中国商业银行信贷供给与经济增长实证研究

孙雅婷

摘要：目前，我国正处于经济新常态发展阶段，在金融危机趋向缓和时期，经济增速趋向平缓。本文采用实证研究法对中国金融机构各项贷款余额和剔除价格影响后的实际国内生产总值（GDP）建立向量误差修正模型并进行格兰杰因果检验。分析得出：信贷供给与经济增长具有双向动态关系，我国经济由高速增长阶段转向高质量增长阶段后，信贷供给对经济增长的正向影响逐渐小于经济增长对信贷供给的反向促进作用。

关键词：信贷供给 经济增长 信贷集中度 误差修正模型

一、选题背景及研究意义

（一）选题背景

1.时政背景。2018年中央经济工作会议指出，中国经济发展进入了新时代，我国经济由世纪初的高速增长阶段转型成为高质量发展阶段，同时，经济发展在包含经济总量增长与经济质量增长的同时，还包括生活质量、经济结构与经济发展中的成本，即投入产出比，信贷稳定增长与社会融资总量的深度广度的适度扩大是其发展的重要原动力。企业个人资金来源和融资方式都是实体经济发展的重要驱动因素。近年来，虽然我国金融市场开放度提高，资本市场直接融资在融资方式中比重呈上升趋势，但受到现有金融机构和融资结构以及我国居民传统理财意识的影响，我国与其他发达国家相比，间接融资依然占据我国融资体系的主导地位。

2.经济背景。2008年次贷危机后，我国为了防范金融危机带来的经济衰退，采取了急救型的信贷政策，向社会投放了4万亿元的信贷额度，大规模的信贷供给使我国金融市场和经济增长相较于其他各国未受到毁灭性的影响。2010年，银监会主席表示，大量的信贷供给在我国一系列应对经济危机的措施中，有效稳定了市场，提振信心，缓解了流动性压力并推动了经济复苏。

从2012年起，我国的GDP增幅跌破了8%。2014年，习近平总书记系统提出我国进入新常态经济发展时期，经济从高速发展逐渐转变为中高速发展。截至2016年，国民生产总值的年增幅已经下降到了6.7%，与改革开放前期相比大幅减少。我国以前的经济增长方式和侧重方向受到全新经济环境的考验，并且在美国实行量化宽松政策及加息缩表的政策后，使得我国信贷供给发展方向不太明朗。

（二）研究意义

现阶段各学者在不同区域不同时间点对信贷供给状况、信贷行为、投资总量等问题都进行过研究，但是不同时期、不同经济制度下的信贷供给与经济增长的关系不尽相同。基于金融危机缓和期的新阶段，如何将信贷供给、金融风险、经济增长等进行联合驱动，对于经济发展有重要的意义。

（三）相关文献综述

1.信贷供给对经济增长的正面促进作用。经过对国内外学者成果的研究查证，Bemanke和Blinder （1988）在研究信贷供给时提出了“金融加速器”理论，阐述了其与实体经济的关系，研究表明信贷供给与经济增长的关系随着经济运行环境的上行或下行产生不同的效用。在经济下行衰退期间，对外投资会减少，企业外部融资成本也会增加，信贷流向会增加到资产质量高的融资需求，反之则相反[1]。Guerra，E.A.R（2017）运用经济学理论研究方法，以墨西哥信贷供给为研究对象，对墨西哥商业银行信贷与经济增长之间的因果关系和短期效应进行了评估矢量自回归（VAR）模型的估计。 结果表明，从2001年1季度到2016年4季度，GDP增长是格兰杰因素引起的，对银行信贷增长率有正向影响; 然而，没有证据表明二者因果关系或银行信贷对GDP的影响[2]。韩玲（2014）的研究结论证明了商业银行信贷供给与经济总量发展的强相关性[3]，但其论文所运用的GDP增长量未剔除通货膨胀量，可能会导致研究预期不准确。孟祥兰、鞠学祯（2012）通过Chow分割点检验，并通过协整、格兰杰因果关系检验的方法分析基于商业银行信贷与非正规金融信贷两种方式，探究我国信贷总量对整体经济增长的影响程度，通过对比结果显示，银行信贷对经济的影响程度大于非正规金融，但总体来说信贷供给对经济增长有正向影响[4]。

2.信贷供给对经济增长无显著作用。不同经济发展周期和政策制度下信贷供给与经济增长之间的关系不是一成不变的。Beck，T.，H et al（2012）将银行信贷分解为企业信用和家庭信用，表明企业信贷与经济增长正相关，而家庭信贷则没有相应关系[5]。Beck& Kneer.（2014）从侧面角度，以77个国家为样本，用金融机构、金融体系规模作为信贷的替代变量研究金融中介的规模对经济增长的影响，从长期來看，金融中介促进增加增长并减少增长波动。在更短的时间内，在不同收入水平的经济体发现不同的波动效应，稳定中低收入国家的增长，使高收入国家增长更加波动[6]。Bezemer Dirk J. et al （2016）信贷流量的积极影响在金融发展的较高层次上减少。银行信贷使用的变化，导致金融发展对GDP增长的有效性下降，信贷存量衡量了中介机构利用金融来重新分配可能支持增长的生产要素的能力。这是经济增长的传统积极的“金融发展”效应。但信贷存量也是债务股，这可能会通过更多的金融脆弱性和更大的不确定性，通过对消费的负面财富效应来抑制增长[7]。Borio，C. E. V.（2014）对金融周期和宏观经济进行研究显示：信贷和房地产的价格联合体现作为衡量金融周期时点的重要经验性特征，可以捕捉商业周期和金融危机之间的关系，金融繁荣时期，信贷起到促进作用，但同时又导致资源错配，因此信贷与GDP的比值也是危机的预示[8]。

本文采用了1997—2016年20年间的信贷供给数据，研究时段内经济发展发生的重要事件及趋势改变，在以往文献的基础上弥补最新数据有益于整体研究的完整性;以往文献对经济发展进行研究时，未考虑通货膨胀因素的影响，本文用不变价的国内生产总值对GDP进行剔除通货膨胀处理，对信贷规模用CPI进行通货膨胀剔除处理，保证其经济发展和信贷增长数据的科学性。

二、商业银行信贷供给对经济增长影响的理论研究

（一）现代经济增长理论

1.哈罗德-多马模型。哈罗德-多马模型发展建立在凯恩斯的经济理论上，又加入对时间变量和资本变量的考虑，把凯恩斯的研究动态化和长期化。其重要观点为：影响现代经济增长的重要因素是社会物质资本的增长和资本存量，其对经济增长率有着很大的影响。其开创了一种新的思维方法，认为在特定时期，经济增长的均衡性需要一个重要因素：国民生产总值要提高到由它带来的投资总量等于同时期储蓄总和。该观点主要是在凯恩斯主义下进行发展，依然呼吁政府必须进行资本的管制和干预。

2.索罗模型。索罗在1956年发表的《关于经济增长的一篇论文》中表示，在哈羅德-多马模型的基础上开创了新古典增长理论模型，其研究认为：资本和劳动不能互相完全替代，所以不存在稳定的经济增长。他的研究成果表示整个经济体的活动永远处于一种动态的均衡，以至于在索罗模型之后的增长模型都提出一个前提假设：整个经济活动无论在任何时候，生产要素与最终要获得的产品都处于一种动态平衡。

（二）现代信贷供给理论

1.金融脆弱性理论。Minsky（1986）在研究中将融资分为3类：投机性融资、庞氏融资和对冲性融资，并且融资结构对经济增长会产生很大的影响[9]。当经济处于上行的繁荣阶段，企业与银行对经济都产生乐观的预测，在更大的利益驱使下，企业的融资意愿和银行的贷款意愿都大规模增加，结果就是信贷增速以远远大于经济增速的下降速度在减少，导致了银行和企业再次进入消极阶段。并且其认为这种经济的相关性波动是内生的，没有受到强烈的外部冲击。

2.金融加速器理论。Bemanke和Gertler（1996）对经济周期模型进行深入探究，剔除企业和银行的最新关系。企业在发展和投资时会在金融内部或外部融资，由于信息不对称等不完全的市场因素，外源融资的单位成本更高，被称为外部融资升水[10]。从而使企业资产的总量间接影响了其融资方式和资产负债表，当资产负债表发生恶化，实体经济或企业会增大投资成本，进行投资配置混乱，进而受到更大的负向冲击。

三、中国商业银行信贷供给与经济增长的现状

（一）中国信贷供给特征分析

1997—2016年20年间信贷供给的特征及趋势：

1.信贷供给总量逐年增加，基本处于波动正向增长趋势。其中1997—1998年、2003—2005年、2010—2011年间我国的信贷增长速度出现下滑，新增贷款余额出现负数的情况，是由当时特定的经济发展形式决定的。1998年实行间接调控信贷供给的方式，2003年是由于当时经济过热国家采取的控制信贷的因素，2010年的信贷下降是由于金融危机的冲击使得我国在危机期间发放了大量的信贷，为了避免2008—2009年过度宽松的政策给经济带来滞后的副作用，2010年的信贷增速开始回落 [11]。

2.间接投资在社会总投资中占有绝对性优势。融资市场中直接间接融资比例依然悬殊。在我国的金融环境下，商业银行在银行业金融机构资产总量中的优势明显体现，因此本文研究商业银行信贷供给对经济的影响对整个信贷供给具有代表性。

3.信贷供给规模受中国人民银行间接宏观调控。改革开放以来，我国金融机制体制的改革使金融机构自主性加大。

（二）中国经济增长速度趋势分析

1.经济增长幅度大，经济增速超前。1997年以来，我国经济年平均增速为9.24%，而同时期美国、日本等发达国家经济增速只有2%，说明我国经济市场化后发展进入了一个空前的高度。

2.国内生产总值总量位居世界前列。改革开放以来，我国进入经济高增长时期，平均速度为9%。1997年我国的国内生产总值为78802.9亿元，到2016年，我国的国内生产总值总规模上涨了约10倍，以744127.2亿元位居世界第二。

3.经济周期受国家政策影响。2007年中国经济发展开始过热，势头过猛，带来了商品价格的大幅度上涨和股市的长期牛市，基于此现状，中国人民银行提出实行紧缩的货币政策，着手控制越来越严重的经济膨胀[12]。

4.新常态经济发展以来我国经济进入波动发展区间。由图3、图4可以看到，我国在2008年金融危机后，经济增速一直处于波动中下降的状态，2010年经济增速上升为近期增速的顶峰，接着经济周期出现拐点，有波动中下降的趋势。虽然对比金融危机后世界其他国家的发展速度，我国对金融危机的防御和控制的有效性值得褒奖，但是新常态经济下，对经济发展新因素的探究、经济效率的提升方式，都是新经济发展时期的关注点。

（三）商业银行信贷供给与经济增长描述性分析

增长特征：

一是相对应时间区间的经济增长与信贷供给并无显著相关性，波峰波谷不在同一区段，二者无同时上涨下跌的趋势。

二是从2001—2003年的信贷供给增长和2008—2010年的信贷供给增长，带来随后几年的大幅度信贷增长。可以提出假设：经济发展与滞后几年的信贷供给有正相关关系。

三是2008年，金融危机爆发，中央采取宽松的货币政策，集中投放了大规模的信贷，使得2008年左右的区间信贷供给有极大的增长，除去此区间的影响，纵观20年间二者的波动关系，其他投放区间可以以时间滞后模型为假设，研究经济增长与滞后n期的信贷供给的关系。

四、中国商业银行信贷供给与经济增长的实证分析

（一）数据来源及数据处理

1.经济增长年度数据。本文中经济增长年度数据选取我国1997—2016年二十年间国内生产总值数据作为基础，为了获得不受通货膨胀影响的国内生产总值，本文采用GDP平减指数剔除名义GDP中通货膨胀的方法，获得实际GDP增长量（单位：亿）和增长速度。原始数据中国家统计局中的GDP总量数据包含了通货膨胀，而实际GDP的增长指数是剔除了通货膨胀的影响。

2.变量解释修正。第一，解释变量：信贷供给：对金融机构贷款余额与货币投放M2进行验证，发现金融机构贷款使用余额与GDP具有更显著的相关关系，因此本文使用金融机构各项贷款的数据作为代理变量。

第二，控制变量：（1）总财政支出的对数作为代理变量（用MON表示）。（2）外商直接投资FDI的对数作为代理变量（用FDI表示）。（3）金融稳定的解释变量：信贷集中度=信贷增加量/名义GDP增加量作为对照解释变量。

第三，被解释变量：经济增长以1997—2016年实际GDP的数据的取对数值作为代理变量。影响经济增长的变量因素有很多，本文中研究信貸供给和GDP二者之间的关系，再采用外商直接投资和财政支出作为基本回归的控制变量。

第四，内在逻辑：财政支出以家庭劳动、投资储蓄选择和刺激教育、基建费用为中介促进经济的持续增长[13]。改革开放以来，我国利用外资的方法从对外借款变成了允许外商直接投资，对我国经济的进一步发展是一个长足促进，大大推动了实体经济发展[13]。

（二）VEC实证分析

1.平稳性分析。实证研究所需数据是时间序列数据，对于时序分析，验证平稳性是至关重要的，如果GDP和信贷供给的数据非平稳便做出回归，得到的回归结果可能是显著的伪回归变量，使本来没有相关性的变量验证出显著回归的结果。在社会经济数据和时间序列模型中，大部分数据都是非平稳的，因此无法使用普通最小二乘法进行回归，但是序列之间可能会有协整的关系进行协整分析[14]。

对Lgdp，Lloan，Lfdi，Lmon通过Eviews进行ADF检验，滞后阶数由赤池-施瓦茨准则确定为4，得到四个序列的平稳性如下表：

由表4-1可得出结论Lgdp，Lloan，Lmon，Lfdi的原始数据是非平稳的，经过一阶差分之后，四个变量均显示出其平稳性。ADF的值都显著小于1%的临界值。它们都显示了数据的一阶平稳性，即原本不平稳的序列经过一阶差分后变成平稳的序列。并且根据一阶差分后的变量时序可以得到四个变量的一阶差分均平稳的结论。因此不能采用普通最小二乘法进行分析，可以进行序列协整检验。

2.协整检验。经济生活中，很可能有这种情况：两个变量都是非平稳的，且都是d阶单整，但是平稳的长期关系可能暗含在变量之间。协整检验可以用来研究平稳关系是否存在于所研究的变量。如果两序列协整，且具有平均值为0的平稳误差，则不会在方程中出现伪回归的现象。当原时间序列协整，意味着变量回归式在水平状态存在意义，两个变量存在长期均衡关系，虽然短期之内可能偏离均衡，但存在变量间制约使其回到均衡状态[15]。

协整检验方法：JJ检验

为了避免对三个变量给EG模型带来的误差，我们再采用JJ模型进行协整检验，得到结果如下：

有一阶单整的四个变量滞后二阶情况下的JJ检验（Johansen检验）结果显示：本次检验在5% 的显著性水平下存在至少四个协整关系。并且协整的关系式为：

式（4-3）显示外商直接投资与国内生产总值是负相关的关系，外商投资增加1%，经济增长减少0.79%，而信贷供给与经济增长却是正相关的关系，信贷增加1%，经济增长增加0.65%，财政支出增加1%，国内生产总值减少121%，四变量间虽然有长期的均衡关系但是其每个变量的显著性不高，表明回归方程显示了信贷供给与经济增长之间存在长期均衡关系。

3.误差修正模型。验证长期均衡后，本文利用误差修正模型衡量短期波动。

对Lgdp ，Lloan，Lfdi，Lmon进行回归得到：

提取并定义回归方程的残差序列：e=resid

对DLgdp，DLloan，Dlfdi，Dlmon，e（-1）回归得到e（-1）的回归系数为：-0.701741

方程中回归系数显示，在10%的显著性水平，FDI和常数项的系数未通过检验，信贷供给、财政支出和误差项通过了显著性检验。同时误差修正系数为负，且绝对值较大，说明其符合反向修正机制。回归方程的R值为0.635516，表示回归方程的拟合度相对较高。

在计量经济学中相关或协整并不意味着变量之间必定存在因果关系，但是在社会经济学中我们总假设不同经济变量是有单向或双向的因果关系的，验证因果关系存在与否，需要进行针对性格兰杰因果检验。

对Lgdp，Lloan，Lfdi，Lmon因果检验操作，检验输出见下表：

1997—2016年间，在滞后期为3的基础上，经济增长是信贷供给的格兰杰原因，且信贷供给也构成了经济增长的格兰杰原因，二者互为双向因果，但是信贷供给对经济增长的因果检验的结果更加显著，外商直接投资是经济增长的单向格兰杰原因。

五、结论与政策建议

本文对经济增长、信贷投放、外商直接投资进行协整检验，经格兰杰因果检验得出，中国在1997—2016年间，经济增长与信贷波动有着双向的互相波动的关系，说明信贷供给增加和社会经济增长的活跃度，而经济增长也营造了一个良好的经济发展，但是信贷供给对经济增长的绝对值系数不大，相比于信贷额度，其对经济增长产生的促进与对金融稳定产生的负面影响同时作用于实体经济，对经济增长产生了制约。

（一）信贷规模稳中求进

银行信贷供给是中国经济发展中不可忽视的推动性因素，由中国人民银行独家管控发展到各种金融机构，金融资产的大规模发展，我国金融行业发生了突飞猛进的发展。所以我们应致力于保证商业银行信贷供给的稳步上升，以求信贷对经济的促增最大效率点。信贷作为能够显著刺激经济增长的中介变量，可以利用不同时期的信贷存量对经济发展热度进行监测;同时由于信贷促进经济发展的特性，可以在中国经济遇到大规模冲击时，对社会投入大规模的信贷，增加信贷流量，促进投资和各个行业发展。

（二）融资方式趋于多样

其他非金融机构贷款和非正规金融模式融资很大一部分没有计入信贷总量且无法衡量，并且部分未计入征信系统，导致了我国的信贷种类与信贷供给规模衡量没有达到全面而系统的程度。

（三）增加信贷供给效率

我国的信贷供给制度是在宏观经济总体调控的前提下投放信贷，有靶向的侧重前提下的自由投放，这就导致了一部分信贷供给变成了非理性行为，对非效率的、非必要的企业进行信贷供给，造成商业银行部分呆账坏账，增加了无效率的信贷供给，信贷资金出现结构性问题。在经济发展大环境方面，应加大力度深入进行金融创新，加大经济体制改革的程度和深度，在给予特定产业重点支持的情况下，加大银行信贷自由化、金融环境市场化、国企与民企信贷平等化改革，尊重信贷实际的投放效率标准。

参考文献：

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作者单位：华南理工大学经济与贸易学院