我國信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量關(guān)系實(shí)證研究

1、第4組金融、銀行(正文字?jǐn)?shù)：8050)我國信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量關(guān)系實(shí)證研究劉小銘1 沈利生1、2（1.華僑大學(xué)數(shù)量經(jīng)濟(jì)研究院；2. 中國社會科學(xué)院數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究所）【摘要】本文使用因果關(guān)系檢驗(yàn)和非線性協(xié)整等經(jīng)濟(jì)計量方法分析信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量這兩個與流動性過剩緊密相關(guān)的貨幣政策指標(biāo)之間的相互關(guān)系。因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量之間存在從貨幣供應(yīng)量到信貸規(guī)模的單向granger因單關(guān)系，同時又存在即期因果關(guān)系(instantaneous causality)。非線性協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果支持信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量之間存在非線性協(xié)整關(guān)系，并發(fā)現(xiàn)在不同的狀態(tài)中貨幣供應(yīng)量的誤差修正效應(yīng)均比信貸規(guī)模

2、大，反映了在由信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量組成的系統(tǒng)中貨幣供應(yīng)量的主導(dǎo)地位。關(guān)鍵詞 貨幣供應(yīng)量 信貸規(guī)模 因果關(guān)系 門限誤差修正模型中圖分類號 f830.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼 aempirical analysis of the relationship between credit scale and money supply in chinaabstract：this paper analyzes the relationship between credit scale and money supply，which are important monetary policy indicators cl

3、osely related to excess liquidity. causality test and cointegration-based approach are the main econometrics methods used in empirical analyses. causality test showed that there exists one-way granger-causal from money supply to credit scale and also instantaneous causality between them. threshold c

4、ointegration procedure revealed the nonlinear cointegration relationship between credit scale and money supply. and in threshold vec model，the error correction effectiveness of money supply is always bigger than that of credit scale，which indicating the leading position of money supply in the system

5、.key words：money supply；credit scale；causality；threshold vector error correction model(tvecm)引言流動性過剩是當(dāng)前我國宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中面臨的一個突出問題。這種流動性過剩突出表現(xiàn)在五方面：一是以狹義貨幣占廣義貨幣份額計算的貨幣流動性比率攀升，流動性更加活躍；二是非金融企業(yè)資金很寬松；三是貸款投放過多的勢頭較為明顯；四是金融機(jī)構(gòu)特別是商業(yè)銀行流動性充足；五是市場利率水平總體較低(卜永祥，2007)。針對流動性過剩的事實(shí)，2006年以來央行持續(xù)采取緊縮措施，包括連續(xù)15次上調(diào)法定準(zhǔn)備金率和7次上調(diào)人民幣存款基準(zhǔn)

6、利率等。但從克服流動性過剩的效果來看，央行的緊縮措施并沒有達(dá)到預(yù)期的效果。傳導(dǎo)機(jī)制與貨幣政策目標(biāo)、規(guī)則等一起決定著貨幣政策的效果。銀行法將我國貨幣政策的最終目標(biāo)定義為“貨幣政策目標(biāo)是保持幣值穩(wěn)定，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”，確立了抑制通貨膨脹保持物價穩(wěn)定的單一政策目標(biāo)。然而，關(guān)于貨幣政策中介目標(biāo)的選擇卻存在較大的爭議，爭議的焦點(diǎn)在于各種貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的相對有效性。例如，夏斌和廖強(qiáng)(2001)通過對我國調(diào)控貨幣供應(yīng)量的實(shí)踐進(jìn)行考察，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量作為中介目標(biāo)在指標(biāo)可控性、可測性，與國民經(jīng)濟(jì)的相關(guān)性等方面均出現(xiàn)了明顯的問題，不適合繼續(xù)作為我國貨幣政策的中介目標(biāo)，建議采用通貨膨脹定標(biāo)制。范從來(2004

7、)則指出現(xiàn)階段貨幣供給量作為貨幣政策中間目標(biāo)存在一定的局限性，但這種局限性的克服不應(yīng)該是簡單放棄貨幣供應(yīng)量目標(biāo)，而應(yīng)該根據(jù)我國經(jīng)濟(jì)市場化和貨幣化的程度調(diào)整貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計內(nèi)涵，通過匯率制度和利率市場化的改革，創(chuàng)造一種有利于貨幣供應(yīng)量發(fā)揮中間目標(biāo)功能的貨幣調(diào)控機(jī)制，提高我國貨幣政策的有效性。莫萬貴和王立元(2008)分析了貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹、經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性，貸款與投資、經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量和貸款均與貨幣政策目標(biāo)密切相關(guān)，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量和貸款仍是當(dāng)前合適的貨幣政策控制目標(biāo)。從已掌握的的文獻(xiàn)資料來看 關(guān)于貨幣政策中介目標(biāo)的研究綜述可參見夏新斌(2007)。，對貨政策中介目標(biāo)的討論主要集

8、中在貨幣供應(yīng)量、利率和信貸規(guī)模等中介目標(biāo)的可控性以及它們與最終目標(biāo)的關(guān)聯(lián)性兩方面，而較少涉及到不同中介目標(biāo)之間的相互關(guān)系。貨幣供應(yīng)量和信貸規(guī)模是刻畫流動性過剩的兩個重要指標(biāo)，而且作為貨幣政策工具在我國多次成功地制止經(jīng)濟(jì)過熱的實(shí)踐中，被不同程度地使用過，本文擬進(jìn)一步分析兩者之間的相互關(guān)系，以期深化對我國貨幣政策相關(guān)問題的認(rèn)識。一、信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量關(guān)系的簡要理論說明1.貨幣供應(yīng)量對信貸規(guī)模的影響從貨幣供求的角度來看，信貸屬于貨幣需求方面，而貨幣供應(yīng)量則屬于貨幣供給方面。貨幣需求和貨幣供給總是處于不斷調(diào)整變化的過程中，從長期來看，兩者的變化趨勢是一致的。于是，可以從貨幣供求變化的角度來考察貨幣供

9、應(yīng)量變化對信貸的影響。作為貨幣需求一部分的信貸的變化受到變動和其他貨幣需求變動的雙重影響，當(dāng)其它貨幣需求保持不變時，的增加或減少則會使信貸規(guī)模作同方向的變化，這也就是貨幣政策信貸傳導(dǎo)機(jī)制理論所強(qiáng)調(diào)的貨幣政策可以通過對可貸資金的影響，進(jìn)而使信貸規(guī)模發(fā)生變化，并最終影響投資和產(chǎn)出。當(dāng)然，貨幣供應(yīng)量的變化也可能由其它貨幣需求的變化所抵消，從而沒對信貸規(guī)模產(chǎn)生影響；同時，信貸規(guī)模的變化也可能由貨幣供應(yīng)量以外的其它因素所決定，例如，企業(yè)盈利狀況和銀行不良貸款水平。 關(guān)于信貸供給決定因素的分析可以參見國務(wù)院發(fā)展研究中心金融研究所貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制研究組(2003)。2.信貸規(guī)模對貨幣供應(yīng)量的影響廣義貨幣供應(yīng)

10、量則主要由基礎(chǔ)貨幣和廣義貨幣乘數(shù)決定，其中，基礎(chǔ)貨幣是中央銀行提供給商業(yè)銀行可以進(jìn)行多倍派生的高能貨幣，廣義貨幣乘數(shù)表征商業(yè)銀行在持有基礎(chǔ)貨幣后，通過信用創(chuàng)造形成貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)張能力。也就是說，中央銀行并不直接向社會提供貨幣供應(yīng)量，而主是通過影響商業(yè)銀行的信用創(chuàng)造能力來響貨幣供應(yīng)量。商業(yè)銀行的信用創(chuàng)造主要包括兩方面，一是信用工具的創(chuàng)造，如存款貨幣、各種票據(jù)等；二是信用的創(chuàng)造，即擴(kuò)大信貸規(guī)模，進(jìn)而擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量。于是，中央銀行可以通過利率、法定存款準(zhǔn)備金率、公開市場操作等措施影響商業(yè)銀行的信用創(chuàng)造能力，進(jìn)而達(dá)到改變貨幣供應(yīng)量的目的。當(dāng)然，信貸規(guī)模也只是影響貨幣供應(yīng)量的渠道之一，貨幣供應(yīng)量的變化并

11、不一定是由信貸規(guī)模變化引起的。3. 本文試圖驗(yàn)證的基本假說從上述信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量相互關(guān)系的理論分析中，可以發(fā)現(xiàn)兩者各自的變化均可能引起對方發(fā)生變化，于是建立本文將驗(yàn)證的第一個假說：信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量之間存在雙向的granger因果關(guān)系。本文的第二個假說則是信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量之間存在長期穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。建立該假說的原因主要在于：近幾年我國貨幣供應(yīng)量的實(shí)際變化值與央行的預(yù)期值有較大差別，表明我國的貨幣供給具有較強(qiáng)的內(nèi)生性，也就是說貨幣供給主要由市場決定。通過金融市場的作用，貨幣需求和貨幣供給處于不斷變化和調(diào)整過程中，并趨于平衡，即兩者之間具有長期的穩(wěn)定關(guān)系。而作為貨幣需求的一部分的信

12、貸也可能與貨幣供應(yīng)量之間具有協(xié)整關(guān)系。如果第二假說成立，將繼續(xù)對本文的第三個假說信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量的短期調(diào)整過程存在非線性特征進(jìn)行檢驗(yàn)。建立該假說主要考慮到信貸本身具有順經(jīng)濟(jì)周期的特征，即在經(jīng)濟(jì)擴(kuò)張時，商業(yè)銀行發(fā)放貸款的意愿更強(qiáng)，信貸的貨幣派生能力較強(qiáng)；在經(jīng)濟(jì)衰退時期，商業(yè)銀行貸款的意愿會相應(yīng)減弱，信貸的貨幣派生能力也相應(yīng)變?nèi)?。也就是說，在不同經(jīng)濟(jì)周期中，貨幣供應(yīng)量與信貸規(guī)模對系統(tǒng)短期的偏離具有不同程度的響應(yīng)，即存在非線性的調(diào)整過程。二、經(jīng)濟(jì)計量方法根據(jù)我們試圖驗(yàn)證的基本假說的內(nèi)容，本文主要使用因果關(guān)系檢驗(yàn)、johansen協(xié)整檢驗(yàn)和hansen和seo(2002)提出的門限誤差修正模型(t

13、hreshold vecm)分析貨幣供應(yīng)量與信貸規(guī)模之間的關(guān)系。1.因果關(guān)系目前比較常用的因果關(guān)系定義是由granger(1969)提出的。granger因果關(guān)系主要用于考察兩變量之間在時間上領(lǐng)先-滯后關(guān)系，而無法檢驗(yàn)變量之間的即期的相互影響。與granger因果關(guān)系相對應(yīng)的一個概念則是即期因果關(guān)系(instantaneous causality)，它主要用于反映變量之間即期是否存在相互影響。下面在雙變量var系統(tǒng)中描述這兩種因果關(guān)系檢驗(yàn)。考慮如下的var系統(tǒng)：(1)其中，為常數(shù)項，為殘差項。在模型(1)中，當(dāng)且僅當(dāng)()時，不是變化的granger原因。該原假設(shè)對應(yīng)的備擇假設(shè)是中至少有一個不是

14、0。toda和phillips(2003)指出當(dāng)和的單整階數(shù)不同或兩者均為不平穩(wěn)序列但不存在協(xié)整關(guān)系時，由于存在冗余參數(shù)(nuisance parameter)，granger因果關(guān)系的wald檢驗(yàn)統(tǒng)計并不服從標(biāo)準(zhǔn)的極限分布。針對該缺點(diǎn)，toda和yamamoto(1995)提出了“基于擴(kuò)展(lag-augmented)var模型的因果關(guān)系檢驗(yàn)”方法，建議在擬合變量關(guān)系最佳的水平var(l)模型中加入額外的滯后階數(shù)d (d為所分析變量的最大單整階數(shù))，運(yùn)用ols 方法估計var(l+d)模型后進(jìn)行模型系數(shù)的wald檢驗(yàn)以判斷變量之間是否存在granger因果關(guān)系，并證明在各種情況下該修正的wa

15、ld統(tǒng)計量服從標(biāo)準(zhǔn)分布。即期因果關(guān)系則通過檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?1)中和是否存在相關(guān)性來實(shí)現(xiàn)的，如果和是相關(guān)的，則和之間存在即期因果關(guān)系，反之，兩者之間不存在即期因關(guān)系；也就是說，即期因果關(guān)系無法分出因果關(guān)系的方向。ltkepohl(1991)建議在擬合變量最佳的var模型中檢驗(yàn)和的相關(guān)性，并證明檢驗(yàn)原假設(shè)的wald統(tǒng)計量服從標(biāo)準(zhǔn)分布。2.門限誤差修正模型目前，研究兩個或兩個以上變量之間的動態(tài)關(guān)系主要基于誤差修正模型(vecm)。誤差修正模型是由davidson等(1987)提出來的，但其主要概念直到granger(1983)提出協(xié)整理論及engle和granger(1987)提出granger表示定理后

16、才得到正式發(fā)展。由于只有當(dāng)變量之間存在協(xié)整關(guān)系時才存在誤差修正模型，在使用granger表示定理獲得誤差修正模型之前需檢驗(yàn)變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。兩種最常用的協(xié)整檢驗(yàn)方法是engle和granger(eg)兩步法以及johansen 和juselius (jj) 基于var的極大似然法，eg兩步法適應(yīng)于單方程的協(xié)整檢驗(yàn)，而jj法則適用于多變量之間的協(xié)整檢驗(yàn)。在大樣本條件下，對于只包含兩個變量的系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，兩種方法得到的結(jié)論是一致的。使用eg兩步法或jj法檢驗(yàn)出兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系后，就可以根granger表示定理得到誤差修正模型?；趃ranger表示定理的誤差修正模型可以較好將

17、變量之間的長期關(guān)系和短期關(guān)系結(jié)合在一起，在短期內(nèi)如果協(xié)整變量相對于長期均衡存在偏離，則至少有一些變量會對非均衡(誤差修正項)作出響應(yīng)，從而使系統(tǒng)回歸到長期均衡。但是，這種傳統(tǒng)模型還存在不足之處：假設(shè)系統(tǒng)變量在由短期偏離向長期均衡的調(diào)整過程中，調(diào)整系數(shù)是固定不變的，即協(xié)整變量對誤差修正項的調(diào)整是連續(xù)的。然而，由于受交易成本、不同的經(jīng)濟(jì)周期轉(zhuǎn)變和不完全信息等因素的影響，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)行為的調(diào)整往往是不連續(xù)的，存在非線性特征。balke和fomby(1997) 指出協(xié)整變量對誤差修正項的調(diào)整可能存在不連續(xù)性，并提出了能很好把非線性和協(xié)整關(guān)系結(jié)合在一起的門限協(xié)整(threshold cointegraion

18、)模型。hansen和seo(2002)在balke和fomby(1997)的基礎(chǔ)上，提出了一種以誤差修正項為門限變量的兩狀態(tài)門限協(xié)整(two-regime threshold cointegration)模型(或稱為非線性誤差修正模型)，并介紹了基于門限值未知情況下模型參數(shù)估計和門限效應(yīng)存在性檢驗(yàn)的方法。假設(shè)是維一階單整時間序列，并且存在維的協(xié)整向量。記為平穩(wěn)的誤差修正項，則滯后階數(shù)為的線性誤差修正模型為：(2)滯后階數(shù)為的兩狀態(tài)門限誤差修正模型可以表示為：(3)其中，和和為動態(tài)系數(shù)矩陣，為門限值。在模型(3)，依據(jù)誤差修正項值的不同將誤差修正模型分為兩個狀態(tài)。在不同狀態(tài)中，項具有不同的系數(shù)

19、，體現(xiàn)了系統(tǒng)在向長期均衡狀態(tài)調(diào)整過程中的非線性特征。對于模型是否存在顯著的門限效應(yīng)，hansen和seo(2002)提出lm檢驗(yàn)，該檢驗(yàn)的原假設(shè)為應(yīng)使用線性誤差修正模型即模型(2)擬合變量之間動態(tài)關(guān)系，對應(yīng)的備擇假設(shè)為應(yīng)用非線性誤差修正模型即模型（3）擬合變量之間動態(tài)關(guān)系。hansen和seo(2002)分別針對協(xié)整已知和未知提出兩個不同的lm檢驗(yàn)統(tǒng)計量，并建議采用bootstrap法獲得lm檢驗(yàn)的臨界值和p值。當(dāng)協(xié)整向量未知時lm檢驗(yàn)統(tǒng)計量為：(4)其中，為模型(1)中的估計值，為設(shè)定的值的搜索區(qū)間，和分別為的和百分位點(diǎn)；andrews(1993)建議的設(shè)置在0.05和0.15之間。三、實(shí)證

20、結(jié)果1.數(shù)據(jù)的簡單描述及單位根檢驗(yàn)本文選用我國貨幣政策實(shí)踐中主要關(guān)注的作為貨幣供應(yīng)量指標(biāo)。另選擇銀行概覽中的國內(nèi)信貸作為信貸規(guī)模指標(biāo)。銀行概覽中的國內(nèi)信貸不是中央銀行信貸計劃確定的“信貸規(guī)?！?，它實(shí)際上是銀行對非銀行部門的債權(quán)，包括銀行貸款以及銀行持有的非銀行金融部門發(fā)行的債券，可以較全面反映信貸規(guī)模指標(biāo)。為了減少經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化和制度變遷等因素對實(shí)證分析的影響，本文在對信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析時，選用的是2000年1月至2008年2月的月度數(shù)據(jù)，相關(guān)原始數(shù)據(jù)來自wind資訊。獲得各原始數(shù)據(jù)后，使用常用的方法對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，并取自然對數(shù)。在進(jìn)行具體分析之前，首先分別使用adf

21、檢驗(yàn)和pp檢驗(yàn)對信貸規(guī)模（）和貨幣供應(yīng)量（）進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。從表1可以發(fā)現(xiàn)，adf檢驗(yàn)和pp檢驗(yàn)兩種方法均顯示和均為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列皆在5%顯著水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，即兩個變量皆為一階單整。表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)變量 adf檢驗(yàn) pp檢驗(yàn) 檢驗(yàn)統(tǒng)計量p值結(jié)論檢驗(yàn)統(tǒng)計量p值結(jié)論0.71550.9920非平穩(wěn)0.80050.9936非平穩(wěn)0.11770.9974非平穩(wěn)1.34000.9987非平穩(wěn)-6.071*0.0000平穩(wěn)-6.1826*0.0000平穩(wěn)-11.7804*0.0001平穩(wěn)-11.7249*0.0001平穩(wěn)注：(1)adf檢驗(yàn)和pp檢驗(yàn)的檢驗(yàn)方程

22、均只含有常數(shù)項而不包括趨勢項。(2)“*”表示在5%顯著水平下，拒絕原假設(shè)。2.因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)行基于擴(kuò)展var模型的granger因果關(guān)系檢驗(yàn)和即期因果關(guān)系檢驗(yàn)，均需首先確定擬合系統(tǒng)變量的var模型的最佳滯后階數(shù)。此處，根據(jù)準(zhǔn)則進(jìn)行選擇，發(fā)現(xiàn)擬合和的無約束var模型的最佳滯后階數(shù)為2。因此，應(yīng)在var(3)中進(jìn)行基于擴(kuò)展var模型的granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，而在var(2)中進(jìn)行即期因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。由表2可知，對于不是變化的granger原因的假設(shè)，拒絕它犯第一類錯誤的概率是0.3339，表明在10%顯著水平下無法拒絕原假設(shè)。而后兩個原假設(shè)所對應(yīng)的p值均小于0.1，表明在10%

23、顯著水下后兩個原假設(shè)均被拒絕，也就是說，是變化的granger原因并且兩者之間存在即期因果關(guān)系，而不是簡單從貨幣供應(yīng)量到信貸規(guī)模的單向granger因果關(guān)系。表2 因果關(guān)系檢驗(yàn)原假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)計量p值不是變化的granger原因1.14130.3308不是變化的granger原因2.25660.0796和之間不存即期因果關(guān)系19.39170.00003.johansen協(xié)整檢驗(yàn)雖然信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量都是非平穩(wěn)的一階單整序列，但其某種線性組合可能是平穩(wěn)，這樣的組合反應(yīng)了變量之間長期穩(wěn)定的比例關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。這里采用johansen協(xié)整方法檢驗(yàn)信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。由于joha

24、nsen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果對滯后階數(shù)比較敏感，應(yīng)取擬合變量關(guān)系最佳的var模型的滯后階數(shù)。根據(jù)前面的分析，最佳滯后階數(shù)為2，表3為滯后階數(shù)為2時的johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。由表3可知，在5%顯著水平下，不論是特征根跡檢驗(yàn)還是最大特征值檢驗(yàn)，“0個協(xié)整向量”的原假設(shè)被拒絕，而無法拒絕“至少有1個協(xié)整向量”的假設(shè)，說明信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系。表3 johansen協(xié)整檢驗(yàn)原假設(shè)特征根特征根跡檢驗(yàn)最大特征值檢驗(yàn)檢驗(yàn)統(tǒng)計量p值檢驗(yàn)統(tǒng)計量5%臨界值0個協(xié)整向量0.392954.1904*0.000047.4045*0.0000至少1個協(xié)整向量0.06896.78590.13829.16450

25、.1382協(xié)整方程： 注：*表示在5%顯著水平下拒絕原假設(shè)。協(xié)整檢驗(yàn)有截距項，無趨勢項。4.誤差修正模型非線性特征顯著性檢驗(yàn)和分析表3 的johansen協(xié)整檢驗(yàn)表明信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量之間存在線性協(xié)整關(guān)系，但如果直接使用granger表示定理獲得系統(tǒng)的誤差修正模型，可能忽略系統(tǒng)調(diào)整過程的非線性行為。因此，有必要使用hansen和seo(2002)的方法對是否存在門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。此處值取0.15，考慮的最大滯后階數(shù)為5，不同滯后階數(shù)的門限協(xié)整模型結(jié)果見表4。表4說明以aic值與sc值為最佳滯后階數(shù)的選擇準(zhǔn)則，門限協(xié)整模型的滯后階數(shù)應(yīng)取1，所估計的門限值為0.777，對應(yīng)的非線性誤差修正模型如

26、下：(5)表4 門限誤差修正模型估計結(jié)果滯后階數(shù)12345門限值()0.7770.8440.8891.0471.453協(xié)整向量()0.9070.9020.8990.8870.855aic值-1006.94-986.05-965.5-947.80-935.98sc值-1007.23-986.58-966.51-949.06-937.72狀態(tài)一比重(%)54.1755.7965.9673.1278.26狀態(tài)二比重(%)45.8344.2134.0426.8821.74使用bootstrap法對估計出來的方程(5)中的門限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，bootstrap次數(shù)取3000次，檢驗(yàn)的結(jié)果為lm統(tǒng)計量(16

27、.755)大于bootstrap法所獲得的5%臨界值(11.739)，對應(yīng)的p值為0.004。這說明使用非線性誤差修正模型而不是線性誤差修正模型來按擬合信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量之間的動態(tài)關(guān)系。在門限協(xié)誤差修正模型中，協(xié)整向量為0.907，也就是說，在長期貨幣供應(yīng)量每發(fā)生1單位的變化，將引起信貸規(guī)模0.907單位的變化。通過比較，在線性誤差模型中，該彈性系數(shù)只有0.789，低估了貨幣供應(yīng)量變化對信貸規(guī)模的影響。在非線性誤差修正模型中，門限值0.744將系統(tǒng)分為兩個狀態(tài)(見圖1)，54.17%的樣本落在狀態(tài)一()，這個狀態(tài)主要分布在2000年7月-2002年7月和2005年7月-2007年6月兩個期間

28、，其它期間絕大部分對應(yīng)的是占全部樣本45.83%的狀態(tài)二()。觀察誤差修正項的變化趨勢又可發(fā)現(xiàn)，誤差修正項的變化顯現(xiàn)周期變化趨勢。誤差修正項的這種周期性變化，可能與貨幣政策等宏觀經(jīng)濟(jì)因素的變化有某種對應(yīng)關(guān)系。圖1 誤差修正項變化趨勢觀察誤差修正項的系數(shù)(調(diào)整系數(shù))則可以發(fā)現(xiàn)，兩個狀態(tài)中，不論是信貸規(guī)模方程還是貨幣供應(yīng)量方程中的調(diào)整系數(shù)均為負(fù)數(shù)，符合反向的誤差修正機(jī)制，即在短期非均衡狀態(tài)中信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量對誤差修正項響應(yīng)均會使系統(tǒng)趨于其長期均衡狀態(tài)。圖2顯示的是當(dāng)其它變量保持不變時，估計出來的和對誤差修正項的響應(yīng)，反應(yīng)了兩個狀態(tài)中不同的誤差修正效應(yīng)。從圖2，可以看出在兩個狀態(tài)中，貨幣供應(yīng)量對

29、誤差修正的響應(yīng)程度均大于信貸規(guī)模；另外，信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量在兩個不同狀態(tài)中均具有不同程度的誤差修正效應(yīng)，這充分體現(xiàn)了系統(tǒng)調(diào)整的非連續(xù)性。圖2 誤差修正項變化趨勢四、結(jié)論本文使用因果關(guān)系檢驗(yàn)、johansen協(xié)整檢驗(yàn)和門限誤差修正模型等經(jīng)濟(jì)計量方法對2000年1月至2008年2月我國信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量之間的相互關(guān)系進(jìn)行探析。實(shí)證分析主要得到以下結(jié)論：首先，從因果關(guān)系方面來看，貨幣供應(yīng)量是信貸規(guī)模是變化的granger原因，而信貸規(guī)模則不是貨幣供應(yīng)量變化的ganger原因，即兩者之間只存在從貨幣供應(yīng)量到信貸規(guī)模的單向granger因果關(guān)系，本文的第一假說不成立。這表明貨幣供應(yīng)量的變化有助于對未

30、來信貸規(guī)模的預(yù)測，而信貸規(guī)模的變化則無助于對未來貨幣供應(yīng)量的預(yù)測，即從信貸到貨幣供應(yīng)量的派生機(jī)制較弱。雖然信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量之間只存在單向的granger因果關(guān)系，但是兩者還存在即期因果關(guān)系，即兩者之間的當(dāng)期變化存在相互影響關(guān)系，這與信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量的決定理論是相符合的。其次，我國信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系，而且是非線性關(guān)系，即本文的第二個和第三個假說均成立。在長期，貨幣供應(yīng)量每1單位的變化將引起信貸規(guī)模0.907單位的變化；在短期過程中，門限值0.777將誤差修正模型分為兩個狀態(tài)，在狀態(tài)一中信貸規(guī)模與貨幣供應(yīng)量偏離其長期均衡狀態(tài)的幅度較小，而在狀態(tài)二中對系統(tǒng)均衡的偏則較大。在

31、這兩個不同狀態(tài)中，信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量的誤差修正效應(yīng)均有較大的區(qū)別，反應(yīng)了系統(tǒng)在向長期均衡調(diào)整過程中的非線性特征。最后，在兩個狀態(tài)中，不論是信貸規(guī)模方程還是貨幣供應(yīng)量方程中的調(diào)整系數(shù)均為負(fù)數(shù)，符合反向的誤差修正機(jī)制，說明在短期非均衡狀態(tài)中系統(tǒng)變量對誤差修正項響應(yīng)均會使系統(tǒng)趨于其長期均衡狀態(tài)，而不是加劇系統(tǒng)的非均衡。但是，比較而言，在兩個狀態(tài)中貨幣供應(yīng)量的誤差修正效應(yīng)均比信貸規(guī)模大，反映了在由信貸規(guī)模和貨幣供應(yīng)量組成的系統(tǒng)中貨幣供應(yīng)量的主導(dǎo)地位。綜上所述，我國貨幣供應(yīng)量對信貸規(guī)模有顯著的影響，貨幣供應(yīng)量的變化幾乎引起信貸規(guī)模相同幅度的變化，這表明從貨幣供應(yīng)量到信貸規(guī)模的傳導(dǎo)是有效的。因此，制定有

32、關(guān)解決流動性過剩的貨幣政策時，應(yīng)重視貨幣供應(yīng)量變化對信貸規(guī)模的影響?？刂谱×素泿殴?yīng)量也就意味著抓住了解決流動性過剩問題的關(guān)鍵。參考文獻(xiàn)1卜永祥：流動性過剩的特征、成因及調(diào)控j，經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)2007年第3期。2夏斌、廖強(qiáng)：貨幣供應(yīng)量已不宜作為當(dāng)前我國貨幣政策的中介目標(biāo)j，經(jīng)濟(jì)研究2001年第8期。3范從來：論貨幣政策中間目標(biāo)的選擇j，金融研究2004年第6期。4莫萬貴、王立元：貨幣供應(yīng)量和貸款仍是當(dāng)前合適的貨幣政策調(diào)控目標(biāo)j，經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)2008年第2期。5夏新斌：我國貨幣政策中介目標(biāo)研究一個文獻(xiàn)綜述j，財經(jīng)科學(xué)2007年7期。6國務(wù)院發(fā)展研究中心金融研究所貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制研究組：中國銀行體系貸款供給的決定及其對經(jīng)濟(jì)波動的影響金融研究j，金融研究2003年第8期。7granger, c.w.j.,investigating causal relations by econometric model