消费信贷政策对经济增长质量传导关系的测算

朱明月，李海央

（西南大学 经济管理学院，重庆 400715）

0 引言

出口、投资和消费需求为拉动经济增长的三大引擎，经济增长方式向消费驱动模式转换的核心在于如何提振消费以作用于经济增长。中央银行基于提振消费这一中介目标制定并实施消费信贷政策，其传导至经济增长的路径为：中央银行应用信贷工具对金融机构信贷投放进行调控，引导居民消费行为实现中介政策目标，以期实现经济增长这一最终政策目标。

现有研究多是探讨消费信贷对经济增长“量”的维度的作用机制与效应，然而，经济增长除了表现为经济规模即“量”的维度的扩张，还应该包含增长质量即“质”的维度的提升，是数量扩张与质量提高的统一[1]。基于这一视角，本文试图验证消费信贷政策能否通过其传导最终良性作用于经济增长质量。

1 机理与假设

1.1 经济增长质量的内涵与外延

经济增长质量狭义说认为经济增长质量即经济增长效率。经济增长质量广义说的思路则在于经济增长质量是经济数量增长至一定阶段作为发展速度补充的产物，其内涵包括与经济增长密切相关的社会、经济、环境等内容。钞小静和惠康（2009）[2]进一步提出，经济增长质量是指与经济增长紧密相关的经济方面的内容，其外延与包含社会、政治以及其他因素的经济发展有所不同。本文认为经济增长质量作为一种规范分析，其内涵是对经济增长的优劣加以评判，外延包含效率提高、经济协调、结构优化等诸多与经济增长紧密相关的内容作为价值判断。

根据以上对经济增长质量内涵与外延的界定，本文参照马轶群和史安娜（2012）[3]的作法，以经济增长水平质量、过程质量和方式质量作为评价经济增长质量的不同维度，提出消费信贷政策作用于经济增长质量的理论假设。

1.2 假设提出

（1）消费信贷政策作用于经济增长水平质量

学术界多以人均GDP作为经济增长水平质量的评判指标，已有研究中也证实了消费信贷政策对GDP、人均GDP的促动作用，其作用机理在于消费信贷的增减会通过乘数效应引起经济总量变化的连锁反应。据此提出：

假设1：消费信贷政策可以提升经济增长水平质量。（2）消费信贷政策作用于经济增长过程质量

要评价经济增长过程质量，则要求经济运行中其增长保持稳定、协调和可持续性。

首先，经济增长稳定性的内涵应该排除经济活动中的剧烈波动，在稳步发展中保持适度的经济增长速度、通货膨胀程度和就业率。消费信贷政策对经济增长稳定性的作用主要体现在以下方面：第一，消费信贷是货币信用关系发展到一定水平，作为缓解消费和生产之间矛盾的产物，从它得以产生的特性来看，有助于稳定社会生产，维护经济的平稳发展；第二，消费信贷政策以扩大社会有效需求为政策着力点，根据Keynes（1936）[4]提出的就业理论认为，有效需求的变动是解决就业问题的核心因素，而就业波动的缩减则会带动经济平稳增长；第三，消费信贷的规模扩张代表货币供应量的增长，可能会带来通货膨胀的压力，加剧市场波动，这一点在我国房地产市场的现状中也得到了印证。鉴于以上分析提出：

假设2：消费信贷政策对经济增长过程质量稳定性存在不确定性影响。

其次，经济增长协调性意味着国民经济发展的客观要求是动态平衡。消费信贷政策对经济增长协调性的作用主要体现在：第一，消费信贷政策调节的是信用资源在不同产业部门之间的重新配置和流动，解决不同产业需求约束对产业发展具有促进作用，所以认为消费信贷政策传导机制会推动产业结构的优化；第二，消费信贷通过扩大需求提供生产机会，McKinnon（1973）[5]论述了生产机会和收入之间的关联性，因此有理由认为消费信贷对收入存在影响，但影响方向与效应暂不明确。鉴于以上分析提出：

假设3：消费信贷政策对经济增长过程质量协调性存在不确定性的影响。

再次，经济增长持续性是经济健康发展的核心，与稳定性、协调性形成统一整体，在本文的研究内容中主要体现在合理化的投资消费结构有益于经济增长的可持续发展。消费信贷政策作为政府构建驱动型经济增长模式的措施之一，引导居民合理消费在一定程度上使市场消费和供给达到均衡，进而形成了经济增长的可持续性发展。因此提出：

假设4：消费信贷政策可以提升经济增长过程质量持续性。

（3）消费信贷政策作用于经济增长方式质量

本文以资本生产率和劳动生产率作为经济增长方式质量的评价指标，King和Levine（1993）[6]、Levine（1997）[7]等指出，完善的金融体系有助于将资本配置投向竞争力较强的行业并利于效率的提高，消费信贷政策通过缓解流动性约束和发挥消费保险的功效，引导居民消费进而撬动资金流向边际更高的产业，利于提高资本配置效率和劳动要素的构成。鉴于此，提出如下假说：

假设5：消费信贷政策可以提升经济增长方式质量。

2 研究设计

2.1 经济增长质量的评价指标

前文已经对消费信贷政策与经济增长质量不同维度下的评价指标的作用关系进行了假设，接下来对各评价维度进行基本指标的确定与计算，详细结果如表1所示。

表1 评价指标的选择与计算

2.2 计量模型的选择与估计

根据已经确立的评价指标，要测算消费信贷政策与经济增长质量的传导关系有两种思路：第一种是通过熵值法、主成分分析法对以上评价指标进行降维与合成处理，再进行实证分析。这种方法的优点是便于将更少的变量代入模型进行实证，可以从更广的维度、更直观的视角对消费信贷与经济增长质量的传导关系进行判别，缺点是不能从更为细节的角度对二者传导关系进行判别，以消费信贷政策对经济增长过程稳定性的传导关系为例，利用合成指标得到的结果不能清晰地表明消费信贷政策与各分项指标的传导关系。鉴于此，本文应用第二种研究思路，即直接应用9个基本指标进行实证分析，以便于从更为细化的层面理解消费信贷政策与经济增长质量的传导关系。

对于传导关系的实证检验，较为常见的是以线性模型或向量自回归模型（VAR）进行检验。根据本文的研究内容，Sims（1972，1980）[8,9]提出的VAR模型由于其不假设变量之间先验的理论关系与易用性特点是较为适宜的选择。然而Sims（1992）[10]研究指出，VAR模型在实证分析中可处理经济变量偏少是该模型的主要缺陷，以致于难以全面反映政策对经济系统的真实作用效果。Bernanke等（2005）[11]提出因子扩展向量自回归模型（FAVAR），在研究中考察了120维宏观经济信息集的影响因素，并对20个经济序列进行了货币政策传导关系测算，较好地克服了VAR模型可能存在的“变量缺失”而导致不能全面反映政策效果的缺陷，这一扩展模型利于处理分析本文的研究问题。

若将VAR模型表述为：

式（1）中φ(L)为滞后多项式矩阵。假设存在Yt为M×1维的可观测关注变量，Ft为K×1维与Yt动态变化相关的却难以观测的其他因素变量，FAVAR模型便可以相应的记为：

其中Φ(L)为p阶滞后算子多项式，Φ(L)=φ1+φ2L+φ3L2…+φpLp-1；νt是均值为零、协方差矩阵为正定矩阵Q的扰动向量。不难看出，当K=0时共同因子Ft则不存在，那么式（2）中所示模型便可以简化为传统VAR模型（1），由此可见，FAVAR模型是嵌套了VAR的更具一般性的模型，可以更为全面地考察共同因子Ft的信息所带来的边际贡献。

为了达到模型的估计效果，假定存在经济信息集合Xt的信息可以由Ft、Yt捕捉并线性表出，于是得到式（3）：

式（3）中Λf和Λy分别是N×K 和N×M 因子载荷矩阵，N为经济信息集合Xt变量个数且N>>K+M，误差项et是N×1维具有零均值并服从正态分布的扰动项。可以借助这个模型来估计 Ft即，用代替式（2）中的 Ft，从而实现因子分析模型与VAR模型的统一——因子扩展向量自回归模型（FAVAR）。目前存在反复迭代法、吉布斯抽样法和两步主成分分析法三种方式估计FAVAR模型中不可观测因子，本文通过两步主成分分析法估计模型，步骤如下：

首先在宏观经济信息集Xt中提取K+M个主成分，作为由因子Ft和可观测变量Yt生成的空间的估计并记为中不可避免的包含了Yt的生成部分，因此要得到应去掉这一成分。思路是将宏观经济信息集Xt拆分为慢行变量和快行变量，对慢行变量进行主成分提取，得出信息集合记为，代入以下方程回归：

由式（4）便可以得出Ft的估计值，此处即已经剔除Ft中Yt的成分。再将可观测变量Yt和估计值代入方程（2）得标准的VAR方程：

式（5）中Γ(L )为p阶滞后多项式，Ut是均值为零、协方差矩阵为M 的随机误差项，通过式（5）可进一步进行脉冲响应函数分析。

2.3 数据说明

以消费信贷余额（LOAN）作为消费信贷政策的表征变量，与前文中选取的经济增长质量评价指标人均GDP（PGDP）、产出波动率（OV）、就业波动率（EV）、价格波动率（PV）、第三产业占比（IP3）、城乡收入比（IR）、投资消费比（ICR）、资本生产率（CP）和劳动生产率（LP）共同组成FAVAR模型的可观测变量，即：

对于与消费信贷政策、经济增长质量动态相关的宏观因素，主要参照He等（2013）[12]的做法，考虑本文研究的内容与数据可获性，选择实际产出、居民消费、政府公共财政、国际贸易、利率等12个组别共92个指标构成信息集，与可观测变量10个指标共同构成宏观经济信息集Xt。本文的样本期间定为2007—2016年，数据频度为季度，来源于国家统计局、中国人民银行官网和中经网。

出于FAVAR模型的估计需要，本文将应用数据作如下处理：（1）以线性插值法补全缺失数据；（2）对数据进行频度转换计算当季值；（3）对包含季节因素的序列通过X-12方法作季节调整；（4）因为同比数据无法真实揭示变量的变动趋势，因此以2007年为基年进行同比-环比-定基比转换；（5）将非平稳序列变换为平稳变量，处理方式可以对非平稳序列取对数、差分和对数后差分；（6）对完成以上步骤的数据进行标准化处理。

彬州梨主要分布在彬州泾河川道及各支流水系沿岸海拔1 000 m以下的滩地及坡台地上。建国后，经过几十年发展，彬州梨的面积、产量形成规模。1998年，全市梨园面积10.3万亩，达到鼎盛时期。2000年以来，由于春行冬令，梨花难保，比较效益下降，彬州梨面积逐年锐减，清代谭嗣同描写的“棠梨树下鸟呼风，桃李溪边白复红。一百里间春似海，孤城掩映万花中”的美丽景象几近不存，彬州梨逐渐走向没落。2017年底，全市梨园仅存2.5万亩，地方品种老遗生、水遗生也所剩无几。集中栽培区域有义门镇中罗堡村、太峪镇四兴村和姚联村、泾河西区虎神沟村、永乐镇红岩河村等，主栽品种为砀山酥梨、早酥梨。

3 实证分析

参考Bernanke等[11]研究中对慢行变量划分设置方式，本文设置实际产出、国际贸易、政府公共财政等组别为慢行变量，其他为快行变量。遵循敏感性分析思路，通过估计结果的变化来进行判定比对，选择主成分提取个数为3个。同时根据AIC、SC准则确定FAVAR模型的滞后阶数，考量本文应用的为季度数据，故滞后阶数选择1阶。消费信贷政策对经济增长质量一个标准差新息的冲击产生的脉冲响应函数图如图1所示。

图1 经济增长质量对消费信贷政策的冲击响应

3.1 消费信贷政策对经济增长水平质量的影响效应

从图1（a）可以看出：消费信贷政策和经济增长水平质量之间在总体上是一种正向关系。消费信贷余额一个单位增量的冲击导致人均GDP上升约0.42个单位，正向响应持续时间为6期，其后呈现短暂且微弱的负响应，至12期收敛于均衡状态。

结果表明：消费信贷政策对经济增长水平质量呈现正向影响，原因在于消费信贷用于个人消费作用于内需，内需在经济增长中的贡献度之间有直接联系[13]。这一研究结论说明以消费信贷政策拉动经济增长是切实有效的，也证实了在我国以消费驱动经济增长模式的有效性。

3.2 消费信贷政策对经济增长过程质量的影响效应

3.2.1 对经济增长过程质量稳定性的影响

从图1（b）至图1（d）可以看出：整体上看，消费信贷政策对经济增长过程质量稳定性评价指标的影响趋势不同，对产出波动率和价格波动率的影响效应的趋势相近且多为正向相关，对就业波动率的产出影响为负向相关。分别来看，消费信贷政策对产出波动率的影响效应在第1期为微弱的负向相关，当给予消费信贷余额一个单位增量会导致产出波动率下降0.012个单位，其后开始提升，在第3期达最大值0.072，再逐步下降至第7期达最小值-0.047，于第12期收敛于零；对就业波动率的影响效应在第1期即达到最小值，消费信贷余额一个单位增量的冲击会导致就业波动率下降0.225个单位，第7期开始收敛于零；对价格波动率的影响效应在第1期为负向相关，值为-0.09，其后在第2期开始转为正向相关，于第4期达到最大值0.12，随后下降至第7期逐步收敛于零。

结果表明：第一，前文已经证实消费信贷政策对经济产出的正向影响效应，从与产出波动率的影响关系来看，表明消费信贷政策有利于经济增长但带动的却非平稳增长；第二，消费信贷政策对就业波动率呈负向相关影响，说明消费信贷政策的实施一定程度上可以达到稳定就业的效果。第三，尽管消费信贷政策在实施初期对价格波动有微弱的抑制效应体现，但整体来看消费信贷政策会造成较大程度的通胀压力，会持续7个季度左右。

3.2.2 对经济增长过程质量协调性的影响

结果表明：第一，消费信贷政策会降低第三产业产值占比，在我国第三产业发展滞后是产业结构的主要矛盾之一，因此表明不利于我国产业结构的优化，主要原因在于我国的消费信贷余额中大部分为住房贷款，结合我国近些年的房地产市场形势来看，消费信贷政策会提升包括房地产领域的第二产业产值占比，则势必会影响第三产业产值占比；第二，消费信贷政策会降低城乡收入比，表明有利于我国城乡收入结构的优化，其内在原因在于消费信贷政策的实施带动城镇居民在房地产等领域的消费倾向，而农村剩余劳动力得以流向这些领域的生产部门，使得就业率与对非农产品的需求都得以增加，并会带动收入持续上升现象，进而缩减城乡收入差距。

3.2.3 对经济增长过程质量持续性的影响

从图1（g）可以看出：消费信贷政策对投资消费比的影响为负向相关关系，第1期达到最低值，表明消费信贷余额增长一个单位，会降低0.101个单位投资消费比，至第9期缓慢趋于零。

结果表明：消费信贷政策可以降低投资消费比，即表明消费信贷政策提振消费的效应是显著的，可以对我国的投资消费结构优化产生正面影响，进一步说明消费信贷政策的实施有利于经济增长过程质量持续性。

3.3 消费信贷政策对经济增长方式质量的影响效应

从图1（h）和图1（i）可以看出：整体而言，消费信贷政策对资本生产率和劳动生产率的影响效应呈正向相关关系。分别而论，消费信贷余额增量的冲击对资本生产率在第1期影响即为正，相关值为0.052，第3期提升至最高值0.090，其后于第8期逐渐收敛于零。对劳动生产率第1期影响为负，相关值为-0.030，其后迅速提升至第4期达最高值0.145，再缓慢下降，于第7期开始再次呈现微弱负向效应，第12期收敛于零。

结果表明：消费信贷政策显著促进了资本生产率和劳动生产率的增长，其内在逻辑正如前文假设所述，消费信贷政策通过缓解居民流动性约束，居民通过消费行为将资本流向相应产业形成刺激，从而促进技术进步和优化资本配置。因此，消费信贷政策对经济增长方式质量具有明显促进作用。

4 结论

本文利用102维宏观经济数据建立FAVAR模型，对消费信贷政策与经济增长质量的传导关系进行测算，结果如下：（1）消费信贷政策有利于经济增长水平质量的提升，通过消费信贷政策引导居民消费以构建消费型经济驱动模式的路径切实可行；（2）消费信贷政策会稳定就业、刺激经济产出并带来通货膨胀压力；（3）消费信贷政策可以优化收入结构，但信贷结构（住房信贷过多）失衡导致不利于产业结构的优化调整；（4）消费信贷政策有益于我国投资消费比值的缩减，对我国供给侧和需求侧经济改革的协调统一发展是有利的；（5）消费信贷政策可以提升资本投入和劳动投入的产出效率，是我国经济增长方式质量提升的促进因素。

以上结论回答了我国消费信贷政策对经济增长质量影响的传导效应与程度，在消费信贷政策的具体制定与实施中，应注意以下几点：（1）消费信贷政策作用周期为一年半至三年，根据效应周期调整消费信贷政策可以对可能出现的负面效应作出及时响应；（2）要实现经济增长质量的全面提升，不能忽视消费信贷政策实施过程中对经济增长过程质量稳定性、协调性的负面影响，合理改善信贷结构引导居民消费倾向有益于经济增长过程稳定性与协调性。

参考文献：

[1]刘海英,张纯洪.中国经济增长质量提高和规模扩张的非一致性实证研究[J].经济科学,2006,(2).

[2]钞小静,惠康.中国经济增长质量的测度[J].数量经济技术经济研究,2009,(6).

[3]马轶群,史安娜.金融发展对中国经济增长质量的影响研究——基于VAR模型的实证分析[J].国际金融研究,2012,(11).

[4]Keynes J M.The General Theory of Employment,Interest and Money[M].United Kingdom：Palgrave Macmillan,1936.

[5]McKinnon R I.Money and Capital in Economic Development[M].Washington：Brookings Institution Press,1973.

[6]King R G,Levine R.Finance and Growth：Schumpeter Might be Right[J].Quarterly Journal of Economics,1993,108(3).

[7]Levine R.Financial Development and Economic Growth：Views and Agenda[J].Social Science Electronic Publishing,1997,35(2).

[8]Sims C A.Money,Income,and Causality[J].American Economic Review,1972,62(4).

[9]Sims C A.Macroeconomics and Reality[J].Econometrica,1980,48(1).

[10]Sims C A.Interpreting the Macroeconomic Time Series Facts：the Effects of Monetary Policy[J].European Economic Review,1992,36(5).

[11]Bernanke B S,Boivin J,Eliasz P.Measuring the Effects of Monetary Policy：a Factor-Augmented Vector Autoregressive(FAVAR)Approach[J].Quarterly Journal of Economics,2005,120(1).

[12]He Q,Leung P H,Chong T L.Factor-Augmented VAR Analysis of the Monetary Policy in China[J].China Economic Review,2013,25(1).

[13]李斌.信贷差异、内需扩张与通胀变化的关联度[J].改革,2010,(10).