中国货币政策信贷传导渠道有效性的实证分析

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摘 要：本文运用协整检验、向量自回归模型以及脉冲响应函数等计量方法，对中国2001—2011年货币政策信贷传导渠道的有效性进行了实证分析，同时给出货币渠道的结果作为对比。实证结果表明，货币渠道和信贷渠道对货币政策的传导共同发挥作用，但两者均存在一定程度的传导障碍，并且近年来货币渠道相对信贷渠道而言似乎更具影响力。另外，本文还进一步探讨了货币政策冲击对工业企业现金流的影响，并给出了工业企业现金流主要组成部分（销售收入、利润总额以及利息支出）对货币冲击的脉冲响应函数图。

关键词：货币政策；货币渠道；信贷渠道；工业企业现金流

中图分类号：F820.1 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2013）02-0010-06

一、引言

货币政策传导机制及其有效性一直以来就是各国中央银行和学术界广泛讨论并关注的话题。货币政策传导渠道主要包括货币渠道和信贷渠道，前者认为货币供应量变动引起利率水平变动，并间接作用于投资、消费等实际经济因素；而后者建立在信贷市场信息不对称的基础上，强调银行信贷的特殊地位，并认为即使在存在流动性陷阱、投资利率弹性较低等利率传导渠道障碍的情况下，货币政策仍然能够通过影响银行提供信贷的意愿来作用于实体经济。针对中国金融市场欠发达、利率尚未完全市场化、银行在金融体系中占据主导地位等情况，加强货币政策信贷渠道传导机制的研究，有助于我们完善货币政策调控机制，为进一步深化金融体制改革奠定基础。

货币政策的信贷传导渠道于二十世纪50年代被提出，二十世纪80年代引起学术界广泛争论，其中以约瑟夫（Joseph，1981）的均衡信贷配给和伯南克（Bernanke，1988）的CC-LM模型最为著名。信贷渠道主要有资产负债表渠道和银行贷款渠道两种形式，银行信贷渠道可描述为货币扩张增加了银行体系的准备金和存款，进而信贷扩张，并最终作用于实体经济；而资产负债表渠道认为货币政策变动通过改变企业净值（现金流与可抵押品价值之和）而影响企业资产负债表状况，进而影响投资和产出。信贷渠道观点的兴起，吸引了不少西方学者运用实证方法进行检验，如伯南克（1986）、伯南克和布林德（Bernanke 和Blinder，1992）、奥兰和鲁德布什（Stephen D.Oliner和Glenn D.Rudebusch，1996）以及吉尔克里斯特（Gilchrist，1999）等，他们都得出了相应的结论，但这些文献的研究对象大多是欧美发达国家，对金融市场欠发达的中国尚欠参考价值。

近年来，也有不少中国学者对中国货币政策的信贷传导机制进行了实证研究，他们大多着眼于货币供应量、信贷量和GDP三者之间的关系。王振山、王志强（2000）对1981—1998年间的年度数据和1993—1998年间的季度数据进行检验，发现无论是年度模型还是季度模型，均显示金融机构信贷总量对GDP有较强解释作用。周英章、蒋振声（2002）分析了1993—2001年间的季度数据，发现中国的货币政策通过信用渠道和货币渠道的共同传导发挥作用， 相比之下信用渠道占主导地位。蒋瑛坤、刘艳武和赵振全（2005）分析了1992—2004年间的季度数据，发现二十世纪90年代以来，从对物价和产出最终目标的影响来看，M1比较持久和稳定，其次是M2，最后是贷款。李琼、王志伟（2006）利用1994—2004年间的季度数据，考察M2、贷款余额与GDP之间的关系，发现货币供应量与GDP之间存在长期稳定关系，并有较大内生性，而信贷配额与GDP不存在长期稳定关系，说明中国货币政策传导机制主要还是货币渠道。胡晓阳、谢宇（2009）利用2003年1月到2008年12月的月度数据，发现货币供应量与贷款总额、贷款总额与实体经济之间均存在长期均衡稳定关系，并认为中国资本市场不完善、融资渠道单一使得货币政策只能通过银行信贷市场发挥作用。各位学者所选取的时间区间和指标不同，得出的实证结果也不尽相同。相比之前学者的研究，本文的数据较新，并且采用月度数据使得样本容量得以进一步扩大，有利于提高估计的准确性。

为进一步探究货币政策的微观传导机理，本文还考察了同期货币政策冲击对工业企业现金流的影响。在阐述信贷渠道观点的文献中，有一些专门探讨了微观层面上工业企业对货币冲击的反应。高莹、梁妤和吴豪（2004）认为信贷渠道传导条件下，企业资产负债表渠道的一个重要含义是名义利率会影响企业现金流，这里的利率机制不同于传统利率渠道中实际利率对投资水平的影响作用，而是短期利息支付水平的变动引起企业现金流的变化，改变企业外部融资成本，并最终影响企业的投资规模和实际产出。王剑、刘玄（2005）通过构建VAR模型和脉冲响应函数，分析了不同行业的固定资产投资额对货币政策冲击的反应，充分考虑了微观主体的异质性，认为货币冲击对实体经济产生了显著影响，并且不同行业的反应也有所不同。在微观层面上考察企业财务指标对货币政策冲击所作出的反应具有参考价值，有助于我们深入认识信贷渠道作用机理，并就如何改进信贷传导渠道提出相关政策建议。

本文运用协整检验、向量自回归模型以及脉冲响应函数等计量方法，利用中国2001—2011年的最新月度数据，对货币政策信贷传导渠道的有效性进行实证检验，并给出货币渠道的结果作为对比。同时，为进一步探讨我国货币政策的微观传导机制，本文参考伯南克（1995）关于企业资产负债表渠道的论述，选取三个代表工业企业现金流组成部分的指标——销售收入、利润总额以及利息支出，利用向量自回归模型和脉冲响应函数，考察这一时间区间内，中国工业企业的现金流如何对货币冲击做出响应。

二、数据选取与变量说明

在研究货币政策传导机制有效性时，本文采用2001年1月至2011年12月的月度数据，将货币供应量M1和金融机构贷款余额LOAN分别作为货币渠道和信贷渠道的代表变量，将每月月末的工业企业总产值IOV作为经济增长的代表变量。在研究货币政策冲击对工业企业现金流的影响时，由于2007年以后国家统计局披露的行业数据由月度改为季度，为保证样本的容量以及前后实证区间的一致性，本文采用二次差值法将季度数据转换为相应时间区间的月度数据；SR、PRT、INT分别代表工业企业2001年1月到2011年12月每个月的销售收入、利润总额、利息支出。考虑价格的变化，本文以2000年12月为基期，将上述变量均折算为实际值，并采用X12—ARIMA方法进行季节调整，同时转换为相应的对数值。本文利用调整后的货币供应量M1、贷款余额以及工业企业总产值等变量检验我国货币政策信贷传导机制的有效性，利用货币供应量M1、贷款余额和经二次差值转换后的工业企业销售收入、利润总额、利息支出等变量检验货币政策冲击对工业企业现金流的影响。研究区间为 2001年1月到2011年12月，货币供应量、贷款余额和工业企业总产值数据取自中国统计局网站、中国人民银行网站，工业企业销售收入、利润总额、利息支出数据来自中经网统计数据库行业月度库，统计范围包括按照GB/T 4754-2002分类的39个工业行业的数据。本文所有的实证结果均由Eviews6.0软件操作得出。

三、实证检验与分析

（一）中国货币政策信贷传导渠道的有效性检验

1. 单位根检验。首先利用ADF方法对货币供应量（LnM1_SA）、金融机构贷款余额（LnLOAN_SA）以及工业总产值（LnIOV_SA）序列的平稳性进行检验。本文根据线图以及变量性质来确定模型中是否含有截距项和趋势，并用AIC准则确定滞后阶数。表1的结果显示，货币供应量、金融机构贷款余额以及工业总产值均为非平稳序列，但它们的一阶差分在5%的水平下均为平稳序列。可见，3个变量序列均为I（1）过程。

2. 协整检验。鉴于LnM1_SA、LnLOAN_SA以及LnIOV_SA属于同阶单整序列，本文利用Johansen方法对3个变量的协整性进行检验，以便识别变量相互之间是否具有长期均衡关系。表2的结果显示， LnLOAN_SA和LnM1_SA、LnLOAN_SA和LnIOV_SA、LnM1_SA和LnIOV_SA等变量间均存在1个协整关系；变量LnM1_SA 、LnLOAN_SA以及LnIOV_SA之间存在两个协整关系。

3. Granger因果检验。协整检验结果证明了货币渠道和信贷渠道作为货币政策传导机制的可能性。为进一步验证货币渠道和信贷渠道的相对重要性，本文采用基于向量自回归（VAR）模型的Granger检验方法，对变量间的因果关系进行检验。表3的结果显示，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. 实证结果分析。实证结果显示，货币供应量与工业总产值、贷款余额与工业总产值之间均存在着长期均衡关系，说明在中国货币渠道和信贷渠道都是存在的，并且贷款余额与最终目标总产出之间的均衡关系还强于货币供应量。这为今后中介目标变量的选择提供了一个参考。Granger因果检验的结果表明，在1%水平下货币供应量是贷款余额的Granger原因，并且一定程度上货币渠道和信贷渠道之间存在着相互作用；货币渠道和信贷渠道在一定水平下是总产出的Granger原因，但这种关系不显著，说明两种传导渠道均存在着一定的阻碍，而两者的P值比较则进一步表明，货币渠道的影响强于信贷渠道；由LnIOV_SA对LnLOAN_SA和 LnM1_SA的因果关系在5%水平上显著，可以得出中国货币政策存在较强内生性的结论，而信贷渠道的内生性要强于货币渠道。

（二）货币政策冲击对工业企业现金流的影响

信贷渠道的观点认为，货币政策操作通过改变借款人（企业和居民）的资产负债表状况，影响他们的信用等级，进而影响银行的信贷数量，并最终作用于实体经济。而其中企业的资产负债表效应——尤其是货币政策对企业现金流的影响，更是信贷渠道的重要传导途径之一。因此，本文选取与如上同期的数据，将变量分为（LnM1_SA， LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）和（LnLOAN_SA，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）两组，检验信贷渠道下货币政策冲击对工业企业现金流的影响，并同时给出货币渠道下的实证结果作为对比。

1. 单位根检验。首先使用二次差值法将季度数据转换为相应时间区间内的月度数据，再采用ADF方法对LnM1_SA、LnLOAN_SA、LnSR_SA、LnPRT_SA以及LnINT_SA 经转换得到的月度时间序列进行平稳性检验。表4显示的结果符合我们的预期，变量LnM1_SA、LnLOAN_SA、LnSR_SA、LnPRT_SA以及LnINT_SA 均是不平稳的，而它们的一阶差分均为平稳序列。

2. 协整检验。鉴于变量LnM1_SA、LnLOAN_SA、LnSR_SA、LnPRT_SA以及LnINT_SA属于同阶单整序列，本文利用Johansen方法对变量之间的协整关系进行检验，以便识别变量相互之间是否具有长期均衡关系。协整检验的结果表明，货币供应量和信贷量与企业现金流指标间均存在稳定关系（见表5）。

3. Granger因果检验。本文采用基于VAR模型的Granger因果检验，分别对两组变量（LnM1_SA，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）和（LnLOAN_SA ，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）进行Granger因果检验。表6的结果表明， LnM1_SA与LnSR_SA、LnPRT_SA具有双向的因果关系；LnM1_SA是LnINT_SA的Granger原因，而LnINT_SA却不是LnM1_SA的Granger原因；LnLOAN_SA与LnPRT_SA具有双向的因果关系；LnLOAN_SA是LnSR_SA、LnINT_SA的Granger原因，而LnSR_SA、LnINT_SA却均不是LnLOAN_SA的Granger原因。

4. 脉冲响应函数图和结果分析。本文采用脉冲响应函数来观察工业企业现金流的三个组成部分应对货币冲击如何变动。首先对两组变量（LnM1_SA，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）和（LnLOAN_SA ，LnSR_SA，LnPRT_SA，LnINT_SA）分别构建VAR模型，根据AIC准则滞后阶数均选择为2，并从AR roots均落在单位圆内而判定模型是稳定的。本文将观察期设定为20，并分别给予货币供应量和信贷余额一个标准差大小的冲击。

图1和图2表明，货币供应量和信贷均对工业企业的利息支出有一个持久的正向冲击，并且利息支出对货币供应量增加的响应要大于信贷余额的增加，图1中利息支出最终稳定于横轴上方1.8%处，图2稳定于横轴上方0.8%处。利息支出持久性的增加是由于扩张性的货币政策改善了企业的现金流和资产负债表状况，企业更易于从银行获得贷款，企业家信心指数增加，企业投资活动增加，整个经济体趋于繁荣，这里名义利息支出正好反映了企业在繁荣时期借贷资金增加、投资扩张的情形。

图3和图4的结果显示，货币供应量和信贷最终会对工业企业销售收入有一个持久的正向冲击，但最初销售收入对两者的响应却大不相同。图3中货币供应量增加后，销售收入随即迅速增加，第4个月已上升1%，最终稳定于横轴上方1.9%处，可见销售收入对货币供应量冲击的响应较为显著，这可能是由于货币供应量的扩张增加了不仅是企业，还有居民的货币余额，促进了消费需求并进一步刺激了企业销售额的增长。而图4中销售收入对信贷冲击的响应相对较小，初期销售收入上升缓慢，直到第8个月才上升0.5%左右，最终稳定于横轴上方1%处。图3和图4的结果分别表明，货币供应量冲击对销售收入的影响几乎没有时滞，而信贷量冲击的影响滞后将近8个月，这一方面是由于在信贷渠道传导机制下，从信贷扩张、投资增加到产出增加、销量增加传导环节较多，信贷扩张与工业销售间的时滞较长；另一方面也表明信贷渠道对居民的财务状况和购买意愿的影响较小，这与我国居民的边际消费倾向较低和中国消费信贷市场不发达有关。

图5和图6的结果显示，利润总额的响应与销售收入的响应类似。图5的结果显示，在受到货币供应量冲击后，利润总额前14个月内略有波动，最后稳定于横轴上方2.1%处。而图6表明，在受到信贷量冲击后，利润总额于第3至8个月减少了，之后缓慢上升并最终稳定于横轴上方0.8%处，由于销售收入也是利润总额的组成部分，这里的结果也是预期之中的，并且利润总额负向变动的时间区间也与销售收入响应时滞的时间区间相一致，这段时间内销售收入增加缓慢，而利息支出增加，利润总额下降。

四、结论和启示

本文运用协整检验、向量自回归模型以及脉冲响应函数等计量方法，利用2001—2011年的最新数据，对货币政策信贷传导渠道的有效性及工业企业现金流对货币冲击的反应进行实证分析，并同时给出货币渠道的结果作为对比，得出的实证结论及启示如下：

货币渠道和信贷渠道与最终产出之间均存在长期均衡关系，信贷渠道与最终产出之间的关系还强于货币渠道，这为我们重新选择货币政策中介目标提供了一个参考。格兰杰因果关系检验表明，货币渠道和信贷渠道对最终目标的实现均发挥了一定作用，但两者均存在着一定程度的传导障碍，并且货币渠道相对信贷渠道而言更具影响力，这一结果与不少学者利用2005年以前数据所得出的支持信贷渠道的结论相反，这可能是由于近年来金融创新拓宽了企业的融资来源，银行信贷地位相对下降所致。产出是货币供应量和信贷余额的Granger原因，表明中国货币政策存在内生性，并且信贷渠道的内生性要强于货币渠道，这也说明中国的货币政策调控效率有待提高。

在货币政策实践中，应当兼顾货币渠道和信贷渠道的作用，货币供应量和信贷政策均是值得重点考虑的对象，制定与执行信贷政策时注重对银行信贷资金流向的调控，逐步改善商业银行“慎贷”、“惜贷”、信贷资金大量流向国有企业的局面。与此同时，注重加强货币市场和资本市场体系的建设，逐步推进利率、汇率市场化，并重视金融创新的作用，大力发展中小金融机构，促进投融资市场的多元化，解决中小企业融资难问题，使得信贷资金真正为实体经济发展发挥作用。

本文最后考察了在货币渠道和信贷渠道下货币政策对工业企业现金流的冲击，所得到的实证结果与预期相一致，扩张性的货币政策最终会导致利息支出、销售收入以及利润总额的增加，并且初期销售收入对货币渠道冲击和信贷渠道冲击的不同响应表明，从货币政策变动到销售收入的改变存在一定时滞，信贷量的变化并不能立即带来销售收入以及利润水平的增加，这可能与居民边际消费倾向较低、消费信贷不发达有关。因此，要更好地发挥信贷渠道的传导作用，在调控信贷量的同时，更应注重质的提高，尤其是信贷结构的调整，发展不同品种的信贷产品，逐步改善信贷投放过于集中于某一类性质的企业、某一类行业以及某一信贷品种的局面。

参考文献：

[1]王振山，王志强.我国货币政策传导途径的实证研究[J].财经问题研究，2000，（12）.

[2]周英章，蒋振声.货币渠道、信用渠道与货币政策有效性——中国1993—2001年的实证分析和政策含义[J].金融研究，2002，（9）.

[3]蒋瑛琨，刘艳武，赵振全.货币渠道与信贷渠道传导机制有效性的实证分析——兼论货币政策中介目标的选择[J].金融研究，2005，（5）.

[4]李琼，王志伟.货币政策传导机制：货币渠道抑或信贷渠道[J]. 广东金融学院学报， 2006，（6）.

[5]胡晓阳，谢宇.我国信贷市场货币政策传导有效性的实证分析[J]. 中南财经政法大学学报， 2009，（4）.

[6]高莹，梁妤，吴豪.货币政策传导机制理论的新发展及对我国的启示[J]. 生产力研究， 2004，（1）.

[7]王剑，刘玄.货币政策传导的行业效应研究[J].财经研究， 2005，（5）.

[8]陈飞，赵昕东，高铁梅.我国货币政策工具变量效应的实证分析[J]. 金融研究， 2002，（10）.

[9]冉茂盛，莫高琪，廖应高.中国银行信贷对货币政策的脉冲响应分析[J]. 重庆大学学报（自然科学版），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.