消費信貸政策的傳導效應
——基于FAVAR模型的實證分析

李海央

(西南大學 經(jīng)濟管理學院， 重慶 400715)

一、前 言

2008年金融危機爆發(fā)至今，世界經(jīng)濟步入深度調(diào)整和轉(zhuǎn)型發(fā)展期，在這一期間，金融危機前期累積的泡沫和風險在緩慢消化，同時拉動經(jīng)濟增長的新舊動力面臨轉(zhuǎn)換接續(xù)，整體來看，世界經(jīng)濟仍處于弱復蘇周期內(nèi)。加之國際貿(mào)易格局持續(xù)分化、金融市場動蕩、地緣政治局勢緊張、恐怖主義威脅等不確定性因素都將影響消費者和投資者的信心，抑制國際間經(jīng)貿(mào)往來進而導致世界經(jīng)濟持續(xù)低迷的增長態(tài)勢，在此背景下中國的出口貿(mào)易形勢不容樂觀，此為“外患”；與此同時，中國經(jīng)濟也面臨粗放式投資型增長模式不可持續(xù)、資源環(huán)境約束持續(xù)增強、結(jié)構(gòu)調(diào)整壓力不斷加大等嚴峻挑戰(zhàn)。近年來，我國各項經(jīng)濟指標宏觀參數(shù)在外需疲軟、內(nèi)需不足及深層次結(jié)構(gòu)扭曲等力量的聯(lián)合作用下持續(xù)回落，經(jīng)濟總體下行壓力面臨持續(xù)加大態(tài)勢，此乃“內(nèi)憂”?！皟?nèi)憂外患”語境下中國經(jīng)濟趨冷態(tài)勢的紓困解難之法在于經(jīng)濟驅(qū)動引擎的合理調(diào)協(xié)與轉(zhuǎn)換，消費驅(qū)動型經(jīng)濟增長模式的核心在于提振消費以穩(wěn)定經(jīng)濟增長?；诖耍胄许槕袌鲋e——消費信貸政策的研究廣受關(guān)注，本文將研究視角定位于消費信貸政策的實施對經(jīng)濟增長和經(jīng)濟增長方式轉(zhuǎn)型的傳導效應如何，以圖為消費信貸政策的制定與實施提供一定的借鑒與參考。

二、文獻綜述

對消費信貸政策傳導及其相關(guān)效應的研究，國內(nèi)外學者多是基于貨幣政策傳導中的信貸傳導渠道的角度展開的。最早的研究可以追溯到Roosa Roosa,R.V., ,in , , : ,New York:Macmillan,1951,pp.270-295. 提出的信貸可得性理論，他論證了利率政策的有效性及作用于經(jīng)濟的途徑(影響借款人成本和改變貸款人信貸可得性)。1957年，為全面調(diào)查貨幣和信用體系的作用及運行狀況，以便為貨幣政策提供理論證據(jù)，英國成立了貨幣體系運行研究委員會，該委員會于1959年發(fā)布的《拉德克里夫報告》中，進一步強調(diào)了利率變動的流動性效應，直接把流動性作為貨幣政策傳遞的中介變量，報告提出新的傳導機制可以如下表述：貨幣供應量↑→利率↓→流動性↑→社會支出總規(guī)?！a(chǎn)出↑。Stiglitz & Weiss Stiglitz,J.E.,Weiss,A.,“Credit Rationing in Markets with Imperfect Information”, ,Vol.71,No.3,1981,pp.393-410.提出，利率渠道和資產(chǎn)價格渠道的前提假設(shè)是健全的市場機制與信息對稱，然而實際上市場是存在缺陷并且信息不對稱的，因而在一般的利率傳導渠道之外還存在其他貨幣政策傳導渠道，并據(jù)此提出了均衡信貸配給理論。Bernanke & Blinder Bernanke,B.S.,Blinder,A.S.,“Credit, Money, and Aggregate Demand”, ,Vol.78,No.2,1988,pp.435-439. 拓展了傳統(tǒng)的IS-LM模型，將信貸要素加入到傳統(tǒng)的IS-LM模型中。研究發(fā)現(xiàn)，中央銀行通過提高或降低商業(yè)銀行存款準備金的方式來調(diào)整貨幣政策，商業(yè)銀行可貸資金受到影響，導致依賴銀行貸款進行生產(chǎn)的企業(yè)與個人受到流動性約束，最后影響至實體經(jīng)濟產(chǎn)出。Bernanke & Blinder的研究強調(diào)了銀行在信貸市場中發(fā)揮的作用，這種渠道便是銀行信貸渠道。在銀行信貸渠道的研究基礎(chǔ)上，Bernanke & Gertler Bernanke,B.S.,Gertler,M.,“Agency Costs, Net Worth, and Business Fluctuations”, ,Vol.79,No.1,1989,pp.14-31. 進一步提出了資產(chǎn)負債表渠道，該渠道下貨幣政策通過影響借款人的資產(chǎn)凈值和授信能力，從而影響到銀行對其給予的授信，并影響到借款人的生產(chǎn)和消費活動，達到貨幣政策傳導作用。

從實證分析與計量方法的應用角度看，可以歸納為以下幾種：第一，多元線性回歸模型。Friedman & Schwartz Friedman,M.,Schwartz,A.J., ,1867-1960,Princeton: Princeton University Press,1963,pp.592-638. 通過對美國1867—1960年間的數(shù)據(jù)進行傳統(tǒng)的計量回歸分析，研究結(jié)論認為貨幣供應量增長率的變動是造成經(jīng)濟周期波動的主要因素，并認為貨幣政策的傳導過程直接且迅速。Karras Karras,G.,“Openness and the Effects of Monetary Policy”, ,Vol.18,No.1,1999,pp.13-26.等學者也從不同角度運用多元線性回歸模型對貨幣政策的傳導效應進行了實證檢驗。第二，VAR模型、擴展模型及脈沖響應函數(shù)。Granger Granger,C.W.J.,“Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross-Spectral Methods”,,Vol.37,No.3,1969,pp.424-438. 從計量經(jīng)濟學的角度提出了因果關(guān)系的定義，在此基礎(chǔ)上，Sims Sims,C.A.,“Money, Income, and Causality”, ,Vol.62,No.4,1972,pp.540-552. Sims,C.A.,“Macroeconomics and Reality”,,Vol.48,No.1,1980,pp.1-48. 進一步應用了向量自回歸模型(VAR)于貨幣政策變量對實際產(chǎn)出變量的作用效率研究，區(qū)別于傳統(tǒng)計量回歸分析模型的是，VAR模型不假設(shè)變量之間先驗的理論關(guān)系，可以直接使用真實數(shù)據(jù)進行分析，從而使該方法的易用性大大提升。而且，在VAR模型一般分析的基礎(chǔ)上還可以計算脈沖響應函數(shù)，進行脈沖響應分析，以此考察來自隨機擾動項一個標準差的沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響，以及可以結(jié)合方差分解分析各信息對模型內(nèi)生變量的解釋度與貢獻率。具有代表性的研究是Bernanke & Blinder Bernanke,B.S.,Blinder,A.S.,“The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission”, ,Vol.82,No.4,1992,pp.901-921.運用VAR模型探討美國貨幣政策的傳導機制，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，聯(lián)邦基金利率對實體經(jīng)濟的動態(tài)影響最為明顯。此外，Dhakal et al. Dhakal,D.,Kandil,M.,Sharma,S.C.,“Causality between the Money Supply and Share Prices: A VAR Investigation”, ,Vol.32,No.3,1993,pp.52-74. 、Kamin & Rogers Kamin,S.B.,Rogers,J.H.,“Output and the Real Exchange Rate in Developing Countries: An Application to Mexico”, ,Vol.61,No.1,2000,pp.85-109. 等學者的研究中都應用了VAR模型。近年的研究中，VAR擴展模型成為貨幣政策傳導效率研究的重要工具，其中包括結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)、貝葉斯向量自回歸模型(BVAR)、面板向量自回歸模型(PVAR)、時變參數(shù)向量自回歸模型(TVP-VAR)和因子增廣向量自回歸模型(FAVAR)等。第三，動態(tài)隨機一般均衡模型。Kydland & Prescott Kydland,F.E.,Prescott,E.C.,“Time to Build and Aggregate Fluctuations”,,Vol.50,No.6,1982,pp.1345-1370.構(gòu)造動態(tài)隨機一般均衡模型(DSGE)對經(jīng)濟周期予以研究，新凱恩斯DSGE框架下該模型采用優(yōu)化各行為主體決策的方法，即在家庭最大化其效用、廠商最大化其利潤的假設(shè)下得到各主體行為方程，該模型逐漸完善并成為了分析宏觀經(jīng)濟的有力工具。Mccallum & Nelson Mccallum,B.T.,Nelson,E.,“Nominal Income Targeting in an Open-Economy Optimizing Model”, ,Vol.43,No.3,1999,pp.553-578. 等學者在貨幣政策傳導機制的相關(guān)研究中應用了此模型。

國內(nèi)研究中，蔣瑛琨等指出20世紀90年代以來穩(wěn)定物價和經(jīng)濟增長逐步被確定為中國貨幣政策的最終目標，貨幣供應量逐步被確立為中國貨幣政策的中介目標，但信貸規(guī)模仍然起到重要的中介目標作用，實證研究結(jié)論表明貸款對通貨膨脹率和產(chǎn)出增長目標的影響最為顯著。王振山、王志強和朱正等也認為信貸渠道是貨幣政策的主要傳導渠道，其傳導效率要優(yōu)于其他傳導渠道。陸虹應用STR模型和LM統(tǒng)計檢驗方法對信貸傳導渠道的非對稱效應和對地區(qū)經(jīng)濟影響進行研究，結(jié)論認為，信貸傳導渠道存在明顯不對稱性特征，這種不對稱性對我國不同地區(qū)的影響也差異顯著。姚余棟和李宏瑾利用總量融資結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗分析，提出中國確實存在貨幣政策傳導的信貸渠道，這一渠道存在的必要條件是金融市場信息不完全。同時，在貨幣條件趨緊的情形下，宏觀經(jīng)濟放緩過程中銀行信貸供給相對不足是客觀存在的。在計量模型的選擇上，隨著計量方法應用的發(fā)展，更具科學性與適用性的模型越來越被學者所重視。有將基于經(jīng)濟、金融理論的變量之間的結(jié)構(gòu)性關(guān)系引入VAR模型的SVAR模型，用以捕捉整個傳導過程中的模型系統(tǒng)內(nèi)各個變量之間的即時結(jié)構(gòu)性關(guān)系(黃飛雪、王云；謝啟超；王曉芳等)。為了更好地刻畫我國貨幣傳導機制的時滯特征，可以應用TVP-VAR模型，研究貨幣政策沖擊作用下傳導機制的動態(tài)響應(易曉溦；陳創(chuàng)練等)。為考量宏觀經(jīng)濟中更完整的經(jīng)濟信息，采用FAVAR模型便可以解決傳統(tǒng)VAR模型中的信息缺失而導致結(jié)果不可靠等問題(沈悅等；尹力博、韓立巖；陶士貴、陳建宇)。為了更好地避免盧卡斯批判和政策的動態(tài)不一致等問題，則可以采用DSGE模型進行傳導效率的分析(李松華；楊雪等)。

從現(xiàn)有研究對信貸傳導渠道的實證分析來看，應用的計量模型較為多樣化，但仍然存在幾個問題。第一，研究視角固化?，F(xiàn)有研究過度注重對何種渠道產(chǎn)生作用的貨幣政策傳導機制研究，而忽視了單一渠道更深層次的研究；并且多是將信貸政策納入到貨幣政策傳導的框架中予以研究，認為信貸政策屬于貨幣政策的有機組成部分，包括央行、金融中介機構(gòu)、居民和企業(yè)三層經(jīng)濟主體，研究也多是針對三層經(jīng)濟主體的代理變量進行實證分析。這也導致在研究中普遍將“信貸政策”乃至“消費信貸政策”作為貨幣政策的構(gòu)成元素看待，勢必造成對研究細節(jié)的把控不足。這也導致對消費信貸政策傳導機制的研究雖多，但是沒有形成統(tǒng)一且獨立的體系。在全新經(jīng)濟形勢的挑戰(zhàn)與機遇下，我國消費信貸政策的實施必然遇到更多的阻礙因素，因此更為深入地研究勢在必行。第二，研究方法單一。從實證方法上看，現(xiàn)有研究選擇較多的仍是傳統(tǒng)的VAR模型，近年來VAR擴展模型、DSGE等模型雖然得到重視，但是應用相對較少，研究方法的單一與固化不利于對相關(guān)研究的深入探討。第三，考察不夠全面。這主要體現(xiàn)在兩個方面，其一是在現(xiàn)有研究中較少考慮信貸政策通過經(jīng)濟、社會、政治環(huán)境的影響，從而作用于實體經(jīng)濟的過程，這也導致在現(xiàn)有研究中忽視了“傳導環(huán)體”這一重要信息，信息的缺失也使得實證結(jié)果缺乏可靠性；其二是現(xiàn)有研究中多是對信貸政策的代理變量與居民消費行為的代理變量作相關(guān)關(guān)系檢驗，僅僅從消費信貸政策與居民消費行為的相關(guān)關(guān)系方面考察消費信貸政策傳導機制的有效性有失偏頗，消費信貸政策最終作用于實體經(jīng)濟應該是多方面的，從實體經(jīng)濟中不同方面的具體效應來評價消費信貸政策傳導機制的有效性顯然才更加準確。第四，研究樣本過時?，F(xiàn)有研究多集中于1999年至2010年，研究數(shù)據(jù)的獲取年份也大多在2010年以前，研究斷層明顯，對當前新常態(tài)經(jīng)濟形勢下的信貸政策制定是否仍有指導意義值得商榷。

三、概念辨析

經(jīng)濟金融領(lǐng)域“傳導機制”的概念是借鑒物理學原理并加以應用的。對政策傳導機制的定義存在狹義與廣義兩種觀點：狹義觀點中，政策傳導機制是指為實現(xiàn)特定調(diào)控目標，啟動后的政策要素在一定環(huán)境下與各類社會經(jīng)濟媒介體變量之間相互作用的過程，它側(cè)重于時間維度上政策要素的有序傳導，故也把它稱為政策的時間傳導機制；廣義觀點中，政策傳導機制還應包含空間維度上政策制定者向系列政策執(zhí)行者的縱向信息傳導過程，把它稱為政策主體間的空間傳導機制(毛燕玲、肖教燎)。要對政策傳導機制進行比較全面、深刻的認識，應首先對其傳導特性的機理進行剖析(劉超等)，政策傳導機制概念模型根據(jù)動力學理論可以作如下表述：

Inm

+1=

f

(

P

,

R

,

Tar

)

(1)

R

=

m

(

P

,

E

,

Inm

)

(2)

其中，

P

指政策變量集，如貨幣供應年度計劃、信貸投向計劃等；

R

指政策媒介體變量集，為政策的具體負載和受體，如貸款額度、利率等；

Tar

指政策最終期望目標集，是政策最終作用于實體經(jīng)濟的變量變化呈現(xiàn)，如GDP、CPI、物價水平等；

Inm

指政策中介目標集，具體含義是介于政策媒介體變量和終端目標之間的各種社會經(jīng)濟響應變量，如市場需求、房產(chǎn)購置、勞動力就業(yè)等；

E

是指政策環(huán)境系統(tǒng)，特指在政策實施過程中所涉及的社會經(jīng)濟宏觀條件；

m

和

f

分別表示媒介體反應函數(shù)和政策傳導機制；

n

代表政策傳導環(huán)節(jié)，

n

=1,2,…,

N

；

Inm

=

Φ

，表示在政策傳導初始環(huán)節(jié)政策中介目標集為空。

該政策傳導機制概念模型的深層含義可以理解為：消費信貸政策的傳導系統(tǒng)可以解構(gòu)為傳導主體、傳導客體、傳導媒介體、傳導載體、傳導環(huán)體五種組分，本文將其傳導機制歸納為：在傳導環(huán)體(政治、經(jīng)濟、社會環(huán)境等)下，傳導媒介體(信貸條件、消費信貸貸款量、貸款強度等)貫通政策傳導各環(huán)節(jié)和其他組分，消費信貸政策的制定主體(央行)借由傳導載體(法規(guī)、規(guī)章、規(guī)范性文件等)啟動政策，消費信貸政策的執(zhí)行主體(金融中介機構(gòu))調(diào)整貸款行為對傳導客體(居民)的作用引導，傳導客體調(diào)整自身市場行為實現(xiàn)中期目標(消費)并最終作用于實體經(jīng)濟(經(jīng)濟增長)。

四、計量模型

Sims提出的非限制性向量自回歸模型也稱為簡約式VAR模型，可以表述為：

Y

=

φ

(

L

)

Y

-1+

ν

(3)

上式中，

L

為滯后算子，

φ

(

L

)為滯后多項式矩陣。這一模型大量應用于貨幣政策各傳導渠道的效率分析，但根據(jù)Sims Sims,C.A.,“Interpreting the Macroeconomic Time Series Facts: The Effects of Monetary Policy”, ,Vol.36,No.5,1992,pp.975-1000. 應用于貨幣政策沖擊的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，利用VAR模型的分析會出現(xiàn)“價格之謎”，這主要是囿于該模型中存在著變量缺失。變量缺失難以避免造成的信息損失使得估計結(jié)果一定程度上反映不完全，同時模型(3)還存在過度參數(shù)化的潛在問題，導致估計的參數(shù)不穩(wěn)定，從而使得結(jié)果不穩(wěn)定。前文提到，消費信貸政策傳導機制是作用于傳導環(huán)體(主要是經(jīng)濟環(huán)境)下的，從傳導環(huán)體的宏觀經(jīng)濟信息中提取共同因子，對因子建立VAR模型，相對而言能更好地平衡VAR模型(3)的過度參數(shù)化和信息不足問題。Bernanke et al. Bernanke,B.S.,Boivin,J.,Eliasz,P.,“Measuring the Effects of Monetary Policy: A Factor-Augmented Vector Autoregressive (FAVAR) Approach”, ,Vol.120,No.1,2005,pp.387-422. 提出的FAVAR模型也正是基于這種思想，具體而言，假設(shè)

M

×1維的

Y

是研究者根據(jù)相關(guān)理論或研究目的選擇的可觀測關(guān)注變量；關(guān)注變量未包括，但富含經(jīng)濟信息且與

Y

的動態(tài)變化相關(guān)的其他因素由不可觀測的

K

×1維共同因子

F

表征。因此，F(xiàn)AVAR模型可以具體表述為：

(4)

式(4)中，

Φ

(

L

)為

p

階滯后算子多項式，

ν

是均值為零、協(xié)方差矩陣為正定矩陣

Q

的擾動向量，

Y

代表可觀測關(guān)注經(jīng)濟變量的向量，

F

表示不可觀測經(jīng)濟變量的向量。現(xiàn)實中存在大量的經(jīng)濟時間序列

X

，設(shè)其維數(shù)為

N

且

N

=

K

+

M

，如果其信息可以由維數(shù)較低的

F

和

Y

捕捉，那么由

F

和

Y

構(gòu)成的FAVAR模型則構(gòu)成一個完整的系統(tǒng)，但

F

的不可觀測性質(zhì)導致模型(4)不能被直接估計。鑒于此，假設(shè)時間序列

X

的信息可由不可觀測因子

F

和可觀測因子

Y

表述：

X

=

Λ

F

+

Λ

Y

+

e

(5)

五、實證分析

(一)變量選取與數(shù)據(jù)處理

由于2008年金融危機沖擊，盡管我國央行順應形勢對貨幣政策、信貸政策基調(diào)進行調(diào)整，但因為危機沖擊強度、政策結(jié)果時滯性等多種因素影響，我國消費信貸發(fā)展增速跌入低谷。2009年我國消費信貸顯現(xiàn)復蘇跡象，各種消費鼓勵政策組合出擊，我國消費信貸政策正式邁入創(chuàng)新發(fā)展階段?；诖?，本文的樣本期間選為2009年1月至2017年8月，數(shù)據(jù)資料來源于國家統(tǒng)計局、中經(jīng)網(wǎng)、WIND資訊、國泰安數(shù)據(jù)庫。

參照郭乃鋒等和He et al. He,Q.,Leung,P.H.,Chong,T.T.L.,“Factor-Augmented VAR Analysis of the Monetary Policy in China”, ,Vol.25,2013,pp.88-104. 的做法，宏觀經(jīng)濟信息集

X

的構(gòu)成中首先選擇79個國內(nèi)外宏觀經(jīng)濟變量的月度數(shù)據(jù)作為與關(guān)注變量相關(guān)的其他因素，對各項變量分類為以下群組：(1)實際產(chǎn)出類，包括汽車產(chǎn)量、原鹽產(chǎn)量和發(fā)電量等共26類；(2)居民消費類，包括社會消費品零售總額、商品零售總額和消費者滿意指數(shù)等共7類；(3)政府公共財政類，包括公共財政收入和公共財政支出共2類；(4)國際貿(mào)易類，包括出口額、進口額等共8類；(5)股票市場類，包括上證綜合收盤指數(shù)、深證綜合收盤指數(shù)等共4類；(6)利率類，包括同業(yè)拆借利率、間接債券回購交易成交額等共6類；(7)匯率類，包括美元兌人民幣匯率、日元兌人民幣匯率和歐元兌人民幣匯率共3類；(8)貨幣與信貸類，包括流通中貨幣、狹義貨幣和廣義貨幣等共7類；(9)通貨膨脹類，包括居民消費價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)等共6類；(10)建筑與房地產(chǎn)類，包括房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)投資完成額、國房景氣指數(shù)等共4類；(11)國際調(diào)查指數(shù)，包括亞洲五國、歐元區(qū)、美國工業(yè)信心指數(shù)與消費者信心指數(shù)共6類。除以上表征實體經(jīng)濟運行狀態(tài)的重要變量外，根據(jù)研究內(nèi)容、目的與數(shù)據(jù)可得性，本文著重關(guān)注及構(gòu)造以下10個表征消費信貸政策傳導過程與傳導結(jié)果的代理變量指標(見表1)，與以上11組變量共同組成89維宏觀經(jīng)濟信息集

X

。

表1 變量的選取

表1中，分別選擇消費信貸強度與借貸利差為代理變量表征消費信貸傳導過程中信貸條件的變動。其中，消費信貸強度的構(gòu)建參照劇錦文、常耀中的計算方式：

CCI

=個人平均信貸/個人平均可支配收入，由于數(shù)據(jù)可得性的限制，本文中編制的

CCI

=(短期消費性貸款+長期消費性貸款)/城鎮(zhèn)居民家庭人均可支配收入。借貸利差在本文中的深層含義為對信貸條件的放寬，其構(gòu)建參照樊向前、戴國海的計算方法：

CS

=5年期住房貸款利率-銀行間2個月同業(yè)拆借加權(quán)平均利率。表征消費信貸傳導結(jié)果中經(jīng)濟增長的代理變量為克強指數(shù)、工業(yè)增加值,表征經(jīng)濟增長方式的代理變量由三大需求貢獻率與拉動的季度數(shù)據(jù)經(jīng)頻率轉(zhuǎn)換而成。FAVAR模型中假定宏觀經(jīng)濟信息集

X

的分量為

x

～

I

(0)，且處理成均值為0、標準差為1的標準序列(王少平)，那么需對文中數(shù)據(jù)進行如下處理：第一，對需要進行季節(jié)調(diào)整的序列以

X

-12方法消除季節(jié)影響因素；第二，對非平穩(wěn)序列取對數(shù)或進行差分轉(zhuǎn)換為平穩(wěn)序列，盡量對同類別序列采用相同處理方法；第三，出于估計因子和建立FAVAR模型的需要，對處理后的平穩(wěn)序列數(shù)據(jù)再進行標準化處理。

(二)FAVAR模型的構(gòu)建與估計

遵循Bernanke et al.的敏感性分析思路，逐次增加

F

的因子個數(shù)并對式(5)計算共同因子，直到

F

的個數(shù)(

K

)對共同因子不產(chǎn)生實質(zhì)性影響，即可以作為最終確定的不可觀測因子個數(shù)(黃先明)。本文在因子分析過程提取的因子個數(shù)為8個時累計方差貢獻率為78.533%，為9個時累計方差貢獻率為79.494%，因此認為將因子個數(shù)確定為8個是適宜選擇。同時根據(jù)LR、AIC、SC準則綜合評判FAVAR模型的滯后階數(shù)，相應的滯后階數(shù)選擇2階。

(6)

(三)脈沖響應分析結(jié)果

1.消費信貸強度對經(jīng)濟增長及增長方式的影響

FAVAR模型中經(jīng)濟增長及增長方式對

CCI

的脈沖響應結(jié)果顯示詳見圖1，脈沖響應結(jié)果的應有之義為給予

CCI

一個單位標準差的沖擊，對

KQI

、

VA

、

CCR

、

ICR

、

ECR

、

CP

、

IP

、

EP

的影響效應，下文同。

從圖1的(1)、(2)中可以看出：

總體而言，消費信貸強度與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，受到

CCI

一個單位標準差新息的沖擊后，

KQI

和

VA

皆呈現(xiàn)明顯的正向響應，正向響應持續(xù)周期較長，以上結(jié)果意味著消費信貸強度的提高對經(jīng)濟增長具有明顯的促進作用。具體而言，

KQI

在受到

CCI

一個標準差新息的沖擊后，立即作出正向響應并迅速提升至第2期達到最高值(0.58)，正向響應持續(xù)約20個周期，其后呈一定程度的負向響應且36個周期內(nèi)仍未能收斂至均衡狀態(tài)。而

VA

在受到

CCI

一個標準差新息的沖擊后，同樣作出正向響應并提升至第2期達最高值(6.6)，其后迅速下降至第7期但仍呈平緩正向響應趨勢，至第36期已收斂至接近均衡狀態(tài)。

從圖1的(3)～(8)中可以看出：

CCR

、

CP

對

CCI

一個標準差新息沖擊的響應在第1期即為正，在第2期可達到最高值(3.5、0.27)，主要反應維持6個周期左右，其后仍呈現(xiàn)微弱正相關(guān)。受到

CCI

一個標準差新息沖擊后，

ICR

、

IP

同樣立即作出反應并于第2期達到最高值(3.4、0.26)，但與

CCR

、

CP

的響應有所不同的是第5期后開始呈現(xiàn)負向反應并持續(xù)較長周期。而

CCI

對

ECR

、

EP

一個標準差新息的沖擊在初期則產(chǎn)生負向影響，于第2期下降至最低值(-0.76、-0.061)，全部負向反應在5個周期內(nèi)結(jié)束，其后呈較長周期的正向反應。

圖1 經(jīng)濟增長及增長方式對CCI的脈沖響應

2.借貸利差對經(jīng)濟增長及經(jīng)濟增長方式的影響

從圖2的(1)、(2)中可以看出：

借貸利差變動即信貸條件的放寬對經(jīng)濟增長產(chǎn)生正向影響效應。具體而言，

KQI

在受到

CS

一個標準差新息的沖擊后，初期即作出反應且為最高值(1.47)，其后緩慢下降至第28期才開始轉(zhuǎn)向微弱的負向反應。

VA

在受到

CS

一個標準差新息的沖擊后，同樣立即作出反應并達到最高值(8.4)，正向反應持續(xù)大約18個周期。

從圖2的(3)～(8)中可以看出：

CS

對

CCR

和

CP

一個標準差新息的沖擊皆可產(chǎn)生正向影響效應。給予

CS

一個單位標準差增量后，對

CCR

在初期沖擊達到最高值(4.2)，下降至第9周期開始呈現(xiàn)微弱負向影響，在第36個周期已經(jīng)接近收斂至均衡狀態(tài)。同樣對

CP

的沖擊效應在初期為正向關(guān)系且達最高值(0.35)，其后緩慢下降至第19周期已經(jīng)收斂至均衡狀態(tài)。

ICR

、

IP

在受到

CS

一個單位標準差新息的沖擊后，立即作出正向反應并分別持續(xù)22和31個周期才收斂至均衡狀態(tài)。而受到

CS

一個單位標準差新息沖擊后，

ECR

和

EP

則作出負向響應并持續(xù)15個周期，其后呈現(xiàn)微弱正向反應后于第36期收斂至均衡狀態(tài)。

圖2 經(jīng)濟增長及增長方式對CS的脈沖響應

六、結(jié)論與啟示

深入剖析消費信貸政策傳導效應對于實施宏觀經(jīng)濟調(diào)控有著重要的啟示意義。本文將信貸政策的傳導機制視作一套獨立且完整的“多種元素相互作用的系統(tǒng)”，并將其解構(gòu)為傳導主體、傳導客體、傳導載體、傳導媒介體與傳導環(huán)體，以89維的宏觀經(jīng)濟信息集表征傳導環(huán)體，應用提取共同因子的方法，提取8個不可觀測的共同因子，與傳導媒介體(信貸條件)的表征變量——消費信貸強度和借貸利差共同構(gòu)建FAVAR模型，采用兩步主成分分析法對模型進行估計并進行脈沖響應分析，通過結(jié)果剖析我國消費信貸政策對傳導結(jié)果(經(jīng)濟增長、經(jīng)濟增長方式)的影響效應。本文的主要結(jié)論可以概括為：第一，對于經(jīng)濟增長而言，消費信貸強度的提升、借貸利差的放寬變動皆對經(jīng)濟增長具有促進作用，因為消費信貸強度對經(jīng)濟增長的影響效應于第2期達到最高值，因此認為消費信貸強度變動對經(jīng)濟增長的作用具有兩個月的政策時滯，而經(jīng)濟增長對借貸利差的放寬變動則表現(xiàn)得更為敏感；第二，對于經(jīng)濟增長方式而言，消費信貸強度的增加、借貸利差的放寬變動對最終消費支出貢獻率與最終消費支出拉動的傳導效應主要為正向關(guān)系，且影響周期較長，主要影響在半年以內(nèi)完成，持續(xù)影響則可達到三年以上。

綜上所述，在消費信貸政策傳導過程的促動下，信貸條件的完善即消費信貸強度的提升與借貸利差的改變可以推動中國經(jīng)濟的增長與增長方式的調(diào)整。根據(jù)以上結(jié)論，本文建議在消費信貸政策的具體制定與實施中，應著重考量以下因素：首先，應該對消費信貸的強度予以把控，在增加消費信貸供應量的同時，也不應忽視居民收入對經(jīng)濟增長的正面效應，二者的合理比值才是實現(xiàn)以消費驅(qū)動經(jīng)濟增長模式的長久之道；其次，應該注意消費信貸政策的傳導時滯，以本文研究結(jié)果來看，經(jīng)濟增長對消費信貸強度變動沖擊的反應較為遲緩，滯后期約為兩個月，而對借貸利差變動的反應則較為敏感，通過對政策作用時滯的分別考量可以更好地運用消費信貸政策調(diào)整工具；最后，消費信貸政策對經(jīng)濟增長、經(jīng)濟增長方式的持續(xù)影響可達三年甚至更久，可以視為居民借貸行為后還貸期與消費行為調(diào)整對經(jīng)濟增長構(gòu)成的影響，以此周期性調(diào)整信貸政策更能適應居民消費與經(jīng)濟發(fā)展形勢。本文通過FAVAR模型的應用揭示了消費信貸政策傳導機制的影響效應，并提出了具體的建議，但是在具體建議階段，未能測算消費信貸強度的合理比值，這是未來值得予以深入研究的方向。