貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響分析

摘要:本文運用協整檢驗和向量自回歸模型就貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響進行了實證分析。協整檢驗的結果表明，信貸規模與貨幣供應量之間存在協整關系;脈沖響應函數結果表明，信貸規模對固定資產投資具有較顯著且持續性的影響。

關鍵詞: 固定資產投資;信貸規模;協整;脈沖響應函數

一、引言

投資是宏觀經濟運行過程中的重要環節，作為社會總需求的一部分，它對經濟發展具有直接的拉動作用。縱觀改革開放以來我國經濟發展的歷程，每次經濟波動總是伴隨著投資的劇烈波動，正因為如此，投資是國家實施宏觀調控的主要對象和著力點。貨幣政策作為國家實施宏觀調控的主要工具，在對固定資產投資的調控中發揮重要作用，尤其是貨幣政策的信貸傳導途徑對固定資產投資調控的效果更為明顯。以近年來國家宏觀調控為例，2003年，我國扭轉了通貨緊縮的局面，固定資產投資迅速增長，因此，2004年，國家開始加大宏觀調控的力度，通過貨幣政策嚴控信貸規模，收到了很好的調控效果，固定資產投資在達到階段高點后回落。但是，在隨后的2006和2007年，央行放松了對信貸規模的控制，導致固定資產投資進一步過快增長，為解決固定資產投資過熱的問題，央行不得不在2008年初采取了嚴厲的信貸控制，要求各商業銀行在2008年的信貸增長不能超過2007年的增長余額，并按季監測投放進度。2008年下半年開始，為應對全球金融危機，國家宏觀調控政策進行了重大調整，實施了一攬子經濟刺激計劃，包括適度寬松的貨幣政策，指導金融機構擴大信貸規模，刺激投資快速增長，有力支持了經濟企穩回升，為國民經濟增長“保八”做出了巨大貢獻。因此，從我國固定資產投資和信貸規模運行的歷史經驗來看，我們可以初步判斷我國固定資產投資與信貸規模密切相關，貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資具有重要的影響。

二、文獻回顧

根據米什金(2009)對貨幣政策傳導機制理論的總結，貨幣政策主要通過傳統利率途徑、資產價格途徑和信貸途徑影響企業投資，進而影響社會總需求和實際產出。由于我國尚未完全利率市場化，資本市場發展相對滯后，企業融資主要以間接融資為主的情況下，貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響應該相當顯著，目前已有一些文獻對我國貨幣政策信貸途徑對固定資產投資的影響進行了研究。萬躍楠(2004)利用簡單線性回歸方法對1991-2003年固定資產投資與貸款、利率的關系進行實證分析，結果表明我國貨幣政策主要通過信貸渠道來影響投資，貨幣政策對實體經濟的影響取決于銀行的信貸行為，而利率對投資的影響很小。聶學峰和劉傳哲(2005)利用相關分析、Granger因果關系分析和自回歸分布滯后模型，對中國貨幣政策傳遞到投資的具體途徑進行了實證分析，結論表明貨幣政策主要通過信貸途徑傳遞到投資上。李文森等(2006)通過對江蘇省有關情況的調查表明，固定資產投資與信貸的相關程度明顯降低，企業及政府自有資金較為充裕，通過信貸之外的渠道籌資環境寬松，投資增長的內生性增強，金融宏觀調控面臨新的變化。戴達年(2007)分析了信貸政策對固定資產投資調控的機理與措施。張力生和胡曉琳(2009)以河北衡水為例分析固定資產投資與中長期貸款關系。由此可以看出，目前的研究由于采用的數據和方法上的差異，導致結論也并不完全一致。本文擬運用協整檢驗和向量自回歸模型分析固定資產投資與信貸規模的關系，以進一步明確和認識貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響。

三、實證分析

(一)數據來源與處理

筆者選取1985年至2008年我國固定資產投資規模(FINV)和金融機構人民幣貸款余額(CR)兩個變量，共24年的數據，然后取自然對數。數據來源于《中國統計年鑒》。

(二)單位根檢驗

對時間序列進行分析，進而判斷各個經濟變量之間是否存在穩定關系，以及確定變量之間的具體數量關系的前提是，這些時間序列變量必須為平穩序列。否則即使回歸結果能夠通過顯著性檢驗且回歸方程擬和程度良好，這樣的回歸也有可能是偽回歸，并不能說明經濟變量之間存在的真實關系。而對于非平穩的時間序列，如果變量本身并不平穩，但是在經過至少n次差分后能夠成為平穩，則這種變量被稱為n階單整變量。單整階數相同的時間序列變量有可能存在某種長期穩定的均衡關系，即協整關系。對于具有協整關系的變量可以通過計量模型進一步分析它們之間的經濟關系。因此，在對固定資產投資和信貸規模進行分析之前，首先要檢驗這兩個變量的平穩性，在不平穩的情況下還需要進一步檢驗這些變量是否具有協整關系。本文采用Dickey和Fuller在1979年提出的ADF單位根檢驗法，該檢驗表明，如果ADF統計量在一定的顯著性水平下小于臨界值，則可以認為在這一顯著性水平下，被檢驗的時間序列變量是平穩的;反之亦然。采用Eviews6.0進行單位根檢驗，結果如表1所示。

注:“D”表示一階差分，檢驗形式(C，T，K)分別表示所設定的檢驗方程含有截距項、時間趨勢項以及所選的滯后項數，N指不包括截距項或時間趨勢項。

ADF單位根檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，LNFIVE和LNCR均為非平穩序列，而這兩個變量在經過一階差分后均成為平穩序列，即這兩個變量同為一階單整變量。因此LNFIVE和LNCR之間有可能存在協整關系，即信貸規模和固定資產投資規模有可能存在著長期穩定的均衡關系。

(三)協整檢驗

單位根檢驗只能證明LNFIVE和LNCR同為一階單整變量，并且有可能存在協整關系，但不能證明LNFIVE和LNCR之間是否確實存在協整關系，也不能確定這些變量之間是否真的存在長期穩定的均衡關系。因此，有必要在單位根檢驗的基礎上，進行協整分析，作出上述變量之間是否存在長期穩定均衡關系的判斷。Engle和Granger于1987年提出兩步檢驗法，對兩個時間序列變量之間是否存在協整關系進行檢驗。該法先用被解釋變量對解釋變量進行回歸，然后對回歸得到的殘差序列進行單位根檢驗，判斷其是否平穩。如果殘差序列為平穩序列，則可以判斷被解釋變量和解釋變量之間存在著協整關系。采用Eviews6.0，得到回歸方程和回歸殘差序列平穩性檢驗結果如下:

LNFINV = -1.4711 + 1.0452LNCR

(-3.8621)(30.01)

R2=0.9762F=900.8072

檢驗結果顯示:LNFIVE和LNCR的回歸擬和程度很高;回歸系數以及方程整體均在5%的顯著性水平下通過檢驗;回歸后得到的回歸殘差序列是平穩序列。根據Engle和Granger的兩檢驗法的結論，說明LNFIVE和LNCR之間存在協整關系，即固定資產投資和信貸規模之間存在長期穩定的均衡關系。從長期看，在其他條件不變的前提下，信貸規模增長1%，會導致固定資產投資增長1.04%。

(四)脈沖響應函數

協整檢驗反映了固定資產投資與信貸規模之間的長期均衡關系，為了能從動態角度更好地分析兩者間的互動關系，本文對固定資產投資和信貸規模建立滯后2期的向量自回歸模型，并在此基礎上對其作脈沖響應分析。脈沖響應函數是用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來值的影響的變動軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態交互作用及其效應。

圖 1 是模擬的脈沖響應函數曲線，橫軸代表滯后階數，縱軸代表對新息沖擊的響應程度。圖中實線部分為計算值，虛線為響應函數值加或減兩倍標準差的置信帶。從圖1左邊的脈沖響應函數曲線看，固定資產投資在受到信貸規模一個單位正向的標準差的沖擊后，在滯后期內的沖擊效應為正，并在第5期達到最大值，之后雖有下降，但仍然保持在相對較高的水平，這說明信貸規模對固定資產投資具有較大且持續性的影響。從圖1右邊的脈沖響應函數曲線看，信貸規模在受到固定資產投資一個單位正向的標準差的沖擊后，在當期為負值，之后快速上升，并在第5期達到最大值，這表明固定資產投資的增長也會增加對信貸的需求，帶動信貸規模的增長。

四、研究結論及政策建議

本文運用協整檢驗和向量自回歸模型就貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資的影響進行了實證分析。協整檢驗的結果表明，我國固定資產投資與信貸規模之間存在長期均衡的協整關系;脈沖響應函數結果表明，信貸規模對固定資產投資具有較大且持續性的影響，固定資產投資的增長也會增加對信貸的需求，帶動信貸規模的增長。這說明我國貨幣政策信貸傳導途徑對固定資產投資有顯著的影響，通過信貸途徑對投資的調控往往能從源頭上調節固定資產投資規模和增長速度。因此，國家實施宏觀調控過程中，應發揮信貸傳導途徑對固定資產投資的調控作用，當固定資產投資增長過快，出現投資過熱的情況下，應通過貨幣政策控制信貸規模，抑制投資過快增長;當固定資產投資減慢，影響宏觀經濟穩定和經濟發展時，則應通過貨幣政策擴張信貸規模，刺激固定資產投資，以保持經濟平穩較快發展。

參考文獻:

[1]米什金.貨幣金融學.清華大學出版社，2009

[2]萬躍楠.我國貨幣政策影響投資的渠道分析.中國城市經濟，2004/04

[3]聶學峰，劉傳哲.我國貨幣政策傳遞到投資的實證分析.管理評論，2005/02

[4]李文森，高愛武，王遠華.信貸與投資相關性的減弱和宏觀調控政策的完善.中國金融，2006/24

[5]戴達年.信貸政策對固定資產投資調控的機理與措施.中國金融，2007/01

[6]張力生，胡曉琳.固定資產投資與中長期貸款關系實證分析——以衡水為例.河北金融， 2009/08

[7]張曉峒.EViews使用指南與案例.機械工業出版社，2009

(作者單位:華中農業大學經濟管理學院)