金融結構視角下我國貨幣政策信貸傳導機制的實證檢驗

【摘 要】我國金融體系是銀行主導型，銀行貸款仍然是企業最主要的資金來源，信貸市場是我國貨幣政策傳導的主要渠道。本文探討中國貨幣政策傳導機制問題，運用格蘭杰和一元線性回歸的實證分析得方法的出以下結論：即在目前我國融資方式仍以間接融資為主，資本市場、貨幣市場尚不完善，利率和匯率尚未實現市場化的金融結構下，信貸渠道仍舊是我國貨幣政策傳導機制的主要渠道。

【關鍵詞】貨幣政策 信貸傳導 貸款種類

引 言

Robert Roosa（1951）提出的信用可獲性理論（Credit Availability Doctrine）是貨幣政策信貸傳導渠道理論的最初形態。貨幣政策傳導機制可以有多種渠道，是由一定金融結構所決定的。在不同的金融結構下，各種傳導機制的作用力度和方向是有區別的，但有一點是可以肯定的，即各種傳導機制并非完全孤立的，相互之間既存在互補性也存在替代性。

科斯的交易費用概念認為，金融結構的安排就是為了降低交易費用，金融結構的發展則決定了交易費用降低的程度。因此，金融結構通過交易費用這個橋梁，規定了金融交易存在和發生的范圍，也就決定了貨幣當局的政策運用范圍和貨幣因素對真實經濟產生作用的途徑、機制和效果，因為交易費用既存在于金融過程，也存在于真實經濟過程。

信息不對稱則是解釋金融結構同貨幣傳導關系的另一個出發點。貨幣當局和市場、公眾之間的信息不對稱，使得中央銀行可以通過信息的披露影響公眾預期，進而影響公眾的行為調整，以達到政策目標。貨幣政策傳導的過程就是一個信息的傳播過程和與之相伴隨的行為調整過程。在這個過程中，金融結構的安排決定了信息傳播的途徑、方式和對行為調整的影響程度。而金融結構是一個不斷演變的過程，從而它處理信息不對稱的方式也在不斷變化，貨幣傳導自然也就是一個動態過程。正是基于上述理由，我們認為，金融結構是決定貨幣政策傳導機制的根本和關鍵。

我國貨幣政策傳導機制實證分析

1.數據來源與處理

本文選擇央行規定的1年期貸款利率作為利率指標，由于這一利率指標除偶爾調整外，大部分時間缺少變化，這樣一來就不利于計量分析，本文使用同期7日銀行間債券市場回購利率進行指數調整。

本文將廣義貨幣應量（M2）作為貨幣渠道的代表變量。由于在三種反映貨幣供應量狀況的指標中，M0是流動性最強的金融資產，與消費物價水平密切相關，M1是流通中的貨幣，包含居民及非金融企業等部分可用于轉賬支付的活期存款，流動性也非常強，主要是用于觀察企業資金松緊的重要金融指標；M2則包含了M1以及定期存款、儲蓄存款與其他存款，具有較強的穩定性，而且能夠反映社會總需求的變化，是用于宏觀經濟分析和觀察貨幣政策目標實現的主要貨幣變量，也是中央銀行進行貨幣政策操作時的中介目標，可直接反映中央銀行貨幣政策對經濟增長的影響，因而本文認為作出這樣的選擇是合理的。

信用渠道的代表變量則選擇金融機構各項貸款總額(LOAN)。

我國貨幣政策的最終目標是“穩定物價，并以此促進經濟增長”。因此經濟增長指標（GDP）和物價指標（CPI）從整體來看最能反映貨幣政策實施的最終效果。

樣本數據為1994-2010年的季度數據，M2， LOAN， GDP數據來源為《中國人民銀行統計季報》。為避免數據波動較大，所有數據均經過對數處理。

2.格蘭杰檢驗

本部分的實證將由一個VAR （ Vector Auto-regression Model）模型來完成。一個標準的p階VAR模型。可表示如下:

式1

其中Xt表示n個變量在時期t數值的向量（n×1），c為（n×1）維常數項，Φt 為自回歸系數的一個（n×n）矩陣，s=1，2，…，p。εt為（n×1）維白噪聲向量。在此框架下，可以進行格蘭杰因果檢驗。格蘭杰因果檢驗法是由諾貝爾經濟學獎得主、美國加州大學教授格蘭杰提出的一種檢驗因果關系的方法。

給定一個含兩變量{X1，X2}的信息集At，其中t=1，2，…。令，

即 代表時期t前所有的Xk值。

考慮到二元變量情形，若{X1t}，{X2t}是協方差平穩序列，式1可以表示為：

式2

式3

對上訴假設可采用F檢驗，該檢驗的關鍵在于構造F統計量。以檢驗x2t是否格蘭杰導致x1t為例（ ），其大概步驟如下：①將當前x1t對所有x1t的滯后項x1，t-1（i=1，2，…p）進行回歸，計算出受約束的殘差平放和RSSt；②然后將X2，t-1(i=1，2，…p）包含進來回歸，得到無約束回歸的殘差平方和RSSur；③構造F統計量，即

如果 則在α顯著水平下拒絕零假設，得出X2t為X1t的格蘭杰原因，否則不能得出該結論。

將貨幣渠道與信用渠道的代表指標： M2和LOAN代入式2和式3進行檢驗，格蘭杰因果檢驗結果見表1。

表1 格蘭杰檢驗結果

資料來源：本表數據采用Eviews4.0計算

從上表可以看出，M2和LOAN均在5%的顯著水平下拒絕了各自不是GDP格蘭杰原因的假設，同時，GDP在1%的顯著水平上拒絕了不是LOAN格蘭杰原因的假設，而并沒能拒絕GDP不是M2格蘭杰原因的假設。也就是說，信用渠道的代表變量LOAN能在95%的概率下保證與宏觀經濟的代表變量GDP存在格蘭杰雙向因果關系，而貨幣渠道的代表變量M2則只存在向GDP的單向格蘭杰原因關系。M2與LOAN均存在對GDP的格蘭杰導致關系說明1994年后我國貨幣政策能夠分別通過貨幣渠道與銀行信貸渠道影響宏觀經濟總量。從而可得出結論，貨幣供給和銀行信貸都是我國貨幣政策傳導的重要途徑。同時，GDP是LOAN的格蘭杰原因說明信用規模在我國具有較強的內生性，而貨幣供應量的內生性相對較小。

3.一元線性回歸的相關性檢驗

在上述說明了貨幣渠道、銀行信貸渠道與宏觀經濟的因果關系的基礎上，下面本文將通過一元線性回歸模型分別檢驗貨幣供應量（M2）、金融機構貸款與總產出之間的相關關系，從而從數量上說明兩種渠道的相對重要性。檢驗模型如下：

式4

式5

計算后回歸結果如下：

（5.9839） （10.9961）

R2=0.783962 調整R2=0.778965

DW=1.439929 F統計量=126.358

（3.4493） （10.1849）

R2=0.758671 調整R2=0.756689

DW=1.479621 F統計量=106.39524

從上述兩個回歸等式可以看出總體回歸效果較好，并且每個回歸方程與系數都是統計顯著的。這表明M2、金融機構貸款與總產出有較強的相關關系，GDP對M2的彈性系數為0.5742，對貸款的彈性系數為0.6553，這表明貨幣供應量與金融機構貸款對實體經濟的影響是顯著的，相對而言，GDP受金融機構貸款的影響程度大于受貨幣供給的影響程度。這意味著在轉軌時期，中國的貨幣政策傳導中銀行信貸渠道發揮著比貨幣渠道更加重要的作用。

影響我國貨幣政策傳導因素的分析

本部分從貨幣政策傳導發生作用的條件及傳導主體的角度，對影響信用渠道和貨幣渠道有效傳導的因素進行分析。

1.信用渠道的影響因素

(1)間接融資的依賴程度

①大多數企業對間接融資的依賴性，是信用渠道在我國貨幣政策傳導中占主導地位的主要原因。

②實體經濟與金融領域的結構性矛盾導致信貸結構的不均衡性，限制了我國貨幣政策信用渠道的傳導范圍。

(2)中央銀行對信用擴張的控制能力

銀行信貸渠道充分發揮作用的另一個前提條件是中央銀行對銀行信用擴張的有效控制。在我國，中央銀行對商業銀行信用控制主要通過對準備金率的調整影響銀行可貸資金規模，通過對利率的調整影響銀行貸款價格，從而影響銀行信貸。中國人民銀行從1996年開始先后多次調低利率，包括準備金利率、再貸款利率、再貼現利率、貸款利率、存款利率，利率水平的不斷調低表現了中央銀行明顯的貨幣擴張意圖。

(3)其他因素

影響我國信用傳導渠道的因素還有很多，諸如我國現行的利率體系，以及社會信用狀況等宏觀經濟金融環境對信用渠道的有效傳導都有一定的影響。

2.貨幣傳導渠道因素分析

(1)利率市場化程度

從利率傳導途徑發揮作用的必要前提來看，首先利率應是市場決定的，中央銀行可以通過貨幣政策對利率水平進行調節。我國的現實情況是，同時存在著受管制的存貸款利率、貼現利率和互相分割的貨幣市場利率。

利率市場化程度低以及結構的扭曲，限制了中央銀行貨幣政策意圖的順利傳達，導致利率傳導機制以及由此擴展而來的非貨幣資產價格機制和匯率機制在我國貨幣政策傳導中的作用相對比較弱。

(2)資本市場完善程度

1)債券市場。我國的國債市場尚處于初級發展階段，一級市場不規范，期限結構缺乏均衡合理的分布，二級市場交易主體單一，國債市場在貨幣政策傳導中作用不大。

2)股票市場。從股票市場來看，盡管經過了10多年的發展，仍存在諸多不完善的地方，難以通過財富效應、“q”效應來影響宏觀經濟。股票市場對貨幣政策傳導的影響表現在：

①股票市場的融資結構限制了貨幣政策傳導范圍。②股票價格水平形成和波動的非理性，使非貨幣性資產價格傳導途徑缺乏合理的股票價格，難以成為貨幣政策有效傳導途徑。③股票市場不規范、股票價格波動非理性使得股票持有者的金融財富常處在頻繁而劇烈的漲跌中，導致了財富效應渠道的失效。

(3)現行匯率制度

1994年，我國人民幣匯率實現了官方匯率與外匯調劑市場匯率的并軌，開始實行以市場供求為基礎、單一、有管理的浮動匯率制。該匯率制度與原匯率制度相比有了較大進步，但在貨幣政策的匯率傳導途徑中幾乎沒有發揮作用。

作者單位:西安職業技術學院 陜西西安