2017年第6期(总第455期)金融理论与实践我国货币政策信贷传导有效性实证分析我国货币政策信贷传导有效性实证分析袁道强，王燕（中国人民银行驻马店市中心支行，河南驻马店463000）摘要：通过运用单位根检验、协整分析、格兰杰因果检验等计量方法，采集2004—2015年的货币、信贷、消费、物价和产出的季度数据，对我国货币政策信贷传导的效果进行实证分析表明：从中央银行货币政策到信贷市场的传导渠道是顺畅的，信贷和国内生产总值、消费者物价指数、城镇居民人均消费支出之间存在长期稳定性关系，但不明显，说明传导过程中存在一定梗塞，货币政策的传导已不再以信贷传导机制为主。
今后可以从加强信贷管理、进一步调整贷款结构、拓宽中小企业的融资渠道、鼓励发展消费贷款等方面，提高信贷传导对实体经济的支持效果。
关键词：货币政策；信贷传导；有效性文章编号：1003-4625（2017）06-0057-03中图分类号：F820.1文献标识码：A收稿日期：2017-04-01作者简介：袁道强（1971—），男，河南潢川人，本科，高级会计师；王燕（1974—），男，河南遂平人，硕士研究生，经济师。
一、引言目前，许多国家都把货币政策作为抵抗经济周期的一种重要政策工具。
与美国等市场经济发达国家相比，我国还是一个新兴市场国家，市场环境、经济主体、利率传导方式等还需要一定时间的培育与成长，这说明我国货币政策的调控环境、调控模式、传导机制等不完全等同于西方国家。
随着我国市场经济改革的持续深化和金融业的快速发展，货币政策与宏观经济调控、GDP 增长、充分就业、物价稳定等方面的关系越来越显著。
信贷传导是货币政策的主要传导手段，通过金融市场和商业银行等载体向实体经济注入货币。
因此，研究货币政策的信贷传导渠道与效应，一直是一个非常具有理论与实践意义的重要课题。
因此，本文正是从上述背景出发，研究当前由于金融市场的变化而给货币政策传导可能带来的影响，帮助我们分析影响信贷渠道传导的结构性因素，同时，提出央行提高货币政策效应的对策建议。
二、文献回顾货币政策信贷传导效应是指货币政策对银行信贷的影响，并进而对产出与物价水平的影响程度，也即是货币政策能否影响银行信贷及产出，以及能有多大程度的影响。
国外的研究方面，Bernanke 和Gertler （1995）指出，对于克服信贷市场信息不对称问题，银行信贷具有天然的比较优势，因此，信贷渠道在货币政政策传导过程中发挥着重要的作用，同时也使更多企业的融资渠道比较单一，仅仅依赖于银行贷款。
Eh-rmann(2003)也指出，银行信贷在货币政策传导中发挥的作用越重要，银行信贷对整个国民经济的影响就越大，经济发展对银行体系的依赖程度也会较高。
我国国内有大量学者对信贷渠道进行实证研究。
主要观点有两种：一是是否存在货币政策传导的信贷渠道，二是信贷渠道在我国的货币政策传导中是否占据主导地位。
大部分学者支持信贷渠道的存在，并实证分析了信贷渠道与货币渠道的关系，信贷渠道如何影响实体经济的发展。
肖新成（2009）使用VAR 模型对我国货币政策传导进行实证分析，发现货币渠道与信贷渠道同时存在，其中，短期内，信贷渠道对宏观经济的影响更为直接迅速，长期来看，货币渠道的影响更为明显[1]。
三、变量选取与数据说明由于货币供应量的统计范围不一，我们选用M0、M1、M2作为货币供应量的代表变量，用金融信贷总额（Loan ）作为货币信贷传导的代表变量。
选取2004—2015年的货币、信贷、消费、物价和产出的季度数据为研究对象。
四、模型构建与检验[2]本文运用单位根检验、协整分析、格兰杰因果检验等计量方法，对我国货币政策信贷传导的有效性57进行实证分析。
货币政策通过信贷传导，作用于最终目标的实现大致上可以分为以下两个过程：第一，货币政策变动对金融机构信贷投放的影响；第二，金融机构信贷投放最终导致总产出、消费、物价水平等的变化。
因此，相应的实证分析也将分为两步：第一，对货币政策到信贷市场的传导机制进行分析，找出中央银行货币供应量和金融机构贷款总量之间的关系；第二，对信贷市场到货币政策最终目标实现的传导机制进行分析，找出金融机构贷款总量与总产出、消费、物价水平之间的关系。
因此，变量的选择主要包括：（1）实际国内生产总值（RGDP）-经济增长代理变量；（2）消费者价格指数（CPI）-物价水平代理变量；（3）城镇居民人均消费支出（CONS）-消费代理变量。
（一）从货币政策传导到信贷市场的有效性实证分析1.单位根检验由于绝大多数经济变量都是非平稳的，直接进入回归模型会导致虚拟回归，所以首先需对变量进行平稳性检验。
我们对M0、M1、M2货币供应量指标和金融机构贷款总额（Loan）首先采用增广的迪基-富勒（ADF）检验。
检验结果如表1所示。
表1变量M0、M1、M2与Loan平稳性检验水平检验一阶差分检验变量LnLoanSALnMOSALnM1SALnM2SAD(LnLoanSA)D(LnMOSA)D(LnM1SA)D(LnM2SA)ADF检验-1.6613562.128214-0.385628-0.196475-4.849922***-11.782980***-4.783805***-5.620361***(c,t,n)(c,t,0)(c,t,0)(c,t,0)(c,t,0)(c,t,0)(c,t,0)(c,t,0)(c,t,0)临界值（1%，5%，10%）-4.165756,-3.508508,-3.184230-4.175640，-3.513075，-3.186853-4.165756，-3.508508，-3.184230-4.16575598，-3.50850794，-3.18422957-4.170583,-3.510740,-3.185512-4.170583，-3.510740，-3.185512-4.170583，-3.510740，-3.185512,-4.170583，-3.510740，-3.185512,平稳判断非平稳非平稳非平稳非平稳平稳平稳平稳平稳由表1的结果可以得知，LnM0SA、LnM1SA、LnM2SA和LnLoan SA原数列都是非平稳数列，因此不能直接采用传统回归方法对变量进行检验，避免出现谬误回归问题。
但所有变量进行一阶差分都会变成平稳的数列，因此，这些变量都是I（1）的，必须结合协整检验对这些变量之间的关系进行分析。
2.协整检验协整检验是指如果两个及其以上的时间序列是非平稳的，但是他们之间的某种组合是平稳的，则这两个及其以上变量之间存在协整关系或者长期均衡关系。
我们采用Johansen方法基于向量自回归模型对变量进行协整检验。
检验结果如表2所示。
表2Loan和各层次货币供应量协整检验结果协整变量LnMOSA，LnLoanSALnM1SA，LnLoanSALnM2SA，LnLoanSA特征值0.258842，0.0533110.105666，0.0168140.144715，0.098281似然率（L，R）16.29902，2.5200845.917112，0.78003411.94953，4.7588075%的显著水平15.49471，3.84146615.49471，3.84146615.49471，3.841466假设的协整方程数None*At most1NoneAt most1NoneAt most1*从检验结果显示，在5%的显著水平下，M0与Loan之间存在协整关系，但M1和M2与Loan之间不存在协整关系，因此根据最小二乘法建立货币供应量和Loan的长期均衡关系如下：LnLoansa=1.429112*lnm0sa-2.172694(64.75)(-9.34)R2=0.989146F=4192.144D.W.=0.331555从回归结果可以看出，回归方程拟合度较高，M0对信贷市场有显著的正相关关系，M0每变动一个百分点，金融机构贷款总额将变动1.429112个百分点。
3.格兰杰因果检验协整检验只是表明了变量间存在长期稳定的关系，但并不能明确刻画这种关系的结构和方向。
本部分采用基于向量误差修正模型的格兰杰因果检验方法进行检验。
格兰杰因果关系检验实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量的方程中，如果可以，则称这两个变量之间具有格兰杰因果检验关系。
检验结果如表3所示。
表3Loan和各层次货币供应量的格兰杰因果检验原假设DlnLoansa不是Dlnm0sa的格兰杰原因Dlnm0sa不是DlnLoansa的格兰杰原因观测数4646F1.629450.2500P0.20860.6196结果接受接受DlnLoansa不是Dlnm1sa的格兰杰原因Dlnm1sa不是DlnLoansa的格兰杰原因46460.938430.141090.33810.7090接受接受DlnLoansa不是Dlnm2sa的格兰杰原因Dlnm2sa不是DlnLoansa的格兰杰原因46463.628750.296080.06350.5892拒绝接受从上述格兰杰因果关系可以看出：Loan是M2的格兰杰原因，M0、M1与Loan之间不存在格兰杰因果关系。
（二）从信贷市场到货币政策最终目标实现的传导有效性实证分析1.单位根检验前面已经验证了Lnrgdpsa、lncpisa、lnconssa与问题探讨582017年第6期(总第455期)金融理论与实践lnLoansa的原数列为非平稳数列，所有变量一阶分差后都变成平稳的数列，因此这些变量都是I（1），需要对其进行协整检验。
2.协整检验对Loan和GDP、CPI、Cons之间进行协整检验，检验结果如表4所示。
表4GDP、CPI、Cons与Loan之间的协整关系协整变量LnrgdpSA，LnLoanSA （迹检验）LncpiSA，LnLoanSA （最大特征值检验）LnconsSA，LnLoanSA （迹检验）特征值0.267838，0.1093040.280784，0.0039380.299927，0.007150似然率（L，R）19.66524，5.32461315.16133，0.18150916.73235，0.3300695%的显著水平15.49471，3.84146614.26460，3.84146615.49471，3.841466假设的协整方程数None*At most1*None*At most1None*At most1从检验结果显示，在5%的显著水平下，GDP与Loan、CPI与Loan、Cons与Loan之间存在协整关系，因此根据最小二乘法建立货币供应量和Loan的长期均衡关系如下：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=2956.064 D.W.=1.661542从回归结果看，回归方程拟合度较高，金融机构贷款总额Loan对GDP、CPI、Cons有显著的正相关影响，但是从影响系数上看Loan对GDP、CPI、Cons的影响程度较小。
