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    信貸條件、信貸流向及其對(duì)信貸政策的影響:基于家庭部門的實(shí)證分析

    2015-11-13 00:35:30許桂華孔小偉
    關(guān)鍵詞:流向抵押信貸

    許桂華,孔小偉

    (東莞理工學(xué)院經(jīng)濟(jì)貿(mào)易系,廣東東莞523808)

    一、引言及文獻(xiàn)綜述

    家庭作為房?jī)r(jià)與消費(fèi)的重要承載體,一直是貨幣當(dāng)局與學(xué)界關(guān)注的焦點(diǎn)。一直以來(lái),貨幣當(dāng)局通過(guò)各種信貸政策調(diào)控以期達(dá)到穩(wěn)定房?jī)r(jià)和促進(jìn)消費(fèi)增長(zhǎng)兩大目標(biāo)的協(xié)調(diào)。然而,從實(shí)際情況看,房?jī)r(jià)的高企以及消費(fèi)增長(zhǎng)的乏力表明現(xiàn)有信貸調(diào)控模式難以實(shí)現(xiàn)家庭部門兩大目標(biāo)的平衡。盡管在以間接融資為主導(dǎo)的金融格局下,尤其是經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的特殊時(shí)期,信貸政策是較為重要的金融調(diào)控手段(高玉澤和徐忠,2012)[1],然而這種調(diào)控更多是貨幣當(dāng)局基于信貸市場(chǎng)供求信息所做出的,主要采用的是總量信貸調(diào)控的思路,這直接限制了信貸政策有效發(fā)揮的空間。

    理論上講,信貸政策能否有效發(fā)揮作用取決于兩方面的因素。一是信貸條件,即信貸政策能否有效地改變經(jīng)濟(jì)主體所面臨的信貸環(huán)境,如果信貸政策能有效改變信貸條件,就可以間接通過(guò)信貸條件對(duì)經(jīng)濟(jì)主體產(chǎn)生約束進(jìn)而改變經(jīng)濟(jì)主體借貸行為;二是信貸流向,即信貸資源的配置方向,金融經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)內(nèi)生結(jié)構(gòu)性差異可能造成信貸流向具有非平衡性。歷年房地產(chǎn)信貸調(diào)控失效表明現(xiàn)有的總量信貸政策并沒有充分考慮到以上兩大因素對(duì)信貸政策效果產(chǎn)生的潛在影響。首先,從信貸條件看,現(xiàn)有信貸政策的決策更多是基于信貸市場(chǎng)供求信息(信貸供求變化對(duì)信貸條件產(chǎn)生的影響)做出的,而沒有考慮到非市場(chǎng)信息對(duì)信貸條件產(chǎn)生的影響。事實(shí)上,金融制度的變遷必然影響到信貸條件的變化,從世界各國(guó)金融發(fā)展趨勢(shì)看,金融創(chuàng)新和去監(jiān)管化必然導(dǎo)致信貸條件長(zhǎng)期趨于寬松,這在一定程度上增強(qiáng)了經(jīng)濟(jì)主體信貸獲取能力,部分抵消了信貸政策的作用空間。其次,從信貸流向看,即使信貸條件是相同的,但由于內(nèi)在金融經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)性差異所造成的信貸流向的非平衡性,比如同等信貸條件可能使信貸資源更多流向房地產(chǎn)領(lǐng)域而非消費(fèi)領(lǐng)域,現(xiàn)有的總量信貸調(diào)控模式難以兼顧到這種非平衡性。

    有關(guān)信貸條件的研究可以分為市場(chǎng)因素和非市場(chǎng)因素兩個(gè)方面。在市場(chǎng)因素方面,主要分析信貸政策如何通過(guò)改變信貸市場(chǎng)供求關(guān)系,進(jìn)而影響信貸條件。Ericsson等(1998)把短期利率與實(shí)際利率作為衡量貨幣政策中間目標(biāo)的指標(biāo),并對(duì)其進(jìn)行加權(quán)平均構(gòu)造了貨幣條件指數(shù)(Monetary Conditions Index,MCI)[2]。Goodhart和Hofmann(2001)在MCI基礎(chǔ)上加入了股票價(jià)格指數(shù)與房地產(chǎn)價(jià)格指數(shù),發(fā)展出金融條件指數(shù)(Financial Conditions Index,F(xiàn)CI)[3]。國(guó)內(nèi)學(xué)者的研究主要包括運(yùn)用不同計(jì)量方法估算中國(guó)FCI:王寶玉(2005)[4]運(yùn)用 VAR 方法,封北麟和王貴民(2006)[5]運(yùn)用GMM方法,陸軍和梁靜瑜(2007)[6]運(yùn)用聯(lián)立方程方法,王雪峰(2010)[7]運(yùn)用狀態(tài)空間方法,以及戴國(guó)強(qiáng)和張建華(2009)[8]的 FCI 與貨幣政策傳導(dǎo)等方面[4-8]。在非市場(chǎng)因素方面,主要探索金融制度變化對(duì)信貸條件可能造成的潛在影響。Muellbauer和Murphy(1993)選取貸款—價(jià)值比(LVRS),并對(duì)抵押貸款利率、房屋價(jià)格—收入比進(jìn)行回歸,樣本分為1980前后兩個(gè)時(shí)期,實(shí)證結(jié)果表明金融自由化對(duì)信貸條件變化有顯著影響[9]。Caporale和Williams(2001),F(xiàn)ernandez-Corugedo和 Price(2002)運(yùn)用不同時(shí)期的數(shù)據(jù),實(shí)證發(fā)現(xiàn)金融自由化促使家庭信貸條件長(zhǎng)期趨于寬松[10-11]。Cox和Japelli(1993)則從信貸約束的角度來(lái)研究家庭信貸條件,他們運(yùn)用家庭消費(fèi)調(diào)查數(shù)據(jù)估算1983年面臨信貸約束美國(guó)家庭的比例,結(jié)果表明金融自由化弱化了美國(guó)家庭面臨的信貸約束[12]。Lyons(2003)從家庭承擔(dān)債務(wù)的能力來(lái)研究信貸條件,研究結(jié)果表明金融自由化增加了家庭承擔(dān)債務(wù)的能力[13]。Goodhart,Hofmann和Segoviano(2004)提出,金融自由化及某種順周期資本規(guī)定的建立改變了信貸條件,導(dǎo)致商業(yè)周期更加明顯的繁榮與蕭條交替[14]。Fernandez-Corugedo和Muellbauer(2006)認(rèn)為信貸條件應(yīng)反映金融制度的變化,隨著金融創(chuàng)新及放松管制,金融制度變遷長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)造成信貸條件趨于寬松[15]。

    有關(guān)信貸流向的研究更多集中在企業(yè)層面。一是企業(yè)規(guī)模直接影響信貸流向。Fisher(1999),Atanasova和 Wilson(2003)研究發(fā)現(xiàn)小企業(yè)相對(duì)于大企業(yè)面臨更強(qiáng)的信貸約束,同等的信貸環(huán)境將使信貸資源更多流向大企業(yè)[16-17]。胡海鷗和虞偉榮(2003),劉明(2006)等學(xué)者均認(rèn)為,由于我國(guó)銀行和企業(yè)之間存在信息不對(duì)稱,導(dǎo)致大量信貸資金向大企業(yè)傾斜[18-19]。二是企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)也決定著信貸流向。Brandt和Li(2003)較早提出所有制“金融歧視”,即銀行貸款過(guò)多發(fā)放于國(guó)有企業(yè),民營(yíng)企業(yè)難以獲得急需的貸款[20]。方軍雄(2007),饒品貴和姜國(guó)華(2013)等國(guó)內(nèi)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)信貸資源更多流向國(guó)有企業(yè)[21-22]。

    目前,專門針對(duì)家庭部門信貸條件與信貸流向的研究較少,鑒于此,本文試圖運(yùn)用樣條函數(shù)來(lái)刻畫金融制度變化,借鑒F-C&M的分析框架來(lái)分析我國(guó)家庭部門信貸條件變化以及信貸流向,并在此基礎(chǔ)上提出能反映信貸條件變化以及信貸流向非平衡性的信貸調(diào)控思路。

    二、理論基礎(chǔ)

    從家庭信貸流向看,家庭部門的信貸資源主要配置到抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)兩大領(lǐng)域。Scott(1996)認(rèn)為抵押債務(wù)更多是通過(guò)財(cái)富抵押效應(yīng)獲取,而非抵押債務(wù)主要通過(guò)預(yù)期收入效益獲取。前者更多用于房地產(chǎn)投資,而后者更多用于消費(fèi)[23]。Muellbauer和 Murphy(1993)認(rèn)為銀行向家庭部門提供貸款主要通過(guò)限制貸款—價(jià)值比(LVRS)與貸款—收入比(LIRS)來(lái)控制信貸風(fēng)險(xiǎn),LVRS決定著家庭獲取抵押債務(wù)的能力,而LIRS決定著家庭獲取非抵債務(wù)的能力[9]。Muellbauer(1997)的研究發(fā)現(xiàn)名義利率(-)、真實(shí)利率(-)、預(yù)期利率(-)、抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)之間的利差(+)、房屋價(jià)格/收入比(+)、消費(fèi)者信心(+)、長(zhǎng)期收入與當(dāng)期收入的差額(+)、住房?jī)r(jià)格波動(dòng)率(-)、購(gòu)房者平均年齡(-)①括號(hào)中的“+”表示該變量與LVRS和LIRS正相關(guān),“-”表示該變量與LVRS和LIRS負(fù)相關(guān)。等是影響 LIRS和 LVRS的內(nèi)生變量[24]。此外,信貸條件主要對(duì)LIRS和LVRS的外部信貸環(huán)境產(chǎn)生影響。Fernandez-Corugedo和Muellbauer(2006)假定存在一個(gè)潛在的、不能直接觀測(cè)的信貸條件變量CCI可代表住戶面臨的外部信貸環(huán)境,并將上述所有影響因素作為自變量,將LIRS和LVRS作為因變量,構(gòu)造方程組如下[15]:

    其中,xit是影響LIRS和LVRS的內(nèi)生變量,殘差項(xiàng)εt和ηt近似服從正態(tài)分布。信貸條件變量CCI由線性樣條函數(shù)與信貸政策變量?jī)刹糠謽?gòu)成,樣條函數(shù)主要用來(lái)模擬金融制度的變化。

    其中,qdit為t年i季度的啞變量,代表影響信貸條件指數(shù)的金融制度因素。t年第1至第4季度的啞變量分別取值 0.25,0.5,0.75 和 1,t年之后的啞變量全部取1,t年之前的啞變量全部取0。δi為樣條函數(shù)參數(shù),同一年份不同季度的樣條函數(shù)參數(shù)相等。crt代表影響信貸條件指數(shù)的貨幣政策因素。假定h(crt)=ξcrt,并設(shè)(δ,ξ')'= φ,(qdit,crt)'=ct,ξ為貨幣政策變量對(duì)應(yīng)的參數(shù)向量,φ為樣條函數(shù)參數(shù)與貨幣政策參數(shù)構(gòu)成的向量。式(2)可以變形為:

    將(3)式代入(1)式,并用非抵押債務(wù)代替LIRS,用抵押債務(wù)代替LVRS,用來(lái)反映家庭信貸流向,用隱變量CCI反映家庭信貸條件的變化,便可構(gòu)造囊括家庭部門信貸條件與信貸流向的誤差修正方程組。

    三、指標(biāo)選取及誤差修正方程組構(gòu)建

    (一)相關(guān)指標(biāo)的選取

    本文選取家庭部門的抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)作為衡量信貸流向的兩個(gè)基礎(chǔ)變量,其受到內(nèi)生系統(tǒng)性因素和外生信貸條件的影響。Fernandez-Corugedo和Muellbauer(2006)的研究表明:對(duì)家庭抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)有直接影響的內(nèi)生因素包括人口結(jié)構(gòu)、收入、失業(yè)率、家庭財(cái)富、名義利率、實(shí)際利率、預(yù)期收入與預(yù)期利率[15],本文參照其方法,選取如下變量作為構(gòu)造誤差修正方程組的內(nèi)生變量。

    1.人口結(jié)構(gòu)特征。參加工作并具有住房需求的人群所占的比例,這部分人群所占的比例越高,對(duì)住房抵押信貸需求越大,相應(yīng)地,家庭抵押債務(wù)水平越高。

    2.收入。收入水平高低直接決定著家庭的償債能力,收入越高,家庭更容易償還債務(wù),相應(yīng)地,家庭所承擔(dān)的抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)水平越高。

    3.失業(yè)率變動(dòng)。失業(yè)率可以作為衡量家庭預(yù)期收入水平的變量,能反映家庭面臨的不確定性。如果失業(yè)率越高,家庭預(yù)期收入水平越低且面臨的不確定性越大,家庭能獲得抵押信貸與非抵押信貸能力越弱。

    4.家庭財(cái)富存量。家庭部門的財(cái)富構(gòu)成包含:流動(dòng)性金融財(cái)富、非流動(dòng)性金融財(cái)富與住房財(cái)富。更高的流動(dòng)資產(chǎn)—收入比表明金融系統(tǒng)有更強(qiáng)的能力將資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為債務(wù),更多的流動(dòng)性財(cái)富將增加家庭抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)水平;非流動(dòng)性財(cái)富為債務(wù)提供長(zhǎng)期的資產(chǎn)支持,非流動(dòng)性財(cái)富比率越高,家庭債務(wù)水平越高;住房財(cái)富對(duì)抵押債務(wù)具有正向影響,住房財(cái)富越多,家庭獲取抵押債務(wù)的能力越強(qiáng)。然而,住房財(cái)富對(duì)非抵押債務(wù)的影響取決于兩種債務(wù)的替代與收入效應(yīng)①抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)的替代效應(yīng)是指當(dāng)兩種債務(wù)總量是一定時(shí),抵押債務(wù)增加時(shí),非抵押債務(wù)獲取量相應(yīng)減少;收入效應(yīng)是指住房財(cái)富增加,家庭償債能力增強(qiáng),抵押債務(wù)的增加會(huì)促進(jìn)非抵押債務(wù)的增加。的力量對(duì)比。

    5.名義利率。名義利率越高,家庭償還債務(wù)的壓力越大,將減少個(gè)人承擔(dān)債務(wù)的數(shù)量。名義利率越高,家庭的抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)水平越低。

    6.真實(shí)利率。真實(shí)利率通過(guò)兩個(gè)渠道影響家庭債務(wù)的承擔(dān)。首先,真實(shí)利率越高,家庭每期償還的債務(wù)越多,將減少債務(wù)的承擔(dān);其次,真實(shí)利率提高將增加儲(chǔ)蓄的收益,提高當(dāng)前消費(fèi)的價(jià)格,減少家庭非抵押債務(wù)。

    7.預(yù)期收入。個(gè)人會(huì)平滑自己的消費(fèi),當(dāng)預(yù)期將來(lái)有更高的收入增長(zhǎng),他會(huì)增加住房與非住房商品的消費(fèi)。在給定的當(dāng)前收入水平下,預(yù)期收入越高,家庭可能選擇承擔(dān)越多的債務(wù)。

    8.預(yù)期利率。一年以上利率與一年以下利率的差額可以反映市場(chǎng)對(duì)于短期利率變動(dòng)方向的判斷,如果兩者利差增大,表明未來(lái)利率有上升的趨勢(shì),這樣家庭債務(wù)水平趨于下降。

    另外,外生因素方面,金融制度變化和信貸政策調(diào)整均對(duì)家庭抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)產(chǎn)生影響。用樣條函數(shù)刻畫金融制度變化,用存款準(zhǔn)備金率RR、央行購(gòu)債增長(zhǎng)率①央行購(gòu)債增速用貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表中“對(duì)政府債權(quán)”項(xiàng)的增長(zhǎng)率表示。CBB和再貼現(xiàn)貸款增長(zhǎng)率②再貼現(xiàn)貸款增速用貨幣當(dāng)局資產(chǎn)負(fù)債表中“對(duì)存款貨幣銀行債權(quán)”項(xiàng)的增長(zhǎng)率表示。RED作為信貸政策變量,以構(gòu)建信貸條件隱變量。

    (二)數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

    本文選取2002年第1季度至2013年第4季度的數(shù)據(jù)來(lái)估算家庭部門信貸條件指數(shù)。對(duì)于人口特征變量使用首次購(gòu)房者比例FTBS代替,其計(jì)算參照F-C&M的方法,即24~34歲城鎮(zhèn)人口數(shù)除以總城鎮(zhèn)人口數(shù)。用2000年和2010年人口普查年齡結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù),分別向前和向后推算加總得到20~34歲城鎮(zhèn)人口數(shù),并將2000年和2010年兩年的數(shù)值求均值,以減少城鎮(zhèn)化進(jìn)程帶來(lái)的誤差。為了控制收入轉(zhuǎn)移帶來(lái)的影響,用城鎮(zhèn)居民可支配收入YD代表收入水平。財(cái)富變量包括:流動(dòng)性財(cái)富LIW,等于現(xiàn)金與居民存款之和;非流動(dòng)性金融財(cái)富ULIW,等于家庭部門持有的流動(dòng)股市值③將1992年以來(lái)商品房銷售額逐季累加,可以得到每期居民住房財(cái)富的近似值。;住房財(cái)富HW,等于房屋銷售額的累加值④據(jù)《中國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)展報(bào)告》數(shù)據(jù),截至2007年底,中國(guó)股票市場(chǎng)中機(jī)構(gòu)投資者占比達(dá)49%,近幾年其占比已超出50%,平均來(lái)看,個(gè)人投資者投資約占中國(guó)股票流通市值的50%。。失業(yè)率UNR用城鎮(zhèn)失業(yè)登記率代替。名義利率INT用貨幣市場(chǎng)基準(zhǔn)利率(3個(gè)月)來(lái)替代,將日利率按季度平均求出季平均利率。由于人民銀行在制定存貸款基準(zhǔn)利率時(shí)會(huì)參照這一利率,所以該利率在某種程度上可以反映存貸款利率。實(shí)際利率REAL用名義利率減去通脹率以消除物價(jià)的影響,通貨膨脹用CPI同比增速表示。預(yù)期利率IEXP等于10年期國(guó)債到期收益率與貨幣市場(chǎng)基準(zhǔn)利率差額。預(yù)期收入變動(dòng)額INCEXP等于永久性收入與當(dāng)期收入的差額。參考Muellbauer和 Murphy(1993)的估計(jì)方法,假定家庭在每期用最近X期的收入觀測(cè)值來(lái)預(yù)測(cè)未來(lái)K期的收入,并用預(yù)測(cè)的收入作為永久收入減去當(dāng)前收入,再對(duì)兩者差額進(jìn)行貼現(xiàn)[9],如式(4)所示。

    (三)誤差修正方程組構(gòu)造

    參照F-C&M的分析框架,構(gòu)造誤差修正方程組如下:

    其中,yt=(SDt,USDt)',xt=(YDt,LIWt,ULIWt,HWt,REALt,F(xiàn)TBSt)',et為誤差項(xiàng),νt=(ΔINTt,ΔUNRt,ΔINCEXPt,ΔIEXPt)',由于信貸條件CCI是不可觀察變量,不能單列方程進(jìn)行估計(jì),必須將CCI的變量作為自變量一同并入式(5)。假定CCI能用分段樣條函數(shù)與信貸政策變量之和表示,其函數(shù)形式為:

    將(6)式代入(5)式,對(duì)矩陣θ進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理,即假定信貸條件指數(shù)每增加1單位將引起抵押債務(wù)SDt增加1單位,非抵押債務(wù)USDt增加γ單位,則矩陣θ的對(duì)角元素為1和γ。得到最終誤差修正方程組如下:

    表1 選取指標(biāo)的內(nèi)涵、數(shù)據(jù)來(lái)源及處理方法

    表2 變量的統(tǒng)計(jì)性描述

    四、實(shí)證步驟、結(jié)果及分析

    (一)實(shí)證步驟

    首先,參照 Muellbauer和 Murphy(1993)的方法對(duì)城鎮(zhèn)居民預(yù)期收入變動(dòng)額進(jìn)行估算[9]。將1998年第一季度至2001年第四季度共16季度的數(shù)據(jù)作為第一個(gè)子樣本,用城鎮(zhèn)居民可支配收入滯后1~5期作為自變量對(duì)本期進(jìn)行回歸,并動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)未來(lái)12期數(shù)值,然后用貼現(xiàn)因子0.85計(jì)算2002年第一季度的預(yù)測(cè)值。不斷重復(fù)該步驟一直到2013年第三季度,共有48個(gè)子樣本可估算出2002年第一季度至2013年第四季度的預(yù)期收入變動(dòng)額。從表2可以看出,家庭部門的主要債務(wù)是抵押債務(wù),均值為37692億元,非抵押債務(wù)占比較小,僅為9005億元。首次購(gòu)房者比例為25.8%。城鎮(zhèn)居民可支配收入均值為25107億元。流動(dòng)性財(cái)富、非流動(dòng)性財(cái)富與住房財(cái)富分別為25.8萬(wàn)億元,4.2萬(wàn)億元與15.1萬(wàn)億元①由于使用的指標(biāo)、數(shù)據(jù)處理方法存在的差異,可能會(huì)與實(shí)際情況有一定的偏差。。具體各變量均值、最小值與最大值可參見表2。

    其次,對(duì)變量進(jìn)行變換。為了消除經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的趨勢(shì)影響,用城鎮(zhèn)居民可支配收入對(duì)抵押債務(wù)變量、非抵押債務(wù)變量、流動(dòng)性財(cái)富、非流動(dòng)性財(cái)富以及住房財(cái)富進(jìn)行平減。另外,對(duì)上述平減后的變量、首次購(gòu)房者比例、城鎮(zhèn)居民可支配收入、失業(yè)率進(jìn)行對(duì)數(shù)變換,以保證數(shù)據(jù)更加平滑。

    最后,選擇估算方法。極大似然估計(jì)(ML)通過(guò)概率密布分布來(lái)估算總體參數(shù),不要求誤差項(xiàng)必須服從某種分布,是一種更廣泛的估計(jì)方法,尤其在非線性方程組中能夠保證估計(jì)的參數(shù)更有效,但難以克服內(nèi)生性問(wèn)題。為了克服內(nèi)生性問(wèn)題,本文用首次購(gòu)房者比例、流動(dòng)財(cái)富、非流動(dòng)財(cái)富、住房財(cái)富、城鎮(zhèn)居民可支配收入、名義利率、真實(shí)利率、失業(yè)率、預(yù)期利率和預(yù)期收入變動(dòng)額等內(nèi)生變量的滯后一期,以及抵押債務(wù)、非抵押債務(wù)、存款準(zhǔn)備金率、央行購(gòu)債量、再貼現(xiàn)貸款增長(zhǎng)率等外生變量作為工具變量,并用兩階段最小二乘估算出方程組的協(xié)方差矩陣,并將期協(xié)方差矩陣代入極大似然函數(shù),運(yùn)用完全信息極大似然(FIML)估計(jì)方法對(duì)方程組參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

    (二)實(shí)證結(jié)果及分析

    從表3的估計(jì)結(jié)果看,短期來(lái)看,風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)家庭信貸流向產(chǎn)生了顯著影響。在抵押債務(wù)方面,預(yù)期收入變動(dòng)對(duì)抵押債務(wù)的影響最大,預(yù)期收入每增加1%,將促進(jìn)抵押債務(wù)增加約1%。其次是失業(yè)率變動(dòng),失業(yè)率每上升1%,將導(dǎo)致抵押債務(wù)減少0.84%。預(yù)期利率影響最小,其每上升1%,將導(dǎo)致抵押債務(wù)減少約0.1%。值得注意的是名義利率對(duì)抵押債務(wù)影響不顯著,這表明使用利率調(diào)控房?jī)r(jià)效果有限。在非抵押債務(wù)方面,失業(yè)率這一風(fēng)險(xiǎn)因素對(duì)非抵押債務(wù)影響最大,失業(yè)率每增加1%將促使非抵押債務(wù)減少約3%,主要原因可能是非抵押債務(wù)獲取受收入的支配較大,失業(yè)率上升將直接減少家庭的收入來(lái)源。預(yù)期利率、名義利率均與非抵押債務(wù)呈反向變動(dòng)關(guān)系,其上升1%將導(dǎo)致非抵押債務(wù)分別減少約0.9%和0.7%。比較來(lái)看,失業(yè)率對(duì)抵押債務(wù)的影響小于非抵押債務(wù),主要原因是抵押債務(wù)更多受財(cái)富抵押效應(yīng)的影響,受當(dāng)期收入影響較小。名義利率對(duì)非抵押債務(wù)有顯著影響,而對(duì)抵押債務(wù)沒有顯著影響,原因可能是抵押債務(wù)在財(cái)富效應(yīng)作用下對(duì)利率反映不敏感,而非抵押債務(wù)主要用于消費(fèi),對(duì)利率反映更為敏感。值得注意的是,預(yù)期收入對(duì)抵押債務(wù)影響較大,但對(duì)非抵押債務(wù)影響不顯著。

    長(zhǎng)期來(lái)看,收入因素以及財(cái)富因素均對(duì)住戶信貸流向造成了顯著影響。從收入因素看,城鎮(zhèn)居民可支配收入變動(dòng)對(duì)抵押債務(wù)的影響小于非抵押債務(wù),城鎮(zhèn)居民可支配收入每增加1%,將促使兩者分別增加0.4%和3.7%,表明抵押債務(wù)更多受財(cái)富抵押效應(yīng)的影響。從財(cái)富因素看,流動(dòng)性財(cái)富對(duì)抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)均具有正向促進(jìn)效應(yīng),流動(dòng)性財(cái)富每增加1%,將促使兩者分別增加3.1%和10%,表明流動(dòng)性財(cái)富對(duì)非抵押債務(wù)影響更大,主要原因可能是流動(dòng)性財(cái)富可以迅速轉(zhuǎn)化為收入,起到平滑當(dāng)期收入的作用。住房財(cái)富對(duì)抵押債務(wù)具有正向促進(jìn)效應(yīng),而對(duì)非抵押債務(wù)具有負(fù)向促進(jìn)效應(yīng),具體地,住房財(cái)富每增加1%,將造成抵押債務(wù)增加4.2%,非抵押債務(wù)減少4.9%,這說(shuō)明住房財(cái)富對(duì)非抵押債務(wù)的替代效應(yīng)大于收入效應(yīng),即房?jī)r(jià)上漲導(dǎo)致住戶信貸更多向抵押債務(wù)傾斜。此外,股票等非流動(dòng)性財(cái)富對(duì)非抵押債務(wù)具有正向促進(jìn)效應(yīng)。從外部信貸條件看,同等的信貸條件對(duì)抵押債務(wù)的影響大于非抵押債務(wù),這表明在寬松信貸環(huán)境下,更多的信貸資源流向了房地產(chǎn),而較少地用于消費(fèi)。

    表3 誤差修正方程組的完全信息極大似然估計(jì)值(FIML)

    表4 模擬金融制度變化的樣條函數(shù)系數(shù)的估計(jì)值

    表4列出了2002~2013年金融制度變化的樣條函數(shù)系數(shù)估計(jì)值。在金融改革和金融工具創(chuàng)新的作用下,我國(guó)金融制度不斷趨于寬松,只有少數(shù)年份,金融制度出現(xiàn)了短暫的逆轉(zhuǎn),但在實(shí)證上不顯著。這表明金融制度具有驅(qū)動(dòng)住戶信貸環(huán)境趨于寬松的長(zhǎng)效機(jī)制,不應(yīng)忽視金融制度對(duì)住戶信貸條件的影響。

    表5 貨幣政策變量的估計(jì)值

    表5列出了貨幣政策變量的估計(jì)值,存款準(zhǔn)備金率與住戶信貸條件指數(shù)呈反向變動(dòng)關(guān)系,存款準(zhǔn)備金每上升1%,將導(dǎo)致住戶信貸條件指數(shù)下降約0.4%,央行購(gòu)債增長(zhǎng)率與再貼現(xiàn)貸款增長(zhǎng)率同住戶信貸條件指數(shù)呈同向變動(dòng)關(guān)系,兩者上升1%,將促使住戶信貸條件變量分別上升0.02%和0.06%。在這三個(gè)貨幣政策變量中,存款準(zhǔn)備金對(duì)住戶信貸條件變量影響最大,表明存款準(zhǔn)備金是較為猛烈的貨幣政策工具。

    綜合來(lái)看,盡管我國(guó)實(shí)施了緊縮的信貸政策以應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲,但由于金融制度長(zhǎng)期趨于寬松,一定程度上抵消了信貸政策的作用空間。圖1給出了信貸條件與貨幣政策調(diào)整走勢(shì)圖(實(shí)線表示信貸條件變動(dòng),虛線表示貨幣政策調(diào)整),從圖中可以看出,信貸條件一直處于上升的趨勢(shì),這表明家庭部門面臨的外部信貸條件一直較為寬松,貨幣政策并沒有較好地改變家庭部門所面臨的信貸條件,這從一定程度上解釋了貨幣政策在調(diào)控房?jī)r(jià)方面失效的制度層面原因。

    五、結(jié)論及政策啟示

    鑒于目前信貸條件研究偏向于市場(chǎng)因素,且對(duì)信貸流向探討更多集中在企業(yè)層面,本文試圖借鑒F-C&M的分析框架,運(yùn)用樣條函數(shù)模擬金融制度變化,探討家庭部門信貸條件與信貸流向,得出如下結(jié)論:

    (1)在金融制度因素的作用下,信貸條件總體上趨于寬松。由于金融改革是我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革的重要內(nèi)容,在長(zhǎng)期改革紅利作用下,圍繞匯率、利率和金融機(jī)構(gòu)改革的有序推進(jìn),金融創(chuàng)新形式層出不窮,不斷推進(jìn)我國(guó)金融制度趨于完善,客觀上已形成了驅(qū)動(dòng)住戶信貸條件不斷趨向?qū)捤傻拈L(zhǎng)效機(jī)制。

    (2)長(zhǎng)期趨于寬松的金融制度,在一定程度上限制了信貸政策有效作用的空間。房?jī)r(jià)的過(guò)快上漲已經(jīng)成為引發(fā)我國(guó)金融不穩(wěn)定的潛在威脅,為此,貨幣當(dāng)局實(shí)施各種貨幣政策以應(yīng)對(duì)房?jī)r(jià)過(guò)快上漲,但每次調(diào)控效果并不盡如人意,這與金融制度長(zhǎng)期趨于寬松不無(wú)關(guān)系。

    (3)住戶信貸流向具有非平衡性,同等寬松的住戶信貸條件,對(duì)住戶的抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)影響程度不同。具體地,住戶信貸條件每上升1%,造成住戶抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)分別上升1%和0.14%,表明在相同的信貸環(huán)境下,信貸資源更多流向房地產(chǎn)領(lǐng)域而較少用于消費(fèi)。

    (4)短期風(fēng)險(xiǎn)因素、長(zhǎng)期收入和財(cái)富因素均對(duì)信貸流向具有非平衡性影響。這些變量對(duì)家庭抵押債務(wù)與非抵押債務(wù)的影響程度是非平衡的,表明總量信貸政策難以調(diào)節(jié)信貸的非平衡性流動(dòng)。

    貨幣當(dāng)局在制定調(diào)控房地產(chǎn)價(jià)格和消費(fèi)信貸政策時(shí),應(yīng)重視金融制度以及信貸流向的非平衡性等因素對(duì)貨幣政策產(chǎn)生的潛在影響。金融制度長(zhǎng)期趨于寬松,可能對(duì)短期的緊縮信貸政策產(chǎn)生抵消作用,一定程度上將限制房地產(chǎn)調(diào)控政策發(fā)揮的空間,貨幣當(dāng)局應(yīng)考慮金融制度對(duì)貨幣政策可能產(chǎn)生的抵消作用。家庭信貸流向的非平衡性,決定了總量信貸政策難以調(diào)節(jié)信貸結(jié)構(gòu),必須堅(jiān)持實(shí)施差別化信貸政策,以促進(jìn)家庭信貸流向趨于平衡,這樣才能兼顧平抑房?jī)r(jià)與保障消費(fèi)兩大目標(biāo)。此外,貨幣當(dāng)局還應(yīng)密切關(guān)注長(zhǎng)期收入和財(cái)富因素、短期風(fēng)險(xiǎn)因素的變化,加強(qiáng)對(duì)這些因素的調(diào)節(jié)以平衡家庭信貸流向。

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