王麗霞

(內(nèi)蒙古阿拉善盟保障性住房管理中心，內(nèi)蒙古 阿拉善左旗 750300)

1　引言

金融存在的根本目的是為了服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)。隨著國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改變和金融工具的創(chuàng)新，社會(huì)融資規(guī)模已被證實(shí)為能夠較為全面反映金融與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的指標(biāo)，而且社會(huì)融資規(guī)模更能反映出金融對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的方向和力度，從而變?yōu)楫?dāng)前我國(guó)宏觀金融領(lǐng)域的重要監(jiān)測(cè)指標(biāo)。之所以探究社會(huì)融資規(guī)模與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，根本目的是為了促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，現(xiàn)在的大多數(shù)學(xué)者研究的落腳點(diǎn)主要圍繞社會(huì)融資規(guī)模能否作為貨幣政策的中間目標(biāo)從而取代成熟的貨幣供應(yīng)量，而本文是在總結(jié)已有金融與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，研究社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率與國(guó)名生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率之間的關(guān)系。

2　文獻(xiàn)綜述

舒鋮(2013)研究社會(huì)融資規(guī)模與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，利用GDP和CPI兩個(gè)指標(biāo)作為實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)，研究顯示，社會(huì)融資規(guī)模與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系；花馥翔、周昭雄、丁順浩(2013)利用2002年到2012年的季度數(shù)據(jù)，采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)進(jìn)行研究，結(jié)果顯示社會(huì)融資總量、廣義貨幣供給量、新增人民幣貸款能夠推動(dòng)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)，三者相比，社會(huì)融資總量對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)的推動(dòng)作用最強(qiáng)；樊元、龍飛(2014)采用FAVAR模型探究社會(huì)融資規(guī)模對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響，同時(shí)以為需將社會(huì)融資規(guī)模的結(jié)構(gòu)與總量進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整，達(dá)到與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與規(guī)模相吻合的目的；張?jiān)⑼跽湔?、陳玉?2014)選用2002至2013年的社會(huì)融資規(guī)模和GDP數(shù)據(jù)，利用描述統(tǒng)計(jì)法剖析我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模的總量和結(jié)構(gòu)，同時(shí)對(duì)社會(huì)融資規(guī)模與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行分析，得出2002至2013年我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模的總量和結(jié)構(gòu)都產(chǎn)生了本質(zhì)的改變，且隨著每年經(jīng)濟(jì)環(huán)境和實(shí)體經(jīng)濟(jì)的變化與發(fā)展表現(xiàn)出不同的趨向，社會(huì)融資規(guī)模比貨幣供應(yīng)量更能準(zhǔn)確反映實(shí)體經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，社會(huì)融資規(guī)模和實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)二者關(guān)系密切，相互作用；康楓、柴用棟(2016)使用可變參數(shù)狀態(tài)空間模型，以人均GDP作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量，以社會(huì)融資規(guī)模為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)生成直接融資和間接融資指標(biāo)并作為融資方式變量，經(jīng)過(guò)實(shí)證分析，可見(jiàn)人均GDP與直接融資、間接融資之間具有協(xié)整關(guān)系，但不同融資方式影響存在差異，相對(duì)于間接融資，直接融資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正向拉動(dòng)更加顯著，程度也更大，直接融資經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)正向影響呈現(xiàn)穩(wěn)步增長(zhǎng)趨勢(shì)，而間接融資則相對(duì)穩(wěn)定。

3　社會(huì)融資規(guī)模對(duì)我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值影響的實(shí)證分析

3.1　數(shù)據(jù)指標(biāo)的選取與處理

本文選取2002年至2016年期間的年度數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。社會(huì)融資規(guī)模數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站，國(guó)民生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，并用同期的定基消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將名義國(guó)民生產(chǎn)總值和名義社會(huì)融資規(guī)模轉(zhuǎn)換為以2002年的價(jià)格所表示的實(shí)際國(guó)民生產(chǎn)總值和實(shí)際社會(huì)融資規(guī)模。社會(huì)融資規(guī)模以RZ來(lái)表示，國(guó)民生產(chǎn)總值以Y來(lái)表示，這兩個(gè)變量的單位均為億元，并利用公式(本年數(shù)據(jù)-去年數(shù)據(jù))/去年數(shù)據(jù)×100%計(jì)算出國(guó)民生產(chǎn)總值年增長(zhǎng)率(用YZ表示)和社會(huì)融資規(guī)模年增長(zhǎng)率(用RZZ表示)。

3.2　單位根檢驗(yàn)

為了判斷社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率與我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率之間是否有影響，我們需要對(duì)二者做協(xié)整檢驗(yàn)，由此我們首先對(duì)這兩個(gè)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)以避免偽回歸。本文中變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)選取ADF單位根檢驗(yàn)方法，模型中滯后項(xiàng)選用AIC和SC準(zhǔn)則來(lái)確定，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1可知，對(duì)YZ、RZZ進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，兩個(gè)變量的水平值在1%、5%的顯著性水平下都接受原假設(shè)，即在1%、5%的顯著性水平下，變量YZ、RZZ的水平值均不平穩(wěn)，但經(jīng)一階差分后，在1%的顯著性水平下變量YZ、RZZ都成為平穩(wěn)序列，于是YZ、RZZ都是一階單整序列，即I(1)。

表1　各個(gè)變量單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注：ΔYZ、ΔRZZ是指原序列的一階差分序列；(c,t,n)是指檢驗(yàn)形式中包含的截距項(xiàng)、時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)、滯后階數(shù)；*是指在1%水平上顯著。文中所有檢驗(yàn)與計(jì)算均是運(yùn)用EViews6.0軟件進(jìn)行。

3.3　協(xié)整檢驗(yàn)

由上文中的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可知，本文使用的變量YZ、RZZ均是一階單整序列，可以進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。本文使用Johansen協(xié)整方法檢驗(yàn)YZ與RZZ之間的關(guān)系。因Johansen檢驗(yàn)的基礎(chǔ)是VAR模型，于是先要明確VAR模型的結(jié)構(gòu)。本文中設(shè)VAR中內(nèi)生變量序列為YZt=(RZZ)′，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定最大滯后期為1。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2　YZ、RZZ的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：None是指無(wú)協(xié)整關(guān)系，At most 1是指至多存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，以此類推。

由表2可知，變量YZ與RZZ之間具有協(xié)整關(guān)系，將此協(xié)整關(guān)系經(jīng)規(guī)范化處理后，得到被解釋變量為國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的協(xié)整方程如下：

YZ=0.2892RZZ+0.078

(1.1597)(2.3634)(1.1480)

由上式可知，社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率與我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率之間的關(guān)系密切，長(zhǎng)期來(lái)看，社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率對(duì)我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的彈性系數(shù)為0.2892，即當(dāng)其他條件都未發(fā)生變化時(shí)，社會(huì)融資規(guī)模每增長(zhǎng)1%，我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值對(duì)應(yīng)增長(zhǎng)約0.29%；由各個(gè)變量的符號(hào)也可知，二者間的關(guān)系合乎經(jīng)濟(jì)理論和現(xiàn)實(shí)意義，由此得出社會(huì)融資規(guī)模與我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值之間的確存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3.4　格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

在研究變量之間的協(xié)整關(guān)系時(shí)，通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)而確定變量之間是否具有因果關(guān)系，而且這種因果關(guān)系是時(shí)間上的因果關(guān)系，反映變量之間的影響方向，具有一定的預(yù)測(cè)作用。本文檢驗(yàn)了社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率與我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率之間是否存在影響關(guān)系，即是否存在Granger成因，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

由表3可知，YZ在0.05的顯著性水平下接受了原假設(shè)，說(shuō)明國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率不是社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率的格蘭杰成因，而RZZ在0.05的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說(shuō)明社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率是國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的格蘭杰成因，這一點(diǎn)在協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)中也得到證實(shí)，意味著社會(huì)融資規(guī)模的增加會(huì)引起國(guó)民生產(chǎn)總值增加。

表3　YZ、RZZ之間Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

3.5　向量誤差修正模型的建立與分析

由協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可知，社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率RZZ與我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率YZ之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但是RZZ與YZ之間是否具有短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，我們通過(guò)建立向量誤差修正模型來(lái)進(jìn)行分析。表4反映了RZZ與YZ的誤差修正情況。

表4　RZZ與YZ的向量誤差修正模型估計(jì)結(jié)果

注：(.)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)差，[.]為t統(tǒng)計(jì)值。

根據(jù)上表得到ΔYZ作為被解釋變量的向量誤差修正模型為：

ΔYZ=0.0383 ECM(-1)+0.1697ΔRZZ(-1)+0.1535ΔYZ(-1)-0.0054

對(duì)于國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率ΔYZ的誤差修正方程，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.0383，且T統(tǒng)計(jì)量顯著，與反向修正原則要求相符，說(shuō)明該模型具有較好的誤差修正機(jī)制。從上述模型方程可知，當(dāng)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率ΔYZ的短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差項(xiàng)將以-0.0383的調(diào)整力度將其從非均衡狀態(tài)逐步拉回到長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。由ΔYZ的誤差修正方程得出，在短期內(nèi)，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的變動(dòng)會(huì)受到其自身滯后一年的正向作用，相關(guān)系數(shù)為0.1535；滯后一年的社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率對(duì)當(dāng)年的國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率也具有正向作用，相關(guān)系數(shù)為0.1697，這與長(zhǎng)期穩(wěn)定效應(yīng)一致。

3.6　模型的進(jìn)一步分析：脈沖響應(yīng)與方差分解

基于上文3.5中ΔYZ的向量誤差修正模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來(lái)更深層次分析國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率YZ與社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率RZZ之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系與貢獻(xiàn)度。

3.6.1脈沖響應(yīng)函數(shù)

主要分析給社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率一個(gè)單位的沖擊后，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的脈沖響應(yīng)。

圖1　YZ對(duì)RZZ的脈沖響應(yīng)函數(shù)

據(jù)圖1，對(duì)于社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率的沖擊，國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率在第一年的響應(yīng)為正向作用，但是這種正向作用相對(duì)較小，在第二年和第三年之間達(dá)到最大，之后開(kāi)始下降，十年以后響應(yīng)基本為零。該結(jié)果說(shuō)明，社會(huì)融資規(guī)模增加，對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值的影響在三年之內(nèi)的正向效應(yīng)最強(qiáng)，之后開(kāi)始下降直至為零，這與我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的現(xiàn)實(shí)情況相符。

3.6.2方差分解

表5　國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的方差分解結(jié)果

表5表示國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的方差分解結(jié)果，該結(jié)果表明YZ主要受其自身變動(dòng)的影響，當(dāng)社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率的沖擊對(duì)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的貢獻(xiàn)度則呈上升趨勢(shì)，到第五年后基本維持在15%以上。

4　結(jié)論及相關(guān)建議

4.1　結(jié)論

通過(guò)上述社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率對(duì)我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率影響的實(shí)證分析，得出社會(huì)融資規(guī)模增長(zhǎng)率對(duì)我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率有正向影響，在其他條件不變的情況下，社會(huì)融資規(guī)模每增加1%，我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值相應(yīng)增加大約0.29%，社會(huì)融資規(guī)模的增加會(huì)引起國(guó)民生產(chǎn)總值增加，二者具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系。

4.2　相關(guān)建議

鑒于上述結(jié)論，我們要繼續(xù)優(yōu)化社會(huì)融資規(guī)模的結(jié)構(gòu)，推動(dòng)融資渠道多元化發(fā)展，保持合理的社會(huì)融資規(guī)模水平，擴(kuò)大統(tǒng)計(jì)范圍，有效監(jiān)測(cè)社會(huì)融資規(guī)模有關(guān)數(shù)據(jù)，讓社會(huì)融資規(guī)模體系內(nèi)的資金流向那些真正需要發(fā)展、真正能產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)效益的產(chǎn)業(yè)和部門(mén)，提高社會(huì)融資規(guī)模體系內(nèi)資金的利用效率，讓其對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到重要有效的推動(dòng)作用。

[1] 樊元，龍飛.社會(huì)融資規(guī)模對(duì)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)影響的測(cè)度[J].理論探討，2014，(2).

[2] 花馥翔，周昭雄，丁順浩.社會(huì)融資總量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的實(shí)證分析—基于我國(guó)宏觀調(diào)控新指標(biāo)的探索[J].管理現(xiàn)代化，2013，(3).

[3] 張?jiān)?，王珍珍，陳玉?社會(huì)融資規(guī)模與實(shí)體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的聯(lián)動(dòng)性研究[J].財(cái)政研究，2014，(11).

[4] 高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模：EViews應(yīng)用及實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2005.