一、相关理论和研究背景
(一)相关理论
货币政策的传导机制在传统的理论上有多个重要的传播途径,货币渠道和信用渠道是主要的两种途径。信贷机制是通过银行途径来实现货币政策目标。信贷对经济贡献的关系,要看银行信贷是否影响到了经济和经济中有多大份额依靠银行信贷取得的。信贷对经济关系的相关理论可以从新古典理论和信贷配给机制理论来考察。
在新古典理论中,以索落增长模型,即新古典主义生产函数:Y=F(K,L),认为生产产出取决于资本存量和劳动力,用产出对资本取一阶导数,得出资本的边际产量:MPk=?坠F(K,L)/?坠K,可以得到资本对产出的边际贡献。新古典增长理论显示,资本的边际贡献大于0,并且会边际递减。而著名的柯布·道格拉斯生产函数Y=(K,L)=AKαL1-α中明确显示了资本对经济的贡献,用α来表示,当资本增加1个百分点,实际产量会增加α个百分点。
在利率机制失衡的情况下,金融变量对宏观经济的作用主要通过信贷配给机制对投资实现影响。信贷配给的现象在19世纪30年代在西方开始提出。凯恩斯主义认为,外生冲击(包括货币供给变化)和信贷配给相互作用的结果,使得较小的外生冲击能产生较大的宏观经济影响。1988年,施蒂格利茨将信贷配给的这种作用称为信贷配给的乘数效应,这是造成宏观经济不稳定的主要因素。当宏观经济进入衰退阶段时,融资企业的经营环境会恶化,其与商业银行贷款的违约率将会上升,意味着商业银行的贷款风险上升,商业银行预期利润率下降。因此资本充足率下降,下降到某个临界值水平时,不仅会使商业银行自身破产,而且易于从局部金融风险扩张为系统金融风险,影响金融秩序的稳定。此时,商业银行的最优选择是进行信贷配给,减少贷款额度;贷款额度的减少会减少社会投资,投资规模的减小就会降低经济的发展,这样就形成一个经济循环。同样,当宏观经济进入繁荣阶段时,商业银行的配给行为就会弱化,扩大贷款额度,反过来增加投资,促进经济发展。
(二)文献综述
有关信贷扩张和经济增长的关系国外有很多文献都做过理论和实证的分析。Bernanke 和Blinder(1992)认为,在信息不对称的条件下,金融中介机构的贷款具有特殊地位,银行通过信贷来调节企业和个人的需求和支出水平,从而影响总需求的变动。Edwards S.and C.Vegh(1997)通过模型模拟的方式认为,信贷规模的波动会直接影响经济产出。Levine和zervos(1998)的进一步研究表明,银行发展水平和股票市场流动性与经济增长有很强的正相关性,他们认为金融发展是促进经济增长的重要因素。
国内关于区域经济增长和信贷增长的关系,从已有研究成果中来看是比较少的。陈芳芳(2006)对江苏省信贷增长和经济增长进行实证研究,证实了江苏省信贷增长是经济增长的Granger原因,即信贷增长促进了江苏省的经济增长。张军和胥晞(2005)对山东省信贷和经济增长作了协整分析,发现从1978年以来山东省信贷增长和经济增长之间存在着协整关系,信贷是经济增长的格兰杰原因。西部地区的专家学者在研究中涉及到这一问题也不多。徐晓眉等人(1998)对四川省成都、攀枝花等六地市进行调查研究后指出:信贷投入的大小和经济增长的快慢密切相关,经济的高增长主要依靠信贷的高投入支撑。王小平等(2003)曾对甘肃省的信贷和经济增长相关性进行个案研究,认为西部萎缩的信贷增长将严重制约和影响西部地区经济的健康发展。
广西处在西部欠发达地区,自身特点与全国和东部发达省份有所不同:金融环境和投资环境不如东部好,根据经济学原理,货币供给量是基础货币和货币成数共同作用的结果。广西经济货币化程度和货币供给量要小于东部和全国水平,即便是在基础货币一样的情况下,其货币供给量也远远低于东部。那么,其自身的经济发展和信贷扩张到底有什么样的关系呢,是不是和全国以及东部地区的研究结果一致?研究区域信贷规模变化与地方经济增长的关系,对于探索区域经济发展、纠正不当的经济增长思路有着重要的意义。本文以广西省为考察对象,通过实证研究,用计量方法对广西省1978年～2006年间信贷和经济增长的时间序列数据进行了严格的检验,以考察信贷增长在促进区域经济增长方面所起到的效果,并针对分析结果提出相应的政策建议。
二、广西省信贷和经济发展关系的因果关系分析
(一)变量和数据说明
在运用计量经济模型之前,有必要对所采用的数据和指标进行简单的说明。本文分析使用的样本区间为1978～2006年,数据均来自1998～2006年同期《广西统计年鉴》,1978～1997年数据来自《新中国五十年统计资料汇编》。采用的基础数据为:广西省各年的国内生产总值(GDP)代表经济增长,同期金融机构贷款总额代表信贷总量。
(二)计量经济方法及理论模型
因果检验模型,经济时间序列经常会出现相关问题,及经济意义表明几乎没有联系的序列可能出现较大的相关性,解决这一问题的有效方法就是格兰杰(Granger)因果检验。Granger因果检验的基本思想是:X的变化引起Y的变化,则X的变化应该发生在Y的变化之前。特别地,若“X是引起Y变化的原因”,必须满足两个条件:一是X应有助于预测Y,即在Y关于其滞后变量的回归模型中添加X的滞后项作为独立变量,应该是显著地增加回归模型的解释能力;二是Y不应当有助于预测X,原因是如果X有助于预测Y,而Y又有助于预测X,则很可能存在一个或几个其他变量,它们既是引起X变化的原因,也是引起Y变化的原因。
检验X是否为Y变化的原因过程如下。首先,提出原假设H0:“X不是引起Y变化的原因”,和备择假设H1:“Y是引起X变化的原因”。对下列两个模型进行估计:UR
然后用回归的残差平方和计算F统计量值,看检验系数β1,β2,…βm是否同时显著地不为0,如果是,则拒绝“X不是引起Y变化的原假设”,接受备择假设。
由图1可以看出,LDK和LGDP在1978～2006年29年间,信贷和GDP都呈现显著的上升趋势,两者的变化趋势较为一致,因此推断这两者具有较强的相关性,用OLS对这两者数据进行回归,得出这两者的相关系数为0.9982,这与图示的结构非常吻合。通过图1还了解到,LGDP和LDK变化呈现非平稳性,均有上升趋势。由图2可以知道,变量的一阶差分具有平稳性,因此一阶差分可能是平稳序列,进而进行单位根检验。
2.单位根检验(unit root test)
在进行格兰杰因果检验之前,要先分析数据的平稳性。笔者采用ADF(Augment Dickey-Fuller)单位根检验法来检验GDP和信贷增长的时间序列数据是否平稳。如果ADF统计值小于各个显著水平的临界值,就拒绝时间序列有单位根的原假设。对GDP和信贷进行单位根检验,结果如表1所示,它们的时间序列有单位根,也就是非平稳时间序列,对它们的一阶差分后的序列检验,表明一阶差分后的序列是平稳序列。对于这样的经济变量关系应采用协整检验进行分析。
3.协整检验(cointegration test)
格兰杰因果检验的前提条件是非平稳序列的线性组合必须具备协整性,因此有必要进行协整检验。协整关系检验是近年来发展起来的一种处理非平稳数据的有效方法,其基本思想为:两个或两个以上的时间序列非平稳,但它们的某种线性组合可能是平稳的。虽然上面分析出GDP和信贷增长的时间序列都是非平稳的,但只要这两个变量是协整的,它们就会存在长期的稳定关系。上述单位根检验时GDP和信贷的一阶差分是平稳序列,符合协整检验的条件(见表2)。
利用Eviews5.0中的Johansen协整检验,得到结果如表3所示。Johansen协整检验显示:迹检验(Trace statistic)表明信贷增长和经济增长之间存在长期稳定协整关系。同时还表示在1%显著水平上,在LGDP和LDK之间存在一个协整方程,该协整方程为:
LGDP=0.8988LDK
(0.01458)(3)
(括号里表示的是标准差)
给方程中t统计值大于临界值,这就意味着个系数在统计学上是比较显著的。还可以得出如下结论:这个方程表示的是信贷和经济增长的长期关系,可以看出两者是正相关,由于对时间序列进行了对数处理,信贷每增长1%,经济总量会朝着相同的方向增长0.8988%。
4.误差修正模型(error correction model)
上文的GDP和信贷的非稳定序列,通过差分的方法将其转化为稳定的序列,但这种做法会引起两个问题:一是如果GDP和信贷存在长期的稳定均衡关系,但误差项不存在序列相关,则差分式是一阶移动平均时间序列,因而是序列相关的。
二是如果采用差分形式进行估计,则有关变量水平值的重要信息将被忽略。这时模型只表达了GDP和信贷的短期关系,没有揭示它们之间的长期关系。Engel与Granger提出的表述定理(1987)认为:如果变量X和Y是协整的,则它们间的短期非均衡关系总能由一个误差修正模型表述。误差修正模型(ECM)是一种具有特定形式的计量经济学模型,它能够反映变量之间的长期稳定关系,同时避免了虚假回归问题。运用如下向量误差修正模型(VEC)模型:
d(1gdp)=-0.254×[1gdp(-1)-0.924×1dk(-1)-0.817] 0.871×d[1gdp(-1)]-0.313×d[1gdp(-2)] 0.128
×d[1dk(-1)]-0.060×d[1dk(-2)] 0.055 (4)
误差修正模型可以对长期经济进行预测。
5.Granger因果关系检验
通过前面的Jonhansen协整检验,知道了GDP和信贷增长直接存在长期协整关系,就可以运用Granger因果关系检验来进一步了解到底是信贷的扩张引起了GDP的增长,还是GDP得增长拉动了信贷的扩张。格兰杰因果检验利用VAR模型(向量自回归模型)对时间序列之间的因果检验给出判断。关于信贷和经济增长的Granger因果关系检验模型为:
具体的Granger因果关系检验结果见表4,结果显示经济增长不是信贷扩张的格兰杰原因。但在5%的显著水平下,可以拒绝“信贷扩张不是经济增长的格兰杰原因”。也就是说,信贷扩张促进了经济的增长。在广西经济落后的西部地区,实体经济多为中小企业,而中小企业能够获得信贷的渠道却比较少,因此广西经济的发展离不开大量的资金支持。
6.脉冲响应
脉冲响应函数刻画了扰动项的一个冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。运用脉冲响应函数是因为在VAR模型中,单个参数估计值的经济解释是比较困难的。做脉冲响应函数分析的前提是VAR模型是稳定的。可以用VAR模型特征方程根的倒数值是否在单位圆内来检验。从图3可知,VAR模型是稳定的,可以来做脉冲响应函数分析。
从脉冲响应函数图4可以看出,LGDP对自身的一个标准信息反映比较强,到第八期影响比较显著,达到最高值,GDP增长了约0.14单位,后来缓缓回落。LGDP对LDK的一个标准差在第一期没有反应,LDK在第二期的信息对LGDP影响比较显著,是正向的,达到了约0.05个单位。到第八期也就是LGDP达到最高值时,LDK的冲击趋于平稳。这说明信贷的扩张会引起GDP的增长,与格兰杰因果检验的结论一致。
三、结论和建议
信贷的扩张对广西的经济增长有显著的推动作用,广西身处西部,经济发展水平落后,省内多是中小企业,在吸引人才和科技的同时,对资金的需求是非常强烈的。尤其是在金融危机背景下,信贷收缩,对广西经济的发展更是不利。因此,对广西经济的发展提出如下两点建议。
第一,建立金融渠道,尤其是建立中小城市银行。在广西,特别是在北部湾等经济圈中,大量新型企业的兴起,无疑是非常需要信贷支持的。中小企业本身融资难是个长期的问题,在广西更严重。城市商业银行定位于扶持中小企业,所以建立城市商业银行可以为广西经济的发展带来无限的活力。广西目前的对策应该是大力经营北部湾发展银行,在除桂林、柳州地区外的所有大、中、小城市建立其分支机构。让北部湾发展银行成为广西城市商业银行的“旗舰”,为广西中小企业提供充足的融资。同时,建立北部湾中小企业融资担保公司,解决广西中小企业融资担保难的老问题。金融渠道的建立无疑会增加物质资本,按照发展经济学的观点,物质资本对经济发展的影响主要体现在两方面,一方面物质资本投入的增加将带来产出的增加;另一方面,物质资本存在外溢效应,可以间接地通过提高技术和人力资本来带动经济的增长。
第二,广西具有自身独特的地理位置,应当发展自身的独特优势产业,以此来吸引资金和投资,未必不是一个良好的办法。运用自身的优势产业一方面可以直接促进优势产业本身的发展;另一方面优势产业还能建立良好的投资环境,进一步来说,可以吸引到信贷资金。
【参考文献】
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