信贷约束下货币供应量对我国经济结构失衡的影响_货币供给论文

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      1978年改革开放以来，中国的经济建设取得了举世瞩目的成绩。但同时中国经济结构失衡的问题也日益显著，被认为是中国经济进一步发展的巨大阻碍。但理论界对于中国经济结构失衡的内涵和边界目前尚未达成共识，比较多被提及的中国经济结构失衡内容包括中国城乡“二元”经济结构发展的失衡，一、二、三产业发展的失衡，内需不足导致经济发展过度依赖对外出口的失衡等方面，而其中最能代表中国经济结构失衡的表现被认为是“高储蓄、低消费”的结构失衡(夏斌，2010)。

      

      图1 中国经济结构失衡示意图(1978-2013)

      注：图中Y为支出法GDP，C为最终消费，S为储蓄，S由Y减去C得到，C/S为失衡系数。图(b)中的虚线为C/S的趋势线。

      数据来源：中华人民共和国国家统计局官方网站：http://www.stats.gov.cn/tjsj/。

      实际上，如图1左图所示，改革开放以来，中国的储蓄率和消费率就呈现趋势性的上升和下降，体现在消费与产出的比例C/Y不断下降和储蓄占产出的比例S/Y不断走高。为了同时反映出消费和储蓄的走势，本文构造了一个更为形象的衡量中国经济结构失衡的指标C/S，即消费与储蓄的比例，称为经济结构的“失衡系数”。根据定义，该系数越小就说明经济结构失衡越严重。如图1右图所示，中国经济结构失衡系数的趋势线显示该指标值有明显下降的趋势。由于“高储蓄、低消费”的失衡与当前中国各种经济失衡现象都有密切的因果联系，比如因为国内高储蓄低消费，所以经济增长必须长期依赖出口，从而导致外汇储备的迅速积累等。因此，我们认为该系数能够较好地测度当前中国的经济结构失衡。

      目前理论界将中国“高储蓄、低消费”的失衡现象总结为“中国高储蓄之谜”(李杨等，2007；Wen，2009)，对这些谜题有多种解释，其中具有代表性的解释有如下几种。一是人口结构论。该理论认为人们会为平滑自己一生的消费而在不同年龄阶段进行储蓄决策，因此一个国家的人口结构就成为决定该国居民储蓄率的一个重要变量。Modigliani和Cao(2004)运用中国1953至2000年时间序列数据实证研究了经济增长与人口结构变化对居民储蓄率的影响，发现中国储蓄率与长期经济增长率及抚养比存在着协整关系，进而将中国的高储蓄率主要归结为高经济增长和人口结构的改变。按照这种理论进行的研究还有李文星(2008)、汪伟(2009)等，这些研究都发现人口结构的变化对中国储蓄率的变化具有一定程度的影响。二是制度因素论。认为社会保障制度不健全等所带来的不确定性是造成中国高储蓄低消费的原因，这方面的研究有Wen(2009，2011)、李佳峰和刘尧成(2012)以及沈坤荣和谢勇(2012)等。三是全球经济失衡论。该理论认为当前全球经济都处于失衡状态，中国经济失衡只是全球经济失衡的一个环节和表现(郭树清，2007)。除了上述这些依据传统理论进行的研究之外，最近也有学者提出不同的理论对中国高储蓄率问题进行了探讨，其中Wei和Zhang(2011)认为中国性别比例失调导致了中国储蓄率居高不下，因为性别失衡带来了婚姻市场的不平衡，使得男性有增加储蓄以备买房的需求，从而提高了社会总的储蓄率。

      上述这些分析更多是从中国经济的供给层面和外部因素来论述中国经济结构失衡的原因，例如中国的人口结构和全球经济的失衡。这些都是长期和外生给定的。这样看起来似乎和政策层面的关系不大，也无法从需求层面来寻找合适的经济政策。但是，正如余永定(2010)指出，当前中国经济失衡实际上和长时期的政策扭曲有很大的关系，依照这种思路，吕冰洋(2011)和Song et al.(2011)等从财政政策和政策扭曲导致的资源错配等方面分析了中国的经济结构失衡。但是作为一种重要的宏观经济政策，目前有关货币政策冲击对中国经济失衡影响的传导机制分析尚不多见，而这种机制正是本文以下探讨的内容。

      本文以下的结构安排为：第二部分分析了货币供给与中国经济结构失衡关联性的特征事实，第三部分将建立模型，论述货币供给冲击对经济结构失衡的传导机制，并在第四部分应用该模型模拟中国的经济结构失衡系数，第五部分为本文小结与政策建议。

      二、中国货币供给与经济结构失衡的特征事实

      实际数据是否显示中国的货币供给与经济结构失衡存在着内在的关联性呢，本部分将依据中国的数据特征对这种关联性进行分析，为第三部分建立的模型提供事实基础。

      实际上，如图2所示，显示这两个经济变量的波动表现出了高度的同步性，说明自上世纪90年代初期以来中国经济结构失衡系数的不断下降始终是与中国广义货币供应量M2的快速增长相伴随的。为了进一步显示二者在波动中的同步性，我们用HP滤波器对中国M2增长率和失衡系数(C/S)进行滤波，分别得到二者的周期波动成分(cyclical component)，如图2所示①。图2中二者周期波动成分的同期相关系数达到了0.583。由于M2是一种宏观政策变量，这二者的同步性波动不太可能是由某种共同的第三方因素导致的。另外，图2显示M2的波动要稍领先于C/S的波动，经过格兰杰因果关系检验，我们发现M2的波动是C/S波动的格兰杰因。

      

      图2 中国M2增长率和失衡系数的周期性波动(1991-2013)

      资料来源：《中国统计年鉴》各期。

      图2所展示的中国M2和C/S高度同步的波动及其内在因果关系值得我们高度关注，是否存在着中国货币政策冲击向经济结构失衡的传导机制？其具体的“冲击—传导”机制又是怎样的呢？

      在对这种传导机制进行分析之前，有必要对中国货币供给的特征进行分析。本文认为，中国的货币供给具有如下两方面的显著特征。首先，长期以来，在引领中国经济高速增长的“三驾马车”中，投资所占的比重过大，且这种投资是由政府主导的。而中国以国有银行主导的金融体系导致政府主导的投资一般都会伴随货币的大量投放，例如2008年金融危机爆发后中国宣布“四万亿”刺激计划，而后中国的信贷规模在2009年就增长了9.7万亿。即使在常规时期，中国M2也一直保持在17%左右的高速增长。其次，中国的金融市场上存在着深度压抑，体现在信贷市场上存在着高度约束，特别是针对一些特定群体，其从传统的银行等金融部门获得贷款非常困难，而非银行金融部门发展又严重不足，使得不同微观主体获得信贷资源的机会不均等。

      上述两个特征使得长期以来中国总货币供应量和物价水平一起上升，但是在微观上并非所有经济个体都能够获得与M2和物价增速同步的上涨速度的货币量，即货币冲击对不同微观个体来说是异质性的(idiosyncratic)。由图3可见，不同部门从金融机构所获得的人民币信贷的增长率是不一样的②。图3左图显示居民户的信贷增长率要比非金融公司及其他部门贷款的增长率要快，由于居民户贷款大多为住房按揭贷款，这种分配比例意味着与房地产相关的投资过快，而其他领域的投资增速则相对较慢。另外，图3右图显示在居民户贷款比例中，除了2008至2009年金融危机爆发的时期外，居民的经营性贷款增速也小于消费性贷款，由于居民户经营性贷款的对象大多为中小企业，而消费性贷款基本上是住房贷款③，这种比例也显示中国经济中不同行业和部门所获得的信贷资源不一样。事实上，伴随着中国M2的高速扩张，中国经济的不同行业表现也是不一样的，比如投资领域出现过热，其中重要的投资品例如煤、电、运、油，都是价格居高不下，而在消费领域则表现为需求不足，大量的工业消费品过剩，很多工业消费品的生产过剩超过30%。

      

      图3 中国不同部门的贷款增长率(2008.01-2013.12)

      注：左图显示的是中国金融机构中居民户贷款和非金融公司及其他部门贷款的增长率，右图显示的是居民户贷款中消费性贷款和经营性贷款的增长率。所有变量皆为月度数据。

      数据来源：中国人民银行官方网站：http://www.pbc.gov.cn/publish/html。

      需要指出的是，上述不同微观个体获得信贷资源不均衡是与中国特定的金融系统相关联的。中国以银行业为主导而其他资本市场发展不足的金融体系使得在整体信贷规模扩张时，大的国企和与“铁公基”等基础设施建设相关的机构与个人容易获得贷款，而中小企业的融资非常困难，最近民间出现的“钱荒”和温州等地方的一些企业迅速破产就是明证。

      上述事例表明，即使中国总体的货币供给维持高速增长，但由于对不同的经济个体采取不同的信贷约束，这就可能导致一部分人手中的实际货币余额不足而没法消费，从而使得整个社会产品市场不能出清，出现了被动储蓄。从宏观层面上来看，就可能使中国经济出现“高储蓄、低消费”的经济结构失衡。

      三、货币供给对经济结构失衡的“冲击—传导”机制

      中国货币供给和经济结构失衡的特征可以通过建立模型论述当存在信贷约束时，异质性货币冲击对一国经济结构失衡的传导机制。为了刻画这种货币冲击的异质性，首先建立一个带随机货币冲击的DSGE模型，以分析异质性货币冲击对经济结构失衡的传导机制。

      若一个代表性经济行为人面临的动态规划问题用式(1)表示，该代表性经济行为人所在的经济环境是一个“鲁滨逊经济”(Robinson Crusoe Economy)，其面临的约束条件为式(2)、(3)、(4)。

      

       消费者在每期面临的消费约束就可以由式(2)和式(3)表示。在式(2)中，按照通常的经济学假设，由于持有实际货币不能给消费者带来效用，因此消费者不会持有货币。为了在模型中引入货币，本文采用式(4)所述的CIA(cash in advance)约束方法，即消费者为了消费，手中必须持有货币。

      

      

      目前理论界关于将货币因素引入到标准的一般均衡模型主要有两种方式，一种即本文上述的CIA方式，还有一种为MIU(money in utility)方式。但引入货币之后，既有的文献对于货币投放到实体经济的具体方式没有做详细的分析，一般就假设货币冲击遵循一种简单的一阶自回归(AR(1))过程，而没有考虑总体货币投放后对于不同经济个体的微观效果。为了刻画不同经济个体可能面临的异质性货币冲击效果，假设

是一种异质性货币冲击，并假设

，其中

为货币投放后代表性经济行为人的货币增长率，因此对于不同经济个体其

值是不同的。为进一步刻画这种异质性货币冲击，我们假设

服从Pareto分布：

。由于假设货币冲击是一种异质性冲击，

就代表了t期社会总的货币增长率，这是政府可以控制的。因此货币冲击

只改变了货币在不同消费者之间的分配，即部分消费者拿到了更多的货币，而另外一部分消费者手中的货币变少了。由于中国存在着广泛的金融压抑及由此导致的信贷约束，这种假设是符合中国实际情况的。

      在做了上述假设之后，本文分析该模型的两期动态，即假设货币冲击后在第二期达到稳态⑥。进行分析之前，我们还做另外一个假设，即假设代表性经济行为人必须提前一期做出消费决策，即代表性消费者在观察到其在t期所能获得的货币之前，在t-1期就必须进行生产决策，即

；而且这种生产是通过在t-1期订立销售合约来进行的。由于存在着信息的不对称以及生产过程需要时间，这种假设也是符合中国的现实情况的，同时也符合“托宾q理论”关于生产过程存在着“调节成本”(adjustment cost)的观点。因为生产决策在t-1期进行，而货币冲击在t期发生，因此生产出来的产品可能因缺乏货币而无法交易，即受到式(3)的约束，也就是CIA的约束⑦。因此消费者的产品必须被作为储蓄，这就是

。因此，从这个机制来看，社会上就存在着积累超额储蓄从而储蓄率上升的可能性。

      

      其中式(6)表示代表性经济行为人必须提前一期做出生产决策，即其在t-1期预期其每生产一单位的产品在t期的效用必须与在t期的生产成本α等于。将式(6)代入式(7)可得：

      

      由于代表性经济行为人在t-1期就进行了生产决策，生产出来的产品有可能受制于异质性货币冲击而无法全部换成消费品，形成储蓄。为了分析异质性货币冲击下代表性经济行为人的消费和储蓄决策，我们假设存在一个临界值

时表示存在着消费约束，即会出现一部分产品滞销而产生库存，整个经济体就会出现储蓄，反之

时消费约束不存在，就没有储蓄。而之所以存在消费约束，是因为该经济体中存在着信贷资源不均衡，这与当前中国存在着金融压抑的经济现实是相吻合的。因此，可以分

两种情况对上述经济系统进行求解。

      

      根据上述分析，在存在异质性货币冲击的情况下，代表性经济行为人的消费和储蓄决策函数可由图4表示。该图显示在异质性货币冲击的模型下，经济行为人会被动储蓄，即不能消费的部分转化而成的储蓄，即图4右图所示，反映了信贷约束下货币冲击对于一国经济结构的影响。

      

      图4 货币冲击下消费和储蓄的变化情况

      为进一步理解货币冲击对于一国经济结构的影响，我们可以观察货币冲击下一国的消费率或储蓄率的变化。根据上文的分析，我们可定义消费率为

：

      

      根据式(16)，不同的货币政策冲击

对应着不同的临界值

，再根据式(13)就可得不同的消费率及相应的储蓄率。这给货币政策的操作提出了非常明确的政策含义，即货币当局可以通过控制

以影响临界值

。

      根据这部分的分析，在存在金融压抑的情况下，货币政策的执行对一国经济结构的调整具有直接的传导作用，下一部分我们将根据这部分的结论模拟货币政策冲击下中国的经济失衡情况。

      四、对中国经济结构失衡的模拟分析

      为了应用上述模型的结论模拟异质性货币冲击下中国的经济结构失衡，首先必须对模型中的参数进行赋值。在此，采用结合中国实际情况对这些参数进行校准(calibration)的方法。本文中我们分析的时间变化频度为年度，则按照既有的“实际经济周期”(Real Business Cycle，RBC)研究文献，我们分别设定αβ和γ的值为0.45、0.96和1.6⑧，而对于Pareto函数中的σ，我们根据Wen(2011)的研究将其设定为1.3。在对模型进行参数校准之后，我们即可根据式(10)和(13)模拟得到产出、消费率和储蓄率以及失衡系数随货币增长率变化而变化的值，其模拟结果即为图5所示。

      图5(a)表示产出随着货币增长率从0到1变化而变化的趋势图，图5(b)表示消费率和储蓄率随着货币增长率从0到1变化而变化的趋势图，图5(c)表示失衡系数随着货币增长率从0到1变化而变化的趋势图。按照图5(a)，当货币增长率上升的时候，产出反而下降。这是因为当存在CIA约束的条件下，如果货币增长过快，会使得物价过快上涨，从而使得经济个体手中的实际货币余额不断下降，从而使得CIA的约束更加从紧，制约了生产活动的进行。实际上，自上世纪90年代初期以来，中国M2和GDP的波动确实在许多时候都呈现反周期波动，特别是自2008年爆发国际金融危机之后，中国投入了4万亿的刺激计划，为配合这种刺激计划，中国投放了大量的货币使得M2增长率迅速上升，但是与此同时，GDP增长率却出现了下降，使得2008年以来中国M2和GDP增长率出现一种“镜像对称”的反方向走势⑨。

      

      图5 货币冲击下产出、消费率和储蓄率以及失衡系数的变化趋势

      注：图(a)、(b)和(c)中横坐标表示货币增长率μ从0变化到1。

      根据图5(b)，当货币增长率上升的时候，经济结构会出现调整，表现为消费率的不断下降和储蓄率的不断上升。图5(b)显示，当货币增长率为0的时候，消费率为0.62，随后随着货币增长率的不断上升，消费率不断呈现下降，储蓄率不断上升。当货币增长率为0.23的时候，就会出现储蓄率超过消费率的现象。这是因为随着货币增长率的不断上升，在信贷约束条件下，更多部分的经济个体会受到CIA的制约，使得社会总体的储蓄率不断上升、消费率下降，从而出现经济结构的失衡。这种经济结构随着货币冲击不断失衡的态势可以非常形象的用图5(c)的失衡系数动态趋势表示，该图显示失衡系数不断下降，表示失衡程度不断上升。

      在明晰了货币冲击对于经济波动和经济结构调整的含义之后，可以将中国每一年的货币增长率代入式(13)从而模拟得到每一年的消费率预测数值，进而可以得到中国经济结构失衡系数的模拟值。如图6所示即为中国经济结构失衡系数的实际值和模型的预测模拟值。图6显示，中国经济结构失衡系数的实际值与模型预测模拟值表现出了高度的波动同步性，二者的同期相关系数也达到了0.599，表示本文建立的模型对于中国经济结构失衡系数的波动具有很强的解释力，从而也解释了图2所示的货币增长率和中国经济结构失衡系数的同步波动和因果关系。

      根据上述分析，我们论证了在中国当前存在信贷约束的情况下，异质性货币冲击是经济结构的失衡一个重要原因，即存在着从货币高速增长到经济结构失衡的“冲击—传导”机制。这种传导机制对于当前我国的货币政策的实施具有非常明确的政策含义。首先，由于高速扩张的货币投放会使得我国经济加速失衡，所以我国应该调整过去那种以数量扩张为主的货币政策操作；其次，根据经济增长的Ramsey最优均衡理论，一国经济发展过程中存在着一个消费与储蓄的最优比率的“黄金法则”(golden rule)，而根据本文的分析，只要央行能够控制好货币增长率

，就能够影响临界值

，从而最终影响中国的消费与储蓄比率，最终达到治理中国经济失衡的效果，这也为中国最优货币政策的实施提供了方向。

      五、小结与政策建议

      本文分析了中国货币政策对经济结构性失衡的“冲击—传导”机制，从政策层面分析了经济结构失衡的原因。本文认为当前中国货币政策的实施有两个主要的特点：一是政府主导的投资使得总体货币供应量增长速度较快；二是由于信贷资源分布不均衡，使得货币扩张时不同微观个体所能获得的货币数量是不一样的，即货币冲击对于每个微观经济个体的影响是异质性的。由于存在上述两个特点，中国货币政策对中国经济的发展和结构调整起到了两个不利的影响：一是高速的货币增长对经济增长有反方向的作用，二是加剧了“高储蓄、低消费”的经济结构失衡，即存在着货币冲击向经济结构失衡的传导机制。

      

      图6 中国经济结构失衡系数(C/S)的实际值和模拟值(1991—2013)

      中国“高储蓄、低消费”的经济结构失衡是不可持续的，对这种失衡的治理刻不容缓。根据本文分析的结论，我们必须对过去那种货币快速投放的货币政策操作模式进行调整，转而寻求一种最优的货币政策规则，根据本文的分析，这种规则是可以建立的，这也是本文研究可以拓展的一个方向。另一方面，为了使得货币政策能够起到调节经济结构的作用，就必须使得每个微观经济个体可以获得均等的信贷机会，为此就必须加快中国金融市场的建设。首当其冲的就是要进行比较彻底的利率市场化改革，根据市场的资金效率配置货币的供给，并注重货币政策对不同产业的平抑效果。与此同时，也要加快多层次金融市场的发展，逐步改变以银行业等间接融资为主的传统金融模式，以最终缓解中国的金融压抑。只有上述多种政策齐头并进的操作，才能理顺货币政策对于中国经济结构的传导机制，从而发挥中国货币政策在宏观经济管理中应有的作用。

      本文英文参考文献从略，有需要者可向本刊编辑部索取

      ①由于货币冲击是一种短期冲击，因此我们只分析二者的周期波动成分而非长期趋势项。

      ②我们选择2007年以后的数据是因为之前的居民住户贷款数据没有统计。

      ③居民住户的贷款中消费性贷款与经营性贷款的比例基本上维持在2∶1左右。

      ④在本文中，除特别说明外，大写字母代表社会总体经济层面的变量，小写字母代表代表性经济行为人的变量，例如

，

表示社会总体消费水平，是代表性经济行为人i的消费

的总和。文中为简略，省略了代表性经济行为人变量的上标i，例如直接将

写作

。

      ⑤本文没有做多部门模型分析，因此所分析的代表性经济行为人的储蓄就是整个国民储蓄。

      ⑥在分析异质性冲击的情况下，这种假设是常用的，可以参考Bernanke et al.(1999)以及Carlstrom和Fuerst(1997)，如果分析模型的多期动态，将会复杂化分析，但结论不会有大的区别，具体可参见Davis和Huang(2011)的分析。

      ⑦可以理解为由于部分人的信贷受到限制而致使实际货币余额不足，销售合约得不得执行，而厂商此时如果再寻求新的购买者需要一段时间，从而出现库存，这个库存就是社会储蓄。

      ⑧关于对文中中国经济参数的校准，可以参见王小鲁和樊纲(2000)等的研究。在本文以下对模型的模拟中我们将这些参数在设定值的附近进行变换，发现基本不影响本文的结论。

      ⑨有关中国M2和GＤP增长率呈现相反方向波动的分析可参见刘尧成(2013)的分析。

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