一、問題的提出

銀行信貸與經濟增長的關系一直以來都是理論研究和政策制定者們關注的焦點問題。大多數理論和實證研究均表明，“信貸渠道”（CreditChannel）在貨幣政策傳導中發揮著重要的作用。當經濟遭受負面外部沖擊時，通過加大信貸投放力度，可以有效緩解企業和消費者面臨的流動性約束，刺激投資和消費需求，避免實體經濟陷入衰退和失業率的上升。然而，信貸的高速擴張和不合理投放一方面將造成社會資源的浪費，同時又可能導致物價的過快上漲和資產價格泡沫膨脹，并且加大金融機構面臨的信用風險。因此，在復雜多變的經濟金融環境下，合理控制信貸投放總量、節奏和方向，使其有效服務于實體經濟的同時避免流動性過剩引發的各種風險，是宏觀調控和金融監管部門面臨的重大挑戰。與國內其他省份相比，銀行信貸對浙江經濟增長的意義更為重要。一方面，浙江經濟以中小民營企業為主體，2009年全省生產總值的70%、稅收的60%和新增就業崗位的90%均來自于民營經濟。與國有大型企業相比，中小民營企業的自有資金較為匱乏，同時又難以通過股票和債券市場獲得直接融資，因此對銀行信貸資金的依賴十分明顯；另一方面，以外向型制造業為主要特征的浙江經濟更容易受到外部沖擊的影響，對國內宏觀政策的變化也十分敏感。在國際金融危機余波尚未完全消退的背景下，研究信貸投放與經濟增長的關系，對于更好地發揮信貸在推動經濟增長中的作用，促進全省經濟平穩較快發展具有十分重要的現實意義。

二、信貸影響經濟增長的理論基礎

通過信貸投放來影響實體經濟活動的理論基礎是貨幣政策傳導的信貸渠道論。該理論源于RobertRoosa（1951）提出的信用可獲得性學說，之后Stiglitz和Weiss（1981）、Bernanke和Blinder（1988）以及Kiyotaki和Moore（1997）等研究確立了其在貨幣政策傳導機制中的地位。但在關于信貸渠道的實證檢驗方面，國內外學者的結論并不一致。Driscol（l2004）利用美國各州的面板數據進行研究后并未發現信貸規模可顯著影響實際產出；而Cappiello（2009）則發現，在一些歐洲國家，信貸投放的變化能夠有效地影響產出。在我國，夏斌等（2003）的結果表明信貸增長對經濟的解釋能力強于貨幣供應量；蔣瑛琨等（2005）也發現20世紀90年代以來信貸渠道在貨幣政策傳導中占有重要地位；盛松成等（2008）利用1998—2006年的月度數據進行實證檢驗，發現我國貨幣政策的主要傳導渠道是銀行貸款。但也有一些學者得出不同的結論，如陳飛等（2002）和孫明華（2004）就認為信貸渠道對我國產出只有微弱的影響。

信貸渠道理論的核心思想是：由于銀行貸款與其他金融資產不可完全替代，特定的融資需求只能通過銀行貸款得以滿足，因此貨幣當局可以通過特定政策的實施改變銀行的貸款供給，最終影響總產出等真實變量。該渠道發揮作用需要兩個前提條件：一是貸款和債券不可完全替代，并且存在依賴貸款的私人部門；二是貨幣當局能夠有效控制銀行的可貸資金。下面用一個簡單的引入信貸市場的IS-LM模型來分析信貸傳導機制。出于簡化的目的，假設市場只有三種金融資產：貨幣、債券和貸款，貸款和債券的利率分別記為：ρ和i。投資者對貸款的需求函數可以表示為Ld=Ld（ρ-，i+，y+），其中，y代表收入，+和-符號表示變量對Ld的影響方向。貸款由銀行等金融機構提供：Ls=λ（ρ+，i-）D（1-τ），其中，D為存款，λ（ρ，i）代表銀行將存款投資于貸款的比例，τ為存款準備金率。假設公眾不持有現金，則存款可以表示為：D=m（i）R，m（i）為貨幣乘數，R為存款準備金，那么，Ls=λ（ρ+，i-）m（i-）R（1-τ）。當信貸市場達到均衡時Ld（ρ-，i+，y+）=λ（ρ+，i-）m（i-）R（1-τ）（1）信貸市場均衡利率決定了依賴于信貸資金的投資者可獲得的信貸數額，并進而對投資和產出產生影響，因此，刻畫產品市場均衡的IS曲線應當表示為：y=Y（i-，ρ-）。但信貸市場的存在并不影響貨幣市場，LM曲線保持不變。圖1和圖2分別給出了信貸市場、產品市場和貨幣市場的均衡狀況。在標準的IS-LM宏觀經濟模型下，債券和貨幣是兩種可完全替代的資產，此時Ld和Ls都是平行于橫軸的直線。當ρ>i時，Ld=Ls=0；當ρ<i，Ld=Ls=Lmax，Lmax為可供給的最大貸款數量。但是不論哪種情況，投資需要的資金都能得到滿足，信貸投放不影響產出。當存在信貸傳導渠道時，情況則有所不同。如圖2所示，當中央銀行增加存款準備金供給時，LM曲線向右移動至LM1，利率下降，產出從y1增加到y2。與此同時，存款準備金的增加使得銀行貸款供給增加，圖1中的Ls曲線向右移動至Lsi，貸款利率ρ降低，投資者將借貸更多資金用于生產，從而IS曲線向右上移動至IS1，產出進一步增加y3-y2，可見，信貸投放增大了貨幣政策的擴張效應。從上面的分析不難看出，信貸投放的產出效應（y3-y2）的大小取決于三方面因素：中央銀行對銀行可貸資金的影響程度m（i-）R（1-τ）、銀行發放貸款的意愿λ（ρ，i）以及信貸資金的投入產出效率墜Y/墜L。

三、浙江省信貸投放與經濟增長的實證分析

1990—2010年，浙江省信貸規模和產出總體上均保持了較快的增長態勢，尤其是2002年之后，二者均呈現出加速增長的趨勢。考慮到投資在信貸傳導渠道中的作用，以及我國主要以投資需求拉動經濟增長的現實，我們將固定資產投資納入考察范圍。圖3給出了浙江省GDP、全社會固定資產投資和人民幣貸款余額①的變化軌跡。從圖3可以直觀的看出，1990年以來浙江省的GDP、全社會固定資產投資和貸款余額在變化趨勢上保持了高度的一致性，而從統計上來看，三個時間序列亦呈高度的正相關關系，如表1所示。為了進一步考察各變量之間的作用機制，本文運用如下向量自回歸（VAR）模型進行格蘭杰因果檢驗和脈沖響應分析：其中，Yt是個三維列向量，包含貸款余額、固定資產投資和GDP；β為三維行向量，Yt表示滯后項的系數；εt為殘差；p為變量的滯后階數，由估計的似然比和AIC決定。

為了消除數據中可能存在的異方差性，分別對三個變量取自然對數，記為：lnLOAN、lnFAI、lnGDP。首先，對所有變量的水平值和一階差分值進行ADF單位根檢驗，以判斷各序列的平穩性。檢驗結果表明，所有變量均為一階單整過程I（1），其一階差分構成平穩的時間序列。然后，對所有變量進行包含常數項但不含趨勢項的Johansen協整檢驗。由表2中的結果可以看到，在1%的顯著性水平下三個變量存在著一個協整關系，這表明貸款余額、固定資產投資和GDP之間存在一個長期穩定的均衡關系。對存在協整關系的非平穩變量可以進行格蘭杰（Granger）因果關系檢驗。當且僅當變量X的滯后項在預測Y的方程中具有邊際預測力時，稱X對Y存在Granger因果關系，即X以Granger方式引致Y。對上述變量進行格蘭杰因果性檢驗，得到如下結果（見表3）：變量預測因變量的能力越強。前面兩組檢驗結果表明，貸款對固定資產投資和GDP均具有強烈的單向因果關系，第三組結果則顯示固定資產投資和GDP之間互為因果關系，但前者對后者的解釋力更強。因此，三個變量的時間序列表明浙江省存在明顯的貨幣政策信貸傳導渠道，即貸款→固定資產投資→GDP。協整檢驗揭示了變量之間存在的長期均衡關系，通過對上述VAR模型②進行脈沖響應分析則可以進一步展示當遭受外生沖擊而偏離均衡時，各內生變量短期內的動態反應。脈沖響應函數描述了在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。從圖4可以看到，受到一個標準差大小的正向貸款沖擊后，固定資產投資FAI和GDP均出現上升。其中，FAI迅速做出反應，第一年增加了約0.04，并在第三年達到最高峰，增加了約0.08；GDP的反應較為遲緩，時滯為四年，在第四年達到最大值，大約增加了0.05。