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摘要：通過運用單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果檢驗等計量方法，采集2004—2015年的貨幣、信貸、消費、物價和產出的季度數據，對我國貨幣政策信貸傳導的效果進行實證分析表明：從中央銀行貨幣政策到信貸市場的傳導渠道是順暢的，信貸和國內生產總值、消費者物價指數、城鎮居民人均消費支出之間存在長期穩定性關系，但不明顯，說明傳導過程中存在一定梗塞，貨幣政策的傳導已不再以信貸傳導機制為主。今后可以從加強信貸管理、進一步調整貸款結構、拓寬中小企業的融資渠道、鼓勵發展消費貸款等方面，提高信貸傳導對實體經濟的支持效果。

關鍵詞：貨幣政策；信貸傳導；有效性

一、引言

目前，許多國家都把貨幣政策作為抵抗經濟周期的一種重要政策工具。與美國等市場經濟發達國家相比，我國還是一個新興市場國家，市場環境、經濟主體、利率傳導方式等還需要一定時間的培育與成長，這說明我國貨幣政策的調控環境、調控模式、傳導機制等不完全等同于西方國家。隨著我國市場經濟改革的持續深化和金融業的快速發展，貨幣政策與宏觀經濟調控、GDP增長、充分就業、物價穩定等方面的關系越來越顯著。信貸傳導是貨幣政策的主要傳導手段，通過金融市場和商業銀行等載體向實體經濟注入貨幣。因此，研究貨幣政策的信貸傳導渠道與效應，一直是一個非常具有理論與實踐意義的重要課題。因此，本文正是從上述背景出發，研究當前由于金融市場的變化而給貨幣政策傳導可能帶來的影響，幫助我們分析影響信貸渠道傳導的結構性因素，同時，提出央行提高貨幣政策效應的對策建議。

二、文獻回顧

貨幣政策信貸傳導效應是指貨幣政策對銀行信貸的影響，并進而對產出與物價水平的影響程度，也即是貨幣政策能否影響銀行信貸及產出，以及能有多大程度的影響。國外的研究方面，Bernanke和Gertler（1995）指出，對于克服信貸市場信息不對稱問題，銀行信貸具有天然的比較優勢，因此，信貸渠道在貨幣政政策傳導過程中發揮著重要的作用，同時也使更多企業的融資渠道比較單一，僅僅依賴于銀行貸款。Eh-rmann(2003)也指出，銀行信貸在貨幣政策傳導中發揮的作用越重要，銀行信貸對整個國民經濟的影響就越大，經濟發展對銀行體系的依賴程度也會較高。我國國內有大量學者對信貸渠道進行實證研究。主要觀點有兩種：一是是否存在貨幣政策傳導的信貸渠道，二是信貸渠道在我國的貨幣政策傳導中是否占據主導地位。大部分學者支持信貸渠道的存在，并實證分析了信貸渠道與貨幣渠道的關系，信貸渠道如何影響實體經濟的發展。肖新成（2009）使用VAR模型對我國貨幣政策傳導進行實證分析，發現貨幣渠道與信貸渠道同時存在，其中，短期內，信貸渠道對宏觀經濟的影響更為直接迅速，長期來看，貨幣渠道的影響更為明顯[1]。

三、變量選取與數據說明

由于貨幣供應量的統計范圍不一，我們選用M0、M1、M2作為貨幣供應量的代表變量，用金融信貸總額（Loan）作為貨幣信貸傳導的代表變量。選取2004—2015年的貨幣、信貸、消費、物價和產出的季度數據為研究對象。

四、模型構建與檢驗

[2]本文運用單位根檢驗、協整分析、格蘭杰因果檢驗等計量方法，對我國貨幣政策信貸傳導的有效性進行實證分析。貨幣政策通過信貸傳導，作用于最終目標的實現大致上可以分為以下兩個過程：第一，貨幣政策變動對金融機構信貸投放的影響；第二，金融機構信貸投放最終導致總產出、消費、物價水平等的變化。因此，相應的實證分析也將分為兩步：第一，對貨幣政策到信貸市場的傳導機制進行分析，找出中央銀行貨幣供應量和金融機構貸款總量之間的關系；第二，對信貸市場到貨幣政策最終目標實現的傳導機制進行分析，找出金融機構貸款總量與總產出、消費、物價水平之間的關系。因此，變量的選擇主要包括：（1）實際國內生產總值（RGDP）-經濟增長變量；（2）消費者價格指數（CPI）-物價水平變量；（3）城鎮居民人均消費支出（CONS）-消費變量。（一）從貨幣政策傳導到信貸市場的有效性實證分析。1.單位根檢驗由于絕大多數經濟變量都是非平穩的，直接進入回歸模型會導致虛擬回歸，所以首先需對變量進行平穩性檢驗。我們對M0、M1、M2貨幣供應量指標和金融機構貸款總額（Loan）首先采用增廣的迪基-富勒（ADF）檢驗。檢驗結果如表1所示。由表1的結果可以得知，LnM0SA、LnM1SA、LnM2SA和LnLoanSA原數列都是非平穩數列，因此不能直接采用傳統回歸方法對變量進行檢驗，避免出現謬誤回歸問題。但所有變量進行一階差分都會變成平穩的數列，因此，這些變量都是I（1）的，必須結合協整檢驗對這些變量之間的關系進行分析。2.協整檢驗協整檢驗是指如果兩個及其以上的時間序列是非平穩的，但是他們之間的某種組合是平穩的，則這兩個及其以上變量之間存在協整關系或者長期均衡關系。我們采用Johansen方法基于向量自回歸模型對變量進行協整檢驗。檢驗結果如表2所示。從檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，M0與Loan之間存在協整關系，但M1和M2與Loan之間不存在協整關系，因此根據最小二乘法建立貨幣供應量和Loan的長期均衡關系如下：LnLoansa=1.429112*lnm0sa-2.172694(64.75)(-9.34)R2=0.989146F=4192.144D.W.=0.331555從回歸結果可以看出，回歸方程擬合度較高，M0對信貸市場有顯著的正相關關系，M0每變動一個百分點，金融機構貸款總額將變動1.429112個百分點。3.格蘭杰因果檢驗協整檢驗只是表明了變量間存在長期穩定的關系，但并不能明確刻畫這種關系的結構和方向。本部分采用基于向量誤差修正模型的格蘭杰因果檢驗方法進行檢驗。格蘭杰因果關系檢驗實質上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量的方程中，如果可以，則稱這兩個變量之間具有格蘭杰因果檢驗關系。檢驗結果如表3所示。從上述格蘭杰因果關系可以看出：Loan是M2的格蘭杰原因，M0、M1與Loan之間不存在格蘭杰因果關系。（二）從信貸市場到貨幣政策最終目標實現的傳導有效性實證分析。1.單位根檢驗前面已經驗證了Lnrgdpsa、lncpisa、lnconssa與lnLoansa的原數列為非平穩數列，所有變量一階分差后都變成平穩的數列，因此這些變量都是I（1），需要對其進行協整檢驗。2.協整檢驗對Loan和GDP、CPI、Cons之間進行協整檢驗，檢驗結果如表4所示。從檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，GDP與Loan、CPI與Loan、Cons與Loan之間存在協整關系，因此根據最小二乘法建立貨幣供應量和Loan的長期均衡關系如下：Lnrgdpsa=0.670264*lnLoansa+2.622198(45.81347)(13.90084)R2=0.978554F=2098.874D.W.=0.098557Lncpisa=0.184836*lnLoansa+2.386287(43.92)(43.98)R2=0.976707F=1928.874D.W.=0.247864Lnconssa=0.453255*lnLoansa+2.064277(54.37)(19.20)R2=0.984677F=2956.064D.W.=1.661542從回歸結果看，回歸方程擬合度較高，金融機構貸款總額Loan對GDP、CPI、Cons有顯著的正相關影響，但是從影響系數上看Loan對GDP、CPI、Cons的影響程度較小。在不考慮漂移變量的情況下，金融機構貸款總額Loan每增加一個百分點，物價GDP、CPI、Cons分別將增加0.670264、0.184836、0.453255個百分點。3.格蘭杰因果檢驗檢驗結果如表5所示。從表5可以看出，僅cpi是Loan的格蘭杰原因。導致這種情況的原因主要是，我國利率市場化正處于不斷深化的過程中，信貸傳導已不再是貨幣政策傳導的主要通道。

五、結論與政策建議

貨幣政策傳導的第一階段：從貨幣政策到信貸市場。在5%的顯著水平下，M0與Loan之間存在協整關系。M0對信貸市場有顯著的正相關影響，M0每變動一個百分點，金融機構貸款總額將變動1.429112個百分點。通過公開市場業務操作，中央銀行實現對貨幣供應量的調節，貨幣政策傳導到信貸市場的通道是順暢而有效的。貨幣政策傳導的第二階段：從信貸市場到實體經濟。第一，Loan和GDP、CPI、Cons之間存在長期穩定性關系，金融機構貸款總額Loan每增加一個百分點，物價GDP、CPI、Cons分別將增加0.670264、0.184836、0.453255個百分點。第二，GDP、CPI、Cons與Loan之間，僅CPI是Loan的格蘭杰原因，主要是因為我國利率市場化正處于不斷深化的過程中，信貸傳導已不再是貨幣政策傳導的主要通道。另外，金融信貸總額與GDP、CPI之間的長期關系不十分明顯，說明信貸傳導渠道中還存在一定的堵塞，這與近年來我國的經濟結構出現新現象、信貸市場的快速變化有關。只有通過持續的經濟結構調整、經濟機制改革，才能有效提高我國貨幣政策信貸傳導的有效性[3]。因此，我們認為：一是加強信貸管理，引導商業銀行正確理解中央銀行貨幣政策意圖，安排好相應的信貸投放力度和節奏。二是進一步調整、優化信貸結構，加大對中小企業的資金支持力度，多方面拓寬金融支持實體經濟的渠道。三是鼓勵發展消費貸款，培養居民的金融消費意識，提高信貸渠道對居民消費在整體信貸投放中的比重。

參考文獻：

[1]董華平.中國貨幣政策信貸渠道傳導效應研究[M].北京：經濟管理出版社，2014：29-34.

[2]馮科.我國貨幣政策有效性的實證分析[M].北京：中國發展出版社，2010：104-113.

[3]張龍清.中國貨幣政策傳導機制研究[M].北京：中國金融出版社，2013：197-199.

[4]中國人民銀行駐馬店市中心支行課題組.我國貨幣政策框架轉型問題研究[J].金融理論與實踐，2017，（3）：37-43.

作者:袁道強 王燕 單位:中國人民銀行駐馬店市中心支行