPR之間是否存在協整關系，建立回歸方程如下：

對 ε1t、ε2t、ε3t、ε4t進行單位根檢驗， 其結果表明 ε3t、ε4t是平穩序列，具體見表2。

于是，我們得到兩個協整方程(括號中為T值)，

從上兩式可以看出,SRT和SPR都與DPI存在長期均衡關系。即在1981～2007年，信貸市場實際交易規模與中國長期經濟增長正相關，表現為中國信貸市場實際交易規模不斷擴大時，中國的經濟增長也在不斷地推進。兩者之間表現為中國信貸市場交易規模對中國經濟增長的促進作用；同時，信貸市場人均實際交易量與中國長期經濟增長正相關，表現為中國信貸市場人均實際交易量不斷擴大時，中國的經濟增長也在不斷地推進。兩者之間表現為中國信貸市場人均實際交易量對中國經濟增長的促進作用。

表2 信貸市場發展方程殘差的單位根檢驗

下面利用誤差糾正機制(ECM）對變量DPI與SRT、DPI與SPR間的短期關系進行分析。檢驗DPI與SRT、DPI與SPR間的關系。建立DPI與SUE、DPI與SPR的誤差修正模型，發現△SRT與△SPR的系數不顯著，短期里,SRT與SPR的變化對短期經濟增長的影響不大，即中國信貸市場實際交易規模與人均實際交易量變化幅度的短期振蕩，對中國短期經濟增長的作用不顯著。

1.4 格蘭杰因果關系檢驗

為判斷變量之間是否存在相互作用，作用是否顯著，本文運用格蘭杰因果檢驗判斷DPR與一階差分△CUE、△CPE、△SRT、△SPR間的格蘭杰因果關系，檢驗結果如表 3。

從表3可以看出，△CUE不是DPR的格蘭杰原因和△CPE不是DPR的格蘭杰原因的原假設被拒絕，因此，認為△CUE、△CPE分別是DPR的格蘭杰原因，即信貸市場機構效率和信貸市場員工效率是短期經濟增長的格蘭杰原因，所以，信貸市場機構效率和信貸市場員工效率的提高促進了中國的短期經濟增長：DPR不是△SRT的格蘭杰原因和DPR不是△SPR的格蘭杰原因的原假設被拒絕，因此，認為DPR分別是△SRT和△SPR的格蘭杰原因，即短期經濟增長是信貸市場實際交易規模和信貸市場人均實際交易量的格蘭杰原因，所以，中國的短期經濟增長促進了信貸市場實際交易規模信貸市場人均實際交易量的擴大。

判斷 DPI與CUlCPE、SRT、SPR間的格蘭杰因果關系，檢驗結果如表4。

表3 變量DPR與信貸市場發展變量間的格蘭杰因果關系檢驗

表4 變量DPI與信貸市場發展變量間的格蘭杰因果關系檢驗

從表4可以看出，△CUE不是△DPI的格蘭杰原因和△CPE不是△DPI的格蘭杰原因的原假設被拒絕，因此，認為△CUE、△CPE分別是△DPI的格蘭杰原因，即信貸市場機構效率和信貸市場員工：效率是經濟增長的格蘭杰原因，所以，信貸市場機構效率和信貸市場員工效率的提高促進了中國的經濟增長；△DPI不是△SRT的格蘭杰原因和△DPI不是△SPR的格蘭杰原因的原假設被拒絕，因此，認為△DPI分別是△SRT和△SPR的格蘭杰原因，即經濟增長是信貸市場實際交易規模和信貸市場人均實際交易量的格蘭杰原因，所以，中國的經濟增長促進了信貸市場實際交易規模和信貸市場人均實際交易量的擴大。而△SRT不是△DPI的格蘭杰原因和△SPR不是△DPI的格蘭杰原因的原假設沒有被拒絕，說明△SRT和△SPR對△DPI的作用不顯著，這一點與誤差修正機制分析的結果相一致。

表5 DPI對向量1個標準信息的沖擊反應（1）

表6 DPI對向量1個標準信息的沖擊反應（2）

表7 SRT對向量1個標準信息的沖擊反應

表8 SPR對向量1個標準信息的沖擊反應

1.5 脈沖沖擊響應分析

以DPI和SRT為變量構建向量，建立向量自回歸模型VAR，根據SIC原則，取滯后期為7，進行脈沖沖擊反應，考察DPI對向量1個標準信息的沖擊反應，其結果如表5。

從表5可以看出，總體而言，考察1個標準單位信息沖擊中，變量DPI對變量SRT的反應，15期中有10期為正，1期為0，5期為負，且正向沖擊之和大于負向沖擊之和，因此，由此得出，SRT對DPI的沖擊作用基本為正，說明中國信貸市場實際交易規模的擴大有力地促進了中國經濟增長。

同樣，以DPI和SPR為變量構建向量，滯后期取8，進行脈沖沖擊反應，考察DPI對向量1個標準信息的沖擊反應，其結果如表6。

與表5的分析相仿，對表6同樣可以得出，SPR對DPI的沖擊作用基本為正，說明中國信貸市場人均實際交易規模的擴大有力地促進了中國的經濟增長。

考察SRT和SPR在向量脈沖沖擊中的反應。滯后期分別同表5和表6，SRT和SPR對1個標準信息的沖擊反應的結果分別如表7和表8。

從表7可以看出，在1個標準信息沖擊下，變量SRT對DPI的反應，7期為正，1期為0，8期為負，且正向沖擊之和大于負向沖擊之和，因此，DPI對SRT的沖擊作用基本為正，說明中國經濟增長有力地促進了中國信貸市場實際交易規模的擴大。同理，從表8可以看出，DPI對SPR的沖擊作用基本為正，說明中國經濟增長有力地促進了中國信貸市場人均實際交易規模的擴大。

2 研究結論及政策建議

從上面的研究可以得出，中國信貸市場機構交易效率、員工交易效率、實際貸款交易規模、人均實際貸款交易規模的提高或擴大，有力地促進了中國的經濟增長，中國的經濟增長有力地促進了中國信貸市場實際貸款交易規模和人均實際貸款交易規模的擴大，基于此，可以認為：中國信貸市場的發展促進了中國的經濟增長，中國的經濟增長促進了中國信貸市場的發展，兩者之間是相互促進，相互影響，為雙向作用關系。從而，中國信貸市場從這個角度驗證了中國金融發展與經濟增長之間的 “供給導向型”和“需求帶動型”的觀點。

為促進經濟增長，中國在大力發展證券市場的同時，應當使信貸市場保持一個不斷增長的規模和一定的發展速度，不可厚此薄彼。信貸市場的發展既要注重規模，又要注重質量。信貸機構在保證信貸資產安全的情況下，積極開展市場營銷，擴大市場規模，配合國家4萬億投資經濟刺激計劃和擴大消費的政策，擴大借貸企業、團體機構和人群數量及業務品種數量，提供多方位信貸服務，滿足不同消費者的需要，要慎貸而不要惜貸；在大力擴大信貸市場規模的同時，要提高信貸市場的運行效率，實現信貸市場機構運營資源的合理配置，提高營業場所場地、設施、設備等固定資產的使用效率，減少不必要的損耗，同時，加強員工的理論和業務培訓，提高員工的綜合素質，嚴把員工入行關，對不適應業務發展的員工進行調配或下崗分流，保證信貸市場業務員工的整體水平，開展信貸業效率的宣傳、教育和管理，形成信貸業良好的效率文化。

同時，中國要堅定不移地實行“改革開放”的政策，實現中國經濟平穩持續不間斷地增長。中國要積極應對當前世界性的金融危機和經濟危機，實行“擴內需、穩外需、保資產、促就業、調節奏”的戰略，發揮4萬億經濟刺激計劃的效果，落實好各產業振興規劃，避免計劃資金流向產能過剩行業，擴大政府采購力度，拉動民間投資和居民消費，建立多行業風險投資基金，發展風險投資市場，鼓勵民間投資運用于實體經濟，鼓勵產業并購，進行結構調整，發展朝陽產業，調整國民收入分配格局，降低稅收，增加居民收入，鼓勵發放消費券，深化醫療、養老等社會保障制度改革，激發居民消費熱情，積極發展股票市場，保持股市總體穩步上揚的態勢，保持民眾對抗危機的信心，保持房地產和汽車等行業的回暖趨勢，力爭經濟走出U型軌跡；保持具有出口剛性的優勢品種，如中國手工織品，調整出口結構，以中國進口剛性產品換取中國出口市場，穩定出口市場，切不可因蕭條而放棄；保持中國外匯資產的價值，積極應對債務貨幣化，捕捉好海外投資機會，可進行資源類行業的海外企業并購；拿出一定的公共職位解決就業問題，鼓勵大學生到中西部工作和到鎮鄉村級公務任職，加強農民工就業培訓，解決農民工失業問題，使社會保持穩定；調整貨幣供應的節奏，既要警惕通貨收縮問題，又要關注通貨膨脹問題，避免信貸投向沒有回收余地的企業和行業，保證信貸資產質量，保持中國金融系統安全運行。

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