银行信贷、经济周期与货币政策调控：1984-2011，本文主要内容关键词为：货币政策论文,银行信贷论文,经济周期论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
近年来，在我国经济持续较快增长的背景下，银行信贷一直保持较高的增长态势。这种增长态势一方面在支持经济增长方面发挥了积极作用，另一方面对经济周期的影响也较为明显。以2009年开始的信贷扩张为例，金融危机爆发后，为避免经济下滑，刺激国内经济增长，我国新增贷款在2009年和2010年分别达到9.63万亿元和7.95万亿元，明显高出历史平均水平。这轮信贷扩张的宏观效应已非常明显：一方面，达到了有效应对危机、遏制经济下滑的目的；另一方面，国内通胀压力自2010年下半年开始明显增大，2011年7月CPI达到6.5%的高点。
一般而言，信贷总量超过正常水平则被称为信贷扩张。信贷扩张对宏观经济的影响主要体现在对产出和通胀的影响。如果信贷扩张过度，则可能引发金融危机的风险。因此，研究银行信贷扩张既要看到其短期内对经济增长的促进作用，又要避免中长期可能给经济增长带来的干扰和不必要的波动。Elekdag et al(2011)的跨国研究发现，银行信贷扩张对经济周期具有显著且持续的影响，各国信贷扩张的过程和结果之间存在差异，需结合各国经济金融状况，准确地分析特定环境中的信贷扩张与宏观经济变量之间的关系，得出具有针对性的政策建议。Adrian & Shin(2011)假定银行通过影响风险定价来驱动信贷波动。Gertler & Karadi(2011)假设银行因受到融资市场约束导致信贷波动。国内学者也对信贷扩张相关问题进行了有益的探索。夏斌(2010)认为，在国内流动性过剩、难以调控的特殊时期，不排除可以采取对银行信贷进行暂时性的强约束制度。王晓明(2010)提出，我国信贷调控对于通胀、产出缺口的政策有效性均强于利率调控，货币政策应当采用信贷调控规则，而不是利率规则。
本文涉及的传统Svensson模型是欧美各国央行宏观经济模型的简化形式(Svensson，1999)，其核心假设是央行无法完全控制通胀，且通胀对外部扰动反应的滞后时间长于产出缺口对外部扰动反应的滞后时间。Cecchetti & Li(2008)对Svensson传统模型加以改进，同时考虑央行基准利率和市场贷款利率对经济周期的影响，并发现银行资本充足率监管具有顺周期缺陷，需将银行部门监管引入货币政策框架综合加以考虑。Gaspar & Kashyap(2006)认为，在Svensson传统模型中加入贷款利率是对Wicksell(1898)思想的继承和扩展，有利于拓展银行信贷对经济周期影响的研究。
在以往文献研究的基础上，本文尝试从以下三个新的视角进行研究和分析：
一是从减少宏观经济波动的视角考察银行自身的经营行为及其宏观效应。以往理论界一般认为，只要利率和汇率等关键经济变量不出问题，宏观经济稳定就有保证。这种观点在2008年金融危机后引发了许多争议。近来，Friedman & Woodford(2011)提出，本次金融危机对货币经济学研究的重大影响之一是重新认识金融中介与信贷对宏观经济稳定的重要性。Perri et al.(2011)认为，信贷扰动已成为现代经济周期性波动最重要的驱动因素。
二是从贷款损失推断偏差的角度分析信贷波动。估计贷款损失往往会面对不确定性，因而人们通常对于当前的贷款损失赋予较大的权重，由此带来的估计误差被称为推断偏差(extrapolation bias)。①如果当前的贷款损失水平较低，银行倾向于推断较低的贷款损失水平将会持续，由此低估贷款损失，发放了不该发放的贷款，信贷出现扩张。
三是从通胀与产出变化的时滞差异角度选择并扩展理论模型，并由此设定模型参数。鉴于我国银行信贷扩张后通胀与产出的变化特征与Svensson传统模型基本一致，即信贷扩张后通胀压力持续的时间长于产出缺口扩大的时间，本文在传统的Svensson模型中引入银行信贷因素，并在以往文献参数设定的基础上，根据我国数据的典型事实来调整模型参数，使得模拟分析更有针对性。
本文的创新之处在于：在模型构造方面，建立了贷款损失推断偏差与信贷波动之间的联系；假定货币政策对实体经济的系统性影响仅通过信贷渠道来实现，并在此基础上推导出了最优信贷路径。在模拟分析方面，改进了参数设定和校正的标准，根据典型事实校正了参数，得出了支持最优信贷路径的模拟结果。在计量分析方面，发现了存款准备金率与信贷之间的长期关系。
二、典型事实
本节运用Mendoza & Terrones(2008)概率统计方法，识别1984年以来我国的历次信贷扩张，考察信贷扩张对产出、通胀率等宏观经济关键变量的影响。
(一)数据说明
本文实证研究的样本为1984年1季度至2011年2季度的季度数据。GDP数据来自中经网数据库，1984年到1991年的季度数据由年度GDP数据拆分得出。②在此基础上进行季节调整，再用HP滤波方法生成潜在GDP。产出缺口为GDP相对潜在GDP的偏离程度。消费物价通胀率数据来自国际金融统计(IFS)。因该数据库季度数据始于1987年第1季度，其余1984年到1986年的季度数据由该数据库中的年度消费物价通胀率拆分得出。存款准备金率数据来自人民银行及相关网站。基础货币数据也来自IFS。因该数据库的季度数据开始于1993年第1季度，其余1985年到1993年的季度数据由该数据库中的年度基础货币数据拆分得出。M2季度数据(1996年后的)来自IFS。1996年前的M2数据用《新中国六十年统计资料》(2010)中国家银行存款余额年度数据拆分为季度数据作为替代，并进行平滑调整。货币乘数数据为M2除以基础货币，并经过季节调整得出。1990年以后的金融机构各项贷款(人民币)季度数据来自中经网数据库，1990年以前的贷款数据用《新中国六十年统计资料》(2010)中国家银行贷款余额年度数据拆分为季度数据，并进行了相应的平滑调整。
(二)对1984年以来信贷扩张期的识别
信贷(L)偏离其趋势值(
)的程度根据
=(L=)×100/计算。观察1984年1季度到2008年4季度这100个季度的信贷偏离趋势值程度分布统计量，可以发现，该分布形态比较对称，左端尾部稍长(skewness为-0.47)，其形态与正态分布接近(Kurtosis为3.07)。Jarque-Bera检验不能拒绝该分布为正态分布的原假设(P值为0.15)。与Mendoza & Terrones(2008)的数据计算结果接近，信贷偏离趋势程度为标准差的1.45倍所对应的是(信贷偏离趋势值程度)分布右端6%的小概率事件。以6%的概率为标准，我们发现2008年4季度以前2次信贷扩张期分别是：1986年3季度至1987年2季度、1997年1季度至1998年4季度。基于上述分析发现，1984年以来主要的信贷扩张期有三次，分别是1986年3季度至1987年2季度、1998年1季度至1998年4季度和2009年1季度至2011年2季度③(见图1阴影部分)。
(三)信贷扩张宏观效应的典型事实
参照Elekdag et al.(2011)对信贷扩张宏观效应的研究方法，图2基于1986-1987年和1998年两次信贷扩张的数据，将不同信贷扩张期前后的通胀率和产出缺口进行平均，给出了信贷扩张期前后各10个季度通胀率和产出缺口的平均变化情况。
图2显示了信贷扩张宏观效应的典型事实，即信贷扩张后通胀率持续增高的时间长于产出缺口扩大的时间。④具体来说，信贷扩张发生后通胀压力持续7个季度以上，而产出缺口扩大的趋势大约在4个季度后逐渐消失。这表明，我国通胀与产出在信贷扩张期后的变化特征与Svensson模型预测较一致，这也为在Svensson模型中引入银行信贷提供了经验依据。
三、基准模型
本节构建一个包括银行信贷扩张与经济周期特征的Svensson扩展模型。关键假设是银行过低估计贷款损失，且纠正估计偏差的速度慢于贷款发放速度。此外，银行信贷也受到银行权益成本(包括无风险利率和风险溢价)等市场因素的影响。
(一)经济周期与银行信贷
扩展模型保留了传统Svensson模型描述经济周期特征的方式，假定产出存在一个“自然”(natural)的水平，当实际产出高于“自然”水平时，通胀率上升。在产出影响通胀的渠道之外，农副产品、石油等商品价格变动也可以通过供给扰动的方式对通胀产生独立的影响。假定货币政策对实体经济的系统性影响仅通过信贷渠道来进行传导⑤，信贷对产出的影响具有滞后性，需求扰动对产出的影响同样具有滞后性；从简化角度出发，假定两者具有相同的滞后性。模型结构如下：
其中，变量X上方加“·”是指
X/t，y是产出缺口，π是通胀率，η和θ是相互独立的白噪音扰动项。等式(1)给出总需求方程，第t期产出缺口的增长率是第t期产出缺口、第t期信贷对数缺口与需求扰动项的函数。等式(2)给出总供给方程，第t期通胀率受第t期产出缺口与第t期供给扰动影响。参照我国经济周期的具体情况，模型的核心假设是通胀率和产出缺口对外部扰动的反应具有滞后性，且通胀对外部扰动的滞后反应迟于产出缺口对外部扰动的滞后反应。
(二)银行预期与信贷发放
银行资本是指银行股东权益，这也是银行信贷扩张的基础。银行增加资本的隐含成本是权益成本(cost of equity)。银行选择资本规模，除了考虑权益成本外，还要考虑预期的信贷增长率。等式(3)表达了上述关系：
其中，k、x、π和y分别是银行资本的稳态水平、预期信贷增长率、通胀率和产出缺口。当预期信贷将会扩张时，给定其他条件不变，银行应增加资本，这意味着
>0。根据达摩达兰(2007)的分析，在估计未来的权益成本时，资本资产定价模型(CAPM)通常要优于套利定价模型(APM)。根据资本资产定价模型，权益成本由无风险利率和风险溢价构成。投资者在高通胀时期一般要求更高的权益成本，以保持真实收益的稳定和提高，这意味着γ＜0。权益成本中的风险溢价部分通常具有逆周期性，这意味着ι>0。假设银行预期信贷变化率是信贷偏离稳态值程度、通胀和产出缺口的函数：
银行信贷与银行资本(k)成正比，与贷款损失估计(l)成反比。
上述等式(3)-(5)中的参数与银行优化行为保持一致⑦，信贷扩张来自银行对贷款损失的推断偏离真实的损失水平。
当银行资本处于稳态时，参数α和φ保持不变，真实的贷款损失(l)与贷款的稳态值(L)之间满足以下关系：
确认银行贷款损失的真实水平是一个较长的过程。假定纠正贷款损失估计偏差的速度与当前贷款损失低估程度成正比。
将等式(9)代入等式(7)，可以得出银行贷款随时间变化的路径：
(三)信贷扩张
上述调整过程可以借助图3加以说明。在任何一个时间点上，银行贷款发放和损失的变化满足等式(7)。在通胀和产出缺口皆为零的条件下，等式(7)对应图3中的QQ线，A点对应的是稳态。⑨水平线l=0说明贷款损失未被低估。在水平下l=0下方，贷款损失估计小于其真实水平。
一般情况下，银行信贷发放应保持在图3的QQ线上。当贷款损失被低估(比如处于图3中的B点)时，信贷总量超过其稳态水平。纠正贷款损失低估偏差所需要的时间决定了沿着QQ线向稳态A点移动所需的时间，也就决定了信贷扩张的持续时间。
图3 银行信贷扩张的程度
贷款损失低估和权益成本下降导致银行资本增加，这两个因素均可解释信贷扩张，两者均需借助银行预期。关键的假设是贷款发放的速度快于贷款损失低估偏差被纠正的速度，这使得信贷扩张在一段时间内得以持续；若取消该假设，信贷扩张一经发生，马上就可自动纠正并恢复到稳态的水平。
四、模型校准
本节为模拟分析前的准备步骤：一是将模型离散化与简化，二是在以往文献参数设定的基础上根据我国数据的典型事实调整参数。
(一)模型离散化与简化
为进行模拟分析，我们先将Svensson扩展模型离散化，分别将等式(1)和(2)改写成：
在不影响模型主要结论的条件下，本节对基准模型作出进一步简化假设，即对滞后期和变量之间的内生关系进行简化设定(主要简化了权益成本的影响渠道)。简化权益成本影响渠道的结果是，在需求扰动与供给扰动的不同情况下，信贷扩张对产出缺口和通胀率的影响完全相同，不随扰动性质变化而改变。因此，等式(7)右边通胀与产出缺口两项均可被省略。在对稳态进行简化设定的基础上，假设银行贷款损失滞后一期实现。
根据等式(16)，假设银行资本外生增加为稳态的x倍，资本增加后新的稳态贷款规模和贷款损失均为原来稳态水平的x倍。
在模拟分析中，假定银行对资本增加之后贷款损失的估计基于原来稳态的贷款损失水平，估计时对原来稳态贷款损失所赋予的权重为1；即银行资本增加以后，贷款损失估计还维持在原来的稳态水平上。由于所有模型系数均等于银行正确估计贷款损失条件下的模型系数，信贷扩张完全来自于低估贷款损失，而不是来自于银行行为系统性地偏离稳态状态下的行为。
银行信贷扩张后，设定贷款规模的调整速度为一个固定参数γ，且当期贷款对数缺口与上期贷款对数缺口之间满足以下关系：
在模拟过程中，参数γ是控制贷款调整速度的唯一参数。γ越大，信贷扩张持续时间越长。
银行信贷对经济周期的影响可从两个不同角度看，一方面它可能导致宏观经济过度波动，另一方面也可能有助于提高经济的稳定性。以下我们考察符合福利最大化的信贷波动所具备的特征。结论是，有利于福利最大化的最优信贷总量呈现出围绕稳态逆周期波动的特征。
Woodford(2003)论证了追求福利最大化的政策目标函数为：
其中，λ是通胀率前的权重，(1-λ)是产出缺口前的权重。通胀率或产出缺口偏离零值均会带来福利损失，等式(19)用偏离程度的平方值来估计福利损失。宏观经济稳定的目标是在和的约束条件下最小化目标函数。根据这一动态随机最优化问题的解，可以发现最优信贷总量(L[，o,t])呈现出围绕稳态逆周期波动的特征：(11)
根据以上参数设定对模型进行模拟，可以发现，信贷扩张之后产出缺口扩大的趋势仅维持4个季度左右，而通胀压力会持续到7个季度以上(见图4)。这说明，经过校准之后的模型基本上与我国的典型事实相一致，可以用于进一步的模拟分析。
图4 信贷扩张对产出缺口与通胀率的影响(模拟分析)
五、模拟结果分析
鉴于模拟分析所使用的参数已根据我国数据特征进行了调整，我们认为，以下模拟分析与我国宏观经济的实际情况较为吻合。模拟分析比较了信贷扩张(图5，Ⅱ)的福利效应与围绕稳态逆周期波动的最优信贷总量(图5，I)所对应的福利效应。目的在于说明，从金融宏观调控角度出发，引导信贷总量按照最优信贷规模的特征进行适度的逆周期变化是必要的。
根据模拟参数设定，银行贷款最初的稳态规模为5.3892，当银行资本增加至稳态水平的1.4倍时，贷款在第1期就扩张为12.5892，大于新的稳态水平7.5449，信贷扩张形成(图5右上Ⅱ和图5右下Ⅱ给出信贷扩张之后的对数信贷规模变化情况)。
在供给扰动情况下，产出惯性的影响较小。在需求扰动情况下，产出惯性的影响较为明显。先考察供给扰动的情况，即产出惯性的影响不太明显的情况。当短期出现幅度为一个标准差正向供给扰动(第1期为
=1，随后各期为0)时，产出缺口的增加趋势大部分发生在4个季度之前，随后增加趋势逐渐消失(图5左上，Ⅱ)；而通胀压力持续在7个季度以上，稳态的通胀水平在1.1665附近(图5中上，Ⅱ)。
接着考察需求扰动的情况，即产出惯性的影响较为明显的情况。当短期内出现幅度为一个标准差的正向需求扰动(第1期为
=1，随后各期为0)时，产出缺口先扩大到1的水平，然后逐渐缩小(图5左下，Ⅱ)，通胀则逐步趋向稳态水平在0.366483附近(图5中下，Ⅱ)。
信贷总量围绕趋势的逆周期波动可以增加福利，减少产出和通胀率的波动。当短期出现幅度为一个标准差正向供给扰动(第1期为=1，随后各期为0)时，有利于福利增加的信贷总量持续低于稳态水平，且最优信贷水平在稳态水平之下有所波动(图5右上，I)，增加了实施的难度。具体来说，面对第1期出现的正向供给扰动，最优贷款规模为-0.24385，这导致第2期产出缺口为-1.69855；由于第2期产出缺口已经为负，第2期最优贷款规模恢复为1.273184，并在随后逐渐趋于0.525494。信贷的收缩导致产出缺口下降的幅度较大(图5左上，Ⅰ)，即使这样，最终也只能部分地抵消供给扰动对通胀的影响，稳态通胀水平为0.66029(图5中上，Ⅰ)。
当短期内出现幅度为一个标准差的正向需求扰动(第1期为=1，随后各期为0)时，有利于福利增加的信贷总量应该低于稳态水平。产出缺口的惯性使得信贷显著低于稳态水平的时间只有1期，马上就回归到稳态附近(图5右下，Ⅰ)。信贷总量的减少使得产出缺口为负，以抵消需求扰动的影响(图5左下，Ⅰ)，需求扰动对通胀的影响逐渐被完全抵消(图5中下，Ⅰ)。
图5 信贷扩张与最优信贷总量的宏观效应
注：左上图为短期供给扰动条件下产出缺口变化，中上图为短期供给扰动条件下通胀率变化，右上图为短期供给扰动条件下贷款偏离稳态的程度，左下图为短期需求扰动条件下产出缺口变化，中下图为短期需求扰动条件下通胀率变化，右下图为短期需求扰动条件下贷款偏离稳态的程度。Ⅰ为最优信贷的情况，Ⅱ为信贷扩张后逐渐回归稳态水平的情况。
通过计算目标函数的福利损失可综合考察信贷总量对宏观经济稳定的效果。福利损失越小意味着宏观经济越稳定。表2显示，信贷扩张(图5，Ⅱ)所带来的福利损失明显大于围绕稳态的逆周期最优信贷变化(图5，Ⅰ)带来的福利损失，在需求扰动和供给扰动情况下前者分别是后者的898%和234%。
模拟分析表明，如果任由信贷总量扩张导致宏观经济出现不必要的波动，使得产出缺口和通胀均高于正常水平，会带来显著的福利损失。图5右上和右下图显示，最优信贷总量的逆周期特征明显；图5中上和中下图则显示，信贷总量是否处于最优水平对通胀率持续影响很大。因此，加强对信贷总量的合理引导能显著地增加福利。
六、银行信贷与货币政策调控
2010年1季度至2011年6月，为应对通胀压力，中国人民银行连续12次上调存款准备金率至21.5%(2011年6月)的较高水平，运用存款准备金率工具引导信贷总量呈现逆周期变化的特征。存款准备金率越高，货币政策抑制信贷增长的意图越强。以下分析存款准备金率与信贷总量之间的实证关系，设定计量模型为：
(一)ADF检验
本文使用ADF法检验序列的平稳性，滞后阶数值按照AIC和SIC最小的原则选择，采用MacKinnon(1996)的临界值进行检验。表3的ADF检验结果表明，存款准备金率、货币乘数和信贷规模对数等序列在差分前均为1阶单整序列，但一阶差分后都是平稳序列。这表明，这三个序列均是I(1)序列，满足协整检验的条件。
(二)滞后阶数检验
为防止Johansen协整检验的结果因滞后阶数不合理而出现偏差，本文依据AIC和SC信息准则确定模型滞后阶数。根据滞后阶数检验结果与SC准则，最大滞后阶数取1时，SC达到最小。根据AIC准则，滞后期选择1期到5期均可。协整检验时采用对应VAR滞后期为1期，并对2期、3期、4期和5期的情况分别进行协整估计，以观察协整检验的稳健性。
(三)协整检验
检验发现，模型涉及三个变量均为I(1)。接着检验这三个变量之间是否存在协整关系以及协整关系的数目，基于对应滞后1阶的VAR作Johansen协整检验(结果见表4)。迹统计量和最大特征根统计量均在5%的显著水平拒绝零假设(没有协整关系)，存款准备金率、信贷对数值和货币乘数之间至少存在1个协整关系。采用Osterwald-Lenum的临界值得出的协整检验结果没有改变。
对应最大特征根的协整关系经正则化以后如表5所示。计量模型估计结果为：
从长期看，如果给定货币乘数不变，信贷总量对数增加一个单位将导致准备金率提高0.053731个单位。基于对应滞后2阶、3阶、4阶和5阶的VAR作Johansen协整检验，右边信贷对数和货币乘数的系数分别为(0.039459，-0.079281)、(0.025737，-0.047462)、(0.020730，-0.039452)和(0.015386，-0.040125)。不同滞后期的选择不会影响协整系数估计的符号，协整关系成立的结论具有稳健性。
以上实证分析显示，我国1984年以来存款准备金率、信贷总量和货币乘数之间存在协整关系，存款准备金率随信贷总量增加而提高，我国的信贷总量始终受到关注与引导。
七、结论与政策建议
本文构建了包含银行信贷扩张和经济周期特征的Svensson扩展模型，分析了我国信贷扩张与产出和通胀的典型事实，为此类问题的研究提供了一个新的分析框架。通过对我国1984年至2011年季度数据的分析，我们识别出这一时期出现的历次信贷扩张阶段；发现信贷扩张发生后通胀上升压力会持续7个季度以上，而产出缺口扩大的趋势大约在4个季度后消失。鉴于信贷扩张后通胀压力持续较久，信贷总量适度的逆周期变化可有助于减少宏观经济的波动和相应的福利损失。
本轮全球金融危机的启示之一是，不应放任银行过度扩张信贷的意愿，应在宏观审慎意义上加以引导。上世纪80年代以来，随着欧美金融自由化进程的推进，西方发达国家逐渐放松对金融机构信贷行为的监管，欧美各国货币政策当局在实际操作中均不同程度地忽视信贷成为经济周期重要扰动因素的事实，导致信贷总量最终失控。与此同时，货币经济学理论研究对金融机构的信贷行为及其宏观效应也重视不够。主流经济学通常认为，只要利率和汇率等关键宏观经济变量不出问题，宏观经济稳定就有保证。而国内一些学者也不同程度地受其影响，忽视了对信贷宏观效应的研究。
事实证明，西方主流的货币经济学理论不能直接照抄到中国。本轮金融危机的爆发充分暴露了主流思想与理论的缺陷，经济周期理论尤其应将信贷作为经济波动的重要驱动因素来看待，在政策实践和理论研究中对信贷给予足够的重视。也许是已经意识到上述的不足，从保持宏观经济稳定运行的角度出发，各国都开始加强对信贷总量异常动向的关注。国际清算银行日前也建议将信贷作为衡量全球流动性的重要指标。同时，欧美理论界关于银行信贷宏观效应的研究不断增加。尤其在以直接融资为主的美国，近来理论界也已有许多学者开始深入研究信贷问题。相比之下，间接融资在我国的融资格局中仍占绝对比重，所以我们更需要加强对信贷的关注和理论研究，进一步完善相关的调控政策。
就我国情况而言，尽管在当前尚未完全实现利率市场化的背景下，信贷数量的调控效果在短期内优于利率工具的调控效果，但本文并不排斥利率工具在中长期内应发挥的重要作用。本轮西方金融危机的教训在于，单单搞通胀目标制、仅靠利率工具调控可能不够，信贷数量调控的作用需要重新加以考虑。有机地将数量调控与价格调控结合起来可能是未来货币政策框架的发展方向。
在国际收支持续顺差的背景下，我国银行系统的流动性较为充裕，给定国内企业旺盛的贷款需求，较易形成信贷扩张。为应对全球金融危机，企业与政府之间呈现出微妙的博弈关系。在这样的背景下，信贷数量调控的任务变得更加艰巨，既要防止一放就松，又要避免一紧就死。就信贷调控策略而言，本文建议我国的信贷数量总体的调控原则，一是要避免信贷总量出现不必要的大起大落，二是要具有前瞻性，充分考虑信贷对经济周期的滞后影响，防止信贷调控成为经济周期新的扰动因素。
前不久召开的全国金融工作会议上，强调了金融服务于实体经济的根本主旨。就货币政策的目标框架而言，信贷数量调控也不应仅仅局限于数量调控与价格调控的权衡之中，而是应放在金融与实体经济相互作用的大格局中加以考虑。事实上，减少贷款损失推断偏差、缩小信贷扩张程度的关键还是靠提升经济增长的质量，即提高潜在的经济增长速度。实体经济发展越是健康，货币政策及其信贷数量调控的难度也就越小。
总之，本文的结论对于全面认识信贷调控的逆周期特征、进一步完善金融宏观调控具有一定的借鉴和参考意义。但此项研究仍有较大的拓展空间，尤其是在关于总量与结构分析的结合方面，今后可进一步深入探究。
注释：
①Tversky & Kahneman(1974)发现个体倾向于对当前的观察值给予过多的权重，而忽视实际的概率。例如，投资者观察到公司近期的增速很高，他们将该公司划为成长型公司一类，但实际上很少有公司能够持续增长。此类文献包括：De Bondt(1993)、Hirshleifer(2001)、Hong et al.(2007)和Fuster et al.(2011)等。
②拆分方法采用Eview分析软件提供的方法，有关具体处理方法的说明可向作者索取。
③用标准的HP滤波方法分解2009年以后的信贷数据发现，贷款趋势增速出现(先上升后下降的)拐点。这一难以解释的现象说明，目前可能尚不充分具备考察2009年信贷扩张所需要的数据，由此着重分析2009年前的信贷扩张。为大致估计2009年以来信贷扩张的程度，本文以2005-2008年平均信贷趋势增速作为2009年以后的信贷趋势增速，计算2009年1季度以后的信贷偏离趋势程度。按这种计算方法所得出的结论是：2009年1季度以后信贷偏离趋势程度超过以往扩张期的偏离程度。
④运用我国的数据分析发现，来自信贷收缩的证据同样支持这一结论。
⑤利率、公开市场操作、存款准备金率等货币政策工具变量除了通过信贷缺口影响实体经济以外，其余的影响归结在白噪声扰动当中。盛松成等(2008)为本文的模型构造提供了实证支持。
⑥等式(4)给出的预期如果是理性预期，需满足
。
⑦等式(3)中ι>0的假设可以在Holmstrom & Tirole(1997)以及银行资本顺周期文献(比如，孙天琦等，2008)中找到依据，等式(3)中γ＜0的假设来自达摩达兰(2007)。等式(5)中α>0的假设与Peek & Rosengren(1995)、Holmstrom & Tirole(1997)讨论相一致。Peek & Rosengren(1995)讨论了由于损失所导致的银行资本减少，等式(5)中φ>0得到吴玮(2011)与温信祥(2006)的支持。
⑧通胀率和产出缺口通过影响银行权益成本和银行资本的规模来影响贷款。等式表明，银行信贷扩张程度随产出缺口扩大而增加。
⑨当产出缺口为正时，QQ线向右水平移动。给定同样的贷款损失低估程度，信贷扩张的程度比产出缺口为零时更大。
⑩如果不是线性的，比如是二次的，不良贷款率随贷款呈边际递增，本文基本的定性结论没有变化，具体的解将变得较为复杂。
(11)本文在数理推导过程中省略了一些步骤，但不影响正常阅读和理解，更为详尽的推导，感兴趣者可向作者索取。
(12)贴现系数δ与刘斌(2008)表1中所使用的0.985接近。产出的惯性系数
为0.5，刘斌(2008)表2给出的是0.17，孙稳存(2007)等式(16)给出的是0.96，本文所使用的0.5与两者的平均数接近。根据李颖等(2010)表1与表3的估计我国通胀对产出缺口的敏感系数在0.19～0.39区间，本文所使用的ζ为0.1，与这一区间的下端比较接近。采用0.1这一较小的数值，意味着最优信贷路径的福利增进效应比较小，这使得本文的结论更加可信，增加ζ的值会扩大最优信贷的福利增进效应。
(13)这是在信贷扩张之后政府不加以救助情况下的真实不良贷款比率。根据王丹娜(2010)表4的数据，1999年工商银行的不良贷款率为32.1%，农业银行的不良贷款率为48.2%，中国银行的不良贷款率为32.8%，建设银行1998年的不良贷款率为26%，而2008年这些银行的不良贷款率均在2%—4.3%。当经济处于扩张期时，官方公布的较低的不良贷款率要小于真实的不良贷款率(潜在风险尚未充分暴露)(黄红艺等，2011)。如果根据目前官方公布的不良贷款率数据进行模拟，可能会低估最优信贷的福利增进效应。综合以上考虑，本文采用13%这一大致平均水平作为不良贷款率。
(14)可以证明，在一定条件下，为引导银行达到最优信贷水平，最优存款准备金率既要考虑信贷总量，也要考虑货币乘数。
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