湖南社会科学２０１６／６ 古典经济学视角下信贷过度扩张的 市场传导机制研究 口宋美酷胡丕吉 摘要：本文基于古典经济学的理论视角，阐释了过度信贷扩张的市场传导机制和宏观经济效应，认为过度扩张的 信贷使市场利率偏离了自然利率，导致企业投资失误和经济结构失衡，表现为产能过剩、融资成本高企和消费品涨 价并存，加剧了宏观经济波动。本文并以我国宏观经济数据为样本，运用ＰＤＬ模型对理论观点进行了验证。在此 基础上，指出在当前我国供给侧改革的背景下，宏观调控部门应排除短期经济下行干扰，更加注重保持货币政策的 稳健性，通过进一步放松利率和价格管制、降低企业准入门槛等一系列改革措施激发市场活力，促进经济结构的调 整和优化。 关键词：古典经济理论信贷扩张ＰＤＬ模型 中图分类号：Ｆ８３２文献标识码：Ａ文章编号：１００９—５６７５（２０１６）０６—１５２—０４ 本文力图重新审视古典经济学关于对货币与经济波动 之间的研究，认为以庞巴维克（Ｂａｈｍ—Ｂａｗｅｒｋ）、米塞斯（Ｍｉ— 当自然利率较低时，企业家会认为社会形成了足够的储蓄 提供其延长迂回生产的过程，同时在未来市场也有足够的 ｓｅｓ）、哈耶克（Ｈａｙｅｋ）、罗斯巴德（Ｒｏｔｈｂａｒｄ）为代表的古典经 济学派所阐述的相关理论，从市场微观主体（企业家、银行、 购买能力消费更多的消费品。但是，现实中银行往往出于人 为目的（如为刺激需求和经济增长）过度扩张信贷，发放没 有自愿储蓄为支撑的贷款，进而形成通货膨胀，市场利率偏 离自然利率水平。当市场利率被人为压低，不能如实反映市 消费者）出发，通过揭示各个主体对信贷扩张的反应以及动 态传导过程，能够有效地解释信贷过度扩张如何导致经济 衰退以及相应的“部分行业产能过剩”、“市场利率高企”和 “消费品价格预期上涨”等经济结构失衡现象，更切合我国 的实际情况。 一场供求状况时，企业家依据失真利率作出的投资决策就不 可避免地、不约而同地犯下冒进错误，并引发一系列问题。 据此，本文将市场对信贷过度扩张的微观反应概括为以下５ 个相互联系的传导机制：１．高阶资本品和劳动力价格上涨。 、信贷过度扩张的市场传导机制 ２．消费品涨格上涨。３．李嘉图效应。４．市场利率大幅上 升，实体经济特别是远离消费端的高阶资本品相关行业融 资成本高企。５．在迂回生产过程中远离消费端的高阶资本 品相关行业产能过剩，消费品价格上涨压力进一步增大。 根据古典经济学派的主要观点，自然利率作为价格信 号协调着居民和企业家的行为，在市场中配置着消费与储 蓄（投资）所占经济资源的比例，并引导企业家的投资决策。 ￥基金项目：２０１５年度湖南省教育厅科学规划项目（编号：１５１３０４１）资助。 作者简介：宋美结，湖南财政经济学院财政金融系讲师，湖南长沙，４１０２０５； 胡丕吉，中国人民银行长沙中心支行金融稳定处中级经济师，湖南长沙，４１０００５。 １ ５２ 经济・管理 由以上分析可知，从长期来看，信贷的过度扩张并未能 有效刺激社会需求并拉动经济增长，反而使得高阶资本品 和消费品的供需难以实现平衡，资源被过多配置到了低效 领域，出现结构性失衡，造成经济波动进一步加剧。 （一）指标及数据来源说明 本文选取中国宏观经济指标包括：广义货币供应量Ｍ２ （代表信贷扩张程度）、黑金属材料价格指数ＰＰＩＲＭ（代表高 阶资本品价格）、消费者价格指数ＣＰＩ（代表消费品价格）和 国内生产总值ＧＤＰ（代表经济增长），以上指标数据均取的 是当月同比增长率数据，时间区间为２００５年ｌ２月至２０１４ 二、信贷过度扩张市场传导机制的实证 检验 年３月，数据来源为ＷＩＮＤ数据库。 我国２００８年以来的经济政策和经济增长的互动表现有 力地印证了上述观点。如图１所示，２００８年四季度，为应对 国际金融危机造成的外需骤降经济增长减速，我国采取了 大规模刺激政策，商业银行信贷迅速扩张，使得货币供应量 增速明显提高。随后，以钢铁为代表的黑色金属价格大幅反 弹，并带动消费品价格增速稳步攀升。随着银行信贷投放回 一攒磷域 一． 澎ｌ髓＿静错静橱舷鼎比一ｌ蝴聃 蒜龟盘属ｌ价措拯救脚眈 归常态，货币供应量增速放缓，黑色金属价格增速在２０１１年 数据来源：Ｗｉｎｄ中国宏观数据库 上半年先行快速下降，２０１１年末，黑色金属价格增速跌破消 图１ 我国通货膨胀对高阶资本品和消费品价格的影响 费品价格增速，以高阶资本品为代表的钢铁行业出现大面 （二）平稳性检验 积亏损，陷入衰退调整过程 直观观察尚不足以验证本文的 为了避免伪回归现象的发生，同时采用ＰＰ检验和ＡＤＦ 观点，因此，本文拟通过计量分析考察信贷扩张对宏观经济 检验对时间序列进行平稳性检验，结果见表ｌ。 的现实影响。 表１平稳性检验结果 ＡＤＦ检验 ＰＰ检验 变量 检验形式（Ｃ，Ｔ，Ｄ） 统汁量值 临界值 是否平稳 检验形式（Ｃ，Ｔ．Ｄ） 统计量值 临界值 是否平稳 （Ｃ，Ｔ，０） 一１．９４４３ —３ ２２１７ 否 （Ｃ，Ｔ，０） 一２ ｌ２７３ —３．２２１７ 否 ＧＤＰ （０．０，１） 一４。４８０９ —２．６５０１ ｝ 是 （０，０，１） 一４．５２３８ —４．３２４０ 籼 是 （Ｃ，Ｔ．０） 一２．３２８３ —３．２２５３ 否 （Ｃ，Ｔ，０） 一ｌ ６ｌ７８ ～３ ２２ｌ７ 否 Ｍ２ ｆ０，０，１） ——３ ６０５５ —２．６５０１ 是 （０，０，１） 一３．６３１４ —２．６５０ｌ 是 （Ｃ，．ｒ．０） 一４ ｌ９ｌ０ —３．６３２９｛ 是 （Ｃ，Ｔ，０） 一Ｉ ８８９７ —３．２２１７ 否 ＰＰＩ （０，０，１） 一３．０３６０ —２ ６５０ｌ￥｛ 是 【ｃＰ。 （Ｃ，Ｔ，０） 一４ ８８０５ —４ ４４０７ 是 （Ｃ．Ｔ，０） 一２．Ｉ７９７ ～３．２２ｌ７ 否 （０，０，１） 一２ ７７３８ —２．６５０１ ｛ 是 ｌ 注：（１）检验形式的ｃ表示检验模型中含有截距项，Ｔ表示含有趋势项，Ｄ表示差分阶数；（２） 、｝ 和 分剐表示在１０％、５％和Ｊ％的显著性水平上显 暑。 由表１可知，不论是ＡＤＦ检验还是ＰＰ检验，ＧＤＰ、Ｍ２ 表２ Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果 原序列均为不平稳序列，一阶差分后均平稳，ＧＤＰ、Ｍ２为Ｉ ｌ 原假设 迹统计量 Ｐ值 最大特征根统计量 Ｐ值 （１）序列。对于ＰＰＩＲＭ及ＣＰＩ，ＡＤＦ检验支持原序列为平稳 不存在协整关系 ６６ ３３３３ｑ ０．ａｃ ３。．９６８８８｛｛ Ｏ．Ｏ Ｔ７ 时间序列，但ＰＰ检验得到的结论则相反，即原序列为非平 最多存在一个协整关系 ３５．３６４５０ Ｏ．０ｌＯ３ ２６．７５３５３｝ ０ ｏ０７３ 稳时间序列，一阶差分后序列转为平稳。出于稳健性考虑， 最多存在两个协整关系 ８．６ｌ０９７２ ０．４０２６ ８．５３ｏ４３９ ０．３２７３ 我们认为ＰＰＩＲＭ及ＣＰＩ的原序列为非平稳时问序列，并为Ｉ （１）序列。平稳性检验的结果显示，我们分析中用到的这四 最多存在三个协整关系 ０．０８０５３３ ０．７７６６ ０．０８０５３３ ０．７７６６ 个变量均为同阶平稳，说明它们之间可能存在长期均衡关 结果表明变量间存在两个协整关系，变量间不存在伪回归， 系。 我们可以对其关系进行下一步分析。 （三）协整检验 （四）模型估计 为进一步检验变量问是否存在长期的均衡关系，同时 １．一般模型的估计 利用迹统汁量及最大特征根统计量进行Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验， 首先，建立起时间序列回归模型１１，其中ｘ为控制变 结果如下： 量，包括ＣＰＩ及ＰＰＩＲＭ。 １ ５３ 湖南社会科学２０１６年第６期 在表３列出的６个回归结果中，除了第一个结果外，ＣＰＩ ＧＤＰ，＝ ＋∑ 朋２ ＋ 一ｌ＋ ＝① １ 对ＧＤＰ均有促进作用，这是因为企业家对低阶资本品的投 资所产出的即期消费品满足了居民消费需求，实现了市场 出清，符合理论预期。ＰＰＩＲＭ对ＧＤＰ无显著影响，主要是因 在模型中逐步添加滞后项，估计结果见表３： 表３一般回归模型估计结果 变量 № （１） Ｏ ｌ８９６ （２） ０ ０６１９ （３） ０ ０５５２ （４） ０ ０９１１ （５） ０Ｉ）６５５ （６） ０ ０５７４ 为在短期内企业家的错误投资对经济增长有正向影响，但 （０ ０８７４）十 Ｌｌ Ｍ２ （ｏ ０９２２） ｏ ２４７７ （ｏ ０７８２） ０．１７８４ （ｏ ０６７２） ０．１９４６ （ｏ ｏ４６２） ０．１２２４ ｒ０ Ｏ４８９） ０．１１３９ 在长期内这些对高阶资本品的投资要么难以完工，要么形 成的产能无法实现市场出清，又会对经济增长形成负面影 （０ ｏ８ｌ８）＋ （０．ｏ８０９）÷｛ ０１３１９ ｆ０ ０７６３１●十 ０ ｉ０如 ｒ０ ０５９７１・ ０．１４３７ ｆＯ ０６４５）｝ ０．１４４４ Ｌ２ Ｍ２ （０．Ｏ６７６）＃ Ｌ３ Ｍ２ ｆ０ ｏ７ｌ５） ｏ Ｏ５７２ （０，０５６６） ｏ．１ （０．０６１６）・ ０１３５１ 响。因此，从实证的数量关系上，该变量对经济增长影响不 显著，符合理论预期。 ２．ＰＤＬ模型的估计 ｆｏ．０６２０ № ｒ０ ０４４２１｝ （ｏ．Ｏ６２０）・ ０．０１３０ ０ ０１７４ （０．０５５６） Ｍ２ （０ Ｏ６０９） ０ Ｏ４２３ 在上述回归中，我们实际上假设滞后项是线性影响经 济增长的，而实际中Ｍ２对ＧＤＰ的作用很可能是非线性的， 这可能会使得估计结果有偏，并且因滞后变量间有前后相 依关系，可能导致多重共线性并影响参数的估计。为了进行 （０．ｏ４６０） ０ ４９９ｌ ＣＰ１ ０．３７４３ Ｏ ３９６ｌ ｏ ３７３２ ０．３３５９ ０．３２９０ （ｏ ３１１０） ｏ Ｏ６２ｌ ＰＰｌ ｆ０ ２００３１十 ０ ０３４５ ｆ０ １８２９） ｏ ０２５６ （ｏ ｌ６４７）・＋ （０ １ｌＯ５） ＋ （０．１１６１）舢 ０ ０２１５ ｏ ｏ１３ｏ ０ ０１７４ ｆ０ ０６０７） Ｒ一 Ｏ ６踮５ （ｏ ０３９９） Ｏ ８６ｌ２ （０ ０３３６） Ｏ盯２５ （０．０２８７） Ｏ ｇ７５ｏ （ｏ ０１９９） ０．９２伽 （０ ０２１４） Ｏ．９０８６ 更加稳健和准确的估计，建立分布滞后（ＰＤＬ）模型如下： Ｆ统计量 １３ ８ｌ２３… ３４ ５ｌ００… ＡＩＣ ４．１８３３ ４ｌ３５９ ３０ ６６１４… ３ ９３８６ ２５ ９９７５… ３∞６３ ３５ ４８５３… ２６ ４１７３… ３ ２ｌ３２ １ ８９８０ ＧＤＰ ＝ 十二：二 ＝。＋ 一ｌ＋ ② ③ 注：（１） ．Ｍ２中的ｎ为滞后阶数，如Ｌ１．Ｍ２表示的是滞后一期的Ｍ２； 权重 采用如下形式： ｂｏ＋ｂｌ ＋６ ＋…＋６ （２）括号中为参数估计的标准误。 首先依据ＡＩＣ准则确定模型中应添加滞后项的个数， ③式中ｊ＝０，１，２，…，ｓ，ｍ＜ｓ，６是待估计系数， 是滞后 从估计结果可知，随着滞后阶数的增加，模型的ＡＩＣ值越来 越小，至第５期时达到最小，为１．８９８０，第６期有所增长，达 到１．９６７１，即模型的最优滞后阶数应为５阶，最后我们选定 滞后五期。 的阶数。将③式代人②式，得到： ｍ ＧＤＰ ＝∑６ （∑Ｊ“Ｍ２ ＿Ｊ）＋ｙＸ ＋ ｎ＝０ Ｊ＝０ 将④式展开可以得到： ＧＤＰ ＝ｎ＋６０（ ｔ＋ 川＋ ｃ－２＋…＋ ④ ）＋ 从表３估计结果我们可以看到，当模型中仅放人当期的 Ｍ２时，当期的Ｍ２显著地促进了ＧＤＰ增长，当Ｍ２的增长速 ｂ１（ ＋２Ｍ２ｆ’ｌ＋３Ｍ２ｆ＿２＋…＋ｓｇ２ ）＋…＋６ （Ｍ２ ＋ ＋…＋ｓ ）＋ｙＸｔ—ｌ＋ ⑧ 度每提高１个百分点，当期的ＧＤＰ增长速度提高０．１８９６个 百分点，这说明在短期内，货币信贷扩张的经济增长效应是 存在的。当我们加入Ｍ２的１期滞后项时，发现当期的Ｍ２ ２ ｃ＿ｌ＋３ 采用⑤式来估计各未知参数，然后将估计出的参数代 入③式求得彬的值，即可知货币供应量的当期影响 。和对 以后每期ＧＤＰ的滞后影响Ｗ，（ｉ＝１，…。ｏ）。在实际估计 之前，还有两个参数的设置。首先是ｍ的值，即多项式的个 数，如果ｍ取的过大，则不能达到通过Ａｌｍｏｎ变换减少变量 个数的目的，本文取ｍ＝３。另外就是参数ｓ的大小，由上文 变得不显著，滞后１期的Ｍ２在１％的显著性水平下显著，当 期的经济增长效应开始下降，滞后１期的增长效应大于当 期，这说明Ｍ２对ＧＤＰ的影响主要发生在下一季度，信贷扩 张对经济增长的短期作用有一定的滞后性。Ｍ２的增长速 度每提高１个百分点，将使得当期的ＧＤＰ增速提高０．０６１９ 个百分点，而下一期的增速将提高０．２４７７个百分点。在模 型中继续加入Ｍ２的滞后项，估计结果显示，Ｍ２对ＧＤＰ的 可知，滞后期为５时为最优，因此取ｓ＝５，即在估计具体的 参数时，我们认为第５期之后的效应很小，不会造成估计的 有偏性。估计结果如下： 影响随着滞后阶数的加大呈现一种先增加后减少的趋势， 并在滞后１期或滞后２期时达到最大。在第４期时Ｍ２的 由表４可知，当期的Ｍ２对ＧＤＰ无显著影响，且滞后期 的Ｍ２对ＧＤＰ的影响呈现先增加后减少的趋势，这与表３的 结论一致。在滞后期为５时，Ｍ２对ＧＤＰ的影响由正转为 增加不再促进ＧＤＰ增长，两者呈负向关系，且这种负面作用 随着滞后期的拉长越来越大，从一０．０１７４至一０．０４２３。这 表明货币信贷扩张虽然能够在短期内带来经济增长，但从 长期来看，信贷扩张最终不能促进经济增长，甚至会起到阻 碍作用，信贷扩张并不能够作为一种拉动经济增长的长期 手段，这符合我们的理论预期。 负，信贷扩张在长期会阻碍经济增长。ＰＰＩＲＭ为正但不显 著，错误投资形成的浪费和产能过剩影响了迂回生产提高 要素生产效率的作用，ＣＰＩ在ｌ％的显著性水平下显著为正， 验证了表３的估计结果，说明上文得到的实证结论是稳健可 靠的。 １ ５４ 经济・管理 表４ ＰＤＬ模型估计结果 变量 滞后阶数 ０ １ 系数值 ０．０１１４ ０．０４４６ 标准误 ０．０３０５ Ｏ．ｏｏ９９ ｔ统计量 ０．３７５６ ４ ５２５３・｝ 置结构，解决结构性失衡的一系列问题，实现经济稳定增长， 我们建议：首先，货币政策应当坚持稳健。如前所述，再次扩 张的货币政策可能在短期内刺激经济增长，但在长期必将 造成更为严重的衰退。因此，货币当局有必要保证稳健货币 ２ Ｍ２ ０．Ｏ７１３ ０．０６８８ ０．０１５７ ０．Ｏｌ７Ｏ ４．５４４０ ・ ４．Ｏ５３８枷＃ ３ ４ ５ ０．Ｏ姗 一Ｏ．０２４２ ０．ｍｌ６ ０．Ｏ２６５ ３．１８０７＋ —０．９ｌ０６ 政策的持续性，严格控制信贷继续过度扩张，逐步降低杠杆 率。其次，进一步完善利率市场化决定机制，疏通利率传导 机制，提升利率传导效率，使市场利率真实反映自然利率水 平和资金供求状况，使微观主体能够据此做出正确决策并 调整自身行为。再次，充分发挥市场在资源配置中的基础性 ＰＰＩＲＭ ＣＰ１ ０．０ｏ３０ ０．４４２ｌ ０．０２ｌ７ ０．１ｌ２９ ０．１３９８ ３．９１５２｝十 Ｒ一８ｑ ０．８９１２ 作用，减少政府的过度干预，通过放松市场管制激发市场潜 ． Ｆ统计量 ４０．３０１０ ３．实证结论 力来实现经济结构调整。进一步放宽行业准入门槛，减免企 业税费负担，在自愿基础上积极促进企业兼并重组，引导资 源从钢铁、煤炭、工程机械、基础设施建设等产能过剩、库存 较高的高阶资本品行业向如食品、医疗、教育、轻工业等靠近 消费端的供给相对不足的低阶资本品行业转移，淘汰过剩 通过经验数据检验，可得出以下结论：其一，短期内信贷 扩张对经济增长具有促进作用，长期内信贷扩张却会对经 济增长造成损害，降低资源配置效率，这与余永定的观点一 致。政府对经济的不当干预，可能会造成资源配置结构的人 为扭曲，使得政策效果大打折扣，甚至与预期目标背道而驰。 其二，消费品对经济增长有正向影响，高阶资本品对经济增 长的影响不显著。 产能，实现资源从低效领域流向高效领域，提高整体的资源 配置效率。 参考文献： ［１］米尔顿・弗里德曼：《美国货币史》，北京大学出版 社２００９年版。 三、结论及政策建议 通过上述理论分析和实证检验，可以得到结论如下： ［２］Ｂｅｍａｎｋｅ．Ｂ，Ｇｅｒｔｌｅｒ．Ｇ．Ｆｉｎａｎｃｉａｌ Ｆｒａｇｉｌｉｔｙ ａｎｄ Ｅｃｏ— ｎｏｍｉｃ Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ［Ｊ］。Ｑｕａｒｔｅｒｌｙ Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，１９９０ （２）． （一）信贷过度扩张扭曲了市场利率，并通过改变微观 经济主体的预期和行为，使得资源在高阶资本品和消费品 领域被错误配置，供需难以实现平衡，从长期对实体经济产 生系统性冲击，引发“部分行业产能过剩”、“市场利率高企” 和“消费品价格预期上涨”等问题。值得注意的是，这些现 象是市场机制自我调整和恢复的过程，是经济复苏的起点。 在市场非预期前提下，继续扩张信贷实施通货膨胀政策可 能延缓经济衰退。但是这种做法将进一步扭曲经济结构，并 且一旦持续通胀威胁到货币本身的信用，货币当局不得不 停止这一饮鸩止渴的做法时，经济仍将不可避免地发生衰 退，且衰退会变得更加严重，经济结构调整的过程更加痛苦。 ［３］马勇、杨栋、陈雨露：《信贷扩张、监管错配与金融危 机：跨国实证》，《经济研究）２００９年第１１期。 ［４］谭政勋、王聪：《中国信贷扩张、房价波动的金融稳 定效应研究——动态随机一般均衡模型视角》，《金融研究》 ２０１１年第８期。 ［５］冯科、何理：《我国银行上市融资、信贷扩张对货币 政策传导机制的影响》，《经济研究／２０１１年第２期。 ［６］李连发、辛晓岱：《银行信贷、经济周期与货币政策 调控：１９８４ ０１１》，《经济研究）２０１２年第３期。 ［７］姜江、胡振华：《信贷扩张背景下信贷集中行为的博 弈与实证分析》，《求索１２０１２年第ｌ２期。 ［８］杨素文：《房地产价格上涨与信贷扩张、地价上 涨——基于省际面板数据的分析》，《北京航空航天大学学 （二）某些行业表现出产能过剩和库存积压的现象实质 上归因于经济结构性错配，而非经济整体投资过度。具体而 言，是指包括钢铁、煤炭、船舶在内高阶资本品的投资过度， 而医疗、教育、食品、轻工业品等领域形成的消费品相对不 足。这些高阶资本品相关行业的快速发展在短期内起到了 定的拉动需求的作用，但在长期内却为我国经济健康发 展埋下了胎慷。同时，投资结构性错误和真实储蓄不足，造 一报（社会科学版））２０１５年第１期。 ［９］欧根・冯・庞巴维克：《资本实证论》，商务印书馆 １９９７年版。 ［１０］路德维希・冯・米塞斯：《货币和信用理论》，商务 印书馆２０１５年版。 ［１１］弗里德里希－奥古斯特・冯・哈耶克：《物价与生 产》，上海人民出版社１９５８年版。 ［１２］默里・罗斯巴德：《美国大萧条》，上海人民出版社 ２００９年版。 成部分基础设施项目患上投资饥渴症，不惜在高市场利率 之下高息融资完成投资，即使勉强完成既定项目，在未来也 将长期面临着销售困难的窘境。 据此，在当前推进供给侧改革的背景下，为优化资源配 责任编辑：志国 １５５