银行信贷增长分析论文

摘要：通过采集1990—2010年共21年来新疆各项贷款合计数据与GDP数据，运用回归分析模型和Granger因果检验，分析了信贷规模与GDP之间的关系。今天小编给大家找来了《银行信贷增长分析论文(精选3篇)》，欢迎阅读，希望大家能够喜欢。

银行信贷增长分析论文 篇1：

陕西省银行信贷支出与经济增长相关性分析

【摘要】本文对陕西省1978—2010年间贷款余额与经济增长的时间序列数据进行了协整检验和格兰杰因果检验。结果表明，陕西省信贷支出与经济增长之间存在长期的稳定关系，信贷支出是经济增长的格兰杰原因，而经济增长对信贷支出的作用并不显著。最后，根据检验结果提出了相应的政策建议，以使信贷政策能够更好的为经济发展服务。

【关键词】贷款余额 经济增长 协整检验 格兰杰因果检验

一、引言

长期以来，陕西省最为重要的融资渠道是间接融资，因而以银行为主导的金融体系决定了银行信贷是陕西省投资的主要来源。在此背景下，考察银行信贷与经济增长之间的关系，对陕西省具有重要的政策含义。本文选取银行信贷中的贷款余额来检验陕西省银行信贷与经济增长的相关关系与因果关系，从而提出相应的政策建议，以使信贷政策能够更好的为经济发展服务。

二、文献综述

国内近年来有不少学者对银行信贷与经济增长的关系进行了实证分析。其中针对于陕西的研究有：钟世和（2007）对陕西省1981—2005年间的数据进行实证分析后得出，陕西省经济增长与银行信贷之间存在着明显的正相关，但陕西省银行信贷对经济增长的贡献度很低且不稳定，具体表现为，1981—1998年间陕西省银行信贷与经济增长的相关性系数为0.7946，而1990—2005年间，二者的相关性系数提高到0.9155[1]。韦艳宁（2010）指出，陕西省金融机构贷款额的系数为0.444，说明金融机构贷款对于陕西省经济增长具有一定的推动作用[2]。

对于整个西北地区来说，经济发展水平相当，因此，针对于西部其他地区的研究对于陕西省有借鉴意义。何初阳等（2008）得出青海省1978—2005年鉴贷款与经济增长之间存在稳定的动态均衡关系，且贷款余额每增加1个单位，引起GDP增加0.258个单位[3]。高树棠和周雪梅（2009）[4]、付海龙（2009）[5]认为，甘肃省1978—2007年间信贷投放规模与经济增长之间存在长期稳定关系，在其他条件不变时，信贷投放每增加1个单位，将拉动经济增长0.6634个单位，而贷款余额与经济增长有单向的格兰杰因果关系，即甘肃省信贷投放对经济增长具有推动作用，而甘肃省经济增长对信贷市场的推动作用则不明显。另外还得出，甘肃省信贷投放对经济增长的作用存在一定的滞后效应，滞后期大约为4年。

综上所述，针对于陕西省的研究成果中，多数学者都将信贷作为金融发展的一个指标，来研究其与经济增长之间的相关性，而直接针对陕西省银行信贷与经济增长之间关系的研究较少，且就二者之间关系的结论没有一个统一的认识，因此很难看出，陕西省银行信贷与经济增长之间的关系到底是什么，以及二者之间是否存在因果关系。在针对于西部其他地区的研究中，普遍得出结论，银行信贷支出与经济增长之间是长期稳定相关的，并且二者之间存在单向的因果关系，这一结果将对本文的研究具有借鉴意义。因此，本文将重点研究陕西省的银行信贷与经济增长之间是否具有长期相关性以及二者具有怎样的因果关系。

三、数据、模型和实证分析

（一）指标选取、样本数据及处理

本文采用陕西省国内生产总值（下文以GDP表示）衡量陕西经济发展水平，采用陕西省金融机构贷款余额表示信贷的投放总量，数据均来源于《陕西省统计年鉴（1991-2011）》和《陕西省金融年鉴（1986-2009）》。

由于年鉴中的统计数据多是以当年价格的形式公布的，为了更好的让数据表现宏观经济运行情况，本文对数据进行以下处理：首先，将名义数据转换为实际数据。根据年鉴中公布的环比价格指数，将1978—2010年间的名义GDP转换为以上一年为基期价格计算的实际GDP；贷款余额也根据《陕西省统计年鉴》公布的居民消费价格环比指数，将1978—2010年度的贷款余额转换为以上一年为基期价格计算的实际贷款余额。由于处理后的数据具有异方差性，为了消除数据的异方差性，对处理后的GDP和贷款余额取对数形式，以和表示。将作为被解释变量，以作为解释变量，建立模型，运用Eviews6.0，得到以下回归模型：

(17.93164) (32.94698)

，说明模型的拟合优度比较好，变量的系数的统计量为32.94698，表明信贷支出对GDP增长有较为明显的影响。而方程F=1085.503，表示方程总体通过检验。

（二）单位根检验和协整检验

本节采用的和两组数据均为时间序列数据，需要先判断这两个数列的平稳性。本文用ADF单位根检验法对和进行平稳性检验，最佳滞后阶数根据AIC和SC准则判定。

由表1可以看出，和为非平稳数列，而在一阶差分情况下，GDP和贷款余额的检验值都拒绝单位根假设，即和均为平稳的时间序列，说明和为一阶单整序列。

由于这两个变量均为一阶单整变量，因此可以对其进行协整检验，本文将采用Johansen检验法。须先确定合理的滞后阶数，采用AIC信息准则和SC准则对滞后阶数进行选择，当二者同时为最小时的阶数即为最优滞后阶数，根据该准则得到最优滞后阶数为1。在确定了滞后阶数后，对和这两个变量进行Johansen极大似然估计检验，得到JJ协整关系检验值如表2所示。

表2 Johansen协整检验结果

协整方程

个数 Eigen

value 迹统计检验 极大特征值检验

Trace

统计量 0.05%

临界值 Max-Eigen

统计量 0.05%

临界值

None 0.357181 14.76959 12.32090 13.25678 11.22480

At most 1 0.049177 1.512812 4.129906 1.512812 4.129906

表2的结果表明，不管是迹检验还是极大特征值检验都表明，信贷增长和经济增长之间存在协整关系，即和之间存在长期的均衡关系。

（三）Granger因果检验

由上述分析可得，陕西省贷款余额与经济增长之间具有长期的均衡关系，但是到底是经济增长带动信贷扩张，还是信贷扩张引起经济增长，尚需要做进一步的分析。所以下面将对变量和进行格兰杰因果检验。由前面的协整检验结果表明，确定格兰杰因果检验的最佳滞后期应为滞后1期，因此格兰杰因果检验的结果如表3所示。

表3 和的格兰杰因果检验结果

Sample:1978 2010

Lags:1

Null Hypothesis Obs F-Statistic Prob.

lnloan does not Granger Cause lngdp 32 11.8496 0.0018

lngdp does not Granger Cause lnloan 0.09572 0.7593

由表3可以看出，在样本区间为1978—2010年的情况下，在置信度为95%的水平下，陕西省贷款余额与经济增长之间存在单向的格兰杰原因，即在之后1期时，接受“经济增长不是贷款余额的Granger原因”的假设，其正确率为75.93%，同时接受“贷款余额不是经济增长的Granger原因”的假设，正确率为0.18%，即认为贷款余额是经济增长的Granger原因的正确率为99.82%。这一结果表明，陕西省贷款余额是经济增长的Granger原因，而陕西省的经济增长对贷款余额的促进作用不显著。

四、结论及政策建议

本文利用协整关系检验和格兰杰因果关系检验分别对陕西省信贷支出与经济增长之间的相关关系和因果关系进行了检验，检验结果如下：

第一，协整关系检验结果显示，陕西省银行信贷支出与经济增长之间存在显著的长期关系。且其他条件不变，贷款余额每增加1个单位，经济将增长0.585246个单位。这表明，在陕西省的经济增长中，信贷支出的增长占有非常重要的地位，银行信贷发展与经济增长之间关系密切，其联系也是全方位的。

第二，通过格兰杰因果检验不难看出，陕西省银行信贷支出与经济增长之间的因果关系是单向的，即陕西省信贷支出是经济增长的格兰杰原因，而经济增长对信贷支出的促进作用并不显著。原因可能在于陕西省经济环境和金融生态环境不佳，造成金融积聚功能弱、金融效率低，缺乏一个良好的信贷环境。要保持陕西省经济的稳定增长就必须深入进行银行业的改革，更好地发挥银行业的信用中介作用，保证金融资源进入实体经济渠道的顺畅。

第三，通过检验结果可以看出，陕西省银行信贷对经济增长的影响作用具有滞后效应，且滞后期大概为1年。这说明，贷款对当期经济增长和后面第1年的影响较大，并且第1年的影响大于当年的影响，说明信贷投放对经济增长的作用具有一定的时间间隔性。

为促进陕西省能够更好地在西部地区崛起，提出以下建议：

第一，陕西省经济欠发达，信贷资金投放的边际收益率较低，导致有效信贷需求无法得到满足。因此，实施信贷支持政策，建立稳定增长的信贷投放长效机制，对于增强金融发展动力具有重大意义。将信贷支持政策的扶持重点放在中小企业贷款和农业贷款，鼓励股份制商业银行的服务网点拓展到县域甚至农村，积极引导它们向中小企业和农村经济融资。改革现有的城市商业银行和农村信用社，使它们逐步建立针对小额贷款的经营架构。鼓励引导商业银行向陕西省的新兴行业融资，促进经济的多元化发展。

第二，防止信贷萎缩，保持信贷支出平稳适度增长。实证结果表明，陕西省信贷支出对经济增长具有较强的推动作用，且伴随着经济增长方式的转变，信贷支出对经济增长的贡献度势必也会加强，因此，防止信贷萎缩将是实现经济稳定发展的重要前提。较大的存贷款差额将导致大量社会资金闲置，严重影响了资金的利用效率，因此可以从缩小存贷款差着手，从金融机构内部发掘信贷资源，对合理的资金保持必要的信贷支持力度。

第三，近几年，中长期贷款的迅速增长挤占了短期贷款的信贷规模，导致短期贷款的即时效应无法体现，从而使得贷款支出对经济增长的影响具有滞后性。因此要缩短贷款支出对经济增长影响的滞后期，必须加大短期贷款的投放力度，减少中长期贷款的投入。

参考文献

[1]钟世和.陕西省银行信贷对经济增长的贡献度分析[J].西安金融,2007（2），42-43.

[2]韦艳宁.陕西省金融支持与经济增长实证分析[J].经济纵横,2010（9），81.

[3]何初阳,袁春力,鞠海龙.青海省贷款与经济增长实证研究—协整分析与误差修正模型[J].经济研究导刊,2008（21）,154-155.

[4]高树棠,周雪梅.甘肃省信贷投放与经济增长关系的实证分析[J].广西财经学院学报,2009（3），24-26.

[5]付海龙.甘肃省经济增长中的信贷投放问题研究[D].兰州商学院硕士学位论文,2009.

作者简介：卢仲青赟（1986-），女，汉族，就读于兰州商学院统计学院，研究方向：金融计量经济分析；杨谦（1984-），男，汉族，就读于兰州商学院统计学院，研究方向：金融计量经济分析。

（责任编辑：赵春辉）

作者：卢仲青赟 杨谦

银行信贷增长分析论文 篇2：

新疆银行信贷规模对于经济增长贡献实证分析

摘要：通过采集1990—2010年共21年来新疆各项贷款合计数据与GDP数据，运用回归分析模型和Granger因果检验，分析了信贷规模与GDP之间的关系。分析结果表明:（1）新疆信贷规模与GDP之间存在显著的关联关系；（2）信贷规模的短期波动对GDP有着显著的正影响，其弹性系数为1.19；（3）在短时期内，信贷是带动新疆GDP增长的原因之一，但长时期内，信贷规模与经济增长两者间不具有因果关系。

关键词：信贷规模；经济增长；实证分析；因果检验

“保稳定、增投资、调结构”，“实现跨越式发展”是当前新疆发展的主题。2011年，按照中国西部大开发的实施战略及全国对口支援新疆工作会议部署，在中央加大对新疆的政策倾斜及财政投资的同时，全国多个援疆省、市已开始陆续带着资金、技术、项目、人才及先进管理理念等，实施全方位的对口支援工作。在此背景下，伴随多项政策的带动，中央及地方政府主导的大型工程、项目将会陆续启动，将会出现大量的资金需求，这对于新疆金融行业提出了亟待解决的课题。

新疆的金融行业体系属于典型的银行主导型，绝大部分的金融资源都需要银行系统来汇集和配置。银行不仅是分配金融资源的重要力量，也是宏观经济政策传导机制中的决定性环节。本文尝试通过所采集1990—2010年共21年来新疆各项贷款合计数据与GDP数据，运用回归分析模型和Granger因果检验，分析信贷规模与新疆经济增长之间的关系，测算出其影响系数，并据此提出相应建议。

一、新疆银行信贷规模与经济增长基本情况

（一）信贷规模与经济持续快速增长

截至2010年12月末，新疆人民币各项贷款达4 973亿元，年度增加1 185亿元，增长31%，增幅连续两年突破30%，信贷增速在全国排名榜上大幅提升。同时，伴随着新疆经济的发展，1990—2010年间，新疆GDP年均增速达到15%，经济发展保持了快速稳定的增长势头。

由图1可以看出，2010年新疆国民生产总值为5 418亿元，较1990年增加近20倍，较2000年增加了4倍。尤其是2000年之后，年均增长绝对数达到405亿元，为1991—2000年均增长绝对数的 3.7倍；2010年新疆各项贷款合计为4 973亿元，较1990年增加了20倍，较2000年增加了2.5倍。尤其在“十一五”期间，各项贷款年均增长率达到17.6%，同时绝对量也呈现持续增加的态势。

（二）信贷规模与经济增长存在对应关联

由图2可看出，时间序列中，GDP与银行信贷规模的增长率变化上，存在时间滞后的同向变动，自1999年起尤为明显。尝试将GDP时间系列值做后移1年调整，生成图像如下：

由图3可以明显看出，列举时间序列中，新疆GDP与信贷规模存在明显的滞后的同向变动。那么，是新疆信贷规模的扩张推动了新疆国民经济增长，还是新疆国民经济增长带动了新疆信贷规模的扩张，两者是否又会存在是否互为因果的关系？研究此问题，对于正确认识新疆的银行信贷增长以及对于其所要实施的调控具有一定理论参考价值。

二、新疆银行信贷规模对于经济增长贡献实证分析

（一）实证分析方法简介

1.回归分析

也称曲线拟合，是指依据掌握的自变量X与因变量Y的一系列对应数据，找出一个已知类型的函数Y=f（X）与之拟合，并满足实际数据和理论曲线的离差∑[Yi－f（Xi）]2为最小。

2.Granger因果检验

格兰杰因果检验的基本思想是：时间序列中，如果变量X是Y的变化原因，则X的变化发生在Y之前，且X有助于预测Y，即引入序列X的滞后值可以提高Y的被解释程度，此时，称X是Y的原假设。

（二）数据的选取及处理

选取1990—2010年共21年来新疆各项贷款合计数据与GDP数据，计算皮尔逊积矩相关系数为0.94，并描绘出散点图，如下：

可看出，散点多聚集于对角线两侧，表明全疆GDP增长数与贷款数额呈高度一元线性正相关，适用线性模型描述及解释，并可能存在因果关系，因此，设新疆GDP发生数为Y，新疆信贷年末合计数为X，确定模型为Y=a+bX+c，其中a、b为线性模型常数，b为信贷规模弹性系数。

（三）最小二乘法确定模型系数

选取1990—2010年共21年来新疆各项贷款合计数据与GDP数据，依据最小二乘法（OLS）做出回归分析：

依据Eviews统计软件计算结果，可得出模型系数a=0，b=1.19，c=-186.48。由此可得出：新疆国民生产总值（Y）=1.19*信贷规模数（X）-186.48，即Y=1.19X-186.48。

（四）模型检验

1.拟合度检验

依据表1计算数据可得，决策系数R2（R-squared）=0.94，表明模型整体拟合程度较高，通过检验。

2.系数显著性检验

表1计算数据显示，信贷规模t统计量（t-Statistic Prob）为18.41。在给定α=0.05，查t分布表，自由度21-2=19状况下，临界值t（0.025）（19）=2.093＜18.41；同時t值检验概率为零（X的t-Statistic =0），表明新疆信贷规模对于新疆GDP增长有着显著性影响，通过检验。

3.经济意义检验

依据经济学中乘数论原理，乘数K=1/1-MPC，由于边际消费倾向MPC小于1，乘数的相应的变动值应大于1。依据表1计算数据可得，对应弹性系数（X Coefficient）为1.19＞1，通过检验，同时表明新疆年度贷款数额每增加1元，能够拉动新疆GDP增长1.19元。

（五） Granger因果检验

为进一步确定新疆GDP与信贷规模之间是否构成因果关系及因果关系的方向如何，采用Granger因果检验。

检验结果如表2所示，显著水平1%时，滞后2期状态下，信贷规模是GDP增长的显著Granger原因。即表示新疆信贷数额对于次年的经济增长有着显著的拉动作用，

三、结论及建议

1.从本文的分析数据来看，银行信贷资金能够拉动经济实体发展，并对新疆的经济增长产生显著的贡献。就2010年新疆发放的贷款来看，除了投向历年重点支持的自治区基础设施建设、重大项目、“三农”等领域以外，个人消费和弱势群体的信贷支持力度虽有加大，但仍不显著，新疆依然属于投资拉动型的经济增长。结合当前新疆面临的特殊发展背景来看，经济的后发优势和跨越式的发展前景，为新疆银行信贷业拓展新的市场、保持可持续发展提供了机遇。但对于新疆固定资产投资额将有继续扩大的趋势，各银行相关职能部门应结合“保增长、扩内需、调结构”的调控思路，引起足够的重视。

2.从本文所建立模型及检验结果来看，新疆银行信贷发放数额与新疆经济增长存在Granger因果关系。新疆银行信贷发放数额与经济增长存在着Granger因果关系，即新疆信贷数额对于新疆的经济增长有着显著的拉动作用和较强的促进作用，它可能会成为调控经济的重要因素。因此，更加需要从体制创新的角度进行机制设计，调整信贷战略，以化解遇到的或可能遇到的问题，达到自身发展与经济增长的协调与一致。

3.就面临实际情况来看，2011年前两月全国金融机构人民币新增各项贷款达到1.6万亿元，新增量已占上年全年计划新增的22%。虽然当前新疆的金融、信贷、投资等方面政策较为宽松，但针对全国可能出现的流动性过剩、通胀预期加大及我国政府“十二五”宏观调控的政策预期，新疆银行信贷行业也需要从实际出发，注意结构调整，在信贷资源可能收紧情况下，积极扶持中小企业发展，加大涉及“三农”、教育、卫生等重点民生领域的信贷投放，以实现良性、有序的增长。

参考文献：

[1] 张敏，石玉梅.新疆国有经济的布局及调整对策[J].新疆农业大学学报，2002，（1）.

[2] 高铁梅.计量经济分析方法与建模——Eviews应用及实例[M].北京：清华大学出版社，2008.

[3] 姚迪.经济危机背景下对美国消费信贷产业的思考[J].经济师，2009，（2）.

[4] 2011年2月份金融市场运行情况[N/OL].中国人民银行统计数据，2011-03-25.http：//www.pbc.gov.cn/publish/goutongjiaoliu/5

24/2011/20110325105526844833302/20110325105526844833302_，html.

[5] 陈乐.当前我国经济周期阶段与对策分析[J].中国流通经济，2009，（2）.

[6] 新疆维吾尔自治区统计局.新疆统计年鉴[M].北京：中国统计出版社，1990—2010.

Analysis of the contribution to the economic growth of the bank credit in Xinjiang

LI Tan,ZHANG Min

(Economy management college,Xinjiang agriculture university,Wulumuqi 830052,China)

Key words: credit scale; economic growth;analysis; causality test

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等内容请以PDF格式阅读原文

作者：李檀,张敏

银行信贷增长分析论文 篇3：

银行信贷的顺周期性分析

摘要：经典理论表明银行信贷增长存在明显的顺周期性，本文立足于焦作市信贷发展，分析研究焦作市信贷增长的周期性特征，并与河南省和全国信贷增长周期作比较，进一步分析原因，进而得出结论，为宏观监管提出可行性的建议。

关键词：银行；信贷；周期性；内生性；外生性；宏观监管

一、相关理论概述

20世纪80年代以来，国外学术界对于信贷周期理论的探讨，概括来说，可以分为三个角度：一是基于信息经济学理论，从信贷市场的不完全性和信息不对称角度阐述了经济波动的信贷观点；二是从银行信贷行为的角度，认为银行的行为具有内在的顺周期性，从而加剧了经济的波动；三是从银行业风险管理和监管的角度考察。三者分别从不同的角度探讨了信贷周期与实体经济的关系，其中伯南克(Ber-nanke)的金融加速器理论最为著名。

(一)基于信息经济学的信贷周期理论研究

随着20世纪70年代信息经济学的发展及其在微观金融领域中的运用，经济波动的信贷观点有了微观上的理论基础。信息经济学认为，信贷市场和货币市场存在差异，信贷市场具有其特殊性。Jaffeeand Russell(1976)、Stiglitz and Weiss(1981)以及Wil-liamson(1986)证明了在信息不对称条件下，由于逆向选择、道德风险或监督成本的存在，信贷配给是与银行理性行为相一致的长期均衡现象，银行贷款利率相对于市场利率具有黏性，并描述了均衡信贷配给存在的充分条件和均衡利率的特征。在此微观基础上，Bernanke和Blinder(1988)、Bernanke和Gertler(1989)建立了关于信贷市场均衡的宏观经济模型，即CC-LM模型和金融加速器模型。

1　均衡信贷配给理论(Equilibrium RationingTheory)。Stiglitz和Weiss(1981)年提出“均衡信贷配给论”。他们认为，当利率上升时，那些不愿意承担较高借款成本的较为可靠的借款者就会削减他们的借款数额。而那些在较高利率水平仍然愿意借款的公司，资信情况不佳，对银行来说具有更大的风险，因此银行要对后者限制信贷规模。这一观点从非对称信息和不完全竞争市场的基础上克服了银行利润最大化的理性人行为与信用配额行为的矛盾。通过信贷配给，货币政策可通过信息不完全的信贷市场而不是货币渠道所需要的完全竞争和信息对称的货币、资本市场进行传导。

2　银行贷款渠道(Bank Lending Theory)。银行贷款是企业最重要的融资渠道之一。银行体系的中介功能在于将流动性需求较高的个人、家庭的存款转化为相对流动性较差的企业的贷款，从而影响整个社会资金的融通和配置。负面冲击会直接影响到银行的准备金，由此造成信贷紧缩(credit crunch)，银行可贷资金减少，融资渠道的信息不对称问题将进一步放大对经济的负面冲击，形成经济周期加速、增强的传导机制。这种通过银行中介传导冲击的渠道就是所谓的“银行信贷渠道”。

3　企业资产负债表渠道。其主要含义是：当紧缩性货币政策的负面冲击恶化企业的资产负债表时，企业获得的信贷额度将降低，对其投资支出产生放大效应。Bernanke和Gertler(1995)进一步提出了外部融资升水(External Finance Premium)的概念和金融加速器(Financial Accelerator)理论，并作出了进一步解释：当企业遭受冲击，其资产负债状况随外部融资的升水程度发生改变时，企业的融资环境和投资都会发生变化，投资的改变会进一步引起下一期产量的变化，从而造成经济波动。这就是所谓金融加速器效应的作用机制。Bemanke，Gertler和Gil-christ(1996，1999)将外部融资升水和金融加速器理论分别融入局部均衡模型和一般均衡模型(即所谓BGG模型)，进一步将资产负债表渠道大致概括为企业层面(包括银行与非银行)的投资支出效应和家庭层面的消费支出效应。在金融加速器机制的作用下，信贷渠道可以传导并放大原来货币政策的效应，严格证明了信贷渠道的存在性和重要性。与此同时，也有大量学者对于金融加速器的这个基本分析进一步扩展和加深，但都没有影响到原有定性分析的结果。

(二)基于银行信贷行为的理论与实证研究

1　信息不完全时信贷波动的合理解释。许多监管实践发现，银行的许多信贷决策错误都是在经济繁荣时期，而不是衰退中间发生的。一方面，在景气时期银行对于企业的投资项目和偿债能力往往过于乐观，导致信贷政策放宽、信贷标准降低，于是许多净现值为负的项目也能获得融资，并在到期后出现违约和不良贷款现象，此称为一类错误信贷政策(Type 1 Lending Policy Errors)；另一方面在衰退时期，银行不良资产趋于增加，信贷政策趋于保守，使得许多正净现值的项目被拒贷，犯了二类错误信贷政策((Type 2 Lending Policy Errors)。许多研究试图解释这些现象，代表性理论有：灾难短视(Disaster Myopia)、羊群行为等。

2　信贷波动与经济周期的关系。近年来，很多经济现象及研究都表明商业银行在信贷活动中带有明显的顺周期(Procyclicality)，Katalin Mero(2002)指出，这种顺周期特性源自贷款双方的信息不对称。具体表现为，商业银行在经济开始出现疲软的时候由于更多地考虑到信用贷款的偿付可能，更加倾向于紧缩其信贷规模，使得那些没有风险、能够获利的项目也难以获得融资规模，从而可能导致整个宏观经济的进一步紧缩，并转化为通货紧缩。因此，银行信贷政策的态度在本质上有助于加强经济波动，因而具有很强的顺周期性。

3　银行间的竞争性行为加剧了信贷周期。主要结论是，在经济周期的不同阶段，银行的信息收集和处理活动不同，信贷市场的竞争激烈程度不同，造成在衰退时期银行信贷标准较高，而繁荣时期标准放宽。

(三)银行业风险管理对信贷周期的影响

1　银行的信用风险与经济周期。宏观经济波动和银行面临的信用风险之间是存在某种联系的，一方面，企业违约率随经济周期逆向而动；另一方面，抵押品价值与经济周期平行，这样银行信用风险与经济周期存在依存关系。

2　风险监控带来了更为严重的顺周期性。对于银行来说资本和贷款损失拨备是两种吸收损失的方法。资本金要求和贷款损失拨备是两个最重要的审慎管理工具，但是资本监管会造成一定程度的信贷紧缩，从而对经济周期产生影响。Michele Cavallo和Giovanni Majnoni(2001)指出，银行资本的周期性波动，主要来自于两个方面，一是由以风险为基础的

银行资本监管造成的；二是由于缺乏对银行贷款损失拨备计提行为的基于风险的监管，银行资本的不足很大程度是计提贷款损失拨备不足。

二、焦作市银行信贷的顺周期性分析

焦作市位于中原腹地，地理位置优越，北依太行，南临黄河，自然条件得天独厚，土地肥沃，农业基础条件较好，煤资源丰富，工业发展较快。近年来，焦作市经济逐步转型，由资源型城市转向多方面发展的综合型城市，工业企业数量和生产规模得到较大发展，基本形成了以能源、化工、冶金建材、机械、食品、轻工、纺织、医药为主的门类较为齐全的工业体系，经济发展日新月异。在经济增长的带动下，焦作市金融业也有了长足的发展，特别是信贷业务发展迅猛，也有力地支持了焦作地方经济增长。

(一)近十年来焦作市信贷基本情况

选取近十年焦作市贷款发展作为研究对象。十年间，焦作市贷款增长的特点，一方面是，焦作市贷款增长迅速。2000年元月份，焦作市贷款余额为147.83亿元，到2011年6月份，贷款余额达到536.53亿元，是2000年的3.63倍。忽略期间贷款剥离情况，十年贷款增长257.26％。另一方面，贷款增长速度基本平稳，呈逐年稳步增长趋势。期间，2003、2004、2006、2009年贷款增长速度较高，同比增速分别为20.00％、18.61％、19.10％、18.28％。其余年份增速基本维持在10％以内。

期间经济增长情况为：2000年焦作市地区总产值为219.7亿元，到2010年为1247.6亿元，是2000年的5.1倍，十年期间增长了467.9％。与经济增长情况相比，焦作市信贷增速落后于经济增速。参考同期全国和河南省的贷款增长情况。近十年间，全国贷款余额由2000年的99371.1亿元，发展到2010年的479195.6亿元，增长了382.23％；河南省2000年贷款余额为的4356.94亿元，2010年为15871.32亿元，增长了264.28％。相比较，焦作市贷款增长落后于全国水平，稍低于河南省增长水平。

(二)焦作市信贷增长波动的周期情况

为了详细了解焦作市近十年信贷增长基本波动情况，选取十年来焦作市贷款月度同比增长速度的时间序列数据作图。可以看出，焦作市信贷增速波动较大，增长具有明显的波段性。焦作作为地市级城市，信贷增长可能受主观、临时性因素等影响较大，增长波动或被放大。几个较明显的波段为：

1　2000-2004年9月。2000-2002年1月，低速增长，增速基本维持在7％以下。2002年2月-2004年11月，增速逐步回升，到2003年6月，增速达到本阶段最高21.46％。2003年7月-2004年6月，贷款增速逐步收缩，到2004年6月达到本阶段最低增速10.53％。2004年7月-2004年11月，增速逐步回升。

2　2004年12月-2007年2月。2004年-2005年9月，增速收缩，到2005年9月增速下降到最低5.63％，2005年10月-2007年2月，增速逐步回升，到2007年2月增速达到最高24.29％。

3　2007年3月-2009年11月。2007年3月-2008年11月，贷款增速逐步收缩，到2008年11月达到本轮最低增速4.3％。2008年12月-2009年11月，增速逐步回升，最高2009年11月达到本轮最高21.94％。本轮波段主要是由于金融危机的影响，2008年美国金融危机爆发，继而波及全球，延伸至实体经济。焦作市2008年11月，贷款增速下降到最低点4.3％，主要是受金融危机波及，导致地方实体经济疲软，进而影响贷款投放。2009年，国家实施四万亿元经济刺激计划，一些大项目逐步上马，带动信贷增速逐步回升，同时，随着信贷投放力度的增大，焦作市经济增长也开始回升。

4　2009年12月-2011年5月。本轮是一个不太明显的小波段，2009年12月-2010年11月，增速又开始逐步收缩，但降幅较小，最小为2010年11月增速为11.59％。到2011年增速又开始逐步回升。本轮信贷增长表现出的周期性，主要是受宏观调控及临时性因素扰动造成的。

(三)经济波动情况

由于地区季度经济增长数据不可得，选取近十年经济增长年度数据作图。从图3可以看出，焦作市经济增长也存在一定的波动性，但波动相对平缓，表现出周期性，基本上是一个波动周期。

1　2000-2004年，经济扩张期。在此五年期间，经济增速逐步提高，2004年为经济扩张的顶点，增速为20.1％。

2　2004-2009年，经济开始衰退，增速逐步降低，到2009年到谷底，增速为11.3％。

3　2009年至今，经济开始复苏，增速进入回升通道。

比较信贷增长与经济增长，由于焦作市信贷增长波动较大，2005年由于临时性因素造成贷款增速较低。忽略临时因素造成的大幅度波动，可以看出焦作市信贷增长具有明显的顺周期性，与经济周期基本吻合，但信贷周期提前于经济周期将近一年。焦作市作为中原地区中小城市，近年来，经济发展以农业为基础，以工业为主导，经济总量中工业增加值占绝对多数。因此，地区经济的增长对信贷投入依赖较大，可能是信贷周期提前于经济周期的原因。

(四)与河南省、全国周期情况比较

由于焦作市信贷增长随机扰动因素较大，冲淡了信贷增长的顺周期性。为了印证信贷增长的顺周期性，现比较河南省和全国信贷与经济增长情况。可以看出：

1　河南省和全国贷款和经济增长情况基本一致，信贷增长与经济增长具有明显的顺周期性。2004年以前，信贷与经济的顺周期性比较明显，但2005年河南省和全国贷款增速明显大幅下降，主要原因是2005年工行、中行等由于股份制改革，剥离了大量不良贷款，造成当年贷款增速不可比。如果还原剥离的贷款余额，当年贷款应该正常增长，2005年河南省和全国贷款增速不会出现大幅下降的情况。那么，2005年至2007年河南省和全国贷款增长应该和经济增长的轨迹基本一致，处于逐步上升的阶段。2007年至2009年，经济由于金融危机等因素影响，河南省和全国都处于收缩阶段，直到2010年增速企稳回升，但此时，信贷增速大幅增长，主要是国家实施了刺激经济的逆周期的宏观调控政策，克服了信贷增长的顺周期性，避免了信贷萎缩加速经济的增长萎缩。此时的特点，焦作市与河南省和全国保持了一致性。

2　贷款周期滞后于经济周期。1999年，河南省和全国经济增长到达了收缩的谷底，而贷款增长到2000年才达到本阶段的低点。同样，在2007年全国经济增长扩张到顶点时，信贷增长到2009年才扩张到本轮顶点。

由于全国和河南省数据更具有代表性，而且河南省和全国信贷的顺周期性基本一致，且具有滞后

性，印证了近代信贷周期的经典理论。但焦作市信贷周期表现出的个性特点，也不容忽视，这与现代金融体系、地域经济等有着密切关系。一方面，近年来商业银行大都实行了信贷审批权限的集中上收，中小城市的信贷投放的自主权限减小，这样一来，中小城市贷款投放的偶然因素增大，不能以自身经济情况的变化，适度增加或减少贷款投放；另一方面，焦作市作为地市级城市，金融机构贷款投放行为容易受地方政府影响，政府为了保障经济增长速度，一般会要求金融机构多投放贷款，以投资的增长拉动地方经济增长。这会直接造成经济增长对信贷增长的依赖增大，信贷增长的波动，更容易在经济增长中表现出来，使经济周期滞后于信贷周期。同时，焦作市作为以工业为主导的城市，投资项目的建立以及后续投资是否到位，直接影响到经济增长的持续性，所以经济增长对信贷投入的相关性更高，也是造成信贷周期提前于经济周期的原因之一。鉴于焦作市信贷增长顺周期性的特点，地方监管机构更应引导银行稳定信贷投放行为，防止在繁荣时期信贷的过分扩张，造成经济增长的加速波动，也抑制在经济疲软时期银行信贷的过度谨慎，给地方经济增长增加更多的不确定性。

三、信贷增长周期性的主要成因

商业银行贷款投放表现出的顺周期行为，主要是在经济处于上升和繁荣阶段，商业银行倾向于降低资本充足率，放松信贷条件，以便于发放更多的贷款；而在经济下降和衰退期，商业银行倾向于提升资本充足率，提高银行信贷条件和收缩信贷。信贷的顺周期性，既由商业银行贷款行为的内生原因造成，也与外部的资本充足性监管和其他因素有关。

(一)信贷周期的内生性。导致商业银行信贷顺周期行为的内生性原因主要包括以下三个方面：

1　银行信贷中的借贷双方信息不对称。由于不对称，在经济衰退时期，即使是那些风险可控、能够获利的项目也难以获得融资，从而造成经济状况的进一步恶化。而在经济处于上行期时，商业银行对经济前景预期良好，更乐意发放贷款，对抵押品的要求也会放松，信贷评审标准也有所降低，企业更容易从银行获得贷款，宽松的信贷环境进一步促进了经济的升温。

2　银行风险偏好的变化。在经济上行期，商业银行对融资项目预期盈利能力、借款人的偿债能力以及其他收入补偿能力过于乐观，使得一些风险较大、收益相对较小的项目也能获得融资，这些贷款往往会造成经济衰退时期的风险暴露和贷款损失增加。与此相反，在经济下行期，商业银行对融资项目预期盈利能力、借款人的偿债能力以及其他收入补偿能力容易过于悲观，使得一些风险较小、收益相对较高的项目也难以获得融资，导致实体经济的下行压力更大。

3　贷款价格的变化。在经济高涨时期，商业银行不得不通过降低贷款价格来维持或增加市场份额，导致银行在经济上升时期放宽贷款条件，贷款风险溢价减少和抵押评估品不严格，这时所形成的信贷资产在整个存续期内的平均RAROC偏低。客户平均质量下降，这样，当经济衰退时，相对低质量的客户，违约风险相继暴露，为维持资本充足率水平，银行不得不紧缩信贷。此外，当经济衰退使银行的索取权受损时，银行可能会有更大的投机冲动，导致银行资产的潜在风险更大。

(二)信贷顺周期性的外生性原因。外生性因素对银行信贷顺周期行为的影响主要来自于以下三个方面：

1　银行资本充足监管有可能加剧银行的顺周期行为。自1988年巴塞尔协议实施以来，很多学者、实务界人士以及监管官员都对巴塞尔协议中有关资本充足要求监管对银行信贷行为的影响进行了理论和实证分析。其中，资本充足监管对银行顺周期行为的影响是最为关注的问题之一。国内外研究成果表明，资本充足监管确实存在着刺激银行信贷顺周期而行的效果。这种影响效果主要表现在4个方面。(1)银行资产质量具有顺经济周期的特征。在经济衰退期，客户违约率和违约损失率明显上升，导致银行内部评级和外部评级机构对客户的评级降低，而且，担保物的价值下跌，这些都会加剧银行信贷的萎缩。(2)从银行的盈利能力来看，在经济萧条期，客户财务状况恶化，偿付能力下降，银行面临贷款损失的可能性增加，资本受到侵蚀，银行盈利能力下降，并引发信贷评审条件的从紧，进而导致信贷萎缩。(3)在经济衰退期，整体经济状况不断恶化，金融市场整体的流动性下降，商业银行从外部筹集资本的成本上升，能力下降。(4)当经济出现明显衰退的迹象时，处于信息优势的大银行会率先通过注入货币资本或降低风险资产以提高资本充足率，这将引起其他小银行的竞相模仿，从而导致银行业整体资本充足率的顺周期变化，杠杆率下降。因此，巴塞尔协议中有关资本充足要求的监管会强化商业银行信贷行为的顺周期特征，放大经济冲击，加剧金融脆弱，甚至触发金融危机。

2　贷款损失拨备的影响。贷款损失拨备具有补充银行资本的特性，其计提充分与否，直接影响银行资本吸收损失的能力，进而影响银行的放贷行为。在经济高涨期，贷款违约率下降，银行会相应减少计提的拨备，表现出更高的利润水平，分配更多的利润，并进一步提高放贷的积极性。在经济萧条期，贷款违约率上升，银行需要计提更高的拨备，财务状况恶化，放款能力降低，使经济萧条更加严重。

3　公允价值的影响。采用公允价值的计量方法，过于强调真实和迅速地反映金融机构财务状况，这会强化商业银行的顺周期行为。在经济衰退期，面对急剧下跌的资产价格，公允价值法要求将资产价格下降的影响及时反映在财务报表中，这会对银行的资本和资产产生两方面的影响。一方面，资产价格的下降会导致银行资本价值的减值，资本充足水平下降，为维持一定的资本充足水平，商业银行不得不调整资产结构，通过出售资产的方式来达到这一目的；另一方面，资产价格的下降将导致担保物的价值下跌使贷款损失准备和资本水平提高。两方面的效果都会导致银行信贷的紧缩。

四、结论和建议

经过前文理论和实际分析，发现经济波动的“信贷观点”近年来在理论上和实证方面都得到了广泛引证，无论是全国、河南省，还是焦作市的信贷增长，都表现出明显的“亲经济周期”效应，银行信贷不仅对经济增长具有促进作用，而且可能是经济波动的主要影响因素之一。反过来，经济增长波动也会影响信贷增长的稳定性，这种相互依存的关系会扩大经济周期性的波动程度，并造成或加剧金融部门的不稳定性。

这些结论带来诸多启示，虽然从2008年下半年以来，我国银行信贷资金的大规模投放对宏观经济的企稳回升起到了重要的推动作用。但信贷资金的大规模投放会形成经济主体的通货膨胀预期，从而对政府宏观调控造成两难。所以在长期内，必须合理把握信贷投放节奏，维持银行信贷稳步健康增长，防止信贷投放极端化，要合理配置信贷资源，加大对符合国家产业政策的重点行业、重点项目、重点企业的信贷投放力度，防止银行贷款“一哄而上”或“一哄

而下”，确保经济的稳步健康发展，增强信贷支持经济发展的均衡性和可持续性。因此，后危机时代继续施行逆经济周期的监管政策对于加快经济复苏步伐至关重要，即在经济上升期，应坚持更加审慎的监管标准，包括资本充足、流动性管理等；在经济下行期，应加大对经济的支持力度。在实践中逆周期银行监管可以从以下几个方面入手：

(一)加强资本监管，提高资本质量

资本监管是银行监管的基石，在实践中，需要进一步加强资本质量监管，明晰资本监管规则。一是严格资本比例要求。在资本比例上，可以适当提高核心资本要求，限制附属资本和次级债务的比例，并要求商业银行通过次级债等附属资本弥补资本时，必须相应补充核心资本，从而提高银行资本抵御风险能力。二是细化风险系数。对于房地产等周期性高度敏感和宏观调控重点关注的行业，可以单独设定风险权重，从监管导向上促进银行信贷结构的优化，从而促进经济结构的调整和改善。三是明确干预措施。明确基于规则的立即干预措施，对商业银行资本充足率下降到一定程度的，监管机构必须立即、自动采取相应的具体干预和处罚措施，防止监管宽容和政治干预。

(二)加强风险管控，强化压力测试

一是推广压力测试。要推广压力测试的运用，使压力测试真正成为商业银行日常的风险管理、评估和预警的工具，而不是应急应景之举。二是扩大压力测试范围。要逐步扩大压力测试的范围，在积极探索宏观压力测试的同时，加强对房地产贷款、资本充足率和创新产品的压力测试。三是设定压力测试场景。要正确设定压力测试场景，不能基于温和甚至是错误的假设，比如在2008年全球金融危机发生前没有一家银行压力测试过银行间或商业票据市场全部冻结这一极端情况。四是实行逆周期的动态拨备制度。银行应在经济繁荣期多提拨备，在经济萧条期少提拨备。动态拨备制度涵盖了对未来经济周期的预测，是潜在风险估计值与实际风险值的差额。这不仅有助于为过热的经济降温，还可以在经济低迷时提供不时之需，促进经济快速复苏，从而降低周期波动的破坏性。五是减少对外部评级的过度依赖。全球金融体系在投资决策和风险管理时高度依赖外部信用评级，从而产生了显著的亲周期性。因此，监管部门应鼓励银行独立判断风险，提高内部评级能力，减少对外部评级的依赖。在需要使用外部评级时，应进行内部独立判断，并以此作为外部评级的补充。同时，银行应高度重视内部评级法的运用，并改进内部评级法中的风险估计模型，适时采用跨周期风险评级法取代实时风险评级法，并使用压力测试方法检验资本水平是否满足经济下行期的需要。

(三)控制信贷杠杆，防止金融风险

目前，中国商业银行创新产品较多，并且已有存贷比等控制工具，再使用总资产／总资本等监管工具意义已不大，关键是要控制实体部门的信贷杠杆。一是要控制房地产相关经济主体的信贷杠杆，严格落实贷款成数、收入比等监管要求，这既能有效防范贷款风险，又能防止银行信贷的顺周期性。二是要控制政府投融资平台公司的信贷杠杆。地方政府投融资平台公司由于透明度较低，信贷杠杆往往不易控制，容易造成风险，需要在实践中严格把握。

(四)加强机制建设，提高监管透明度

我国监管独立性和透明度有了很大提高，但在实践中还受到政府特别是地方政府的干预和商业银行游说导致的监管宽容的影响，需要进一步完善和加强。在实践中，可以考虑建立社会公众咨询委员会。目前银监会已成立国际咨询委员会，取得了良好的社会效果。随着社会对银行关注度的增加，可以通过设立社会公众咨询委员会等形式，扩大社会公众对监管的参与度，防止地方政府的过度干预，这样不仅可以提高监管的独立性，还有助于监管决策的民主化。同时，建立资本约束的逆周期机制。负责整体金融稳定的部门应开发逆周期乘数，通过运用逆周期乘数对资本充足率进行调整，降低逆周期信贷这类极端情况的发生，从而克服现有资本充足率框架的脆弱性尤其是资本缓冲的周期性。

参考文献：

[1]孙天琪，张观华.银行资本，经济周期和货币政策文献综述[J].金融研究,2008.

[2]谢平，廖强.西方货币政策信用传导理论述评[J].金融研究,1997.

[3]周英章，蒋振声.货币渠道，信用渠道与货币政策有效性——中国1993-2001年的实证分析和政策含义[J].金融研究,2002.

[4]陈璐.银行信贷的顺周期性与逆周期政策选择[J].商业银行经营管理，2010，(251).

[5]陈磊.中国转型期的信贷波动与经济波动[J].财经问题研究,2004.

(责任编辑：张艳峰)

作者：王雨舟