金融周期与实体经济周期关联性研究范文

摘要:

本文利用1979－2013年宏观经济数据和HP滤波的GDP与信贷数据，运用相关系数、共同周期方法和Granger因果检验，考察了中国金融周期和实体经济周期之间的关联性。实证结果表明，中国金融周期和实体经济周期之间具有较强的正相关关系和协同关系，短期内GDP周期波动是信贷周期的格兰杰原因，而在长期信贷周期波动是实体经济周期的格兰杰原因，信贷规模变化有助于预测未来实际产出波动。因此，我国宏观调控政策设计需要重视金融要素与实体经济的耦合发展。

关键词:

金融周期;实体经济周期;相关性;协同性

一、引言及文献综述

2008年国际金融危机以来，我国宏观经济出现持续下行的态势，出口放缓，以银行信贷为主要渠道的货币投放增加。截止2014年末，金融机构人民币各项贷款余额81.68万亿元，同比增长13.60%，较上年度的14.14%有所回落。随着中国国际化程度、金融开放程度提高以及国内金融市场改革推进，在日益自由的金融环境下，金融因素对实体经济的影响愈发明显，金融周期与宏观经济周期之间的动态关联程度上升，金融因素成为反周期宏观经济政策制定过程中不可忽略的因素(曹永琴和李泽祥，2009)。本文试图从信贷扩张与实体经济波动角度，来研究金融周期与实体经济周期之间的关联性，从而提出有效的宏观调控政策建议。实体经济周期是指GDP、就业、收入、投资等实体经济活动的周期性波动。金融周期理论强调金融因素(包含金融摩擦、金融中介等)对经济周期波动的影响。邓创和徐曼(2014)认为，金融周期是指金融经济活动在内外部冲击下，通过金融中介传导而形成的与宏观经济长期均衡水平密切相关的持续性波动和周期性变化，包括资产价格、利率、汇率、货币供给量、信贷在内的各类金融变量，在不同经济波动阶段上的变动态势。

而金融周期理论将金融市场因素(金融冲击、金融摩擦、金融中介)嵌入动态随机一般均衡框架中，系统研究金融周期与实体经济周期相关作用、相互关联的内生机制的理论(周炎和陈昆亭，2014)。关于两类经济周期相互关联程度和关联机制的研究，主要表现在以下两个方面:一类是相关性研究。Claessensetal.(2012)对44个国家1960－2010年的经济和金融数据的分析，发现信贷周期和经济周期存在显著正相关关系，相对于其他行业，金融体系中经济衰退和经济复苏时的波动幅度更大、波动更迅速。曹永琴和李泽祥(2009)采用动态分析方法，利用我国M1数据和工业增加值来考察我国实体经济周期和金融周期之间的相关关系，结果证实我国两周期之间确实存在动态的正相关关系，且相关系数值在0.1－0.5之间变化。第二类是冲击传递效应研究。Jermann＆Quadrini(2012)指出，企业盈利能力变化对银行资产造成冲击，并冲击整体经济波动。在美国近些年经历的三次萧条中，有两次主要是由于金融市场因素影响(Iacoviello，2013)。宋玉华和李泽祥(2007)认为现代金融周期的任何微小变化都可能通过金融市场的放大和加速作用对宏观经济产生巨大冲击，掌握金融周期的运行规律对宏观政策的制定和实施具有重要意义。邓创和徐曼(2014)借助时变参数向量自回归模型分析中国金融周期波动对宏观经济的时变影响及其非对称性特征。

研究结果表明，中国金融周期波动先行于宏观经济景气波动，周期长度大致为3年，且存在长扩张短收缩的非对称性特征;金融冲击的“产出效应”不如“价格效应”明显，金融形势好转所产生的加速效应比金融形势恶化所带来的负面影响更为显著。何德旭和张捷(2009)通过研究资产价格泡沫与产出波动、信贷的超常增长与金融不稳定性之间的关系，指出现代经济的金融周期特征越来越明显，关注金融周期对宏观经济政策的影响十分必要。很多学者从银行信贷角度来挖掘两类周期之间的关系。由于银行贷款是实体经济部门的主要融资渠道，因此贷款增长率对GDP增长的影响显著(崔小涛，2010)，商业银行信贷往往具有顺周期性，这种顺周期性会加大宏观经济波动(陈昆亭等，2011)。基于现有文献，本文拟从以下视角展开研究和分析:一是借助中国实际数据描述改革开放以来中国金融周期和实体经济周期的变化;二是借助相关系数、协整检验、共同周期等指数和方法，探讨中国金融周期和实体经济周期之间的相关性和协同性;三是利用Granger因果检验，剖析两类周期之间的因果关系。最后得出结论并给出若干政策建议。

二、中国金融周期与实体经济周期的现实描述

从现有文献来看，实体经济周期和金融周期的度量方法并没有太大的区别，主要有H－P滤波法、ARCH族模型、指数法以及Markov区制转移模型等。本文首先描述中国实体经济总量与信贷规模总量的变化及其周期变化，并将在下一部分以相关系数ρ衡量两周期的相关关系，同时，借鉴Vahid＆Engle(1993)的共同特征方法识别两周期的协同性，最后，用格兰杰因果检验两周期之间的因果关系。根据文献对变量时间序列的趋势项处理，本文选取对数化和HP滤波方法来获得变量的周期性波动成分，年末金融机构人民币贷款余额的周期波动成分作为金融周期的基准序列，记为IC，GDP周期波动成分作为实体经济周期的基准序列，记为IGDP，样本区间为1979－2013年。GDP数据来自历年《中国统计年鉴》，贷款余额数据来自《中国统计摘要》。由图1可见，我国GDP总量增长迅速，截止2013年，GDP总量为56.88万亿元，是1979年0.41万亿元的140多倍。预计今后我国的经济增速将逐渐放缓，保持平稳发展态势，这与国际国内经济形势密切相关。美国近期非农数据和实际个人消费支出数据显示美国的就业形势转好，消费支出逐步增加，由此反映美国经济复苏的内在动力增强，将拉动我国外需增加。但欧洲经济依然低迷，虽然已经度过了债务危机最艰难的时刻，高失业率和低消费使得欧洲复苏内在动力不足。部分新兴经济体与中国面临类似的增长调整和结构调整期。国内实体企业由于融资成本和原材料成本提高挤压了利润空间，产能过剩和需求增长缓慢使许多企业难以为继，实体企业陷入增长困境，同时，房地产市场自2013年暴涨后开始回调，全社会固定资产投资受房地产市场影响，2013年首次跌破20%。因此，在国内外经济形势影响下，新常态下的中国经济实现稳健型的增长，需要政府了解实体因素和金融因素对经济增长的巨大影响以及影响程度，制定适当的宏观调控政策，来解决现实当中面临的突出问题。

截止2013年年末，金融机构人民币贷款余额为71.9万亿元，是1979年0.21万亿元的近345倍之多。信贷余额占GDP的比重为126.37%，而2013年美国这一比率约为359%。截止2013年，我国各项存款余额为104.38万亿元，可见，我国的信贷规模还有很大的增长空间。受美国次贷危机影响，政府出台一系列宽松货币政策刺激经济。2014年11月至今的三次降息，通过信贷扩张减缓经济下行速度，保证了经济的平稳增长。根据图2中HP滤波法得到的GDP和信贷规模的周期波动，按波峰至波峰划分，改革开放以来我国实体经济大致经历了三个完整周期和一个不完整的周期，分别是1979－1985年(时间跨度为7年)、1986－1995年(时间跨度为10年)、1996－2008年(时间跨度为13年)、2009年－至今。2009年至今还未形成一个完整的经济周期。从3个完整的周期来看可以发现两个特点:第一，周期的时间跨度逐渐变长，预计2009年开始的新一轮的周期也将持续10年以上，这可能跟市场结构、需求机构、产业结构等变化日趋平稳有关。第二，单个周期波动幅度逐渐变小。由信贷余额衡量的金融市场波动看(图2)，相比实体经济周期，信贷余额波动相对频繁，波峰往往滞后实体经济1－2年。自1979年以来共经历了4个完整周期和一个半周期，分别为1979－1986年(时间跨度为8年)、1987－1997年(时间跨度为11年)、1998－2003年(时间跨度为6年)、2004－2010年(时间跨度为7年)、2011年－至今。前4个完整周期，平均时间跨度为8年。在经济繁荣时期，银行放贷能力提高、放贷意愿增强，信贷扩张支持投资，会拉动需求和供给，促进经济增长;当经济衰退时，银行对放贷标准提高，信用紧缩，投资下降，经济增长疲软。因此，在金融周期影响下，经济周期波动可能比一般情况下波动幅度更大。

三、中国金融周期与实体经济周期关系的实证分析

(一)中国金融周期与实体经济周期的相关性这里采用两时间序列之间的相关系数ρ来考察两周期的相关性。根据图2，两个波动序列具有一定的相似性，但是它们到达波峰和波谷的时间并不一致，信贷余额波峰的出现往往滞后实体经济1－2年。我们依据信贷余额波动序列的周期来划分相关系数的计算区间，依次为1979－1986年、1987－1997年、1998－2003年、2004－2010年、2011－2013年，考虑到2011－2013年周期的不完整性，以及时间间隔较短，可能会对相关系数的准确性造成一定的影响，所以将其归并到上一周期里。结果如表1。由表1可见，在样本期内，中国金融周期与实体经济周期之间总体呈现一种较强的正相关关系，但系数值随时间呈缩小趋势。

(二)中国金融周期与实体经济周期的协同性根据Vahid＆Engle(1993)的理论，假如信贷余额和GDP之间存在协整关系，可以认为两者所代表的金融周期和实体经济周期在长期内具有共同趋势。假如信贷和GDP的一阶差分具有共同的线性相关，就认为两者所代表的金融周期和实体经济周期在短期内具有共同周期，即在短期内具有共同的波动路径。若两项特征均具备，那么就说明这两个周期具有协同性。本文首先对上文得到的IGDP和IC序列进行平稳性检验和协整检验，考察我国实体经济周期和金融周期之间是否存在协整关系，即他们在长期内是否具有共同趋势;继而通过典型相关来判断共同特征向量的个数，由此断定两周期在短期内是否具有共同周期;最后以格兰杰因果检验判断两者在时间上的因果关系。1．平稳性检验。运用Eviews进行ADF平稳性检验的结果见表2。在5%的显著性水平下，IGDP和IC序列是非平稳的。而其一阶差分在5%的显著性水平下通过检验，所以两者均属于一阶单整的非平稳序列，符合进行协整检验的条件。2．协整检验。应用Eviews建立VAR模型，经AIC和SC信息准则检验，选择滞后阶数为2，用Johansen协整检验得到结果如表3。无论是最大特征值统计量还是迹统计量都表明，在5%的显著性水平下两者存在一个协整关系，即实体经济周期和金融周期之间在长期内具有稳定关系。根据共同特征向量检验结果，组合ΔYt和Wt存在一个共同特征向量，即可以找到一组参数使得ΔIGDP和ΔIC共同线性相关，所以，IGDP和IC在短期上具有相似的波动路径。由协整检验和共同周期检验可知，中国的实体经济周期和金融周期具有协同性。

(三)中国金融周期与实体经济周期的因果关系根据对信贷规模和国内生产总值周期成分的相关性和协同性检验发现，中国金融周期和实体经济周期之间具有较强的相关性及协同性，在此基础上，进一步借助Granger因果检验来判断两者在时间上的因果关系。选择置信区间为10%，滞后阶数为1－8阶，检验结果如表7。根据Granger因果检验，当滞后阶数为1－6期时，IGDP是引起IC波动的格兰杰原因，而第七期开始则不是。当滞后阶数为1－5期时，IC不是引起IGDP波动的格兰杰原因，直到第六期开始IC才成为IGDP波动的格兰杰原因。这与之前所观察到的IGDP和IC周期波动中，信贷的波峰比GDP滞后是一致的。

(四)实证结果分析1．相关性分析。由相关系数检验发现，金融周期与实体经济周期之间表现出较强的正相关关系，顺周期性显著，这与我们的理论预期是一致的。实体经济的繁荣会提高人们的乐观预期，促使投资者需求高涨，消费者热情高涨，而银行经营情况良好，也乐意提供高额贷款，因此信贷规模大幅增长。信贷的增长会进一步刺激投资，助长市场积极情绪，推动消费增长，从而增加社会总供给和总需求，为实体经济增长带来活力。两周期相关关系随时间变化呈递减趋势，2004－2013年间两者相关程度下降，这可能与我国宏观金融监管政策有关。2008年金融危机后，我国逐步加强宏观审慎工具的应用来降低金融系统性风险，并取得了一定成效。2．协同性分析。借助协整检验和共同周期方法，我国金融周期和实体经济周期在长期内具有稳定关系，在短期内有相似的波动路径，具有较高的协同性，两周期之间相互关联、共同发展。3．因果关系分析。经Granger因果检验发现，在短期内，实体经济周期波动构成信贷周期波动的格兰杰原因，反映了实体经济繁荣或衰退会迅速刺激信贷规模增长或收缩。在长期，信贷周期波动是实体经济周期的格兰杰原因，信贷规模变化有助于预测未来实际产出波动。信贷高速增长经由资产负债表渠道、居民渠道等影响实体经济，信贷周期是否正常进入上升周期是宏观经济下一步走向的重要原因(巴曙松，2009)。

四、结论与政策建议

本文基于中国1979－2013年的宏观经济和信贷数据，借助相关系数、协整检验、共同周期、因果检验等一系列实证分析方法，探讨了中国金融周期与实体经济周期之间的关联性，发现两周期之间具有较高的相关性和协同性，实体经济发展为金融业的创新与发展提供足够的物质基础，金融业的发展进而为实体经济发展提供更多优质的金融资源。针对2015年上半年中国经济缓慢回稳、内生增长动力不足、下行压力加大，央行提出继续实施稳健的货币政策。根据央行2季度货币政策报告，金融机构贷款利率下降至2011年以来最低水平，一般贷款利率、票据利率、房贷利率均显著下降，社会融资成本整体降低。在此背景下，本文提出以下几点政策建议:在提高金融开放度的进程中，要严防外部冲击、外部通胀输入;在借助信贷扩张拉动经济过程中，要谨防信贷过度扩张造成泡沫经济，同时确保货币金融稳定和实体经济稳定、资产价格稳定和商品价格稳定;借助金融发展，推动要素在部门间积极合理有效流动，促进产业合理化和转型升级;积极开展金融创新，开辟多维度融资空间，提高贷款效率和效益，优化信贷投向和结构，健全多元化金融体系，完善相关金融法规，加强金融体系监管力度，防范系统性金融风险;加强宏观审慎监管政策与微观审慎监管政策之间的协调性，货币政策调控与金融改革紧密结合，促进金融要素与实体经济的耦合发展。

作者：岑丽君 黄新克 单位：浙江工业大学 全球浙商发展研究院 经贸管理学院