中國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道有效性的實證分析

摘 要：本文運(yùn)用協(xié)整檢驗、向量自回歸模型以及脈沖響應(yīng)函數(shù)等計量方法，對中國2001—2011年貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的有效性進(jìn)行了實證分析，同時給出貨幣渠道的結(jié)果作為對比。實證結(jié)果表明，貨幣渠道和信貸渠道對貨幣政策的傳導(dǎo)共同發(fā)揮作用，但兩者均存在一定程度的傳導(dǎo)障礙，并且近年來貨幣渠道相對信貸渠道而言似乎更具影響力。另外，本文還進(jìn)一步探討了貨幣政策沖擊對工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流的影響，并給出了工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流主要組成部分（銷售收入、利潤總額以及利息支出）對貨幣沖擊的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；貨幣渠道；信貸渠道；工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流

中圖分類號：F820.1 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2013）02-0010-06

一、引言

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制及其有效性一直以來就是各國中央銀行和學(xué)術(shù)界廣泛討論并關(guān)注的話題。貨幣政策傳導(dǎo)渠道主要包括貨幣渠道和信貸渠道，前者認(rèn)為貨幣供應(yīng)量變動引起利率水平變動，并間接作用于投資、消費等實際經(jīng)濟(jì)因素；而后者建立在信貸市場信息不對稱的基礎(chǔ)上，強(qiáng)調(diào)銀行信貸的特殊地位，并認(rèn)為即使在存在流動性陷阱、投資利率彈性較低等利率傳導(dǎo)渠道障礙的情況下，貨幣政策仍然能夠通過影響銀行提供信貸的意愿來作用于實體經(jīng)濟(jì)。針對中國金融市場欠發(fā)達(dá)、利率尚未完全市場化、銀行在金融體系中占據(jù)主導(dǎo)地位等情況，加強(qiáng)貨幣政策信貸渠道傳導(dǎo)機(jī)制的研究，有助于我們完善貨幣政策調(diào)控機(jī)制，為進(jìn)一步深化金融體制改革奠定基礎(chǔ)。

貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道于二十世紀(jì)50年代被提出，二十世紀(jì)80年代引起學(xué)術(shù)界廣泛爭論，其中以約瑟夫（Joseph，1981）的均衡信貸配給和伯南克（Bernanke，1988）的CC-LM模型最為著名。信貸渠道主要有資產(chǎn)負(fù)債表渠道和銀行貸款渠道兩種形式，銀行信貸渠道可描述為貨幣擴(kuò)張增加了銀行體系的準(zhǔn)備金和存款，進(jìn)而信貸擴(kuò)張，并最終作用于實體經(jīng)濟(jì)；而資產(chǎn)負(fù)債表渠道認(rèn)為貨幣政策變動通過改變企業(yè)凈值（現(xiàn)金流與可抵押品價值之和）而影響企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表狀況，進(jìn)而影響投資和產(chǎn)出。信貸渠道觀點的興起，吸引了不少西方學(xué)者運(yùn)用實證方法進(jìn)行檢驗，如伯南克（1986）、伯南克和布林德（Bernanke 和Blinder，1992）、奧蘭和魯?shù)虏际玻⊿tephen D.Oliner和Glenn D.Rudebusch，1996）以及吉爾克里斯特（Gilchrist，1999）等，他們都得出了相應(yīng)的結(jié)論，但這些文獻(xiàn)的研究對象大多是歐美發(fā)達(dá)國家，對金融市場欠發(fā)達(dá)的中國尚欠參考價值。

近年來，也有不少中國學(xué)者對中國貨幣政策的信貸傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了實證研究，他們大多著眼于貨幣供應(yīng)量、信貸量和GDP三者之間的關(guān)系。王振山、王志強(qiáng)（2000）對1981—1998年間的年度數(shù)據(jù)和1993—1998年間的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)無論是年度模型還是季度模型，均顯示金融機(jī)構(gòu)信貸總量對GDP有較強(qiáng)解釋作用。周英章、蔣振聲（2002）分析了1993—2001年間的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)中國的貨幣政策通過信用渠道和貨幣渠道的共同傳導(dǎo)發(fā)揮作用， 相比之下信用渠道占主導(dǎo)地位。蔣瑛坤、劉艷武和趙振全（2005）分析了1992—2004年間的季度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)二十世紀(jì)90年代以來，從對物價和產(chǎn)出最終目標(biāo)的影響來看，M1比較持久和穩(wěn)定，其次是M2，最后是貸款。李瓊、王志偉（2006）利用1994—2004年間的季度數(shù)據(jù)，考察M2、貸款余額與GDP之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量與GDP之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，并有較大內(nèi)生性，而信貸配額與GDP不存在長期穩(wěn)定關(guān)系，說明中國貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制主要還是貨幣渠道。胡曉陽、謝宇（2009）利用2003年1月到2008年12月的月度數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量與貸款總額、貸款總額與實體經(jīng)濟(jì)之間均存在長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，并認(rèn)為中國資本市場不完善、融資渠道單一使得貨幣政策只能通過銀行信貸市場發(fā)揮作用。各位學(xué)者所選取的時間區(qū)間和指標(biāo)不同，得出的實證結(jié)果也不盡相同。相比之前學(xué)者的研究，本文的數(shù)據(jù)較新，并且采用月度數(shù)據(jù)使得樣本容量得以進(jìn)一步擴(kuò)大，有利于提高估計的準(zhǔn)確性。

為進(jìn)一步探究貨幣政策的微觀傳導(dǎo)機(jī)理，本文還考察了同期貨幣政策沖擊對工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流的影響。在闡述信貸渠道觀點的文獻(xiàn)中，有一些專門探討了微觀層面上工業(yè)企業(yè)對貨幣沖擊的反應(yīng)。高瑩、梁妤和吳豪（2004）認(rèn)為信貸渠道傳導(dǎo)條件下，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表渠道的一個重要含義是名義利率會影響企業(yè)現(xiàn)金流，這里的利率機(jī)制不同于傳統(tǒng)利率渠道中實際利率對投資水平的影響作用，而是短期利息支付水平的變動引起企業(yè)現(xiàn)金流的變化，改變企業(yè)外部融資成本，并最終影響企業(yè)的投資規(guī)模和實際產(chǎn)出。王劍、劉玄（2005）通過構(gòu)建VAR模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析了不同行業(yè)的固定資產(chǎn)投資額對貨幣政策沖擊的反應(yīng)，充分考慮了微觀主體的異質(zhì)性，認(rèn)為貨幣沖擊對實體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了顯著影響，并且不同行業(yè)的反應(yīng)也有所不同。在微觀層面上考察企業(yè)財務(wù)指標(biāo)對貨幣政策沖擊所作出的反應(yīng)具有參考價值，有助于我們深入認(rèn)識信貸渠道作用機(jī)理，并就如何改進(jìn)信貸傳導(dǎo)渠道提出相關(guān)政策建議。

本文運(yùn)用協(xié)整檢驗、向量自回歸模型以及脈沖響應(yīng)函數(shù)等計量方法，利用中國2001—2011年的最新月度數(shù)據(jù)，對貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的有效性進(jìn)行實證檢驗，并給出貨幣渠道的結(jié)果作為對比。同時，為進(jìn)一步探討我國貨幣政策的微觀傳導(dǎo)機(jī)制，本文參考伯南克（1995）關(guān)于企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表渠道的論述，選取三個代表工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流組成部分的指標(biāo)——銷售收入、利潤總額以及利息支出，利用向量自回歸模型和脈沖響應(yīng)函數(shù)，考察這一時間區(qū)間內(nèi)，中國工業(yè)企業(yè)的現(xiàn)金流如何對貨幣沖擊做出響應(yīng)。

二、數(shù)據(jù)選取與變量說明

在研究貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制有效性時，本文采用2001年1月至2011年12月的月度數(shù)據(jù)，將貨幣供應(yīng)量M1和金融機(jī)構(gòu)貸款余額LOAN分別作為貨幣渠道和信貸渠道的代表變量，將每月月末的工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值IOV作為經(jīng)濟(jì)增長的代表變量。在研究貨幣政策沖擊對工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流的影響時，由于2007年以后國家統(tǒng)計局披露的行業(yè)數(shù)據(jù)由月度改為季度，為保證樣本的容量以及前后實證區(qū)間的一致性，本文采用二次差值法將季度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為相應(yīng)時間區(qū)間的月度數(shù)據(jù)；SR、PRT、INT分別代表工業(yè)企業(yè)2001年1月到2011年12月每個月的銷售收入、利潤總額、利息支出。考慮價格的變化，本文以2000年12月為基期，將上述變量均折算為實際值，并采用X12—ARIMA方法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，同時轉(zhuǎn)換為相應(yīng)的對數(shù)值。本文利用調(diào)整后的貨幣供應(yīng)量M1、貸款余額以及工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值等變量檢驗我國貨幣政策信貸傳導(dǎo)機(jī)制的有效性，利用貨幣供應(yīng)量M1、貸款余額和經(jīng)二次差值轉(zhuǎn)換后的工業(yè)企業(yè)銷售收入、利潤總額、利息支出等變量檢驗貨幣政策沖擊對工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流的影響。研究區(qū)間為 2001年1月到2011年12月，貨幣供應(yīng)量、貸款余額和工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)取自中國統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國人民銀行網(wǎng)站，工業(yè)企業(yè)銷售收入、利潤總額、利息支出數(shù)據(jù)來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫行業(yè)月度庫，統(tǒng)計范圍包括按照GB/T 4754-2002分類的39個工業(yè)行業(yè)的數(shù)據(jù)。本文所有的實證結(jié)果均由Eviews6.0軟件操作得出。

三、實證檢驗與分析

（一）中國貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的有效性檢驗

1. 單位根檢驗。首先利用ADF方法對貨幣供應(yīng)量（LnM1_SA）、金融機(jī)構(gòu)貸款余額（LnLOAN_SA）以及工業(yè)總產(chǎn)值（LnIOV_SA）序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗。本文根據(jù)線圖以及變量性質(zhì)來確定模型中是否含有截距項和趨勢，并用AIC準(zhǔn)則確定滯后階數(shù)。表1的結(jié)果顯示，貨幣供應(yīng)量、金融機(jī)構(gòu)貸款余額以及工業(yè)總產(chǎn)值均為非平穩(wěn)序列，但它們的一階差分在5%的水平下均為平穩(wěn)序列。可見，3個變量序列均為I（1）過程。

2. 協(xié)整檢驗。鑒于LnM1_SA、LnLOAN_SA以及LnIOV_SA屬于同階單整序列，本文利用Johansen方法對3個變量的協(xié)整性進(jìn)行檢驗，以便識別變量相互之間是否具有長期均衡關(guān)系。表2的結(jié)果顯示， LnLOAN_SA和LnM1_SA、LnLOAN_SA和LnIOV_SA、LnM1_SA和LnIOV_SA等變量間均存在1個協(xié)整關(guān)系；變量LnM1_SA 、LnLOAN_SA以及LnIOV_SA之間存在兩個協(xié)整關(guān)系。

3. Granger因果檢驗。協(xié)整檢驗結(jié)果證明了貨幣渠道和信貸渠道作為貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的可能性。為進(jìn)一步驗證貨幣渠道和信貸渠道的相對重要性，本文采用基于向量自回歸（VAR）模型的Granger檢驗方法，對變量間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗。表3的結(jié)果顯示，LnLOAN_SA是 LnM1_SA的Granger原因，LnIOV_SA是LnLOAN_SA和 LnM1_SA的Granger原因，而LnLOAN_SA和 LnM1_SA均不是LnIOV_SA的Granger原因。

4. 實證結(jié)果分析。實證結(jié)果顯示，貨幣供應(yīng)量與工業(yè)總產(chǎn)值、貸款余額與工業(yè)總產(chǎn)值之間均存在著長期均衡關(guān)系，說明在中國貨幣渠道和信貸渠道都是存在的，并且貸款余額與最終目標(biāo)總產(chǎn)出之間的均衡關(guān)系還強(qiáng)于貨幣供應(yīng)量。這為今后中介目標(biāo)變量的選擇提供了一個參考。Granger因果檢驗的結(jié)果表明，在1%水平下貨幣供應(yīng)量是貸款余額的Granger原因，并且一定程度上貨幣渠道和信貸渠道之間存在著相互作用；貨幣渠道和信貸渠道在一定水平下是總產(chǎn)出的Granger原因，但這種關(guān)系不顯著，說明兩種傳導(dǎo)渠道均存在著一定的阻礙，而兩者的P值比較則進(jìn)一步表明，貨幣渠道的影響強(qiáng)于信貸渠道；由LnIOV_SA對LnLOAN_SA和 LnM1_SA的因果關(guān)系在5%水平上顯著，可以得出中國貨幣政策存在較強(qiáng)內(nèi)生性的結(jié)論，而信貸渠道的內(nèi)生性要強(qiáng)于貨幣渠道。

（二）貨幣政策沖擊對工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流的影響

信貸渠道的觀點認(rèn)為，貨幣政策操作通過改變借款人（企業(yè)和居民）的資產(chǎn)負(fù)債表狀況，影響他們的信用等級，進(jìn)而影響銀行的信貸數(shù)量，并最終作用于實體經(jīng)濟(jì)。而其中企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)——尤其是貨幣政策對企業(yè)現(xiàn)金流的影響，更是信貸渠道的重要傳導(dǎo)途徑之一。因此，本文選取與如上同期的數(shù)據(jù)，將變量分為（LnM1_SA， LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）和（LnLOAN_SA，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）兩組，檢驗信貸渠道下貨幣政策沖擊對工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流的影響，并同時給出貨幣渠道下的實證結(jié)果作為對比。

1. 單位根檢驗。首先使用二次差值法將季度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為相應(yīng)時間區(qū)間內(nèi)的月度數(shù)據(jù)，再采用ADF方法對LnM1_SA、LnLOAN_SA、LnSR_SA、LnPRT_SA以及LnINT_SA 經(jīng)轉(zhuǎn)換得到的月度時間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。表4顯示的結(jié)果符合我們的預(yù)期，變量LnM1_SA、LnLOAN_SA、LnSR_SA、LnPRT_SA以及LnINT_SA 均是不平穩(wěn)的，而它們的一階差分均為平穩(wěn)序列。

2. 協(xié)整檢驗。鑒于變量LnM1_SA、LnLOAN_SA、LnSR_SA、LnPRT_SA以及LnINT_SA屬于同階單整序列，本文利用Johansen方法對變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗，以便識別變量相互之間是否具有長期均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗的結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量和信貸量與企業(yè)現(xiàn)金流指標(biāo)間均存在穩(wěn)定關(guān)系（見表5）。

3. Granger因果檢驗。本文采用基于VAR模型的Granger因果檢驗，分別對兩組變量（LnM1_SA，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）和（LnLOAN_SA ，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）進(jìn)行Granger因果檢驗。表6的結(jié)果表明， LnM1_SA與LnSR_SA、LnPRT_SA具有雙向的因果關(guān)系；LnM1_SA是LnINT_SA的Granger原因，而LnINT_SA卻不是LnM1_SA的Granger原因；LnLOAN_SA與LnPRT_SA具有雙向的因果關(guān)系；LnLOAN_SA是LnSR_SA、LnINT_SA的Granger原因，而LnSR_SA、LnINT_SA卻均不是LnLOAN_SA的Granger原因。

4. 脈沖響應(yīng)函數(shù)圖和結(jié)果分析。本文采用脈沖響應(yīng)函數(shù)來觀察工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流的三個組成部分應(yīng)對貨幣沖擊如何變動。首先對兩組變量（LnM1_SA，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）和（LnLOAN_SA ，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）分別構(gòu)建VAR模型，根據(jù)AIC準(zhǔn)則滯后階數(shù)均選擇為2，并從AR roots均落在單位圓內(nèi)而判定模型是穩(wěn)定的。本文將觀察期設(shè)定為20，并分別給予貨幣供應(yīng)量和信貸余額一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊。

圖1和圖2表明，貨幣供應(yīng)量和信貸均對工業(yè)企業(yè)的利息支出有一個持久的正向沖擊，并且利息支出對貨幣供應(yīng)量增加的響應(yīng)要大于信貸余額的增加，圖1中利息支出最終穩(wěn)定于橫軸上方1.8%處，圖2穩(wěn)定于橫軸上方0.8%處。利息支出持久性的增加是由于擴(kuò)張性的貨幣政策改善了企業(yè)的現(xiàn)金流和資產(chǎn)負(fù)債表狀況，企業(yè)更易于從銀行獲得貸款，企業(yè)家信心指數(shù)增加，企業(yè)投資活動增加，整個經(jīng)濟(jì)體趨于繁榮，這里名義利息支出正好反映了企業(yè)在繁榮時期借貸資金增加、投資擴(kuò)張的情形。

圖3和圖4的結(jié)果顯示，貨幣供應(yīng)量和信貸最終會對工業(yè)企業(yè)銷售收入有一個持久的正向沖擊，但最初銷售收入對兩者的響應(yīng)卻大不相同。圖3中貨幣供應(yīng)量增加后，銷售收入隨即迅速增加，第4個月已上升1%，最終穩(wěn)定于橫軸上方1.9%處，可見銷售收入對貨幣供應(yīng)量沖擊的響應(yīng)較為顯著，這可能是由于貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)張增加了不僅是企業(yè)，還有居民的貨幣余額，促進(jìn)了消費需求并進(jìn)一步刺激了企業(yè)銷售額的增長。而圖4中銷售收入對信貸沖擊的響應(yīng)相對較小，初期銷售收入上升緩慢，直到第8個月才上升0.5%左右，最終穩(wěn)定于橫軸上方1%處。圖3和圖4的結(jié)果分別表明，貨幣供應(yīng)量沖擊對銷售收入的影響幾乎沒有時滯，而信貸量沖擊的影響滯后將近8個月，這一方面是由于在信貸渠道傳導(dǎo)機(jī)制下，從信貸擴(kuò)張、投資增加到產(chǎn)出增加、銷量增加傳導(dǎo)環(huán)節(jié)較多，信貸擴(kuò)張與工業(yè)銷售間的時滯較長；另一方面也表明信貸渠道對居民的財務(wù)狀況和購買意愿的影響較小，這與我國居民的邊際消費傾向較低和中國消費信貸市場不發(fā)達(dá)有關(guān)。

圖5和圖6的結(jié)果顯示，利潤總額的響應(yīng)與銷售收入的響應(yīng)類似。圖5的結(jié)果顯示，在受到貨幣供應(yīng)量沖擊后，利潤總額前14個月內(nèi)略有波動，最后穩(wěn)定于橫軸上方2.1%處。而圖6表明，在受到信貸量沖擊后，利潤總額于第3至8個月減少了，之后緩慢上升并最終穩(wěn)定于橫軸上方0.8%處，由于銷售收入也是利潤總額的組成部分，這里的結(jié)果也是預(yù)期之中的，并且利潤總額負(fù)向變動的時間區(qū)間也與銷售收入響應(yīng)時滯的時間區(qū)間相一致，這段時間內(nèi)銷售收入增加緩慢，而利息支出增加，利潤總額下降。

四、結(jié)論和啟示

本文運(yùn)用協(xié)整檢驗、向量自回歸模型以及脈沖響應(yīng)函數(shù)等計量方法，利用2001—2011年的最新數(shù)據(jù)，對貨幣政策信貸傳導(dǎo)渠道的有效性及工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流對貨幣沖擊的反應(yīng)進(jìn)行實證分析，并同時給出貨幣渠道的結(jié)果作為對比，得出的實證結(jié)論及啟示如下：

貨幣渠道和信貸渠道與最終產(chǎn)出之間均存在長期均衡關(guān)系，信貸渠道與最終產(chǎn)出之間的關(guān)系還強(qiáng)于貨幣渠道，這為我們重新選擇貨幣政策中介目標(biāo)提供了一個參考。格蘭杰因果關(guān)系檢驗表明，貨幣渠道和信貸渠道對最終目標(biāo)的實現(xiàn)均發(fā)揮了一定作用，但兩者均存在著一定程度的傳導(dǎo)障礙，并且貨幣渠道相對信貸渠道而言更具影響力，這一結(jié)果與不少學(xué)者利用2005年以前數(shù)據(jù)所得出的支持信貸渠道的結(jié)論相反，這可能是由于近年來金融創(chuàng)新拓寬了企業(yè)的融資來源，銀行信貸地位相對下降所致。產(chǎn)出是貨幣供應(yīng)量和信貸余額的Granger原因，表明中國貨幣政策存在內(nèi)生性，并且信貸渠道的內(nèi)生性要強(qiáng)于貨幣渠道，這也說明中國的貨幣政策調(diào)控效率有待提高。

在貨幣政策實踐中，應(yīng)當(dāng)兼顧貨幣渠道和信貸渠道的作用，貨幣供應(yīng)量和信貸政策均是值得重點考慮的對象，制定與執(zhí)行信貸政策時注重對銀行信貸資金流向的調(diào)控，逐步改善商業(yè)銀行“慎貸”、“惜貸”、信貸資金大量流向國有企業(yè)的局面。與此同時，注重加強(qiáng)貨幣市場和資本市場體系的建設(shè)，逐步推進(jìn)利率、匯率市場化，并重視金融創(chuàng)新的作用，大力發(fā)展中小金融機(jī)構(gòu)，促進(jìn)投融資市場的多元化，解決中小企業(yè)融資難問題，使得信貸資金真正為實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展發(fā)揮作用。

本文最后考察了在貨幣渠道和信貸渠道下貨幣政策對工業(yè)企業(yè)現(xiàn)金流的沖擊，所得到的實證結(jié)果與預(yù)期相一致，擴(kuò)張性的貨幣政策最終會導(dǎo)致利息支出、銷售收入以及利潤總額的增加，并且初期銷售收入對貨幣渠道沖擊和信貸渠道沖擊的不同響應(yīng)表明，從貨幣政策變動到銷售收入的改變存在一定時滯，信貸量的變化并不能立即帶來銷售收入以及利潤水平的增加，這可能與居民邊際消費傾向較低、消費信貸不發(fā)達(dá)有關(guān)。因此，要更好地發(fā)揮信貸渠道的傳導(dǎo)作用，在調(diào)控信貸量的同時，更應(yīng)注重質(zhì)的提高，尤其是信貸結(jié)構(gòu)的調(diào)整，發(fā)展不同品種的信貸產(chǎn)品，逐步改善信貸投放過于集中于某一類性質(zhì)的企業(yè)、某一類行業(yè)以及某一信貸品種的局面。

參考文獻(xiàn)：

[1]王振山，王志強(qiáng).我國貨幣政策傳導(dǎo)途徑的實證研究[J].財經(jīng)問題研究，2000，（12）.

[2]周英章，蔣振聲.貨幣渠道、信用渠道與貨幣政策有效性——中國1993—2001年的實證分析和政策含義[J].金融研究，2002，（9）.

[3]蔣瑛琨，劉艷武，趙振全.貨幣渠道與信貸渠道傳導(dǎo)機(jī)制有效性的實證分析——兼論貨幣政策中介目標(biāo)的選擇[J].金融研究，2005，（5）.

[4]李瓊，王志偉.貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制：貨幣渠道抑或信貸渠道[J]. 廣東金融學(xué)院學(xué)報， 2006，（6）.

[5]胡曉陽，謝宇.我國信貸市場貨幣政策傳導(dǎo)有效性的實證分析[J]. 中南財經(jīng)政法大學(xué)學(xué)報， 2009，（4）.

[6]高瑩，梁妤，吳豪.貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制理論的新發(fā)展及對我國的啟示[J]. 生產(chǎn)力研究， 2004，（1）.

[7]王劍，劉玄.貨幣政策傳導(dǎo)的行業(yè)效應(yīng)研究[J].財經(jīng)研究， 2005，（5）.

[8]陳飛，趙昕東，高鐵梅.我國貨幣政策工具變量效應(yīng)的實證分析[J]. 金融研究， 2002，（10）.

[9]冉茂盛，莫高琪，廖應(yīng)高.中國銀行信貸對貨幣政策的脈沖響應(yīng)分析[J]. 重慶大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2004，（2）.

[10]Joseph E·Stiglitz and AndrewWeiss，1981.Credit rationing in markets with imperfect information[J].The American Economic Review，（71） ： 393-410.

[11]Ben S·Bernanke and Alan S·Blinder，1988.Credit，Money，and Aggregate Demand[J].The American Economic Review， （78） ： 435-439.

（特約編輯 張立光；校對 GX）