中國商業銀行信貸供給與經濟增長實證研究

孫雅婷

摘要：目前，我國正處于經濟新常態發展階段，在金融危機趨向緩和時期，經濟增速趨向平緩。本文采用實證研究法對中國金融機構各項貸款余額和剔除價格影響后的實際國內生產總值（GDP）建立向量誤差修正模型并進行格蘭杰因果檢驗。分析得出：信貸供給與經濟增長具有雙向動態關系，我國經濟由高速增長階段轉向高質量增長階段后，信貸供給對經濟增長的正向影響逐漸小于經濟增長對信貸供給的反向促進作用。

關鍵詞：信貸供給 經濟增長 信貸集中度 誤差修正模型

一、選題背景及研究意義

（一）選題背景

1.時政背景。2018年中央經濟工作會議指出，中國經濟發展進入了新時代，我國經濟由世紀初的高速增長階段轉型成為高質量發展階段，同時，經濟發展在包含經濟總量增長與經濟質量增長的同時，還包括生活質量、經濟結構與經濟發展中的成本，即投入產出比，信貸穩定增長與社會融資總量的深度廣度的適度擴大是其發展的重要原動力。企業個人資金來源和融資方式都是實體經濟發展的重要驅動因素。近年來，雖然我國金融市場開放度提高，資本市場直接融資在融資方式中比重呈上升趨勢，但受到現有金融機構和融資結構以及我國居民傳統理財意識的影響，我國與其他發達國家相比，間接融資依然占據我國融資體系的主導地位。

2.經濟背景。2008年次貸危機后，我國為了防范金融危機帶來的經濟衰退，采取了急救型的信貸政策，向社會投放了4萬億元的信貸額度，大規模的信貸供給使我國金融市場和經濟增長相較于其他各國未受到毀滅性的影響。2010年，銀監會主席表示，大量的信貸供給在我國一系列應對經濟危機的措施中，有效穩定了市場，提振信心，緩解了流動性壓力并推動了經濟復蘇。

從2012年起，我國的GDP增幅跌破了8%。2014年，習近平總書記系統提出我國進入新常態經濟發展時期，經濟從高速發展逐漸轉變為中高速發展。截至2016年，國民生產總值的年增幅已經下降到了6.7%，與改革開放前期相比大幅減少。我國以前的經濟增長方式和側重方向受到全新經濟環境的考驗，并且在美國實行量化寬松政策及加息縮表的政策后，使得我國信貸供給發展方向不太明朗。

（二）研究意義

現階段各學者在不同區域不同時間點對信貸供給狀況、信貸行為、投資總量等問題都進行過研究，但是不同時期、不同經濟制度下的信貸供給與經濟增長的關系不盡相同。基于金融危機緩和期的新階段，如何將信貸供給、金融風險、經濟增長等進行聯合驅動，對于經濟發展有重要的意義。

（三）相關文獻綜述

1.信貸供給對經濟增長的正面促進作用。經過對國內外學者成果的研究查證，Bemanke和Blinder （1988）在研究信貸供給時提出了“金融加速器”理論，闡述了其與實體經濟的關系，研究表明信貸供給與經濟增長的關系隨著經濟運行環境的上行或下行產生不同的效用。在經濟下行衰退期間，對外投資會減少，企業外部融資成本也會增加，信貸流向會增加到資產質量高的融資需求，反之則相反[1]。Guerra，E.A.R（2017）運用經濟學理論研究方法，以墨西哥信貸供給為研究對象，對墨西哥商業銀行信貸與經濟增長之間的因果關系和短期效應進行了評估矢量自回歸（VAR）模型的估計。 結果表明，從2001年1季度到2016年4季度，GDP增長是格蘭杰因素引起的，對銀行信貸增長率有正向影響; 然而，沒有證據表明二者因果關系或銀行信貸對GDP的影響[2]。韓玲（2014）的研究結論證明了商業銀行信貸供給與經濟總量發展的強相關性[3]，但其論文所運用的GDP增長量未剔除通貨膨脹量，可能會導致研究預期不準確。孟祥蘭、鞠學禎（2012）通過Chow分割點檢驗，并通過協整、格蘭杰因果關系檢驗的方法分析基于商業銀行信貸與非正規金融信貸兩種方式，探究我國信貸總量對整體經濟增長的影響程度，通過對比結果顯示，銀行信貸對經濟的影響程度大于非正規金融，但總體來說信貸供給對經濟增長有正向影響[4]。

2.信貸供給對經濟增長無顯著作用。不同經濟發展周期和政策制度下信貸供給與經濟增長之間的關系不是一成不變的。Beck，T.，H et al（2012）將銀行信貸分解為企業信用和家庭信用，表明企業信貸與經濟增長正相關，而家庭信貸則沒有相應關系[5]。Beck& Kneer.（2014）從側面角度，以77個國家為樣本，用金融機構、金融體系規模作為信貸的替代變量研究金融中介的規模對經濟增長的影響，從長期來看，金融中介促進增加增長并減少增長波動。在更短的時間內，在不同收入水平的經濟體發現不同的波動效應，穩定中低收入國家的增長，使高收入國家增長更加波動[6]。Bezemer Dirk J. et al （2016）信貸流量的積極影響在金融發展的較高層次上減少。銀行信貸使用的變化，導致金融發展對GDP增長的有效性下降，信貸存量衡量了中介機構利用金融來重新分配可能支持增長的生產要素的能力。這是經濟增長的傳統積極的“金融發展”效應。但信貸存量也是債務股，這可能會通過更多的金融脆弱性和更大的不確定性，通過對消費的負面財富效應來抑制增長[7]。Borio，C. E. V.（2014）對金融周期和宏觀經濟進行研究顯示：信貸和房地產的價格聯合體現作為衡量金融周期時點的重要經驗性特征，可以捕捉商業周期和金融危機之間的關系，金融繁榮時期，信貸起到促進作用，但同時又導致資源錯配，因此信貸與GDP的比值也是危機的預示[8]。

本文采用了1997—2016年20年間的信貸供給數據，研究時段內經濟發展發生的重要事件及趨勢改變，在以往文獻的基礎上彌補最新數據有益于整體研究的完整性;以往文獻對經濟發展進行研究時，未考慮通貨膨脹因素的影響，本文用不變價的國內生產總值對GDP進行剔除通貨膨脹處理，對信貸規模用CPI進行通貨膨脹剔除處理，保證其經濟發展和信貸增長數據的科學性。

二、商業銀行信貸供給對經濟增長影響的理論研究

（一）現代經濟增長理論

1.哈羅德-多馬模型。哈羅德-多馬模型發展建立在凱恩斯的經濟理論上，又加入對時間變量和資本變量的考慮，把凱恩斯的研究動態化和長期化。其重要觀點為：影響現代經濟增長的重要因素是社會物質資本的增長和資本存量，其對經濟增長率有著很大的影響。其開創了一種新的思維方法，認為在特定時期，經濟增長的均衡性需要一個重要因素：國民生產總值要提高到由它帶來的投資總量等于同時期儲蓄總和。該觀點主要是在凱恩斯主義下進行發展，依然呼吁政府必須進行資本的管制和干預。

2.索羅模型。索羅在1956年發表的《關于經濟增長的一篇論文》中表示，在哈羅德-多馬模型的基礎上開創了新古典增長理論模型，其研究認為：資本和勞動不能互相完全替代，所以不存在穩定的經濟增長。他的研究成果表示整個經濟體的活動永遠處于一種動態的均衡，以至于在索羅模型之后的增長模型都提出一個前提假設：整個經濟活動無論在任何時候，生產要素與最終要獲得的產品都處于一種動態平衡。

（二）現代信貸供給理論

1.金融脆弱性理論。Minsky（1986）在研究中將融資分為3類：投機性融資、龐氏融資和對沖性融資，并且融資結構對經濟增長會產生很大的影響[9]。當經濟處于上行的繁榮階段，企業與銀行對經濟都產生樂觀的預測，在更大的利益驅使下，企業的融資意愿和銀行的貸款意愿都大規模增加，結果就是信貸增速以遠遠大于經濟增速的下降速度在減少，導致了銀行和企業再次進入消極階段。并且其認為這種經濟的相關性波動是內生的，沒有受到強烈的外部沖擊。

2.金融加速器理論。Bemanke和Gertler（1996）對經濟周期模型進行深入探究，剔除企業和銀行的最新關系。企業在發展和投資時會在金融內部或外部融資，由于信息不對稱等不完全的市場因素，外源融資的單位成本更高，被稱為外部融資升水[10]。從而使企業資產的總量間接影響了其融資方式和資產負債表，當資產負債表發生惡化，實體經濟或企業會增大投資成本，進行投資配置混亂，進而受到更大的負向沖擊。

三、中國商業銀行信貸供給與經濟增長的現狀

（一）中國信貸供給特征分析

1997—2016年20年間信貸供給的特征及趨勢：

1.信貸供給總量逐年增加，基本處于波動正向增長趨勢。其中1997—1998年、2003—2005年、2010—2011年間我國的信貸增長速度出現下滑，新增貸款余額出現負數的情況，是由當時特定的經濟發展形式決定的。1998年實行間接調控信貸供給的方式，2003年是由于當時經濟過熱國家采取的控制信貸的因素，2010年的信貸下降是由于金融危機的沖擊使得我國在危機期間發放了大量的信貸，為了避免2008—2009年過度寬松的政策給經濟帶來滯后的副作用，2010年的信貸增速開始回落 [11]。

2.間接投資在社會總投資中占有絕對性優勢。融資市場中直接間接融資比例依然懸殊。在我國的金融環境下，商業銀行在銀行業金融機構資產總量中的優勢明顯體現，因此本文研究商業銀行信貸供給對經濟的影響對整個信貸供給具有代表性。

3.信貸供給規模受中國人民銀行間接宏觀調控。改革開放以來，我國金融機制體制的改革使金融機構自主性加大。

（二）中國經濟增長速度趨勢分析

1.經濟增長幅度大，經濟增速超前。1997年以來，我國經濟年平均增速為9.24%，而同時期美國、日本等發達國家經濟增速只有2%，說明我國經濟市場化后發展進入了一個空前的高度。

2.國內生產總值總量位居世界前列。改革開放以來，我國進入經濟高增長時期，平均速度為9%。1997年我國的國內生產總值為78802.9億元，到2016年，我國的國內生產總值總規模上漲了約10倍，以744127.2億元位居世界第二。

3.經濟周期受國家政策影響。2007年中國經濟發展開始過熱，勢頭過猛，帶來了商品價格的大幅度上漲和股市的長期牛市，基于此現狀，中國人民銀行提出實行緊縮的貨幣政策，著手控制越來越嚴重的經濟膨脹[12]。

4.新常態經濟發展以來我國經濟進入波動發展區間。由圖3、圖4可以看到，我國在2008年金融危機后，經濟增速一直處于波動中下降的狀態，2010年經濟增速上升為近期增速的頂峰，接著經濟周期出現拐點，有波動中下降的趨勢。雖然對比金融危機后世界其他國家的發展速度，我國對金融危機的防御和控制的有效性值得褒獎，但是新常態經濟下，對經濟發展新因素的探究、經濟效率的提升方式，都是新經濟發展時期的關注點。

（三）商業銀行信貸供給與經濟增長描述性分析

增長特征：

一是相對應時間區間的經濟增長與信貸供給并無顯著相關性，波峰波谷不在同一區段，二者無同時上漲下跌的趨勢。

二是從2001—2003年的信貸供給增長和2008—2010年的信貸供給增長，帶來隨后幾年的大幅度信貸增長。可以提出假設：經濟發展與滯后幾年的信貸供給有正相關關系。

三是2008年，金融危機爆發，中央采取寬松的貨幣政策，集中投放了大規模的信貸，使得2008年左右的區間信貸供給有極大的增長，除去此區間的影響，縱觀20年間二者的波動關系，其他投放區間可以以時間滯后模型為假設，研究經濟增長與滯后n期的信貸供給的關系。

四、中國商業銀行信貸供給與經濟增長的實證分析

（一）數據來源及數據處理

1.經濟增長年度數據。本文中經濟增長年度數據選取我國1997—2016年二十年間國內生產總值數據作為基礎，為了獲得不受通貨膨脹影響的國內生產總值，本文采用GDP平減指數剔除名義GDP中通貨膨脹的方法，獲得實際GDP增長量（單位：億）和增長速度。原始數據中國家統計局中的GDP總量數據包含了通貨膨脹，而實際GDP的增長指數是剔除了通貨膨脹的影響。

2.變量解釋修正。第一，解釋變量：信貸供給：對金融機構貸款余額與貨幣投放M2進行驗證，發現金融機構貸款使用余額與GDP具有更顯著的相關關系，因此本文使用金融機構各項貸款的數據作為代理變量。

第二，控制變量：（1）總財政支出的對數作為代理變量（用MON表示）。（2）外商直接投資FDI的對數作為代理變量（用FDI表示）。（3）金融穩定的解釋變量：信貸集中度=信貸增加量/名義GDP增加量作為對照解釋變量。

第三，被解釋變量：經濟增長以1997—2016年實際GDP的數據的取對數值作為代理變量。影響經濟增長的變量因素有很多，本文中研究信貸供給和GDP二者之間的關系，再采用外商直接投資和財政支出作為基本回歸的控制變量。

第四，內在邏輯：財政支出以家庭勞動、投資儲蓄選擇和刺激教育、基建費用為中介促進經濟的持續增長[13]。改革開放以來，我國利用外資的方法從對外借款變成了允許外商直接投資，對我國經濟的進一步發展是一個長足促進，大大推動了實體經濟發展[13]。

（二）VEC實證分析

1.平穩性分析。實證研究所需數據是時間序列數據，對于時序分析，驗證平穩性是至關重要的，如果GDP和信貸供給的數據非平穩便做出回歸，得到的回歸結果可能是顯著的偽回歸變量，使本來沒有相關性的變量驗證出顯著回歸的結果。在社會經濟數據和時間序列模型中，大部分數據都是非平穩的，因此無法使用普通最小二乘法進行回歸，但是序列之間可能會有協整的關系進行協整分析[14]。

對Lgdp，Lloan，Lfdi，Lmon通過Eviews進行ADF檢驗，滯后階數由赤池-施瓦茨準則確定為4，得到四個序列的平穩性如下表：

由表4-1可得出結論Lgdp，Lloan，Lmon，Lfdi的原始數據是非平穩的，經過一階差分之后，四個變量均顯示出其平穩性。ADF的值都顯著小于1%的臨界值。它們都顯示了數據的一階平穩性，即原本不平穩的序列經過一階差分后變成平穩的序列。并且根據一階差分后的變量時序可以得到四個變量的一階差分均平穩的結論。因此不能采用普通最小二乘法進行分析，可以進行序列協整檢驗。

2.協整檢驗。經濟生活中，很可能有這種情況：兩個變量都是非平穩的，且都是d階單整，但是平穩的長期關系可能暗含在變量之間。協整檢驗可以用來研究平穩關系是否存在于所研究的變量。如果兩序列協整，且具有平均值為0的平穩誤差，則不會在方程中出現偽回歸的現象。當原時間序列協整，意味著變量回歸式在水平狀態存在意義，兩個變量存在長期均衡關系，雖然短期之內可能偏離均衡，但存在變量間制約使其回到均衡狀態[15]。

協整檢驗方法：JJ檢驗

為了避免對三個變量給EG模型帶來的誤差，我們再采用JJ模型進行協整檢驗，得到結果如下：

有一階單整的四個變量滯后二階情況下的JJ檢驗（Johansen檢驗）結果顯示：本次檢驗在5% 的顯著性水平下存在至少四個協整關系。并且協整的關系式為：

式（4-3）顯示外商直接投資與國內生產總值是負相關的關系，外商投資增加1%，經濟增長減少0.79%，而信貸供給與經濟增長卻是正相關的關系，信貸增加1%，經濟增長增加0.65%，財政支出增加1%，國內生產總值減少121%，四變量間雖然有長期的均衡關系但是其每個變量的顯著性不高，表明回歸方程顯示了信貸供給與經濟增長之間存在長期均衡關系。

3.誤差修正模型。驗證長期均衡后，本文利用誤差修正模型衡量短期波動。

對Lgdp ，Lloan，Lfdi，Lmon進行回歸得到：

提取并定義回歸方程的殘差序列：e=resid

對DLgdp，DLloan，Dlfdi，Dlmon，e（-1）回歸得到e（-1）的回歸系數為：-0.701741

方程中回歸系數顯示，在10%的顯著性水平，FDI和常數項的系數未通過檢驗，信貸供給、財政支出和誤差項通過了顯著性檢驗。同時誤差修正系數為負，且絕對值較大，說明其符合反向修正機制。回歸方程的R值為0.635516，表示回歸方程的擬合度相對較高。

在計量經濟學中相關或協整并不意味著變量之間必定存在因果關系，但是在社會經濟學中我們總假設不同經濟變量是有單向或雙向的因果關系的，驗證因果關系存在與否，需要進行針對性格蘭杰因果檢驗。

對Lgdp，Lloan，Lfdi，Lmon因果檢驗操作，檢驗輸出見下表：

1997—2016年間，在滯后期為3的基礎上，經濟增長是信貸供給的格蘭杰原因，且信貸供給也構成了經濟增長的格蘭杰原因，二者互為雙向因果，但是信貸供給對經濟增長的因果檢驗的結果更加顯著，外商直接投資是經濟增長的單向格蘭杰原因。

五、結論與政策建議

本文對經濟增長、信貸投放、外商直接投資進行協整檢驗，經格蘭杰因果檢驗得出，中國在1997—2016年間，經濟增長與信貸波動有著雙向的互相波動的關系，說明信貸供給增加和社會經濟增長的活躍度，而經濟增長也營造了一個良好的經濟發展，但是信貸供給對經濟增長的絕對值系數不大，相比于信貸額度，其對經濟增長產生的促進與對金融穩定產生的負面影響同時作用于實體經濟，對經濟增長產生了制約。

（一）信貸規模穩中求進

銀行信貸供給是中國經濟發展中不可忽視的推動性因素，由中國人民銀行獨家管控發展到各種金融機構，金融資產的大規模發展，我國金融行業發生了突飛猛進的發展。所以我們應致力于保證商業銀行信貸供給的穩步上升，以求信貸對經濟的促增最大效率點。信貸作為能夠顯著刺激經濟增長的中介變量，可以利用不同時期的信貸存量對經濟發展熱度進行監測;同時由于信貸促進經濟發展的特性，可以在中國經濟遇到大規模沖擊時，對社會投入大規模的信貸，增加信貸流量，促進投資和各個行業發展。

（二）融資方式趨于多樣

其他非金融機構貸款和非正規金融模式融資很大一部分沒有計入信貸總量且無法衡量，并且部分未計入征信系統，導致了我國的信貸種類與信貸供給規模衡量沒有達到全面而系統的程度。

（三）增加信貸供給效率

我國的信貸供給制度是在宏觀經濟總體調控的前提下投放信貸，有靶向的側重前提下的自由投放，這就導致了一部分信貸供給變成了非理性行為，對非效率的、非必要的企業進行信貸供給，造成商業銀行部分呆賬壞賬，增加了無效率的信貸供給，信貸資金出現結構性問題。在經濟發展大環境方面，應加大力度深入進行金融創新，加大經濟體制改革的程度和深度，在給予特定產業重點支持的情況下，加大銀行信貸自由化、金融環境市場化、國企與民企信貸平等化改革，尊重信貸實際的投放效率標準。

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作者單位：華南理工大學經濟與貿易學院