一、相關理論和研究背景
(一)相關理論
貨幣政策的傳導機制在傳統的理論上有多個重要的傳播途徑,貨幣渠道和信用渠道是主要的兩種途徑。信貸機制是通過銀行途徑來實現貨幣政策目標。信貸對經濟貢獻的關系,要看銀行信貸是否影響到了經濟和經濟中有多大份額依靠銀行信貸取得的。信貸對經濟關系的相關理論可以從新古典理論和信貸配給機制理論來考察。
在新古典理論中,以索落增長模型,即新古典主義生產函數:Y=F(K,L),認為生產產出取決于資本存量和勞動力,用產出對資本取一階導數,得出資本的邊際產量:MPk=?墜F(K,L)/?墜K,可以得到資本對產出的邊際貢獻。新古典增長理論顯示,資本的邊際貢獻大于0,并且會邊際遞減。而著名的柯布·道格拉斯生產函數Y=(K,L)=AKαL1-α中明確顯示了資本對經濟的貢獻,用α來表示,當資本增加1個百分點,實際產量會增加α個百分點。
在利率機制失衡的情況下,金融變量對宏觀經濟的作用主要通過信貸配給機制對投資實現影響。信貸配給的現象在19世紀30年代在西方開始提出。凱恩斯主義認為,外生沖擊(包括貨幣供給變化)和信貸配給相互作用的結果,使得較小的外生沖擊能產生較大的宏觀經濟影響。1988年,施蒂格利茨將信貸配給的這種作用稱為信貸配給的乘數效應,這是造成宏觀經濟不穩定的主要因素。當宏觀經濟進入衰退階段時,融資企業的經營環境會惡化,其與商業銀行貸款的違約率將會上升,意味著商業銀行的貸款風險上升,商業銀行預期利潤率下降。因此資本充足率下降,下降到某個臨界值水平時,不僅會使商業銀行自身破產,而且易于從局部金融風險擴張為系統金融風險,影響金融秩序的穩定。此時,商業銀行的最優選擇是進行信貸配給,減少貸款額度;貸款額度的減少會減少社會投資,投資規模的減小就會降低經濟的發展,這樣就形成一個經濟循環。同樣,當宏觀經濟進入繁榮階段時,商業銀行的配給行為就會弱化,擴大貸款額度,反過來增加投資,促進經濟發展。
(二)文獻綜述
有關信貸擴張和經濟增長的關系國外有很多文獻都做過理論和實證的分析。Bernanke 和Blinder(1992)認為,在信息不對稱的條件下,金融中介機構的貸款具有特殊地位,銀行通過信貸來調節企業和個人的需求和支出水平,從而影響總需求的變動。Edwards S.and C.Vegh(1997)通過模型模擬的方式認為,信貸規模的波動會直接影響經濟產出。Levine和zervos(1998)的進一步研究表明,銀行發展水平和股票市場流動性與經濟增長有很強的正相關性,他們認為金融發展是促進經濟增長的重要因素。
國內關于區域經濟增長和信貸增長的關系,從已有研究成果中來看是比較少的。陳芳芳(2006)對江蘇省信貸增長和經濟增長進行實證研究,證實了江蘇省信貸增長是經濟增長的Granger原因,即信貸增長促進了江蘇省的經濟增長。張軍和胥晞(2005)對山東省信貸和經濟增長作了協整分析,發現從1978年以來山東省信貸增長和經濟增長之間存在著協整關系,信貸是經濟增長的格蘭杰原因。西部地區的專家學者在研究中涉及到這一問題也不多。徐曉眉等人(1998)對四川省成都、攀枝花等六地市進行調查研究后指出:信貸投入的大小和經濟增長的快慢密切相關,經濟的高增長主要依靠信貸的高投入支撐。王小平等(2003)曾對甘肅省的信貸和經濟增長相關性進行個案研究,認為西部萎縮的信貸增長將嚴重制約和影響西部地區經濟的健康發展。
廣西處在西部欠發達地區,自身特點與全國和東部發達省份有所不同:金融環境和投資環境不如東部好,根據經濟學原理,貨幣供給量是基礎貨幣和貨幣成數共同作用的結果。廣西經濟貨幣化程度和貨幣供給量要小于東部和全國水平,即便是在基礎貨幣一樣的情況下,其貨幣供給量也遠遠低于東部。那么,其自身的經濟發展和信貸擴張到底有什么樣的關系呢,是不是和全國以及東部地區的研究結果一致?研究區域信貸規模變化與地方經濟增長的關系,對于探索區域經濟發展、糾正不當的經濟增長思路有著重要的意義。本文以廣西省為考察對象,通過實證研究,用計量方法對廣西省1978年～2006年間信貸和經濟增長的時間序列數據進行了嚴格的檢驗,以考察信貸增長在促進區域經濟增長方面所起到的效果,并針對分析結果提出相應的政策建議。
二、廣西省信貸和經濟發展關系的因果關系分析
(一)變量和數據說明
在運用計量經濟模型之前,有必要對所采用的數據和指標進行簡單的說明。本文分析使用的樣本區間為1978～2006年,數據均來自1998～2006年同期《廣西統計年鑒》,1978～1997年數據來自《新中國五十年統計資料匯編》。采用的基礎數據為:廣西省各年的國內生產總值(GDP)代表經濟增長,同期金融機構貸款總額代表信貸總量。
(二)計量經濟方法及理論模型
因果檢驗模型,經濟時間序列經常會出現相關問題,及經濟意義表明幾乎沒有聯系的序列可能出現較大的相關性,解決這一問題的有效方法就是格蘭杰(Granger)因果檢驗。Granger因果檢驗的基本思想是:X的變化引起Y的變化,則X的變化應該發生在Y的變化之前。特別地,若“X是引起Y變化的原因”,必須滿足兩個條件:一是X應有助于預測Y,即在Y關于其滯后變量的回歸模型中添加X的滯后項作為獨立變量,應該是顯著地增加回歸模型的解釋能力;二是Y不應當有助于預測X,原因是如果X有助于預測Y,而Y又有助于預測X,則很可能存在一個或幾個其他變量,它們既是引起X變化的原因,也是引起Y變化的原因。
檢驗X是否為Y變化的原因過程如下。首先,提出原假設H0:“X不是引起Y變化的原因”,和備擇假設H1:“Y是引起X變化的原因”。對下列兩個模型進行估計:UR
然后用回歸的殘差平方和計算F統計量值,看檢驗系數β1,β2,…βm是否同時顯著地不為0,如果是,則拒絕“X不是引起Y變化的原假設”,接受備擇假設。
由圖1可以看出,LDK和LGDP在1978～2006年29年間,信貸和GDP都呈現顯著的上升趨勢,兩者的變化趨勢較為一致,因此推斷這兩者具有較強的相關性,用OLS對這兩者數據進行回歸,得出這兩者的相關系數為0.9982,這與圖示的結構非常吻合。通過圖1還了解到,LGDP和LDK變化呈現非平穩性,均有上升趨勢。由圖2可以知道,變量的一階差分具有平穩性,因此一階差分可能是平穩序列,進而進行單位根檢驗。
2.單位根檢驗(unit root test)
在進行格蘭杰因果檢驗之前,要先分析數據的平穩性。筆者采用ADF(Augment Dickey-Fuller)單位根檢驗法來檢驗GDP和信貸增長的時間序列數據是否平穩。如果ADF統計值小于各個顯著水平的臨界值,就拒絕時間序列有單位根的原假設。對GDP和信貸進行單位根檢驗,結果如表1所示,它們的時間序列有單位根,也就是非平穩時間序列,對它們的一階差分后的序列檢驗,表明一階差分后的序列是平穩序列。對于這樣的經濟變量關系應采用協整檢驗進行分析。
3.協整檢驗(cointegration test)
格蘭杰因果檢驗的前提條件是非平穩序列的線性組合必須具備協整性,因此有必要進行協整檢驗。協整關系檢驗是近年來發展起來的一種處理非平穩數據的有效方法,其基本思想為:兩個或兩個以上的時間序列非平穩,但它們的某種線性組合可能是平穩的。雖然上面分析出GDP和信貸增長的時間序列都是非平穩的,但只要這兩個變量是協整的,它們就會存在長期的穩定關系。上述單位根檢驗時GDP和信貸的一階差分是平穩序列,符合協整檢驗的條件(見表2)。
利用Eviews5.0中的Johansen協整檢驗,得到結果如表3所示。Johansen協整檢驗顯示:跡檢驗(Trace statistic)表明信貸增長和經濟增長之間存在長期穩定協整關系。同時還表示在1%顯著水平上,在LGDP和LDK之間存在一個協整方程,該協整方程為:
LGDP=0.8988LDK
(0.01458)(3)
(括號里表示的是標準差)
給方程中t統計值大于臨界值,這就意味著個系數在統計學上是比較顯著的。還可以得出如下結論:這個方程表示的是信貸和經濟增長的長期關系,可以看出兩者是正相關,由于對時間序列進行了對數處理,信貸每增長1%,經濟總量會朝著相同的方向增長0.8988%。
4.誤差修正模型(error correction model)
上文的GDP和信貸的非穩定序列,通過差分的方法將其轉化為穩定的序列,但這種做法會引起兩個問題:一是如果GDP和信貸存在長期的穩定均衡關系,但誤差項不存在序列相關,則差分式是一階移動平均時間序列,因而是序列相關的。
二是如果采用差分形式進行估計,則有關變量水平值的重要信息將被忽略。這時模型只表達了GDP和信貸的短期關系,沒有揭示它們之間的長期關系。Engel與Granger提出的表述定理(1987)認為:如果變量X和Y是協整的,則它們間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型表述。誤差修正模型(ECM)是一種具有特定形式的計量經濟學模型,它能夠反映變量之間的長期穩定關系,同時避免了虛假回歸問題。運用如下向量誤差修正模型(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)
誤差修正模型可以對長期經濟進行預測。
5.Granger因果關系檢驗
通過前面的Jonhansen協整檢驗,知道了GDP和信貸增長直接存在長期協整關系,就可以運用Granger因果關系檢驗來進一步了解到底是信貸的擴張引起了GDP的增長,還是GDP得增長拉動了信貸的擴張。格蘭杰因果檢驗利用VAR模型(向量自回歸模型)對時間序列之間的因果檢驗給出判斷。關于信貸和經濟增長的Granger因果關系檢驗模型為:
具體的Granger因果關系檢驗結果見表4,結果顯示經濟增長不是信貸擴張的格蘭杰原因。但在5%的顯著水平下,可以拒絕“信貸擴張不是經濟增長的格蘭杰原因”。也就是說,信貸擴張促進了經濟的增長。在廣西經濟落后的西部地區,實體經濟多為中小企業,而中小企業能夠獲得信貸的渠道卻比較少,因此廣西經濟的發展離不開大量的資金支持。
6.脈沖響應
脈沖響應函數刻畫了擾動項的一個沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。運用脈沖響應函數是因為在VAR模型中,單個參數估計值的經濟解釋是比較困難的。做脈沖響應函數分析的前提是VAR模型是穩定的?？梢杂肰AR模型特征方程根的倒數值是否在單位圓內來檢驗。從圖3可知,VAR模型是穩定的,可以來做脈沖響應函數分析。
從脈沖響應函數圖4可以看出,LGDP對自身的一個標準信息反映比較強,到第八期影響比較顯著,達到最高值,GDP增長了約0.14單位,后來緩緩回落。LGDP對LDK的一個標準差在第一期沒有反應,LDK在第二期的信息對LGDP影響比較顯著,是正向的,達到了約0.05個單位。到第八期也就是LGDP達到最高值時,LDK的沖擊趨于平穩。這說明信貸的擴張會引起GDP的增長,與格蘭杰因果檢驗的結論一致。
三、結論和建議
信貸的擴張對廣西的經濟增長有顯著的推動作用,廣西身處西部,經濟發展水平落后,省內多是中小企業,在吸引人才和科技的同時,對資金的需求是非常強烈的。尤其是在金融危機背景下,信貸收縮,對廣西經濟的發展更是不利。因此,對廣西經濟的發展提出如下兩點建議。
第一,建立金融渠道,尤其是建立中小城市銀行。在廣西,特別是在北部灣等經濟圈中,大量新型企業的興起,無疑是非常需要信貸支持的。中小企業本身融資難是個長期的問題,在廣西更嚴重。城市商業銀行定位于扶持中小企業,所以建立城市商業銀行可以為廣西經濟的發展帶來無限的活力。廣西目前的對策應該是大力經營北部灣發展銀行,在除桂林、柳州地區外的所有大、中、小城市建立其分支機構。讓北部灣發展銀行成為廣西城市商業銀行的“旗艦”,為廣西中小企業提供充足的融資。同時,建立北部灣中小企業融資擔保公司,解決廣西中小企業融資擔保難的老問題。金融渠道的建立無疑會增加物質資本,按照發展經濟學的觀點,物質資本對經濟發展的影響主要體現在兩方面,一方面物質資本投入的增加將帶來產出的增加;另一方面,物質資本存在外溢效應,可以間接地通過提高技術和人力資本來帶動經濟的增長。
第二,廣西具有自身獨特的地理位置,應當發展自身的獨特優勢產業,以此來吸引資金和投資,未必不是一個良好的辦法。運用自身的優勢產業一方面可以直接促進優勢產業本身的發展;另一方面優勢產業還能建立良好的投資環境,進一步來說,可以吸引到信貸資金。
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