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個人信貸、家庭負債與消費的關係

過去10年個人信貸在供求因素同時帶動下錄得強勁增長。此外，過去兩年的還款負擔亦因連番減息而大
幅減少。由於可動用收入有所增加，可能會令背負按揭供款擔子的家庭受惠。儘管這種種跡象顯示流動
資金緊縮的情況已告放鬆，但個人消費仍然沉滯。我們就此進行了量化分析，以了解個人信貸、家庭債
務負擔及消費之間的關係。

實證研究結果顯示，物業價格（反映在實質收入及資產淨值）是決定消費開支的主要因素。此外，實質利
率變動及債務負擔亦是重要因素，並在短期內與消費有反向的關係。以貸存息差計的信貸狀況亦似乎發
揮重要的作用。另一方面，個人信貸量對消費的作用卻不大。

I.引言
近年以信用卡透支及其他私人貸款形式的個
人信貸有所增加。此外，2001年至今息率大幅下
調，令作為本港家庭債務負擔一大部分的按揭貸款
利息支出相應減少。根據經濟合作與發展組織多個
成員國的經驗，這些因素均能刺激家庭消費，但在
香港卻似乎未有產生相同的效果。

本文探討香港個人信貸、債務負擔與消費開
支三者的相互關係。文章結構如下：第II節簡述概
念架構，並檢討消費的實證資料。第III節綜覽本港
個人信貸及債務負擔的發展情況，第IV節實證分析
消費與家庭債務負擔、個人信貸及其他決定因素的
可能關係。最後一節總結全文。

II.資料回顧
我們可以從簡單的凱恩斯消費函數着手，以
了解消費支出與其決定因素之間的概念關係。根據
這項函數，消費純粹視乎目前的可動用收入而定。
但由於函數並無考慮個人對收入趨勢的預期或對消
費的時間偏好，而兩者可從實質利率（作為支出的
機會成本）中反映。

根據周期及恆常收入假設，消費支出部分是
取決於預期一生可賺得的收入（包括薪酬及資產收
益）。為取得最大效用，即使消費者在不同時期的
收入有所不同，他仍會盡量調節以在不同時間平均

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分布各種消費。他若要做到這樣，信貸緊縮便不應
出現。在實際環境中，消費者未必可以憑預期日後
可得的收入來取得信貸，他的借貸能力亦可能受到
現時的收入及能否提供抵押品所限制。由此來看，
消費是因現時的收入及資產淨值而異，而這正與簡
單凱恩斯函數表達的意思相同。另一方面，信貸是
否容易取得，卻可能是短期內要考慮的因素。

最近就經合組織成員進行的研究（如
Antzoulatos，1996年及Ludvigson，1999年）顯示，
個人信貸增長與消費增長有很密切的關係。此外，
銀行貸存息差反映的信貸緊絀似乎與消費增長有反
向關係（Bacchetta & Gerlach，1997年）。研究亦發
現放寬金融市場（尤其撤銷利率管制及放寬信貸市
場）可能會減少家庭所受的流動資金限制，從而有
助促進消費（Boone，Girouard & Wanner，2001
年）。這些結果顯示，個人信貸對消費有很重大的
影響，信貸的提供亦受貨幣狀況及金融機構面對的
競爭形勢而定。

儘管有些理論模型認為，沉重的債務負擔或

會使家庭消費對收入減少或預期日後收入更為敏感
（Maki，2000年），但其實能夠證明家庭債務負擔
與日後消費有反向關係的證據相當薄弱。另一方
面，償還債務與消費之間可能存在間接的因果關
係：債務負擔增加可能會令拖欠還款上升，導致信

貸緊縮，進而打擊消費 （McCarthy，1997年）。

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以往有關香港消費的研究往往集中探討收入
及財富效應（Dodsworth & Mihaljek，1997年；
Peng，Cheung，Fan & Leung，2001年），未見分
析消費與個人信貸及家庭債務負擔的關係，本文希
望填補這片空白。

III.家庭負債的實況
本港家庭負債主要包括住宅按揭貸款及個人
信貸。這些債務的統計資料由作為本港主要貸款人
的認可機構提供，我們並無其他機構提供的貸款的
資料，但相信這些貸款的數量不多。住宅按揭貸款
包括銀行向購置私人及公營住宅單位的人士提供的
所有融資。在本研究內，個人信貸是指信用卡透支
與借予個人以供私人用途的貸款的總和。應注意有
些私人貸款可能會被轉作商業或購置物業之用，但
我們並沒有這方面的具體統計數字。

表 1

家庭負債與本地生產總值比率
（2001年底）

香港美國英國
(%) (%) (%)
按揭貸款 51 53 56
個人信貸 11 17 23
總家庭負債 61 76 69

2001年家庭負債與本地生產總值比率達60%
以上，較10年前少於30%的水平顯著增加，但與其
他工業化國家相比，香港的數字已算較小（表1
及圖1）。比率上升主要是亞洲金融危機前住宅按揭
激增，加上較多人自置居所及樓價上升。債務增加
及相應還款額上升，可能會在經濟增長放緩及就業
前景不明朗時遏抑消費開支。

圖1
家庭負債與名義本地生產總值比率
按揭貸款
個人信貸
0
20
40
60
80
1995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
佔本地生產總值%
註：
家庭負債額包括信用卡透支、供私人用途的私人貸款，以及借予個人購置私營住宅物業，以及「居者有其屋計劃」、
「私人機構參建居屋計劃」與「租者置其屋計劃」單位的所有按揭貸款。
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個人信貸較少面對流動資金不足的限制，因此個人信貸可能
個人信貸自 1980年代後期迅速膨脹，主要是有助說明研究期消費情況。以下各段逐一分析信用
信用卡透支增加所致（圖2）。這種現象顯示家庭會卡透支及私人貸款，以詳細探討個人信貸。

圖2
個人信貸與名義本地生產總值比率
私人貸款
信用卡透支
0
4
8
12
16
1995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
佔本地生產總值%
實質信用卡透支（左邊刻度）
實質消費（右邊刻度）
實質本地貸款（左邊刻度）
圖3
信用卡透支、本地貸款及實質消費 （比較去年同期）
80
-40
按年 %
0
40
40
按年 %
0
-20
20
1995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
註：
信用卡透支及本地貸款均按消費物價指數進行平減以得出實質數字。實質消費指政府統計處編製的私人消費開支數字。
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(a)信用卡透支
在過去20年大部分時間內，信用卡貸款的增

幅不但達到雙位數字，更經常超出其他本地貸款類

別的增長。即使經濟放緩（如亞洲金融危機期間），

這類信貸仍然迅速增加，只是增長步伐略為減慢

（圖3）。

信用卡透支急速膨脹，可能反映人們更多以
信用卡付款及提供融資。事實上，信用卡使用已擴
展至小額購物、網上交易、支付車資等。隨着勞動
市場就業情況惡化，較易取得的信用卡透支更成為
資金周轉的途徑，這從轉期比率相對較高的情況可
以反映（於2002年6月底為56%）。1

供應方面的因素亦助長了信用卡透支的升
勢。由於銀行體系流動資金充裕，加上商業及物業
有關貸款需求疲弱，銀行均努力在傳統業務以外開

創新局面。此外，銀行同業競爭加劇及撤銷利率管
制，都帶來一些刺激作用。銀行紛紛推出信用卡推
廣計劃，包括贈送禮品、商店食肆折扣優惠及調低
新轉入結欠帳款的利率等。

(b)私人貸款
私人貸款指借予個人以供私人用途的貸款。
儘管一些銀行致力擴展這項業務，但其實1990年代
私人貸款與整體本地貸款的增長情況大致相同。與
信用卡透支不同的是私人貸款似乎與個人消費有密
切的關係（圖4）。

在經合組織成員中，利用房屋作抵押貸款的
做法很常見，成為另一種個人信貸的途徑。香港自
1997年以來物業市值下跌超過五成，削弱了家庭的
轉按能力（圖5）。此外，有些家庭所持物業的市值
已跌至低於未償還的按揭貸款餘額。金管局最近的

圖4
私人貸款、本地貸款及實質消費（比較去年同期）
80
-40
按年 %按年 %
0
40
40
0
-20
-10
20
10
30
1995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
註：
私人貸款指借予個人以供私人用途的未償還貸款及墊款。
實質私人貸款（左邊刻度）
實質消費（右邊刻度）
實質本地貸款（左邊刻度）
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1轉期比率是指轉期帳款總額佔應收帳款總額的比率。信用卡帳戶的轉期帳款總額，是指在對上一個結單日期尚欠的款額減去對上一個結單日
期與今個結單日期期間所支付的款額後的餘額。
52
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圖5
實質物業價格及實質消費
水平
增長
60
40
0
-60
按年%
-20
20
-40
5.5
5.0
3.5
對數
4.0
4.5
12.0
11.6
10.8
對數
11.2
30
10
-30
按年%
-10
-20
20
0
實質物業價格（左邊刻度）
實質消費（右邊刻度）
實質物業價格（左邊刻度）
實質消費（右邊刻度）
註：
實質物業價格是指根據消費物價指數對私人住宅物業價格指數進行平減後的數字。
1995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
1995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
圖5
實質物業價格及實質消費
水平
增長
60
40
0
-60
按年%
-20
20
-40
5.5
5.0
3.5
對數
4.0
4.5
12.0
11.6
10.8
對數
11.2
30
10
-30
按年%
-10
-20
20
0
實質物業價格（左邊刻度）
實質消費（右邊刻度）
實質物業價格（左邊刻度）
實質消費（右邊刻度）
註：
實質物業價格是指根據消費物價指數對私人住宅物業價格指數進行平減後的數字。
1995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
1995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
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調查顯示，於2002年9月底相信這類持有負資產物
業的銀行客戶總數約有70,112個，佔按揭借款人總
數15%。有關貸款額約為1,180億港元，佔未償還
按揭貸款總額22%。總括而言，消費可能會透過財
富效應及轉按困難而受到物業價格趨勢的影響。

還款負擔

家庭的還款負擔，是指家庭須利用個人可動
用收入依約償還的款額。債務的大小固然會影響家
庭的資產負債狀況，償還欠債本身亦會左右現金流
量，並直接影響可動用收入（假設有關人士會受流
動資金的限制）。此外，還款負擔沉重可能會令貸
款拖欠率增加，銀行亦因而收緊貸款政策，進而使
家庭的流動資金狀況更受遏抑。

還款負擔視乎利率水平、家庭債務額及收入
而定。由於住宅按揭貸款佔銀行借予家庭的貸款達
八成以上，按揭還款額可能是家庭還款負擔的主要
部分。在2001年，按揭息率一直跟隨最優惠貸款利
率調低，調減幅度達437.5基點。銀行業競爭加
劇，亦促使按揭息率下降至低於最優惠貸款利率

（圖6）。以名義本地生產總值或國民生產總值計的
收入最近持續平穩。2 由於政府提高多項豁免及津
貼額，近年薪俸稅的實際稅率已告下降，可動用收
入間接增加了。上述各項因素應可減輕家庭的還款
負擔。

為了解家庭的還款負擔，我們估計總按揭還
款額與本地生產總值的比率。我們根據估計平均息

圖6

利率

最優惠貸款利率
按揭利率
20
15
0
年利率%
5
101995 20011983 1985 1987 1989 1991 1993 19991997
註：
1) 最優惠貸款利率指每季的平均數。
2) 按揭利率指每季就新貸款釐定的估計平均按揭利率。
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11/20022香港並無收集個人可動用收入的統計數字，因此以名義本地生產總值作為代理變數。國民生產總值數字（包括來自海外的收入）雖是更好的指
標，但本港的年度數字由1993年才開始收集，季度數字則由 1999年開始收集。整體而言，國民生產總值的趨勢與本地生產總值的相近。

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圖7
還款負擔與實質消費
A. 還款負擔
B. 還款負擔變動與消費增長
2
0
-2
-1
1
8
6
0
佔本地生產總值%
按年變動（百分點） 按年%
2
4
20
10
-20
-10
0
還款負擔
還款負擔（左邊刻度）
實質消費（右邊刻度）
註： 還款負擔為金管局估計數字。
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圖7
還款負擔與實質消費
A. 還款負擔
B. 還款負擔變動與消費增長
2
0
-2
-1
1
8
6
0
佔本地生產總值%
按年變動（百分點） 按年%
2
4
20
10
-20
-10
0
還款負擔
還款負擔（左邊刻度）
實質消費（右邊刻度）
註： 還款負擔為金管局估計數字。
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率，並假設按揭貸款採用固定期限，然後分攤計算
銀行的未償還按揭貸款，從而估計每月按揭供款
額。透過這些估計數字，我們可了解還款負擔的演
變。圖7顯示按揭還款負擔自2000年起已回落至接
近1997年的水平。3

還款額減少對整體個人消費的影響，可能會
與還款負擔在本地人口的分布情況有關。2001年人
口普查發現，本港家庭總數中只有四分之一有未償
還按揭，4 而這類家庭的平均每月按揭供款佔收入
的比率約為30%。

從較廣泛的層面看，還款減少會否刺激消費
將視乎消費者對消費、儲蓄或還債的選擇而定，但
這些選擇本身亦要看消費者如何展望經濟的前景。
根據香港經濟信心的定期研究，隨着失業率上升，
物業市場持續疲弱及經濟前景不明朗，消費信心自
2000年初以來一直下降。5

IV.實證分析
本節探討消費開支的決定因素，尤其集中分
析個人信貸及還款負擔的重要性。我們採用
Davidson、Hendry、Srba及Yeo於1978年研究英國
消費開支及收入時首次提出的誤差更正模型。這個
模型能同時分析長期關係及短期變動。

我們假設收入及資產淨值是影響消費的上升
函數，然後把金融變數（包括個人貸款、信用卡透
支及還款負擔）相加起來，以量度流動資金限制的
嚴重性。整體信貸係數消費的預期符號是正號，還

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款負擔的預期符號是負號。此外，我們考慮到貸存
息差的因素：息差擴大可能與信貸收緊有關，因此
可能會與消費有反向關係。我們另又加入失業率，
作為反映日後收入前景不明朗的代理變數，而失業
率上升可能會遏抑支出。由於實質利率代表消費的
機會成本，息率上升可能對消費支出造成反向影
響。6 有關的公式如下：

Δct-i Δxt
Δct =α +A(L)Δyt +B(L)Δut+λ(ct-1 -β1yt-1 -β2wt-1)+εt

[][]

Δwt Δrt

其中c及y分別代表實質私人消費支出及實質可動
用收入（以實質本地生產總值表示），wt代表資產
淨值（以實質物業價格表示），xt代表金融變數（包
括整體信貸、還款負擔及貸存息差）的向量， rt是
實質利率，ut是失業率。除息率、失業率及還款
負擔外，所有下標字母都是對數值。L代表滯後
算子，A(L)及B(L)是反映短期變動的係數向量。
括號內的表達式是誤差更正項，預期係數 λ是負
數，代表對長期衡值的調整。

實證分析結果

估計採用1982年首季至2001年第4季數據，結
果簡列於表2內，有關詳情及資料來源說明載於附
件。7 所有指標所附符號均與預期一樣，實證分析
並無發現殘值的不規則現象。

在長期關係中，消費因收入及物業價格變化
而按比例地有所不同。具體上，收入每增加1%便

3另一項根據平均按揭還款額（每筆貸款計）與家庭入息中位數比率編製的指標顯示，過去兩年出現近似的跌勢。該數字在2001年約保持在30%，
與2001年人口普查的估計數字相近。
4根據2001年的人口普查，本港約有五成家庭的住所為自置物業，而其中半數這類家庭的物業尚有按揭貸款待還。
5香港政策研究所根據定期電話調查編製經濟信心指數。
6預期價格的變動會透過實質利率間接造成影響。質實利率是指名義利率減去通脹率後的結果。雖然通脹率本身亦是衡量消費的機會成本的一
項指標，但計量經濟學的測試結果顯示香港的預期通脹率對消費的影響在5%顯著性水平下並不顯著。
7我們估計時採用一般至具體的程序，並以每項變數的4個滯後值開始。所有變數均符合Augmented Dickey-Fuller測試法中作為第一差別穩定的
一般要求特點。Johansen方法顯示長期變數之間存在一種共整合關係。

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表 2

估計結果摘要

說明變數的
實質消費彈性
（半彈性）
長期 (1)
實質本地生產總值
實質物業價格
短期
實質本地生產總值（季度內的變動百分比）
實質物業價格（季度內的變動百分比）
失業率（季度內的變動百分比）
按揭還款負擔（滯後 4個季度的變動）
實質利率（季度內的滯後變動）
貸存息差（滯後 4個季度的變動）
信用卡透支及私人貸款（季度內變動百分比）
0.83－0.860.14－0.170.22－0.430.15－0.17-0.77－-1.32-1.17-0.37-0.66
統計上不顯著

註： (1)初步結果顯示，實質本地生產總值及實質物業價格係數在長期平衡關係中相加起來是「1」，估計程序亦以此為
根據。

會令消費增加約0.85%，增幅與經合組織成員的情在偏離消費長期均衡水平的幅度中約有四分之一至
況相若。8 相對實質住屋價格的相應估計數字三分之一會在下一個時期內被抵銷。
是0.15%。以經合組織成員的估計數字由0.04%至

短期而言，收入及物業價格變動屬統計上顯

0.17%不等的範圍而言，香港的估計數字屬於偏高
著，有助解釋各個公式的消費支出增長。具體上，
水平。這可能反映房屋資產在財富淨值所佔的比重

相對物業價格的消費短期彈性相當穩定，約
相對較大。另一方面，淨房屋財富的消費邊際傾向

為0.16，並屬顯著。這可能是由於房屋價格變動可
估計約為0.07。 9換言之，房屋財富每減少1元，消
能對消費信心及轉按貸款的機會造成重大影響。至

費支出便會減少7仙，而經合組織成員減少的幅度

於收入增加，若在公式內加入金融變數，估計係數
則由4仙至9仙不等。10
便會下降（見附件詳情）。這可能顯示若一併考慮是
誤差更正項係數是負數，並屬統計上顯著，否容易取得信貸，短期內消費支出對收入變動的敏

顯示消費支出存在調整滯後因素。估計數字顯示，感程度便會減低。11

8見Bertaut (2002年)及Case, Quigley & Shiller (2001年)有關經濟合作與發展組織成員的彈性估計。另應注意由於並無個人可動用收入的數
據，因此無法計算收入的邊際消費傾向。

.c .hw c .c

9我們將相對房屋財富 (hw)的消費彈性 (c)界定為 —/——。以彈性乘以 —，可得出房屋財富的邊際消費傾向(——)。私人消費開支（以年度

chwhw.hw

計）與估計房屋資產淨值比率約為0.44（根據2000至2001年數字）。假設相對房屋財富淨額的長期消費彈性，與相對房屋價格的長期消費彈性相

同，邊際消費傾向估計約為0.07。

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10見Bertaut (2002年) 及Mehra (2001年)。 BULLETIN

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11由於信心波幅並無顯示不同迴歸分析的係數有重大分別，因此應小心詮釋有關結果。11/2002

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失業率變動（作為日後收入不明朗的代理變
數）顯示與消費有反向關係，但在統計上的顯著性
偏低。12

還款負擔在4個季度內的滯後變動，對預測短
期內的消費具重要作用。這消費公式經調整後的相
關係數 R 2增至 0.58可以證明，上述滯後變動亦
使公式更能說明有關情況。還款額可能會直接影響
有按揭貸款家庭的可動用收入，進而影響其消費。

以信用卡透支及私人貸款計的個人信貸是否
取得，在統計上並不顯著。為進一步探討個人信貸
與消費支出的關係，我們從短期公式中剔除收入及
物業價格增長，整體信貸則保留。在這個例子中，
私人貸款顯示本身與消費支出有顯著而正面的關
係，但信用卡透支則仍然並不顯著，原因可能是只
有部分的信用卡應收帳款（即須支付利率的結欠額）
是作為支出之用。若這類透支額在總應收帳款中所
佔比重在不同時間有所不同，該總額數字可能不會
反映信用卡融資的重要性。

在4個季度內的滯後貸存息差的變動（作為信
貸緊縮程度的代理變數）屬於顯著，並與消費支出
有反向關係。儘管有關變動並無適當反映息差，但
仍會出現這種情況。此外，實質利率亦很重要。這
些結果似乎與整體信貸數字缺乏說明能力的情況相
反。然而，我們應注意收緊信貸會影響廣泛層面的
貸款，包括轉按及個人信貸。從工業化國家的情況
可見，以房屋作抵押獲取新貸款的安排，可以對消
費支出有相當大的影響。

V.總結
過去20年信用卡透支及私人貸款類別的個人
信貸迅速增長。放寬流動資金限制本應有助消費，
減少消費在短期內對收入變動的敏感度。實證分析
發現，作為衡量信貸緊縮程度變化的廣泛指標，貸
存息差在短期內對解釋消費現象具重要作用，但個
人信貸量對解釋消費現象無甚幫助。

2001年初起連番減息已令還款負擔顯著下
降，這可能會惠及有按揭貸款的家庭（佔全港家庭
總數約四分之一）。估計結果顯示還款負擔變動對
解釋消費支出具重要作用。

收入及物業價格變動仍然是影響消費的主要
決定因素。經濟放緩及樓市呆滯，加上就業前景不
明朗，可能會在短期內遏抑消費開支。
－ 本文由經濟研究部黎巧兒及林衛基提供

12基於有潛在的聯立傾向，我們利用可以產生作用的變數（最多為收入（對數）、物業價格（對數）及失業率的四個差異的滯後值）進行重新估計，
並得出相近的點數估值，但無顯示失業率在統計上屬顯著。

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消費的模型估計

我們根據1982年首季至2001年第4季的季度數
據進行估計。有關數據全部已按季節性因素調整。
實質個人消費的數據來自政府統計處收集的國民經
濟核算統計數字。實質本地生產總值當作個人可動
用收入的代理變數。由於沒有家庭資產負債的資
料，我們以私人住宅房屋價格指數（按消費物價指
數平減）來代表家庭資產淨值。 13 實質利率是指一
年內平均加權存款利率與通脹率（即消費物價指數
的變動百分比）相差之數。 14 實質信用卡透支及私
人貸款按消費物價指數對名義數據進行平減後得
出。失業率指從政府統計處取得經季節因素調整的
序列。還款負擔是指總還款額與本地生產總值的比
率。貸款與借款利率之差（貸存息差）是最優惠貸款
利率減去平均存款利率（按每類存款額進行加權調
整）。由於缺乏信用卡及其他私人貸款所定息率的
資料，我們以最優惠貸款利率作為代理變數。15 貸
存息差可能會受一些計算誤差影響，尤其在亞洲金
融危機期間息差收窄，便無法反映信貸緊縮的情
況。

估計數字顯示，在長期關係中實質本地生產
總值及房屋價格的指標相加後得出「1」，統計測試
法不能否認假設。我們在估計前施用這項限制，結
果載於下表。表內第(1)欄是基本說明，其所考慮的
只有共整合關係中的變數的首序差距及其滯後值。
第(2)欄是以失業率變動及其滯後值作為說明變數的
結果。其他各欄列出在分析還款負擔 (dsb)、最優
惠貸款利率與平均存款利率的差距 (spr) 及實質利
率 (r) 16後的估計公式。信用卡及私人貸款（或其總
和）的增長並不顯著，因此不贅。各項公式似乎具
充足的說明成分，所有變數均有預期符號。診斷式
的測試並無顯示殘值有任何不規則情況。每項公式
的係數的遞歸估計大致穩定。

13大部分家庭財富以物業及股票形式持有，但相信家庭持有的股票市值會因物業資產形式的財富縮減而下降。根據證券及期貨事務監察委員會
在1999年的調查，估計約值1,000億港元股票由零售投資者持有，較估計的淨房屋財富總值1.27萬億港元為少。此外，初步估計結果顯示，恆
生指數在統計上不顯著，因此不包括在實證分析中。

14另一量度的指標是長期實質利率（參看《金融管理局季報》1999年8月號「香港實質利率」一文有關計算的詳細資料），但測試統計資料顯示該利率
所處的5%水平並不顯著。

15亞洲金融危機期間（1997年第4季至1998年第3季）的貸存息差數據並無列入迴歸分析內，原因是這段期間息差收窄並不反映真正的信貸狀況。

16亞洲金融危機期間（1997年第4季至1998年第3季）的貸存息差數據並無列入迴歸分析內，原因是這段期間息差收窄並不反映真正的信貸狀況。

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QUARTERLY
BULLETIN

金融管理局季報

11/2002

估計結果（1982:1-2001:4）

Δct-i Δxt
Δct =α +A(L)[Δyt ]+B(L)[Δut]+λ((ct-1 -yt-1)-β (wt-1 -yt-1))+εt
Δwt Δrt
(1) (2) (3) (4) (5)
常項 (α)
誤差更正項 (λ)
wt-1 - yt-1 (β)
Δct-1
Δct-2
Δyt
Δwt
Δut
Δ4dsbt-1
Δrt-2
Δ4sprt-1(2)
經調整相關係數 R2
迴歸標準誤差
正常度
(Jarque-Bera統計)
序列相關 LM(4)
White heteroskedasticity
0.35***
(0.11)
-0.31***
(0.07)
0.14***
(0.03)
-0.20**
(0.09)
-0.21**
(0.09)
0.43***
(0.09)
0.17***
(0.03)
0.47
0.0146
1.05 [0.59]
0.43 [0.79]
1.29 [0.24]
0.36***
(0.11)
-0.28***
(0.07)
0.15***
(0.03)
-0.21**
(0.09)
-0.21**
(0.08)
0.35***
(0.11)
0.15***
(0.03)
-0.77(1)
(0.48)
0.52
0.0144
0.75 [0.69]
0.21 [0.93]
1.44 [0.15]
0.47***
(0.13)
-0.30***
(0.07)
0.17***
(0.03)
-0.23**
(0.09)
-0.29***
(0.08)
0.26***
(0.10)
0.16***
(0.03)
-1.14**
(0.44)
-1.17***
(0.41)
0.58
0.0127
0.62 [0.73]
0.25 [0.91]
0.79 [0.72]
0.38***
(0.12)
-0.26***
(0.07)
0.16***
(0.03)
-0.24**
(0.09)
-0.20**
(0.08)
0.29***
(0.10)
0.15***
(0.03)
-1.08**
(0.47)
-0.37**
(0.17)
0.50
0.0138
1.02 [0.60]
0.48 [0.75]
1.56 [0.09]
0.35***
(0.12)
-0.30***
(0.07)
0.14***
(0.02)
-0.18**
(0.09)
-0.23***
(0.08)
0.22**
(0.10)
0.15***
(0.03)
-1.32***
(0.45)
-0.66**
(0.28)
0.560.01290.42 [0.81]
0.43 [0.79]
0.58 [0.92]

註：
( ) 內數字為標準誤差，[ ] 內數字為 p 值。
***、** 、* 分別代表1%、5%及10%水平的統計顯著性。
(1)p 值 = 0.11
(2)不包括亞洲金融危機期間貸存息差的數據。該息差在這段期間收窄，並不反映銀行的信貸立場。
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BULLETIN
金融管理局季報
11/2002
60
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