信貸配給下的貨幣政策閾值效應(yīng)實證研究*

王乾乾， 王金波

(1. 中國進出口銀行 新疆分行， 烏魯木齊 830002； 2. 衡水學院 經(jīng)濟與管理學院， 河北 衡水 053000； 3. 遼寧大學 經(jīng)濟學院， 沈陽 110036)

20世紀80年代我國采取信貸規(guī)模管制、有計劃的直接調(diào)控手段。隨著改革開放的深入，市場參與者自主決策的意愿和能力上升，我國取消信貸規(guī)模限額，轉(zhuǎn)向數(shù)量型的間接調(diào)控手段。近年來我國經(jīng)濟進入新常態(tài)，不僅需要保持幣值穩(wěn)定和實現(xiàn)經(jīng)濟增長，還需兼顧實現(xiàn)充分就業(yè)和國際收支平衡的長期目標。同時，科技不斷應(yīng)用到金融領(lǐng)域，導(dǎo)致金融脫媒現(xiàn)象愈演愈烈。在此背景下，一方面近似貨幣替代物越來越多，加大了貨幣供給量測量難度；另一方面也使貨幣需求函數(shù)變得越來越不穩(wěn)定，促使貨幣政策由數(shù)量型轉(zhuǎn)向價格型。

2008年金融危機以后，世界各國不斷對貨幣理論進行理論探索和實踐探索。作為全球最大的轉(zhuǎn)型中的經(jīng)濟體，我國的中央銀行在制定貨幣政策時不僅要控制通貨膨脹，還要兼顧我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的特點和金融改革的需要。因此，中央銀行在執(zhí)行貨幣政策時要綜合考慮我國宏觀調(diào)控的實際，創(chuàng)新貨幣政策工具，加強金融市場基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，降低市場參與主體之間的信息不對稱程度，提高投資的利率敏感性，為貨幣政策的有效發(fā)揮提供良好的條件，從而實現(xiàn)我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的高質(zhì)量轉(zhuǎn)型。鑒于貨幣政策在國家經(jīng)濟增長中的重要性，研究不同政策搭配下貨幣政策的有效性，對于解決當前國內(nèi)有效需求不足問題有著重要的現(xiàn)實意義。

一、文獻回顧

Blinder(1987)[1]提出了信貸配給模型，從理論上解釋了貨幣政策執(zhí)行效果受制于信貸配給狀態(tài)，并對信貸配給、貨幣政策和產(chǎn)出之間的關(guān)系進行了解釋。mc Cllum(1991)[2]通過構(gòu)造t統(tǒng)計量檢驗了信貸配給模型，得出當經(jīng)濟體中貨幣供給增量低于某個特定值時貨幣政策對產(chǎn)出的影響更加顯著的結(jié)論。Hansen(1996)[3]研究了閾值問題的不同檢驗統(tǒng)計量，通過統(tǒng)計量檢驗了閾值的存在。John(1996)[4]運用浮動法對美聯(lián)儲的數(shù)據(jù)進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)貨幣政策對產(chǎn)出的影響具有顯著的非線性特征，即貨幣政策執(zhí)行效果存在非對稱性。

對于信貸配給現(xiàn)象和閾值效應(yīng)國內(nèi)也展開了相關(guān)研究。高鴻(2012)[5]利用2000—2011年的月度數(shù)據(jù)構(gòu)建了VAR模型，并檢驗了貨幣政策的調(diào)控效果，得出數(shù)量型貨幣政策工具的調(diào)控效果好于價格型貨幣政策工具的結(jié)論。黃飛鳴(2002)[6]認為，貨幣政策是否有效在很大程度上取決于傳導(dǎo)通道是否暢通，而在我國利率管制和金融市場不完善的背景下信貸通道的暢通程度直接影響貨幣政策的執(zhí)行效果。尹志超等(2011)[7]運用某國有銀行2002—2009年企業(yè)借款信息的微觀數(shù)據(jù)，采用線性和非線性多種模型對信息不對稱和貸款違約進行了實證研究，得出信貸市場同時存在逆向選擇和道德風險的結(jié)論。武春桃(2016)[8]基于2004—2012年17家商業(yè)銀行的混合截面估計，得出了信息不對稱加劇信貸風險的結(jié)論。羅付巖(2013)[9]運用2003—2011年A股上市公司數(shù)據(jù)實證檢驗了銀企關(guān)系與融資企業(yè)的投資效率，認為銀企關(guān)系與現(xiàn)金缺口存在替代效應(yīng)。陳蕾(2011)[10]借助海英納模型對商業(yè)銀行與中小企業(yè)的關(guān)系進行了研究，認為信息不對稱是中小企業(yè)融資難的重要因素。

從貨幣政策傳導(dǎo)途徑來看：蔣瑛琨等(2005)[11]利用1992—2004年的季度數(shù)據(jù)進行了實證分析，認為貸款對產(chǎn)出的影響顯著，相反貨幣供應(yīng)量M2對產(chǎn)出影響沒有顯著性。周孟亮等(2006)[12]將樣本區(qū)間進行隔離分層，進而得出貨幣供應(yīng)量M2是我國經(jīng)濟增長的Granger原因，表明僅僅依靠大量增發(fā)貨幣無法啟動新一輪的經(jīng)濟增長。毛澤盛等(2012)[13]首先對1994—2011年的季度數(shù)據(jù)進行了整體分析，以亞洲金融危機為節(jié)點分樣本考察了貨幣政策傳導(dǎo)機制，得出1994—1998年間金融機構(gòu)的信貸對GDP的作用大于貨幣供給量M2，但在1998—2011年間貨幣供給量對產(chǎn)出的影響越來越顯著，進一步說明了當前信貸通道仍然是影響我國經(jīng)濟的主要貨幣政策通道。

從貨幣政策執(zhí)行效果非對稱性來看：胡臻(2013)[14]對2000—2012年的季度數(shù)據(jù)進行了研究，得出緊縮性貨幣政策對產(chǎn)出的影響更為顯著。孫俊(2013)[15]運用LSTVAR模型證實了相同規(guī)模的緊縮性貨幣政策效果與擴張性貨幣政策效果存在明顯差異，得出信貸配給是造成貨幣政策效果非對稱的原因的結(jié)論。劉麗巍等(2012)[16]采用Galbraith提出的計量模型，檢驗了1998—2010年期間能夠反映我國貨幣政策效果非線性的閾值。

通過梳理相關(guān)文獻發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)外相關(guān)研究多停留在實證層面，對貨幣政策執(zhí)行效果產(chǎn)生閥值的原因及理論機制鮮有研究，這難免使得實證結(jié)論缺乏堅實的理論基礎(chǔ)，進而缺乏解釋效力。鑒于此，本文以信息不對稱理論與信貸配給理論為切入點，對不同貨幣政策執(zhí)行效果所產(chǎn)生的閥值進行了闡釋，同時考慮了緊縮性與擴張性兩種貨幣政策的閥值效應(yīng)，使得對于該問題的分析更為全面，并根據(jù)文章結(jié)論給出了建議供相關(guān)人員參考。

二、理論闡釋

信貸市場并不是單純地依靠價格機制來達到供給和需求均衡，而是需要同時考慮貸款資產(chǎn)發(fā)生違約的可能性，來達到預(yù)期收益最大化。僅依靠價格機制只能增加商業(yè)銀行的信貸供給，加大金融系統(tǒng)的信用風險，因此信貸市場上商業(yè)銀行的貸款利率和預(yù)期收益并不是單調(diào)增加的，信貸供給曲線是一條向后彎曲的曲線。當貸款利率處于較高水平時，由于逆向選擇和道德風險，商業(yè)銀行的信貸環(huán)境發(fā)生惡化，預(yù)期收益出現(xiàn)下降，因此即使有借款人愿意以更高的利率借貸資金，商業(yè)銀行也會綜合考慮貸款償付的可能性，使利率不會達到預(yù)期收益出現(xiàn)下降的水平。信貸市場的不完全信息決定了價格機制和信貸配給機制在信貸資源的配置中共同起作用，是信貸配給產(chǎn)生的主要原因。

由于企業(yè)與銀行的信息不對稱，按照信貸配給模型，商業(yè)銀行的目標函數(shù)是關(guān)于利率收益和風險的函數(shù)，融資企業(yè)的目標函數(shù)是關(guān)于利率和預(yù)期收益的函數(shù)。融資企業(yè)的借款成本越高即利率越高，將借款投放到高風險項目上的可能性就越大，這樣降低了商業(yè)銀行的預(yù)期收益；同時，商業(yè)銀行從維護自己的利益出發(fā)，在衡量貸款風險和收益的情況下不會將利率提高到其預(yù)期收益開始下降的水平。在這種情況下，信貸市場出現(xiàn)了仍然存在對信貸超額需求的“市場均衡”，即信貸市場均衡除了通過利率進行價格配給外，還存在對信貸數(shù)量的配給，導(dǎo)致信貸市場均衡具有兩大特征——均衡利率和信貸配給同時存在。經(jīng)濟下行周期和經(jīng)濟繁榮周期信貸配給模型如圖1所示。

由圖1可知，當經(jīng)濟處于下行周期時，人們普遍對經(jīng)濟持悲觀預(yù)期，經(jīng)濟中的利率為r*，信貸需求曲線為Dl，信貸供給曲線為Sl，信貸市場的信貸缺口為AB。由于經(jīng)濟下行，為了“熨平”經(jīng)濟波動，中央銀行實施寬松的貨幣政策，利率下行到r1水平；而融資企業(yè)的悲觀預(yù)期會減少投資，從而信貸需求曲線往左移動至Dl1；在信貸配給程度不變的前提下，信貸供給曲線向右移動至Sl1，此時信貸需求缺口為DC。與此同時，由于商業(yè)銀行擔心收益不能覆蓋風險，信貸供給曲線向右移動的幅度變小甚至出現(xiàn)左移的現(xiàn)象，信貸需求缺口為EC，EC>DC，信貸配給程度加重。經(jīng)濟處于上行周期時，EC

由此可見，在不同的經(jīng)濟周期，信貸配給程度不同，呈現(xiàn)出順周期現(xiàn)象，導(dǎo)致貨幣政策在不同經(jīng)濟階段執(zhí)行效果不一致，即出現(xiàn)拐點，經(jīng)濟上行期的貨幣政策執(zhí)行效果優(yōu)于下行期。當經(jīng)濟出現(xiàn)波動時，貨幣政策執(zhí)行效果將會改變，從而出現(xiàn)貨幣政策執(zhí)行效果的拐點即閾值。

圖1 經(jīng)濟下行周期和經(jīng)濟上行周期信貸配給模型

三、實證分析

1. 變量選取及數(shù)據(jù)來源

本文主要研究貨幣政策信貸通道對貨幣政策執(zhí)行效果的影響。影響產(chǎn)出的因素主要有財政政策和貨幣政策，而金融市場的發(fā)展程度直接影響商業(yè)銀行的信貸配給行為和企業(yè)的融資行為。所以，本文以財政支出、貨幣供給量、金融市場規(guī)模、價格水平作為研究變量。財政支出采用國家季度財政支出(不含債務(wù)還本)當期值G作為財政政策變量；考慮到貨幣近似替代物及替代程度的不斷加強，采用貨幣和準貨幣M2供應(yīng)量期末值作為貨幣政策變量；金融發(fā)展程度采用銀監(jiān)會公布的銀行業(yè)金融機構(gòu)資產(chǎn)負債表中的總資產(chǎn)SCALE作為代理變量；產(chǎn)出采用國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP當季值作為產(chǎn)出變量；價格水平用P表示(根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的CPI計算得到)。道德風險在一定程度上反映了信息不對稱的程度，本文采用銀監(jiān)會公布的不良貸款率R作為信息不對稱的量化指標。

將2003年第一季度到2016年第四季度所有數(shù)據(jù)經(jīng)過價格調(diào)整為實際值，采用X11法對數(shù)據(jù)進行季節(jié)調(diào)整。所有變量經(jīng)過對數(shù)處理，國內(nèi)生產(chǎn)總值記為ln GDPt，財政支出記為lnGt，貨幣供給記為lnM2t，金融發(fā)展程度記為ln SCALEt，價格水平記為lnPt。數(shù)據(jù)來自國家數(shù)據(jù)網(wǎng)、銀監(jiān)會網(wǎng)和中國人民銀行網(wǎng)站。

2. 模型設(shè)定及分析

(1) 貨幣政策非對稱性實證檢驗。采用向量自回歸模型(VAR)進行分析，將研究對象的方差分解，得到各個經(jīng)濟序列對應(yīng)變量預(yù)測方差的貢獻大小。

貨幣政策非對稱性主要研究緊縮性和擴張性貨幣政策對產(chǎn)出的貢獻率，所以該部分的實證模型是構(gòu)建不同方向的貨幣沖擊對產(chǎn)出變動的貢獻率模型。名義貨幣供給量取決于名義GDP、通貨膨脹率。通過構(gòu)建貨幣供給量M2、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、價格水平P的VAR模型得到貨幣沖擊U。進一步構(gòu)建國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP、財政支出G、金融市場規(guī)模SCALE和貨幣沖擊U的VAR模型，通過對國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的方差分解得到不同方向貨幣沖擊對國內(nèi)生產(chǎn)總值變動的貢獻率。

貨幣供給過程可表示為

ΔlnM2t=α+∑βΔln GDPt-q+∑ηΔlnPt-p+

∑γΔlnM2t-s+μt

(1)

(2)

表1為相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計，表2為變量的單位根檢驗結(jié)果。由表2可知，原變量單位根的絕對值均小于臨界值，為非平穩(wěn)序列，但經(jīng)一階差分后為平穩(wěn)時間序列，故可以構(gòu)建VAR模型。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

根據(jù)式(1)建立VAR模型，首先確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，具體如表3所示。由表3可知，似然比檢驗(LR)、最終誤差預(yù)測準則(FPE)、赤池準則(AIC)的最優(yōu)滯后階數(shù)均為4，并且在10%的水平上顯著。因此，可以確定VAR模型為4階滯后模型，根據(jù)模型(1)、(2)可得到正反兩個方向的貨幣沖擊序列，其對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率可表示為式(3)。

表2 各變量單位根檢驗結(jié)果

注：c、t、p分別為單位根檢驗中的常數(shù)項、趨勢項與滯后階數(shù)；**、***分別為在0.05、0.01水平下顯著；Δ為對原變量取一階差分，下同。

表3 模型(1)的最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

注：*為在0.1水平下顯著，下同。

Δln GDPt=φ+∑κΔln GDPt-z+∑θUt-n+

∑πl(wèi)n SCALEt-y+∑σlnGt-e+δt

(3)

同理，對模型(3)構(gòu)建VAR模型，結(jié)果如表4所示，可以確定模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。通過對方程(3)的方差分解，可得到U1、U2對GDP預(yù)測方差的貢獻率，具體如表5所示。由表5可知，U1為正向的貨幣沖擊，U2為反向的貨幣沖擊?？梢钥闯鯱1的百分比明顯小于U2的百分比，U2約為U1的4倍，說明正向的貨幣沖擊對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率小于反向的貨幣沖擊對國內(nèi)生產(chǎn)總值的貢獻率。

表4 模型(3)的最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

(2) 貨幣政策閾值測度。通過構(gòu)建TAR模型研究貨幣政策的閾值，對國內(nèi)生產(chǎn)總值、財政支出、貨幣供給量、金融市場規(guī)模構(gòu)建VAR模型，建立國內(nèi)生產(chǎn)總值為因變量的多項式自回歸分布滯后模型。首先，將每一季度的貨幣增量從小到大進行排序。其次，從排序后的序列中前后各去除7個樣本得到新的序列，將新序列中的每一個數(shù)值作為準閾值進行回歸，得到相對應(yīng)的SSR序列，準閾值和真實閾值越接近，SSR越小。所以，SSR序列圖的最低點便是所要估計的閾值。

表5 Δln GDP方差分解結(jié)果

模型的一般形式可設(shè)定為

∑βΔln GDPt-e+∑κΔlnGt-p+∑αΔlnM2t-s+

∑γΔln SCALEt-h+ξt

(4)

由表1可知，模型(4)中的原變量在一階差分以后為平穩(wěn)序列，因此可將模型(4)轉(zhuǎn)化為誤差修正模型，即

Δln GDPt=∑βΔln GDPt-e+∑κΔlnGt-p+

∑αΔM2t-s+∑γΔ SCALEt-h+

ηecmt-1+ξt

(5)

根據(jù)t、AIC、SC、DW數(shù)值，可確定模型(5)的最優(yōu)滯后階數(shù)，具體如表6所示。

表6 模型(5)的最優(yōu)滯后階數(shù)選擇

由表6可知，滯后3階的擬合效果比較顯著，因此模型(5)可表示為

ηecmt-1+ξt

(6)

根據(jù)Chan(1993)的方法，采用季度數(shù)據(jù)對我國信貸配給的閾值進行估計。閾值設(shè)為ΔM2*，估計方程設(shè)定為

φΔlnGt+φΔlnM2t-1+

(7)

式中：a為權(quán)重，當ΔlnM2t-1>ΔlnM2*時，a=1；當ΔlnM2t-1<ΔlnM2*時，a=0。

以ΔlnM2*為分界點，分別對兩邊的樣本進行估計。首先對ΔlnM2進行排序，為了確保閾值兩邊有適當?shù)挠^測值，分別從最低點和最高點去掉樣本的17%，把剩下的觀測值作為潛在閾值代入模型(7)進行估計。本文共有56個觀測值，對觀測值進行排序，分別去掉兩端的34%，剩下36個觀測值，將每個觀測值作為潛在閾值代入模型(7)，得到每個潛在閾值對應(yīng)的SSR，潛在閾值和真實閾值越接近，SSR越小。對應(yīng)排序后的數(shù)據(jù)做SSR序列圖(見圖2)，尋找最低點(閾值點)，得到閾值的一致估計。表7為每個潛在閾值和其對應(yīng)的SSR值。

圖2 SSR序列

表7 根據(jù)模型(6)得到的殘差平方和

注：表中的Q表示季度。

通過模型(7)對數(shù)據(jù)的計量，得出36個觀測值SSR序列圖的最低點分別為2004、2007、2011和2013年，對應(yīng)的ΔlnM2數(shù)值分別為0.018 45、0.028 61、0.016 89、0.026 82。

不良貸款的發(fā)生在一定程度上反映了企業(yè)發(fā)生道德風險的概率，因此可以進一步利用銀監(jiān)會公布的我國2003—2016年的不良貸款率來側(cè)面反映我國經(jīng)濟運行和信息不對稱情況，具體如圖3所示。

圖3 2004—2016年不良貸款率情況

由圖3可知，我國的不良貸款率2004—2009年一直處于下降的階段，2010—2013年基本處于穩(wěn)定狀態(tài)，2014年以后小幅攀升。不良貸款率走勢與所估計的金融市場信貸配給一致。

四、結(jié)論與啟示

基于金融市場的信息不對稱理論和信貸配給理論，采用2003—2016年季度數(shù)據(jù)，利用向量VAR模型、脈沖效應(yīng)函數(shù)和方差分解對我國貨幣政策執(zhí)行效果進行了實證研究，得出以下三點結(jié)論：

(1) 不同效應(yīng)搭配下的貨幣政策執(zhí)行效果存在非對稱性，緊縮性的貨幣政策執(zhí)行效果約為擴張性貨幣政策效果的4倍左右。

(2) 進一步運用TAR模型對貨幣供給量的閾值進行估計得出，貨幣供給量在不同的貨幣執(zhí)行區(qū)間存在顯著閥值。根據(jù)計算結(jié)果，2004年貨幣供給量的閾值為0.018，2007、2011、2013年的閾值分別為0.028、0.016和0.026。

(3) 通過實證發(fā)現(xiàn)，貨幣政策的閾值2003—2016年呈上升態(tài)勢，其中2008年受亞洲金融危機的影響出現(xiàn)了下降，隨后逐步回升。這表明我國信貸配給程度在不斷減輕，貨幣政策傳導(dǎo)阻礙減少，但是貨幣政策的非對稱性仍然較為明顯。

根據(jù)上述結(jié)論，我們得到以下兩點啟示：

(1) 加強金融市場制度建設(shè)，強化金融市場的有效監(jiān)管。貨幣政策作用的有效發(fā)揮需依賴不斷完善的金融市場制度，應(yīng)積極推進利率市場化改革，使我國的存貸款利率更加符合市場選擇，減少由于制度不完善而造成的金融資源錯配及其低效率。同時，有效的金融監(jiān)管是貨幣政策傳導(dǎo)機制暢通的保障，可以為貨幣政策作用的有效發(fā)揮提供健康的金融環(huán)境。

(2) 創(chuàng)新信貸資產(chǎn)金融產(chǎn)品，完善資本市場融資渠道。商業(yè)銀行可通過信貸資產(chǎn)支持證券的形式將信貸資產(chǎn)證券化，利用公開市場廣泛的信息優(yōu)勢在證券市場將信貸資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓，實現(xiàn)資金回籠。這不僅降低了商業(yè)銀行風險，而且提高了貨幣的周轉(zhuǎn)速度，實現(xiàn)了金融資源配置效率的最大化。與此同時，貨幣政策的傳導(dǎo)主要通過商業(yè)銀行來完成，在很大程度上限制了融資企業(yè)獲得貸款的途徑，融資企業(yè)與商業(yè)銀行的間接融資成本也比較高，加大了實體融資企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營壓力。因此，積極發(fā)展資本市場、拓展各種間接和直接融資途徑有利于緩解融資企業(yè)融資難的問題。