国内信贷、货币供给对经济增长的动态影响——基于可变参数状态空间模型的实证研究

财经科学!2011/2总275期

国内信贷、货币供给对经济增长的动态影响

󰀁󰀂󰀂󰀂基于可变参数状态空间模型的实证研究

󰀁󰀁󰀁谭太平

[内容摘要]近十年来,我国经济结构、银行制度都发生了巨变,为了揭示这种变化对

经济所造成的冲击,本文建立可变参数状态空间模型,分析了国内信贷、货币供给对经济增长的动态影响。相关的研究表明产出的国内信贷弹性与产出的货币弹性虽然存在此消彼长的关系,但是二者对经济的贡献度却始终保持在相对稳定的水平,这与我国近十年经济增长高投入、低产出的运行状况相符合。同时,通过该模型不仅解释了我国货币政策的动态变化,还证明了金融对经济增长的重要性,为我国高货币化之谜的研究提供了一个视角。

[关键词]国内信贷;货币供应量;经济增长

一、研究背景与研究问题

认识到金融发展对经济增长重要性是Mckinnon&Shaw(1973)有关金融自由化与金融抑制理论的经典论述,它系统地阐述了货币金融理论与经济增长理论之间的关系。金融对经济发展提供融资的支持,金融中介发展是经济长期稳定的原因之一(Levin,2000),商业银行作为金融中介的主体,它对实际经济的影响,主要取决于实质货币需求、贷款占货币比率以及货币扩张率Kapur(1976),特别是证券市场不发达的国家,金融中介主要通过提高生产率和技术变革来促进经济增长(Beck,2000)。与此同时,金融还是影响经济增长的重要机制,金融发展水平是决定产业的规模构成及产业集中度的原因之一(Rajan&Zingales,1998),金融水平越高的国家,各产业之间有着相互关联越高的增长率(Fisman&Lovve,

[1](467-2003)。

469)

显而易见,金融发展是促进经济增长的原因,经济增长是金融

发展的结果。

金融对经济增长至关重要,但是要测量金融发展水平却是相当困难。Gold󰀁smith(1969)提出用金融相关率来度量经济货币化的程度,认为各国经济发展水

作者简介:谭太平(1973󰀂),男,中国人民大学财政金融学院(北京,100872),博士生。研究方向:信用管理。

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平存在差异,最重要的是金融工具或者金融资金与经济变量之间的关系。此后,

金融相关率被广泛用来衡量一个国家经济发展水平与进程的最重要标志之一,Mckinnon(1973)则直接把广义的货币供应量M2与GDP的比值作为金融发展的指标,此后,M2/名义GDP在研究金融与经济发展方面被广泛使用。然而,King和Levin(1993)并不赞同上述观点,认为M2/名义GDP不能度量金融系统资源的配置,也不能度量负债的来源,与实际经济增长没有关系,倾向于私人信贷总量与GDP的比值代替M2与GDP的比值,并用来作为中长期金融市场均衡的调

[3]

控目标,认为它对经济的影响依赖于一个国家金融的发达程度。Arestis、Luintel和Demetriades(2001)考虑到发展中国家国内信贷的作用,采用贷款与国内生产总值之比,衡量一个国家金融对经济的作用。

在国内,章奇、刘明兴(2004)、温涛(2005)、彭建刚(2006)等运用银行信贷与GDP的占比作为衡量一个国家金融发展的指标,先后采用VAR模型、协整模型以及格兰杰因果检验,分析M2与信贷总量对经济增长(GDP)不同程度的影响。实际上,一个国家货币中介目标的选择要与该国的经济发展水平相适应,不同国家在金融市场深化的过程中,都曾先后采用M2与信贷总量作为货币政策的中介目标。

我国在1984年建立中央银行,货币政策主要通过信贷规模与再贷款对经济进行宏观调控。从1993年起,我国货币政策调控的中介目标逐渐由传统的、直接的信贷规模控制转向货币供应量以及间接的信贷控制,并于1998年取消了信贷计划。然而,对商业银行信贷规模指导性管理、窗口指导一直是近十年来央行对商业银行间接调控的手段。由于我国近十年来经济结构、银行制度、企业制度等方面都发生了巨大变化,传统分析方法不能揭示相关制度变化对经济的动态影响,这需要引入可变参数状态空间模型,分析M2、信贷供给对产出变量的动态影响,揭示它们之间的内在联系。

二、经济模型与变量选取(一)模型的选择

本文采用可变参数状态空间模型分析国内信贷、货币供给对产出的动态影响,本文参照Hamilton(1994)、Harvey(1989)以及高铁梅(2006)等人的研究,[5]可变参数状态空间模型由量测方程与状态方程所构成:

量测方程:yt=Z∀t󰀁+x∀t󰀂t+ t󰀁󰀁󰀁状态方程:󰀂t=!󰀂t-1+∀t

00󰀁p其中,Z∀t是具有固定系数󰀁的解释变量的集合,x∀t是具有随机系数的解释变量集合,随机系数向量󰀂t是状态向量,称为可变参数。󰀂t是不可观测变量,

( ~t,∀t)∀

0

#󰀁0

󰀁󰀁t=1,#,T

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利用可观测变量yt和xt来估计,并假定参数󰀂t的变动服从于AR(1)模型。 t和∀t分别是量测方程和状态方程的扰动项,根据假设, t和∀t是相互独立的,且服从均值为0,方差为#和协方差矩阵为P的正态分布。(二)变量的选取

我国1998年虽然提出了利率市场化的改革,但是到目前为止,利率对我国货币需求的影响有限。1998󰀂2003年的货币政策,几乎放弃了利率作为调控手段。2007年至2008年,为了控制经济过热,在不到一年的时间连续加息十几次,但是收效甚微。从1993年始,人民银行主要通过国内信贷、货币供应量的控制,实现经济宏观调控的目标。

M2与产出。M2通常用来作为观察和调控中长期金融市场均衡的目标,M2的增幅应控制在经济增长率、物价上涨率、货币流通速度变化程度三者之和的范围内。谭太平(2010)通过向量自回归模型与误差修正模型,得出了M2是推动我国消费需求、投资需求、出口需求增长的重要因素,相关的实证研究也部分地证明了张杰(2006)认为的金融制度缺陷,政府对金融体系的有效控制的观

[7]点。

[6]

2

信贷总量与产出。央行通过对商业银行信贷规模的计划控制,间接地对投资、消费产生影响,最终实现经济的增长。因此,商业银行信贷规模原则上是不能突破一定的限制,银行信贷量的变化反映了货币政策的松紧状况。

三、样本区间及数据处理(一)样本选择

本文选取1994年至2009年的季度数据作为研究的样本,这是因为:1994年,我国对银行制度进行了重大改革,四大传统专业银行正式转变为商业银行,成立了三家政策性银行承担原有的政策性业务,国有商业银行经营体制的转变,不仅改变了货币政策的调控方式,还对我国货币供应量M1和M2以及国内信贷投放量产生了重大影响;其次,1994年建立了以市场供求为基础的、有管理的浮动汇率制度,为了保持人民币汇率稳定,中国人民银行每天都要在外汇市场上买卖外汇,对于巨额的贸易顺差也采用货币中和的操作政策,外汇占款导致货币供给量大幅度地增加;此外,同年还进行了外贸体制、企业经营体制等一系列的制度改革。从某种程度上说,1994年是我国银行制度、汇率制度改革的拐点。

(二)数据的处理

本文的数据主要来源于 中经网统计数据库!,我们采用季度数据进行分析,季度数据有64个样本,属于大样本,得出的结论相对具有可靠性。本文对各个经济变量采用取对数的形式,以分析各个经济变量增长率之间弹性变化的相互影响,由于是季度数据,经济变量的季节性波动很大,对经济变量进行季节调整, 财经科学!2011/2总275期

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以消除经济变量指标中季节因素和不规则因素,对季节调整后的经济变量用M2(广义货币供给)、Loan(国内信贷)、GDP(产出)表示。

四、实证分析

(一)GDP与M2、Loan协整检验

本文选取GDP(产出)与M2(货币供应量)、Loan(国内信贷)数据建立可变参数模型,它属于一种动态协整模型,因此,在建立可变参数模型之前,需要对相关变量进行单位根以及协整检验。

首先,本文对时间序列数据进行单位根检验,综合考虑ADF与PP检验的结果,得出所有的变量在5%的显著水平下达到一阶平稳,因此认为所有变量符合I(1),满足构成协整方程组的必要条件,单位根检验以及协整检验如下:

表1

变量GDPD(GDP)M2D(M2)LoanD(Loan)

ADF检验0󰀂916-6󰀂07-0󰀂81-7󰀂06-0󰀂32-10󰀂52

变量单位根的检验结果

PP检验0󰀂72-6󰀂04-0󰀂18-11󰀂95-0󰀂34-12󰀂55

5%显著水平-2󰀂91-2󰀂91-2󰀂91-2󰀂91-2󰀂91-2󰀂91

是否平稳

否是否是否是

表2

原假设0协整向量至少一个协整向量至少二个协整向量

GDP与M2、Loan的协整检验

特征根0󰀂36590󰀂2390󰀂1329

迹统计量50󰀂6024󰀂178󰀂27

5%显著水平下的临界值

35󰀂1920󰀂269󰀂16

P值0󰀂00060󰀂01370󰀂0737

󰀁󰀁其次,本文选择Johansen协整检验法,根据迹统计量的检验结果,在协整方程有截距项无趋势项的条件下,并且在5%的显著水平下,至少存在一个协整关系,其协整方程如下:

GDP=0󰀂30*Loan(-1)+0󰀂32*M2(-4)+5󰀂27+ut󰀁󰀁ut= t+0󰀂997 t-t=(16󰀂77)󰀁(14󰀂63)󰀁󰀁󰀁󰀁󰀁(17󰀂49)󰀁󰀁󰀁󰀁󰀁󰀁󰀁󰀁󰀁t=(25󰀂44)

R=0󰀂995󰀁󰀁DW=1󰀂77

由于协整方程存在序列相关,利用MA(1)模型进行修正,修正后经过LM检验,表明不存在序列相关。并对残差 t进行单位根检验,结果是平稳的,说明经济增长与国内信贷、货币供应量之间存在长期的均衡关系。

在上式协整方程中,产出货币弹性为0󰀂32,即货币供应每增加1%,经济增2

1

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长0󰀂32%;产出信贷弹性为0󰀂30,即国内信贷每增加1%,经济增长0󰀂3%。货币供应与国内信贷对经济的贡献度虽然达到了0󰀂62,但是相对来说,并不是富有弹性。由于上述协整方程的估计是属于静态估计,并不能反映我国经济结构所发生的变化。实际上,从1994后开始,我国的经济结构、经济制度发生了巨大的变化,同时也受到亚洲金融危机、加入世贸组织、2008年全球性金融危机等一系列重大事件的外部冲击,采用静态固定参数估计并不能反映这些重大事件对经济的影响,这需要采用可变参数的估计方法,揭示经济面临一系列重大冲击的动态变化。

(二)M2、loan对经济增长的动态影响

建立可变参数的状态空间模型,其模型的具体形式如下:@signalGDP=5󰀂08+∃tLoan(-3)+∃tM2(-4)+ut󰀁󰀁󰀁󰀁󰀁Z=(15󰀂31)󰀁󰀁󰀁(11󰀂20)󰀁󰀁󰀁󰀁(12󰀂47)@state∃t=∃t(-1)󰀁@state∃t=∃t(-1),其中ut= t+0󰀂81 t-1

DW=1󰀂80󰀁󰀁R=0󰀂955󰀁󰀁󰀁Z=(8󰀂65)󰀁󰀁(-4󰀂37)

可变参数模型采用极大似然方法和卡尔曼滤波方法估计未知参数,所以衡量系数是否显著采用正态分布的Z-统计量。上面括号内是系数向量最后元素的Z-统计量。

1󰀂产出的国内信贷弹性。从图1中,产出的国内信贷弹性在2002年之前波动性较大,在2002年之后,逐渐趋于平缓。在波动性较大的时期,也是我国经济结构发生巨变的重大时期。由于受到1993󰀂1994年经济过热的影响,社会投资规模急剧膨胀,产出的国内信贷弹性∃t继续增长,在1995年第四季度高达0󰀂36,这也是信贷发挥作用存在一定时滞的缘故。与此同时,治理通货膨胀就成为1994年以后我国货币政策的首要目标,对商业信贷投资规模控制以及区别对待的信贷政策成为货币政策调控的主要手段,调控效应在1995年的年底开始体现出来,产出的国内信贷弹性∃t在1995年第四季度出现了一个较大的拐点,在1996年第二个季度,曾经下降到0󰀂16,之后逐渐走出低谷,缓慢上升。1996年底,宏观经济实现了高增长低通胀的软着陆。随着1997年亚洲金融危机的爆发,我国经济出口受到严重的影响,增加国内信贷投放,扩大内需,成为当时宏观调控的主要目标,产出的国内信贷弹性∃t从1997年第三个季度开始快速增长,在1998年年底达到0󰀂4。由于1998年人民银行取消了信贷计划,对商业银行信贷控制改为间接地指导性管理,明确提出了以M2作为货币政策的中介目标,产出的国内信贷弹性∃t在1999年的第一季度下跌到0󰀂19。然而央行通过公开市场并不能有效地增加货币的供给,不得不再一次使用了窗口指导与再贷款的政策组合,要求商业银行扩大信贷,并从再贷款上给予支持。从1999年第二季度开始,产出的国内信贷弹性∃t超出了1998年的水平,在第三季度高达0󰀂45,之后,虽然2

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略有下降,但是在2002年之前一直保持在0󰀂4以上的水平。由于受2001年加入世贸组织的影响,产出的国内信贷弹性∃t对经济增长的影响力开始下降并趋于

平缓,但始终保持在0󰀂3左右。2007年美国%次贷&危机而演变成的全球金融危机,国内信贷实行了又一次的扩张,产出的国内信贷弹性∃t开始有所上升,在2009年第四季度达到0󰀂32,但是上升幅度不是很明显,这从一定程度上反映了我国经济结构趋于稳定,宏观调控方式更加成熟。

图1󰀁产出的国内信贷弹性

󰀁󰀁2󰀂产出的货币弹性。从图2中,我们可以看到产出的货币弹性在2003年之前波动性较大,我国虽然从1993确定了以货币供应量作为货币政策的中介目标,由于1993年至1994年经济过热,出现了快速通货膨胀,央行不得不实行从紧的货币政策,控制基础货币投放量导致产出的货币弹性逐渐下降,1995年第四季度下降到0󰀂26。随着1996年国债公开市场业务的正式启动,产出的货币弹性从1996年开始快速增加。1996年第三季度达到了0󰀂42,之后虽然略有下降,1997年第三季度仍然保持在0󰀂4的水平。由于亚洲金融危机,国内同业拆借市场萎靡,央行票据市场狭小等因素的影响,M0、M1的增长率、流通速度都大幅度下降,央行通过公开市场不能实现增加货币供给的目的。扩大内需主要依赖于国内信贷投放以及积极财政政策,产出的货币弹性也因此而下降,1998年第四季度下降到0󰀂23。央行虽然1998年取消了信贷计划直接调控方式,这也导致产出的货币弹性在1999年第一季度反弹,达到了0󰀂43,可是宏观经济形势并不乐观,继续实行积极的货币政策仍然以增加国内信贷投放为主,由此也导致产出的货币弹性在1999年第二季度下降到0󰀂18,之后略有回升,但并不十分明显,这种状况一直持续到2002年第一季度。从2002年开始,我国经济完全摆脱了亚洲金融危机的影响,经济全面复苏,出口年年创新高,2001年成功地加入了世贸组织,这对我国宏观经济产生了巨大的影响,相应地影响到货币政策,产出的货币弹性逐渐增加到0󰀂33,并趋于平缓。在2007年至2008年,虽然受到美国金融危机的影响,产出的货币弹性虽然略有下降,但略高于产出的国内信贷弹性,这说明货币供应量作为货币政策的中介目标逐渐走向成熟。

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图2󰀁产出的货币弹性

五、结论性的评述

相对于传统的最小二乘法分析,可变参数的状态空间模型不仅能分析国内信贷、货币供应量M2对产出的动态影响,还能反映出我国宏观经济政策变化,进一步揭示出我国经济结构所发生的巨变,通过实证研究不难得出以下的几个结论:

图3󰀁产出的货币弹性与产出的国内信贷弹性

󰀁󰀁1󰀂产出的货币弹性与国内信贷弹性对经济贡献度反映了我国宏观经济的变化。从图3我们可以看出,在1996年之前,由于实行通货紧缩的货币政策,二者对经济的贡献度下降到0󰀂61左右。1996后略有反弹,随之而来的金融危机,实行扩张性的货币政策,二者对经济的贡献度进一步增加,1998年达到了0󰀂64。由于1999年初对宏观经济形势错误判断,导致了经济在1999年第一季度的下跌,不过由于央行坚决执行积极的货币政策,二者对经济的贡献度又继续上升,2001年第四季度创历史新高,达到了0󰀂651。2002年后,我国部分地区出现了结构性通货紧缩,二者对经济的贡献度略有下降,这种状况一直持续到2005年第二季度。从2005年第三季度开始,二者对经济的贡献度又开始回升,特别是2008年美国金融危机以后,我国实行了扩张性的货币政策,二者对经济的贡献度又接近于0󰀂65的水平。

2󰀂货币政策调控趋于稳定。从图3可以看出,在2003年之前,产出的国内 财经科学!2011/2总275期

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信贷弹性与产出的货币弹性对经济的贡献度波动较大,这是我国经济结构并不十分稳定所导致的结果。2003年以后,二者对经济的贡献度趋于稳定,即使经历

了由2007年美国%次贷&危机演变成2008年全球性金融危机,二者对经济的贡献度都保持相对稳定水平,这说明了我国经济结构日趋合理,宏观调控手段日益成熟。

3󰀂金融对经济增长的重要性。从图3不难看出,每当中央政府实行积极的、宽松的货币政策时,国内信贷与货币供应量对经济的贡献度都会相应地增加,而实行紧缩性的货币政策时对经济的贡献度相应下降,这说明我国经济发展主要通过国内信贷以及货币供给投放促进投资规模的扩张以及出口的增长,经济增长是外延式的扩张。金融对于经济增长至关重要,为了推动经济的增长,中央政府不得不加强对金融的控制(张杰,2006),这从一定程度上导致了我国高货币化之谜。∋

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DomesticCredit,MoneySupplytoEconomicGrowthDynamicEffect-EmpiricalResearchBasedonTime-varyingParameterStateSpaceModel

TanTaiping

Abstract:Economicstructureandbanksystemhavechangeddramaticallyinourcountryoverthepastdecade.Thispaperestablishtime-varyingparametermodel,andanalysestheirdynamiceffecttoeconom󰀁icgrowthinordertorevealtheimpacttotheeconomy.Researchshowsthattheoutputelasticityofdomesticcreditdecreasewhentheoutputelasticityofmoneysupplyincrease,buttheircontributiontoeconomicgrowthalwaysremainsrelativelystable,itconsistentwithoureconomicgrowthofhighinputandlowoutputinre󰀁centlytenyears.Atthesametime,itnotonlyhelpstoexplainChina)smonetarypolicychangesinmacro-control,butalsoprovedtheimportanceoffinancialineconomicgrowthandprovidesaperspectiveformysteryofourhighmonetizingthroughthismodel.

Keywords:DomesticCredit;MoneySupply;EconomicGrowth

[收稿日期:2010󰀂12󰀂29󰀁责任编辑:邵华明][中图分类号]F832󰀂1[文献标识码]A[文章编号]1000-8306(2011)02-0018-08