王 晰，王雪標，王 穎

（東北財經大學a.經濟學院;b.數學學院,遼寧 大連 116023）

0 引言

貨幣政策是經濟調控的重要方式，但政策約束的存在會弱化政策利率對銀行存貸利率的傳導效率[1]。1995年，《中華人民共和國商業(yè)銀行法》規(guī)定，貸款余額與存款余額之比的上限為75%。該規(guī)定在一定程度上起到了控制通貨膨脹的作用，但也扭曲了商業(yè)銀行正常經營活動，抑制了經濟的發(fā)展。鑒于此，2015年，存貸比75%的上限規(guī)定取消。那么，存貸比限制與金融市場摩擦的關系如何，存貸比是否有利于宏觀經濟的發(fā)展及物價的穩(wěn)定是值得探討的問題。

Christiano等(1996)[2]發(fā)現(xiàn)，實施緊縮貨幣政策一年后，GDP才會有所反應。但傳統(tǒng)觀點認為當流動性變化時，銀行借貸不改變貨幣政策的傳導效果[3]。新凱恩斯理論后的大量研究表明，金融中介和金融摩擦對貨幣政策存在非線性的放大和滯后效應。馬駿等(2016)[4]結合我國金融體制構建了動態(tài)一般隨機均衡模型，數值模擬了幾種金融約束對利率傳導的影響。Aysun等(2009)[5]研究發(fā)現(xiàn)，金融市場不透明會導致借款人對外部風險溢價更敏感，放大貨幣政策的效果，而努力減少金融摩擦的過程也會削弱貨幣政策的傳導機制。另外，由信貸產生的金融摩擦會放大并滯后外生沖擊對貨幣政策傳導效果的影響[6,7]，因此，一般來說，金融摩擦會增強宏觀變量的持久性，放大并延遲政策利率變動的效果。

相比于大型商業(yè)銀行，中小商業(yè)銀行的主要收入來源為貸款利息，貸款沖動性更高，存貸比的限制對其約束較大。存貸比的上限規(guī)定可以在經濟繁榮時期降低投資活動的積極性并更好地管理流動性風險[8]。國內外學者對于存貸比上限的約束看法不一，Saeed(2014)[9]認為，嚴格控制存貸比的英國商業(yè)銀行大多成功渡過了2008年的經濟危機。但更多學者認為存貸比限制不符合經濟發(fā)展規(guī)律。紀志宏（2013）[10]發(fā)現(xiàn)，減少對存貸比的直接干預有利于金融行業(yè)對實體經濟的支持。央行貨幣政策工具受到存貸比指標的約束，不利于宏觀調控[11]。另外，商業(yè)銀行也有可能粉飾存貸比，當逼近75%，可能迫使其逃避管制，從而導致惡性競爭，因此設置存貸比上限不具可持續(xù)性[12]。2015年取消存貸比上限約束的政策變更得了學者的認可。馬駿等（2016）[4]認為，在銀行受到存貸比約束的極端情況下，貨幣政策傳導效率會損失約81%，因此，取消貸存上限有助于利率傳導機制。另外，取消存貸比限制也給予存貸比監(jiān)管更多的靈活性并糾正了同業(yè)業(yè)務與銀行理財中的不規(guī)范行為[13]。

結合現(xiàn)有研究本文提出：第一，金融摩擦的存在是否滯后了我國貨幣政策的效果；第二，存貸比上限規(guī)定取消后，如何影響宏觀經濟。本文將結合計量方法，選取2006—2016年的貨幣供應量、金融機構新增人民幣貸款、CPI和GDP的季度數據，采用誤差修正模型（VECM），借助脈沖響應函數圖嘗試探索解決以上問題。

1 變量選取與數據處理

1.1 變量選取

貨幣政策有多種傳導渠道，其中包括利率、匯率、信貸、貨幣供應量、股票市場和資產負債表等。總的來看，貨幣政策傳導過程的實質為通過影響利率與貨幣，進而影響到匯率與資產價格，并傳導入外匯、信貸與資本市場，最終實現(xiàn)對實體經濟的調控。

基于此傳導路徑，從如下三步分析本文問題：第一步，探討貨幣供應量與GDP、CPI的關系。第二步，探究金融機構新增人民幣貸款量變化對產出與物價水平的影響。所用的研究方法是誤差修正模型，確定貨幣供應量、金融機構新增人民幣貸款量、GDP與CPI之間的協(xié)整關系來確定貨幣政策傳導過程中的金融摩擦對經濟的影響。第三步，利用脈沖函數響應，觀察金融機構新增人民幣貸款量的增加對于產出與物價水平的影響，從而探究存貸比上限規(guī)定的取消對于經濟的發(fā)展是否有利。

變量選取如下：第一，貨幣供應量指標，M0、M1和M2均屬于貨幣供應量指標，但在我國央行實行貨幣政策時，往往選擇廣義貨幣供應量M2作為貨幣政策的替代指標，本文選取M2作為衡量貨幣政策實施情況，記為M。第二，貸款指標，衡量貸款的變量較多，本文選取金融機構新增人民幣貸款來表示貸款，記為D，考察當貸款量增加時對產出與物價的影響，從而了解取消存貸比限制的必要性。第三，產出指標，一般來說，國內生產總值是衡量產出最有效的變量之一，因此，本文選取國內生產總值的季度數據表示產出，記為GDP。第四，本文選取居民消費指數表示物價水平，記為CPI。以上數據來源于Wind數據庫，數據范圍為2006第一季度至2016年第四季度的季度數據。

1.2 數據處理

由于M2、D、GDP以及CPI的數據值均較大，為縮小差距，變量取對數。在回歸等式中，變量系數代表彈性，依然可以保證模型的經濟含義。在模型中，將取對數后的變量M2、GDP、CPI、和金融機構新增人民幣貸款分別命名為lnm、lngdp、lncpi、lnd。將對數化后的數據繪制在曲線圖上，lngdp曲線不變，lncpi曲線上移7個單位，lnm曲線下移3個單位，所得曲線圖如圖1所示，中間較為平緩的為lncpi，向上趨勢的平緩直線為lnm，向上趨勢的折線為lngdp；lnd曲線圖如圖2所示。由于數據有明顯的季節(jié)性趨勢以及時間趨勢，因此進行數據平穩(wěn)性檢驗。

1.2.1 單位根檢驗

從圖1、圖2可知，數據存在明顯趨勢，直觀來看，變量存在發(fā)散特征，故使用STATA軟件，進行ADF單位根檢驗，結果如表1所示。

圖2 對數化并平移后的D趨勢圖

表1 ADF單位根檢驗結果

結果表明，lngdp的P值為0.55；lncpi的P值為0.64；lnm的P值為0.13；lnd的P值為0.06。以上變量的p值均大于顯著性水平0.05，拒絕原假設，存在單位根，四個變量均不平穩(wěn)。因此，對變量進行一階差分。

1.2.2 一階差分

單位根檢驗結果發(fā)現(xiàn)，數據不均平穩(wěn)，故通過STATA將變量進行一階差分，ADF單位根檢驗結果如表2所示。

表2 一階差分后ADF單位根檢驗結果

結果顯示，一階差分后，四個變量的P值均在0.05以下，在5%的顯著性水平上接受原假設，變量序列均通過平穩(wěn)性檢驗。

2 研究方法與模型構建

協(xié)整方法用于刻畫非平穩(wěn)經濟變量之間數量關系，并通過線性誤差修正模型（ECM）來分析經濟變量之間的線性調整機制。本文通過約翰遜協(xié)整檢驗，運用最大似然估計（MLE），確定協(xié)整關系，建立誤差修正模型。

2.1 約翰遜協(xié)整檢驗

本文所選取的宏觀經濟變量的數據為非平穩(wěn)的時間序列，但均為一階單整，進行約翰遜協(xié)整檢驗其是否存在協(xié)整關系。

表3 約翰遜協(xié)整檢驗結果

由表3可知，若假設不存在協(xié)整關系，則跡統(tǒng)計量大于臨界值，拒絕原假設，說明變量之間存在協(xié)整關系；當假設存在一個協(xié)整關系，跡統(tǒng)計量大于臨界值，拒絕原假設，說明變量之間存在不止一個協(xié)整關系；若假設存在兩個協(xié)整關系，跡統(tǒng)計量小于臨界值，接受原假設，說明變量之間存在兩個協(xié)整關系，從而滿足建立誤差修正模型的基本條件。

2.2 模型估計

依據上文的約翰遜協(xié)整檢驗中，存在兩個協(xié)整關系。在不違背宏觀經濟學基本原理的前提下，可認為，第一個協(xié)整關系為貨幣供應量與金融機構新增人民幣貸款對GDP的長期均衡關系；第二個協(xié)整關系為貨幣供應量與金融機構新增人民幣貸款對CPI的長期均衡關系。并在如下計量模型中予以驗證。

在建立誤差修正模型時，關鍵在于確定變量的滯后期數，若滯后期確定的太小，會導致嚴重的自相關性，若滯后期確定的較大，使模型失去自由度，損失參數估計的有效性。采用AIC準則與SC準則確定誤差修正模型的滯后期。通過計算AIC與SC的最小值，選擇滯后2期最合理。

第一個協(xié)整關系：貨幣供應量與金融機構新增人民幣貸款對GDP的長期均衡關系。

（1）利用極大似然估計（MLE）得出lngdp、lnm與lnd三者之間的長期均衡關系關系，如表4所示。

表4 長期均衡關系檢驗

表4驗證了三者的協(xié)整關系。長期均衡狀態(tài)下，存在長期均衡關系（lngdp）=-5.49+1.64lnm-0.73lnd。從均衡關系結果可得，長期來看，gdp與m呈正相關關系，與d呈負相關關系，說明當經濟下行，央行為激活經濟活力，會通過提高貨幣供應量的方式實施寬松的貨幣政策。GDP與金融機構新增人民幣貸款呈現(xiàn)負長期均衡關系，說明金融機構新增人民幣貸款量的長期增長，將醞釀金融風險，進而對GDP產生負面影響。

（2）穩(wěn)定性檢驗

為確保分析的效果，進行穩(wěn)定性檢驗，如圖3，除該模型假設的單位根外，其余特征值均位于單位圓內，說明模型穩(wěn)定。

圖3 穩(wěn)定性檢驗

第二個協(xié)整關系為貨幣供應量與金融機構新增人民幣貸款對CPI的長期均衡關系。

（1）利用極大似然估計（MLE）得出 lncpi、lnm與lnd三者之間的長期均衡關系關系，如表5所示。

表5 長期均衡關系檢驗

表5驗證了三者的協(xié)整關系。長期均衡狀態(tài)下，存在長期均衡關系(lncpi)=4.95+0.66lnm-0.12lnd。從均衡關系結果可得，長期來看，CPI與m呈現(xiàn)正相關關系，與d呈負相關關系，說明當經濟下行，央行為激活經濟活力，會通過提高貨幣供應量的方式實施寬松的貨幣政策；而當經濟過熱時，物價上漲與通貨膨脹隨之而來，由模型結果可知，CPI與金融機構新增人民幣貸款呈現(xiàn)負長期均衡關系，說明當金融機構新增人民幣貸款增加，且持續(xù)較長時間后有利于緩解通貨膨脹。

（2）穩(wěn)定性檢驗

為確保分析的效果，進行穩(wěn)定性檢驗，如圖4，除該模型假設的單位根外，其余特征值均位于單位圓內，說明模型穩(wěn)定。

圖4 穩(wěn)定性檢驗

2.3 脈沖響應分析

脈沖響應函數方法用以分析當誤差項受到一個正向的沖擊時的動態(tài)影響，該函數描述了來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量未來值與當前值的影響情況，形象地描述了變量之間動態(tài)作用的路徑變化。因此，為了更具體地展現(xiàn)貨幣政策傳導過程中的滯后效應，以及更為形象地說明金融機構新增人民幣貸款對產出水平和物價水平之間的動態(tài)關系，下面將利用脈沖響應函數來分析它們的短期動態(tài)特征。利用STATA軟件生成的脈沖響應的過程如圖5所示。圖5中，橫軸表示因沖擊作用所滯后的期數，縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度。

從脈沖響應函數圖5可以看出，來自一個標準差貨幣供應量的沖擊，GDP在第1期基本沒有響應，第2期開始大幅增加，隨后逐漸保持穩(wěn)定。這說明當貨幣供應量增加時，短期來看，經濟會有較明顯的增長。因此貨幣供應量的變動在短期和長期內都對產出水平產生一定的正向影響。由于數據選取滯后2期的數據，脈沖響應函數圖中滯后1期，因此，由于金融摩擦的存在，貨幣政策對產出水平的影響存在滯后反映，且其滯后反映大概為3個季度。從脈沖響應函數圖6可以看出，來自一個標準差貨幣供應量的沖擊，CPI在第1期基本沒有響應，第2期開始小幅增加，隨后逐漸保持穩(wěn)定。這說明當貨幣供應量增加時，短期來看，物價水平先增后降。因此，貨幣供應量的變動對CPI的影響極小，且由于金融摩擦的存在，這種影響發(fā)生了3個季度的滯后。

圖5 產出水平對貨幣供應量沖擊的響應

圖6 物價水平對貨幣供應量 沖擊的響應

從脈沖響應函數圖7可以看出，來自一個標準差金融機構新增人民幣貸款的沖擊，GDP在第1期開始大幅增加，隨后逐漸保持穩(wěn)定。說明當金融機構新增人民幣貸款增加時，短期來看，經濟會有較明顯的增長。因此，金融機構新增人民幣貸款對產出水平產生一定的正向影響。從圖8可知，來自一個標準差金融機構新增人民幣貸款的沖擊，CPI在第1期基本沒有響應，第2期開始下降，隨后逐漸保持穩(wěn)定。這說明當金融機構新增人民幣貸款增加時，短期來看，物價水平下降。因此，金融機構新增人民幣貸款的變動對CPI在短期內的影響為負向，即金融機構新增人民幣貸款的增加有利于穩(wěn)定物價。

圖7 產出水平對金融機構新增人民幣貸款沖擊的響應

圖8 物價水平對金融機構新增 人民幣貸款沖擊的響應

通過誤差修正模型分析驗證了兩個協(xié)整關系：貨幣供應量與金融機構新增人民幣貸款對GDP的長期均衡關系；貨幣供應量與金融機構新增人民幣貸款對CPI的長期均衡關系。并通過脈沖響應函數分別考察了貨幣供應量及金融機構新增人民幣貸款對GDP與CPI的短期沖擊影響。

3 結束語

本文通過識別協(xié)整關系，建立誤差修正模型，得到了脈沖響應結果。通過計量模型，了解到金融摩擦的存在對貨幣政策傳導的滯后影響并進一步影響了貨幣政策對宏觀經濟的調控。依據實證研究的結論，提出建議如下：首先，金融市場的環(huán)境改善迫在眉睫。我國的金融市場發(fā)展現(xiàn)階段發(fā)展并不完善，信息不對稱普遍存在，這無疑為金融摩擦的滋長提供了溫床，為貨幣政策傳導設立了阻礙。第二，推進貸款利率市場化，存貸比限制及對貸款數量的限制等政策約束不利于商業(yè)銀行的利潤最大化，同時產生的潛在金融摩擦也會削弱貨幣政策的傳導效果。從而，推進貸款利率市場化對于完善貨幣政策傳導機制有重大意義。第三，加強防范金融風險。存貸比由強制限制轉為流動性監(jiān)管，不良貸款風險控制力削弱，為經濟健康良好的發(fā)展，金融風險防范不應松懈。