货币经济学新范式下我国货币政策对信贷的影响

第４期（总第３１７期）　财经问题研究　Ｎｕｍｂｅｒ４（Ｇｅｎｅｒａ／Ｓｅｒｉａｌ　Ｎｏ．３１７）　２０１０年４月　Ｒｅｓｅａｒｃｈ　ｏｎ　Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　ａｎｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｉｓｓｕｅｓ　Ａｐｒｉｌ，２０１０　货币经济学新范式下　我国货币政策对信贷的影响　刘丽巍　，郝　林　（１．东北财经大学应用金融研究中心，辽宁大连１１６０２５；２．东北财经大学研究生院，辽宁大连１１６０２５）　摘要：本文首先介绍并对比了传统货币经济学与新范式所持的观点，指出在由货币政策到信贷　的传导过程中两者观点的主要不同之处在于传导方式和影响程度，新范式认为银行行为决定信贷　总量并且在货币政策向信贷的传导过程中存在多种效应。其次基于ＶＡＲ模型对我国货币政策对　信贷量的影响进行了实证研究，结果表明新范式观点在我国现阶段基本正确。最后提出了相应的　政策建议：在法定存款准备金政策的运用上，要把握“稳、准、狠”的原则；在利率政策的运用上，要　着重强调对存贷利差的调节，引导银行的贷款行为。　关键词：货币经济学新范式；信贷配给；信贷量；ＶＡＲ模型　中图分类号：１７８３０．５　文献标识码：Ａ　文章编号：１０００－１７６Ｘ（２０１０）０４４）０８０４）６　货币政策是指中央银行通过调节货币供应量　中占据主要地位。　及利率以影响投资和消费，进而影响宏观经济的　以紧缩性货币政策为例，央行紧缩性货币政　方针和措施的总和。当然，这主要是凯恩斯主义　策导致银行收缩信贷，信贷量Ｌ下降，企业可　者的观点，大致也是西方目前的主流观点。当中　获得的贷款资金下降，进而引起企业投资的下降　央银行实施紧缩性货币政策时，货币供应量Ｍ　和总产出的下降。这一过程可以表示为：货币政　下降导致实际贷款利率ｒ上升，企业的融资成本　策紧缩一银行收缩信贷一Ｌ　Ｊ，　Ｉ　Ｊ，一＋Ｙ　Ｊ，。　升高、贷款需求下降，引起企业投资Ｉ下降，最　新范式理论指出，银行在货币政策到信贷量　终使总需求和产出下降。这一过程可以表示为：　的传导过程中之所以占据主要地位，是因为信贷　Ｍ　＿ｒ　ｔ－÷Ｉ　Ｙ、ｌ¨　。２１世纪初，Ｓｔｉｇｌｉｔｚ和　市场上普遍存在着信贷配给。Ｊａｆｅｅ和Ｓｔｉｇｌｉｔｉｚ在　Ｇｒｅｅｎｗａｌｄ提出的货币经济学新范式理论以信息　《信贷配给》一文中具体阐述了信贷配给对信贷　经济学为基础，指出传统货币经济学理论存在的　市场的影响　』。信贷配给是指借款人中有些人　严重缺陷，着重研究信贷在广义经济活动中的媒　能得到贷款，而另外一些人得不到，即使这些人　介职能，将信贷纳入了经典的一般均衡模型框架　愿意支付更高的利率。导致信贷配给的根本原因　之中。　就是借款人与贷款人间的信息不对称（如图１　一、货币经济学新范式关于货币政策传导的　所示）。　理论观点　首先，新范式理论认为银行在货币政策传导　收稿日期：２０１０－０２－０６　基金项目：辽宁省教育厅创新团队项目（２００８１＇０３５）　作者简介：刘丽巍（１９７２一），女，河北交河人，经济学博士，教授，主要从事金融学等方面的研究。Ｅ－ｍａｉｌ：ｎｗｙｊｑ＠１６３．ＣＯ１　货币经济学新范式下我国货币政策对信贷的影响　贷款量　图１信贷配给　当市场上存在信贷配给时，在均衡利率ｒ　水平上，贷款的供给小于需求。原因在于，借款　者可以分为两类：一类是“安全”的借款人，　他们会在较高的利率水平ｒ上选择退出；一类是　“不安全”的借款人，他们愿意支付较高的利率　ｒ，但是信用和还款能力低下。如果银行选择使　得贷款供给等于需求的利率，那么一部分“安　全”的借款人将会退出，从而留下的是“不安　全”的借款人，银行的预期收益也将会随着风　险的扩大而变得更加不确定。因此，银行宁愿在　相对低的利率水平ｒ　上拒绝一部分贷款需求，　而不愿意选择在高利率水平ｒ上满足所有借款需　求　］。可见，信贷配给将导致借款人资金的可　得性下降　］，信贷量主要由信贷资金的供给者　——银行决定。　其次，在货币政策对信贷量的影响途径上，　新范式理论认为存在以下几个重要效应　Ｊ：　（１）一般均衡效应，即从整个银行体系分　析，当考虑所有银行对货币政策（特别是存款　准备金政策）做出同样反应时，货币政策对信　贷量的影响程度远大于只考虑单个银行对货币政　策的反应程度。以提高法定存款准备金率为例，　由于存款准备率提高，银行现在必须保留更多的　准备金，所以银行的可用资金就减少，贷款量也　减少，这是局部均衡。随着时间的推移（时间　可能会比较长），当所有银行都做出同样类似反　应时，贷款量的大幅下降导致企业效益降低，国　民收入下降，进而使贷款的违约率上升，预期平　均收益下降，风险加大，银行进一步减少贷款。　（２）资产价格效应，即货币政策会影响到　银行所持有的资产价值的变化，进而影响贷款　８１　量。以利率政策（提高利率）为例，利率的上　升不仅会导致银行持有的债券价值下降，而且会　加大银行对存款人的利息支出，加大贷款还息额　进而使贷款违约率上升等等，这些影响都会使银　行资产缩水，迫使银行收紧信贷。　（３）资产组合风险效应，即货币政策或一　些其他外界环境的变化使得银行资产组合的风险　加大，间接引起银行净值的变化进而影响信贷　量。这些风险主要是利率不确定给银行带来的新　增贷款风险、敞口风险和道德风险等等。　（４）特许权效应，即利率和信贷可获得性　的变化导致银行和公司预期利润贴现值的变化，　进而影响破产成本，贷款行为发生变化。一般来　说，当紧缩性货币政策发生时，银行经营者担心　一旦银行破产，他们将不能卖出其持有的特许　权，因此他们会避免选择增加风险的组合，采取　较为谨慎的经营策略，这最终会使银行减少贷款　活动。　在由货币政策工具到信贷量的传导过程中，　传统经济学和新范式主要存在以下两点分歧：一　是传导方式的区别。传统经济学强调信贷资金的　需求者——企业的行为，而新范式则强调信贷资　金的供给者——银行的行为。其实可以将两种观　点的货币政策传导过程用同一个式子表示，即：　货币政策＿＋Ｌ　Ｉ　Ｙ。不同之处在于，传统货币　经济学中Ｌ是Ｌ（需求），即认为信贷量是由企　业的信贷需求决定的；而新范式中Ｌ是Ｌ（供　给），即认为信贷量是由银行的信贷供给决定　的。二是传导效应的区别。新范式认为，不仅存　在传统货币理论所强调的渠道传导效应，还应强　调一般均衡效应、资产价格效应、资产组合效应　和特许权效应等几方面的综合作用，这些效应都　会使得货币政策对信贷量的影响程度扩大，而由　于利率政策变动带来的银行贷款行为变化也是贷　款量变化的一个重要原因。　二、我国货币政策对信贷量影响的实证分析　在我国银行主导型的金融体系当中，信贷量　无疑是货币政策的重要调控指标。从１９９８年１　月１日起，中国人民银行对商业银行贷款增加量　的管理，取消指令性计划，改为指导性计划，成　为我国货币政策由直接调控转向间接调控的重要　标志。近年来货币政策对于信贷量的调控效果如　何，我国的信贷量主要取决于银行的信贷供给还　是企业的信贷需求呢？本文尝试对此问题的回答　８２　财经问题研究　２０１０年第４期　总第３１７期　提供一些实证依据。我国目前的货币政策工具主　要包括公开市场业务、存款准备金政策、再贷款　（再贴现）和利率政策，近年来伴随外汇占款在　中央银行资产中的比重大幅上升，再贷款（再　贴现）的比重已由２００３年的１７％下降到２００８　年的４％，①而公开市场业务主要用于对冲外汇　从表１可以看出，各变量的ＡＤＦ值均小于　１％临界值的绝对值，单位根检验显示在１％的　显著性水平上都是非平稳的过程，而它们一阶差　分的ＡＤＦ绝对值都大于ｌ％临界值的绝对值，拒　绝原假设，因此，各变量的一阶差分构成平稳的　时间序列，即时间序列ｌｎＬ、ｌｎｒ和ｌｎｅ都是一阶　占款，因此，在这里我们主要讨论存款准备金政　策和利率政策对信贷量的影响。　１．变量选择及数据处理　本文将金融机构各项贷款总额Ｌ作为信贷　量的代理变量，将法定存款准备金率ｅ作为存款　准备金政策的代理变量。上述选取的信贷量Ｌ　和法定存款准备金率ｅ都是名义变量。在利率政　策代理变量的选取上，同时考虑贷款的供给者银　行和需求者企业：存贷利差决定银行的利润进而　影响银行的贷款供给，贷款利率决定企业的融资　成本进而影响企业的贷款需求，因此本文选择实　际存贷利差ｔ和实际贷款利率ｒ作为代表利率政　策的代理变量。在实际利率的计算上，本文采用　周荣芳指出的标准计算公式，即：实际利率＝名　义利率一通货通胀率，其中通货膨胀率＝消费者　物价指数ＣＰＩ／１００—１　。　鉴于我国货币政策操作的特点和数据的可得　性，样本区间采用的是２００３年１月＿２ｏ０９年７　月共７９期的月度数据，所有数据均来源于中国　人民银行网站和中经网终端。在数据使用之前我　们先用Ｘ１　１乘数法对信贷量Ｌ进行季节性调整，　同时，考虑到各数据序列并非是完全的线性变　化，为消除数据序列存在的异方差，将各变量做　对数变换，分别计ｌｎＬ、ｌｎｅ、ｌｎｒ和ｌｎｔ。　为具体研究利率政策和存款准备金政策对信　贷量的影响，我们利用ＥＶｉｅｗｓ　５．０对上述三个　变量进行单位根检验、协整检验、格兰杰因果检　验和脉冲反应。　２．单位根检验　由于以上四个变量都是时间序列，在进行协　整检验和格兰杰因果检验之前，必须要对数据的　平稳性进行检验，也即检验序列是否服从单位根　的过程。如果变量不能拒绝有单位根，那么就可　以认为该变量序列存在随即趋势，也即非平稳　的。本文采用的单位根检验方法是常用的ＡＤＦ　（Ａｕｇｍｅｎｔｅｄ　Ｄｉｃｋｅｙ—Ｆｕｌｌｅｒ）检验。　①根据中国人民银行资产负债表计算。　单整过程。　表１　单位根ＡＤＦ检验结果　变量　ＡＤＦ检验　检验类型　１％临界值　结论　（ｃ，ｔ，ｐ）　Ｌ　—１．０３５２　（ｃ，ｔ，３）　一４．０８５１　非平稳　ｅ　—０．５８５６　（ｃ，０，１）　—３．５１７８　非平稳　ｒ　—１．６７９３　（ｃ，０，１）　—３．５１７８　非平稳　ｔ　—０．６３３６　（ｃ，０，１）　—３．５１７８　非平稳　△Ｌ　—５．８４６０“　（ｃ，ｔ，０）　—４．Ｏ８１７　平稳　Ａｅ　一６．８６９９“　（ｃ，０，０）　—３．５１７８　平稳　△ｒ　一５．０５０６“　（ｃ，０，０）　—３．５１７８　平稳　Ａｔ　一８．７１３５’’　（ｃ，０，Ｏ）　—３．５１７８　平稳　注：①检验类型（ｃ，ｔ，Ｐ）中的ｃ，ｔ，Ｐ分别表示　常数项、时间趋势和滞后阶数；②临界值是在相应显著　性水平下得到的Ｍａｃｋｉｎｎｏｎ值，△表示一阶差分；③　表示在１％置信水平下显著。　３．协整分析　如果两个变量或两个以上的时间序列变量是　非平稳的，但它们某种线性组合却表现出平稳　性，则这些变量表现出长期稳定关系，即协整关　系。本文采用Ｊｏｈａｎｓｅｎ提出的向量自回归检验方　法，对上述四个变量进行协整检验。　从表２可以看出，ｌｎＬ和ｌｎｒ在１％的显著性　水平上拒绝了无协整的原假设，接受了最大协整　方程数为ｌ的原假设，也即两者之间存在着一个　长期稳定的关系；同理，ｌｎＬ和ｌｎｅ，ｌｎＬ和ｌｎｔ　也存在一个协整关系，ｌｎＬ、ｌｎｅ、ｌｎｒ和ｌｎｔ间在　１％显著水平上存在两个协整关系，在５％水平　上存在三个协整关系。　货币经济学新范式下我国货币政策对信贷的影响　８３　表２　Ｊｏｈａｎｓｅｎ协整检验结果　协整变量　特征值　迹统计量　５％的显著　１％的显著　假设的协整　性水平　性水平　方程数　（１ｎＬ，ｌｎＯ　０．２３５７　３４．１７７９　１９．９６　２４．６０　Ｎｏｎｅ　’　０．０４１０　４．６０８４　９．２４　１２．９７　Ａｔ　ｍｏｓｔ　１　（１ｎＬ，ｌｎｅ）　０．２２４４　３２．３７２６　１９．９６　２４．６０　Ｎｏｎｅ’’　Ｏ．０３９４　４．４２４２　９．２４．　１２．９７　Ａｔ　ｍｏｓｔ　１　（１ｎＬ，Ｉｎｔ）　０．２４Ｏ４　２６．６４４４　ｌ９．９６　２４．６０　Ｎｏｎｅ‘‘　Ｏ．０７７２　６．０２２７　’９．２４　１２．９７　Ａｔ　ｍｏｓｔ　１　：ｌｎＬ，ｌｎｅ，ｌｎｒ，ｌｎｔ）　０．３７４３　８８．６１Ｏ９　５３．１２　６ｏ．１６　Ｎｏｎｅ。　０．３３１９　５３．４４１０　３４．９１　４１．０７　Ａｔ　ｍｏｓｔ　１“　０．２１４５　２３．１８９８　１９．９６　２４．６ｏ　Ａｔ　ｍｏｓｔ　２‘　Ｏ．０６６５　５．０８２１　９．２４　１２．９７　Ａｔ　ｍｏｓｔ　３　注：　、料分别表示在５％、１％的显著性水平下拒绝原假设。　４．格兰杰因果关系检验　关系，但不存在由信贷量到利率的Ｇｒａｎｇｅｒ因果　从上述协整分析的结果可知，信贷量与法定　关系，所以利率是信贷量的Ｇｒａｎｇｅｒ原因，利率　存款准备金，贷款利率和存贷利差都存在着显著　的变化导致了信贷量的变化；同样，在１０％显　的稳定关系，因此，我们可以运用格兰杰因果检　著水平下存款准备金ｅ和存贷利差ｔ也是信贷量　验进一步分析研究它们之间的因果关系。　Ｌ变化的原因，但是由于Ｐ值较大，所以这种原　由表３的检验结果可以看出：在ｌ％显著水　因较弱。　平下存在着由利率ｒ到信贷量Ｌ的Ｇｒａｎｇｅｒ因果　表３　格兰杰因果关系检验结果　原假设　Ｆ值　Ｐ值　检验结果　ｌｎＬ不是ｌｎｅ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　０．６７８０　０．６Ｏ９７　１０％显著水平下接受　ｌｎｅ不是ｌｒＩＬ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　２．１２３２　０．０８７７　１０％显著水平下拒绝　ｌＩｌＬ不是ｌｒＩｒ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　０．４０９３　０．８０１３　１％显著水平下接受　１ｌ１ｒ不是ｌｒＩＬ的Ｇｒｎａｇｅｒ原因　５．０２２１　０．０ｏ１４　１％显著水平下拒绝　ｌｎＬ不是ｌＩＩｔ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　０．７８８５　０．５３６８　１０％显著水平下接受　ｌｎｔ不是ｌｎＬ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　２．４２８３　０．０５６４　１０％显著水平下拒绝　注：本检验采取的滞后项数为４。　５．脉冲响应函数分析　首先进行数据处理，由于Ｌ、ｅ、ｒ和ｔ都是　脉冲响应函数描述了在对扰动项加上一个一　一阶单整变量，所以取这四个变量的一阶差分　次性冲击后，对内生变量当前和未来值所带来的　ＤｌｎＬ、Ｄｌｎｅ、Ｄｌｎｒ和Ｄｌｎｔ，这样所有变量时间序　影响。为了具体衡量存款准备金ｅ、贷款利率ｒ　列就具有平稳性，然后建立ＶＡＲ模型。将脉冲　和存贷利差ｔ的变化对信贷量Ｌ的影响程度，我　响应函数以图形和表格形式表示如图２和表４　们通过建立ＶＡＲ模型进行脉冲响应函数分析。　所示。　Ｒｅｓｐｏｎｓｅｏｆ　ＤＬＮＬｔｏ　ＤＬＮＥ　Ｒｅｓｐｏｎｓｅ　ｏｆ　ＤＬＮＬｔｏＤＬＮＲ　Ｒｅｓｐｏｎｓｅ　ｆｏ　ＤＬＮＬｔｏＤＬＮＴ　，，　＾、　，、～　一－　一．　、　．’　≥　、、　’　、、—————。。　：：＝。一－一　。　～、　，一‘　（Ａ）　（Ｂ）　图２脉冲响应函数图　财经问题研究　２０１０年第４期　总第３１７期　表４　脉冲响应函数表　追踪期　ＤＬＮＬ　ＤＬＮＥ　ＤＬＮＲ　ＤＬＮＴ　ｌ　Ｏ。００７１　０．ＯＯｏｏ　Ｏ．Ｏ０００　Ｏ．ＯＯ０ｏ　２　Ｏ．０ｏ１６　—０．ｏ００１　一ｏ．０Ｄｏ３　—０．００ｏ４　３　０．０ｏ２２　一Ｏ．ｏ（）０８　一Ｏ．００ｌ７　Ｏ．００２１　４　０．００ｏ９　—０．００１３　一Ｏ．ｏ０１３　—０．Ｏｏｏｌ　５　０．ｏｏＯ８　一Ｏ．０ｏ１７　—０．０ｏ１３　一Ｏ．Ｏ００８　６　Ｏ．ＯＯＯ５　—０．０ｏ１３　—０．Ｏ０ｏ９　—０．Ｏｏ０７　７　Ｏ．００ｏ４　一Ｏ．０ｏ１１．　一０．０００７　—０．０ｏｏ６　８　０．Ｏ００３　—０．Ｏｏｏ８　一Ｏ．Ｏ００５　一Ｏ．ＯＯ０４　９　０．Ｏ０ｏ３　—０．Ｏ０ｏ６　一Ｏ．０００４　—０．Ｏｏ０３　１０　０．Ｏｏｏ２　一Ｏ．ＯＯｏ４　一Ｏ．Ｏｏ０３　—０．Ｏ０ｏ２　图２为３个变量间的脉冲响应函数（共有　信贷量的显著变化所能持续的时间，显著变化是信贷量　ｌ６个函数，本部分根据所需只选了３个，分别　的变动程度的绝对值大于０．０００５；程度代表信贷量达到　是信贷量对法定存款准备金率、贷款利率和存贷　最大值时的数值；②鉴于现实情况，在信贷量对存贷利　利差的响应函数）。图２（Ａ）中，当法定存款　差的反应程度上，本文只考虑两者的同向变动，即只选　准备金率ｅ正方向变动一个单位时，信贷量Ｌ在　取正的数值。　前两期无明显反应，但接下来响应逐渐变大，并　从表５中可以得出以下结论：　在第五期达到负向最大，为一０．００１７，随后逐步　第一，法定存款准备金率、贷款利率与信贷　下降，到第ｌ０期的时候为一０．０００４；图２（Ｂ）　量反向变化，存贷利差与信贷量正向变化。当存　中，当贷款利率ｒ正向变动一个单位时，信贷量　款准备金率提高时，银行的可用资金减少，贷款　Ｌ在第三期达到最大，为一０．００１７，随后逐步下　量会下降；当贷款利率上升时，企业的融资成本　到第１０期为一０．０００３；图２（Ｃ）中，当存贷利　上升贷款需求降低，贷款量会下降；当存贷利差　差ｔ正向变动一个单位时，信贷量Ｌ在第三期达　上升时，银行的贷款利润增大贷款供给提升，贷　到最大，约为０．００２１，然后在第四期迅速下降　款量会上升。　至接近０，随后对信贷量的影响微乎其微。　第二，法定存款准备金政策要达到最大效果　三、结论　需要花费的时间较长（５期），而利率政策则相　本文采用了ＶＡＲ模型，检验了我国货币政　对较短（３期）。新范式观点指出，存款准备金　策对信贷量的影响。　政策具有重要的一般均衡效应，能对信贷量造成　第一，协整检验的结果表明了我国法定存款　大幅影响，但是实现这种效应的时间却比较长。　准备金率、贷款利率和存贷利差都与信贷量有着　当存款准备金率发生变动时，首先发生的会是局　长期稳定的关系；格兰杰检验的结果表明了法定　部反应和局部均衡，这时贷款量会小幅变化，随　存款准备金率、贷款利率和存贷利差的变化直接　着时间推移，一般均衡效应才会逐渐显现。　导致了信贷量的变化，是其变化的原因。这两点　第三，从对贷款量冲击的持续时间来看，法　表明了我国货币政策能有效地控制信贷量。　定存款准备金＞贷款利率＞贷款利差。存款准备　第二，通过脉冲响应函数，可以清楚地看到　金政策的一般均衡效应对贷款量会有一个长时间　法定存款准备金率、贷款利率和存贷利差对信贷　持续的影响，利率政策的冲击持续时间相对较　量的影响时间和程度。　短，而利率政策中的存贷利差又是冲击持续时间　表５　３个政策变量对贷款量的冲击比较　最短的。　货币政策变量　时间　持续时间　程度　第四，从对贷款量冲击程度的大小来看，存　法定存款准备金　５　７　—０．００ｌ７　贷利差＞法定存款准备金＞贷款利率。由于存在　贷款利率　３　５　—０．０ｏ１７　着信贷配给，信贷量主要会由银行的贷款供给决　存贷利差　３　２　０．０ｏ２２　定，因此存贷利差对贷款量的冲击最大；相比之　注：①时间代表受到政策变量冲击后信贷量达到最　下，企业的贷款需求对信贷量的影响甚微，贷款　大值所经历的时间；持续时间代表受到政策变量冲击后　利率对贷款量的冲击偏小，这也印证了新范式理　货币经济学新范式下我国货币政策对信贷的影响　８５　论中银行的贷款供给决定信贷量的观点。　四、对我国货币政策的建议　贷款行为直接决定了我国信贷总额，所以中央银　行在运用利率政策时要注重对存贷利差的控制，　比如当中央银行实施宽松性货币政策时，不仅仅　要降低基准利率，更要注重对利率结构的调节，　基于上述结论可以看出，在由货币政策工具　到信贷量的传导过程中，新范式的观点在我国现　阶段基本正确，由此笔者对我国货币政策提出以　下几点建议：　第一，当前我国货币政策是有效的，中央银　行要善于运用货币政策来引导银行的行为，尽量　避免对信贷规模实施变相的直接控制，在实现货　币政策目标的同时减少对经济的伤害。　第二，法定存款准备金政策要发挥最大作用　扩大存贷利差，这样才能使货币政策收到更好的　效果。　参考文献：　［１］魏革军．中国货币政策传导机制研究［Ｍ］．北京：　中国金融出版社，２００１．６—１３．　［２］Ｄｗｉｇｈｔ　Ｍ．Ｊａｆｆｅｅ，Ｊｏｓｅｐｈ　Ｅ．Ｓｔｉｇｌｉｔｉｚ．Ｃｒｅｄｉｔ　Ｒａｔｉｏｎｉｎｇ　［Ａ］．ｉｎ　Ｂ．Ｍ．Ｆｒｉｅｄｍａｎ　ａｎｄ　Ｆ．Ｈ．Ｈａｈｎ，ｅｄ，Ｈａｎｄｂｏｏｋ　需要较长的时间，但其对信贷冲击的持续时间和　程度却较大。法定存款准备金率作为中央银行的　强力货币政策工具，其威力巨大，但却有较长的　时滞，所以中央银行在运用这一政策时不宜频繁　ｏｆＭｏｎｅｔａｒｙ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ［ｃ］．Ｗｕｈａｎ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　Ｐｒｅｓｓ，　１９９Ｏ．８３７—８８８．　［３］　任啸．货币传导［Ｍ］．成都：四川大学出版社，　２０ｏ５．２１—２２．　调整，在某些关键时刻（比如经济过热）可以　适当运用。简单来说，就要把握“稳、准、狠”　的原则：“稳”是指不宜过“频”，“准”是指　要适时，“狠”是指要下大力度。　［４］　何海峰，冯静．货币经济学的“新范式”与中国银行　业［Ｊ］．上海金融，２００６，（７）：１９—２１．　［５］斯蒂格利茨，格林沃尔德．通往货币经济学的新范　式［Ｍ］．北京：中信出版社，２００５．１３７—１５０．　［６］周荣芳．对实际利率计算方法的探讨［Ｊ］．中国金　融，１９９９，（６）：３８—３９．　第三，在我国，由于信贷配给的原因，大部　分中小企业的贷款需求得不到满足，因此银行的　Ｉｍｐａｃｔｓ　ｏｆ　Ｃｈｉｎａ’Ｓ　Ｍｏｎｅｔａｒｙ　Ｐｏｌｉｃｙ　ｏｎ　Ｃｒｅｄｉｔ　ｆｒｏｍ　ｔｈｅ　Ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ　ｏｆ　Ｎｅｗ　Ｐａｒａｄｉｇｍｓ　ｉｎ　Ｍｏｎｅｔａｒｙ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　ＬＩＵ　Ｌｉ—ｗｅｉ　，ＨＡＯ　Ｌｉｎ　（１．Ｒｅｓｅａｒｃｈ　Ｃｅｎｔｅｒ　ｏｆ　Ａｐｐｌｉｅｄ　Ｆｉｎａｎｃｅ，ＤＵＦＥ，Ｄａｌｉａｎ　Ｌｉａｏｎｉｎｇ　１　１６０２５，Ｃｈｉｎａ；　２．Ｇｒａｄｕａｔｅ　Ｓｃｈｏｏｌ，ＤＵＦＥ，Ｄａｌｉａｎ　Ｌｉａｏｎｉｎｇ　１　１６０２５，Ｃｈｉｎａ）　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｉｓ　ｐａｐｅｒ　ｆｉｒｓｔｌｙ　ｄｅｓｃｒｉｂｅｓ　ａｎｄ　ｃｏｍｐａｒｅｓ　ｔｈｅ　ｐｏｉｎｔ　ｏｆ　ｖｉｅｗ　ｏｆ　ｈｅ　ｔｔｒａｄｉｉｔｏｎａｌ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｎｅｗ　ｐａｒａｄｉｇｍ　ｉｎ　ｍｏｎｅｔａｒｙ　ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ．Ｉｔ　ｐｏｉｎｔｓ　ｏｕｔ　ｔｈａｔ　ｔｈｅ　ｍａｉｎ　ｄｉｆｅｒｅｎｃｅｓ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｔｈｅ　ｔｗｏ　ｖｉｅｗｓ　ｏｎ　ｔｈｅ　ｔｒａｎｓｍｉｓｓｉｏｎ　ｆｒｏｍ　ｍｏｎｅｔａｒｙ　ｐｏｌｉｃｙ　ｔｏ　ｃｒｅｄｉｔ　ａｒｅ　ｔｈｅ　ｔｒａｎｓｍｉｓｓｉｏｎ　ｍｅｔｈｏｄｓ　ａｎｄ　ｌｅｖｅｌｓ：ｔｈｅ　ｎｅｗ　ｐａｒａｄｉｍ　ｃｏｎｓｇｉｄｅｒｓ　ｔｈａｔ　ｔｈｅ　ｂａｎｋ’ｓ　ｂｅｈａｖｉｏｒ　ｌｅａｄ　ｔｏ　ｔｈｅ　ｔｏｔａｌ　ｃｒｅｄｉｔ　ａｎｄ　ａ　ｖａｒｉｅｔｙ　ｏｆ　ｅｆｆｅｃｔｓ　ｅｘｉｓｔ　ｉｎ　ｔｈｅ　ｔｒａｎｓｍｉｓｓｉｏｎ　ｆｒｏｍ　ｍｏｎｅｔａｒｙ　ｐｏｌｉｃｙ　ｔｏ　ｅｒｅｄ—　ｉｔ．Ｔｈｅｎ　ｏｎ　ｔｈｅ　ｂａｓｉｓ　ｏｆ　ｅｓｔａｂｌｉｓｈｉｎｇ　ＶＡＲ　ｍｏｄｅｌ　ｏｆ　ｈｅ　ｉｔｍｐａｃｔ　ｏｆ　ｏｕｒ　ｍｏｎｅｔａｒｙ　ｐｏｌｉｃｙ　ｏｎ　ｃｒｅｄｉｔ，ｔｈｅ　ｒｅｓｕｌｔ　ｓｈｏｗ　ｈａｔｔ　ｈｅ　ｔｖｉｅｗｓ　ｏｆ　ｎｅｗ　ｐａｒａｄｉｍ　ａｒｅ　ｇｒｉｇｈｔ　ｕｎｄｅｒ　ｏｕｒ　ｃｏｕｎｔｒｙ’Ｓ　ｃｕｒｒｅｎｔ　ｓｉｔｕａｔｉｏｎ．Ｉｎ　ｔｈｅ　ｅｎｄ　ｈｅ　ｐａｐｅｒ　ｔｐｒｏｐｏｓｅｓ　ｔｈｅ　ｒｅｌａｔｉｖｅ　ｐｏｌｉｃｙ　ｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎ：Ｉｎ　ｔｈｅ印ｐｌｉｃａｔｉｏｎ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｄｅｐｏｓｉｔ　ｒｅｓｅｒｖｅ　ｐｏｌｉｃｅ，ＰＢＣ　ｓｈｏｕｌｄ　ｇｒａｓｐ　ｔｈｅ　ｐｒｉｎｃｉｐｌｅ　ｏｆ　“ｓｔｅａｄｙ，ａｃｃｕｒａｔｅ　ａｎｄ　ｒｅｓｏｌｕｔｅｌｙ”；Ｉｎ　ｈｅ　ａｐｐｌｔｉｃａｔｉｏｎ　ｏｆ　ｉｎｔｅｒｅｓｔ　ｒａｔｅ　ｐｏｌｉｃｙ，ＰＢＣ　ｓｈｏｕｌｄ　ｅｍｐｈａｓｉｚｅ　ｏｎ　ｔｈｅ　ｒｅｇｕ—　ｌａｔｉｏｎ　ｏｆ　ｈｅ　ｉｔｎｔｅｒｅｓｔ　ｍａｒｇｉｎ　ｂｅｔｗｅｅｎ　ｌｏａｎ　ａｎｄ　ｄｅｐｏｓｉｔ　ａｎｄ　ｇｕｉｄｅ　ｔｈｅ　ｂａｎｋ’Ｓ　ｌｅｎｄｉｎｇ　ｂｅｈａｖｉｏｒ．　Ｋｅｙ　ｗｏｒｄｓ：ｎｅｗ　ｐａｒａｄｉｍ　ｇｉｎ　ｍｏｎｅｔａｒｙ　ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ；ｃｒｅｄｉｔ　ｒａｔｉｏｎｉｎｇ；ｔｏｔａｌ　ｃｒｅｄｉｔ；ＶＡＲ　ｍｏｄｅｌ　（责任编辑：杨全山）