盧燦生，謝圣遠(yuǎn)

（深圳大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 深圳 518060）

0 引言

實(shí)行社會(huì)融資，促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)，是我國經(jīng)濟(jì)改革的重點(diǎn)。我國企業(yè)社會(huì)融資面臨著發(fā)展資金不足，缺乏擔(dān)保的問題。因此，需要進(jìn)一步完善企業(yè)自主決策的機(jī)制，暢通其融資渠道，督促政府職能轉(zhuǎn)變到位，做到宏觀調(diào)控有效，依法保障企業(yè)權(quán)益。那么，社會(huì)融資對(duì)國民收入的影響到底如何呢？研究社會(huì)融資規(guī)模與國民收入的動(dòng)態(tài)互動(dòng)關(guān)系，對(duì)于正確認(rèn)識(shí)社會(huì)融資在提高國民收入中的作用具有重要意義。

關(guān)于社會(huì)融資的研究成果，主要集中在社會(huì)融資規(guī)模的概念、內(nèi)容，以及社會(huì)融資規(guī)模對(duì)貨幣供應(yīng)量與市場(chǎng)利率的影響[1]、社會(huì)融資規(guī)模對(duì)固定資產(chǎn)投資的影響[2]。這些研究為深入研究社會(huì)融資規(guī)模奠定了基礎(chǔ)，但這些研究多集中于微觀和中觀層面，缺乏宏觀視野。因此，本文研究社會(huì)融資規(guī)模與國民收入的動(dòng)態(tài)聯(lián)動(dòng)效應(yīng)。

1 模型構(gòu)建與理論假設(shè)

社會(huì)融資是比貨幣供應(yīng)更寬泛更具體的概念，社會(huì)融資規(guī)模是融資手段從單一化的傳統(tǒng)信貸向多元化融資發(fā)展的產(chǎn)物[3]，社會(huì)融資主體廣泛，社會(huì)融資規(guī)模與基礎(chǔ)貨幣之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系。社會(huì)融資規(guī)模越大，則實(shí)體經(jīng)濟(jì)獲得的金融支持越大，越有可能促進(jìn)GDP的增長和國民收入的增加。在我國金融體系中，社會(huì)融資規(guī)模和國民經(jīng)濟(jì)GDP對(duì)銀行風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)起著關(guān)鍵性的影響作用，而且二者與之均呈現(xiàn)出明顯的正向相關(guān)性[4]。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：社會(huì)融資規(guī)模對(duì)國民收入有顯著的正向影響。因?yàn)閲袷杖雭碜杂谏鐣?huì)財(cái)富的創(chuàng)造，而資金是影響社會(huì)財(cái)富創(chuàng)造的重要因素之一，資金越充裕則創(chuàng)造的社會(huì)財(cái)富越多，國民收入也就越多，這樣社會(huì)融資規(guī)模對(duì)國民收入就產(chǎn)生顯著的正向影響。

假設(shè)2：國民收入對(duì)社會(huì)融資規(guī)模有顯著的正向影響。因?yàn)樯鐣?huì)融資規(guī)模取決于貨幣的供給總量，國民收入增加意味著貨幣的供給總量增加，則信托貸款、委托貸款、企業(yè)債券等各類貸款就有了充分的來源，貸款規(guī)模必然增加。

根據(jù)以上假設(shè)，社會(huì)融資規(guī)模與國民收入的矩陣模型表達(dá)如下：

矩陣模型（1）說明，在有序的n個(gè)時(shí)間變量中，產(chǎn)生對(duì)應(yīng)的n個(gè)方程，這些方程組成VAR(p)模型。

2 實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文按照可得原則，基于國家統(tǒng)計(jì)局公布的資料進(jìn)行整理，獲得2002—2016年社會(huì)融資和國民收入統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。本文所稱社會(huì)融資包含人民幣貸款來源于社會(huì)的融資、外幣貸款來源于社會(huì)的融資、委托貸款來源于社會(huì)的融資、信托貸款來源于社會(huì)的融資、未貼現(xiàn)銀行承兌匯票來自于社會(huì)的融資、企業(yè)債券來自于社會(huì)的融資、非金融企業(yè)境內(nèi)股票面向社會(huì)發(fā)行獲得的融資等。為了研究方便，本文將社會(huì)融資標(biāo)記為SYZ作為自變量；將國民收入標(biāo)記為GMS作為因變量，采用VAR向量自回歸模型進(jìn)行量化分析。

2.2 變量基本特征值

社會(huì)融資是增強(qiáng)企業(yè)活力的重要措施，也是國民收入增加的重要因素。雖然影響國民收入的因素很多，但社會(huì)融資也是重要的影響因素之一。改革開放以來，我國國民收入一路穩(wěn)步上升。社會(huì)融資量自2002年才開始有統(tǒng)計(jì)資料，從已有統(tǒng)計(jì)資料可以看出，2002—2007年，社會(huì)融資量平穩(wěn)上升；可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)增長的需要，2008年社會(huì)融資量突然大幅上升，自2009年以來，又開始趨于穩(wěn)定發(fā)展，總體處于略有上升的趨勢(shì)（見圖1）。

圖1 2002—2016年全國社會(huì)融資量、國民收入變化趨勢(shì)

基于計(jì)量分析的原理，為了消除可能存在的異方差性，本文對(duì)自變量和因變量采取自然對(duì)數(shù)處理，分別記為Log（SYZ）和Log（GMS），并運(yùn)用軟件Eviews6.0分別求得變量SYZ、GMS、Log（SYZ）和Log（GMS）的平均值、中位數(shù)、最大值、最小值及標(biāo)準(zhǔn)差（具體詳見表1）。

表1 變量基本特征描述

2.3 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

針對(duì)VAR模型可能出現(xiàn)偽回歸，為使模型分析的結(jié)果更加準(zhǔn)確和科學(xué)，先對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。按照常規(guī)的做法，采用單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

由表2的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可判斷，在一階差分前，時(shí)間序列Log(GMS)和Log（SYZ）存在單位根的概率分別為0.9987和0.8209，均大于5%的顯著性水平，說明不平穩(wěn)，存在單位根。通過一階差分處理分別得到時(shí)間序列△Log(GMS)和△Log(SYZ)，此時(shí)它們存在單位根的概率分別為0.7131和0.0646，仍然大于5%的顯著性水平，仍然不平穩(wěn)。進(jìn)一步對(duì)其作二階差分處理得到序列△2Log(GMS)和△2Log(SYZ)，此時(shí)它們存在單位根的概率分別為0.0060和0.0179，均小于5%顯著性水平，說明經(jīng)過二階差分處理后，所選擇的變量已經(jīng)處于平穩(wěn)狀況。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

2.4 協(xié)整檢驗(yàn)

Log(GMS)和Log(SYZ)通過二階差分的處理，獲得平穩(wěn)結(jié)果，鑒于兩者之間存在著協(xié)整關(guān)系的可能性，為此，選擇Johansen檢驗(yàn)方法，對(duì)Log(GMS)和Log(SYZ)作協(xié)整檢驗(yàn)處理，獲得如表3所示的檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 Log(GMS)和Log(SYZ）的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果顯示，Log(GMS)和Log（SYZ）之間存在著唯一的協(xié)整方程：

該協(xié)整方程說明Log(GMS)和Log(SYZ)之間存在著長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。具體而言，Log(GMS)與Log（SYZ）之間有正向影響，存在長期均衡關(guān)系。

2.5 格蘭杰因果檢驗(yàn)

社會(huì)融資對(duì)國民收入的影響已經(jīng)確定，還需要作進(jìn)一步分析。為此，利用計(jì)量軟件對(duì)兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，獲得檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

由表4可知，在滯后1期時(shí)，社會(huì)融資不是國民收入變化的影響因素，其概率P值等于0.0220，小于臨界值0.05，證明原假設(shè)不成立，說明社會(huì)融資是國民收入的格蘭杰原因；國民收入不是社會(huì)融資變化的影響因素，其概率P值等于0.2426，大于臨界值0.05，證明原假設(shè)成立，說明國民收入不是社會(huì)融資的格蘭杰原因。滯后2期的情況和滯后1期類似。在滯后3期，社會(huì)融資不是國民收入變化的影響因素，其概率P值等于0.0289，小于0.05的臨界值，證明原假設(shè)不成立，說明社會(huì)融資是國民收入的格蘭杰原因；國民收入不是社會(huì)融資原因的P值等于0.0217，也小于0.05的顯著性水平，拒絕通過原假設(shè)，說明國民收入是社會(huì)融資的格蘭杰原因。

2.6 VAR模型分析

（1）模型滯后階數(shù)的選取

通過上述檢驗(yàn)已經(jīng)證明，Log(SYZ)和Log(GMS)在經(jīng)過二階差分后獲得平穩(wěn)結(jié)果，而且顯示兩者之間存在著顯著的協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步做VAR模型；結(jié)合表5的結(jié)果，滯后1期時(shí)各檢驗(yàn)指標(biāo)中帶*號(hào)的有3個(gè)，優(yōu)勢(shì)明顯，由此判斷本文VAR模型的最佳滯后階數(shù)為1。據(jù)此，構(gòu)建以國民收入Log(SYZ)和社會(huì)融資Log(GMS)為變量的二元結(jié)構(gòu)VAR(1)模型。

表5 VAR模型滯后階數(shù)的選擇性檢驗(yàn)

（2）模型有效性檢驗(yàn)

雖然本文構(gòu)建了Log(GMS)和Log(SYZ)的VAR(1)計(jì)量模塊，但該模型是否準(zhǔn)確，尚需進(jìn)一步檢驗(yàn)。根據(jù)已有研究經(jīng)驗(yàn)，可以依據(jù)AR多項(xiàng)式特征，進(jìn)行模型有效性判斷。觀察圖2的結(jié)果，模型穩(wěn)定性好，該模型能精準(zhǔn)地表達(dá)國民收入（GMS）和社會(huì)融資（SYZ）兩者之間的計(jì)量關(guān)系（見圖2）。

圖2 VAR(1)模型的AR檢驗(yàn)

根據(jù)軟件計(jì)算結(jié)果，寫出VAR（1）模型估計(jì)結(jié)果矩陣：

計(jì)量結(jié)果顯示，VAR（1）模型能夠通過F檢驗(yàn)、T檢驗(yàn)、AIC和Schwarz SC檢驗(yàn)，其擬合優(yōu)度R2及調(diào)整后的R2值均大于0.90，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.80的經(jīng)驗(yàn)值，模型擬合效果較為理想；而且也通過了模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗(yàn)，證明模型構(gòu)建客觀合理。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)

本文立足研究實(shí)際需要，借助脈沖響應(yīng)函數(shù)深入分析我國的國民收入對(duì)社會(huì)融資的脈沖響應(yīng)，即Log(GMS)對(duì)Log(SYZ)的脈沖響應(yīng)。圖3顯示了VAR（1）模型的脈沖響應(yīng)變化軌跡，圖中縱軸代表響應(yīng)數(shù)值，橫軸代表不同的年份變化，實(shí)線顯示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的變化曲線，虛線顯示上下兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差波動(dòng)的范圍，變化的時(shí)間設(shè)定為20年。

圖3 VAR(1)模型的脈沖效應(yīng)函數(shù)

由圖3的Log(GMS)對(duì)Log(SYZ)的脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，當(dāng)在第1期給社會(huì)融資施加一個(gè)正向沖擊后，國民收入的脈沖響應(yīng)值為0，隨著其脈沖響應(yīng)值呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢(shì)，并在第3期達(dá)到最大，最大值為0.020829；從第4期開始，其脈沖響應(yīng)值則呈現(xiàn)出明顯下降的發(fā)展態(tài)勢(shì)，但始終處于橫坐標(biāo)的上方，意味著在較長時(shí)間內(nèi)社會(huì)融資對(duì)國民收入存在著顯著的正向沖擊，且其沖擊作用呈現(xiàn)出“先揚(yáng)后抑”的發(fā)展態(tài)勢(shì)。由Log(GMS)對(duì)Log(GMS)的脈沖響應(yīng)函數(shù)可看出，當(dāng)對(duì)國民收入自身施加一個(gè)正向沖擊后，國民收入相應(yīng)的脈沖響應(yīng)值在第1期最大，為0.038042，隨后則持續(xù)下降，但始終與橫軸沒有相交，說明國民收入對(duì)其自身有著正向的沖擊作用，且隨著時(shí)間的推移，這種正向沖擊作用將會(huì)逐漸減弱。

（4）方差分解

社會(huì)融資和國民收入是一對(duì)相互影響的因素，既受自身變化的影響，也受對(duì)方變化的影響。而且影響的力度會(huì)隨時(shí)間變化而有所變化。為此，運(yùn)用EVIEWS6.0軟件，以向量自回歸模型VAR（1）為依據(jù)進(jìn)行計(jì)算，得到Log(GMS)方差分解結(jié)果（見表6）。

表6 Log(GMS)的方差分解

通過對(duì)Log(GMS)作方差分解可知，從橫向發(fā)展來看，我國國民收入的增長主要得益于自身的貢獻(xiàn)，自身的貢獻(xiàn)率達(dá)到66.88%以上，而來自于社會(huì)融資的貢獻(xiàn)率卻始終要小于國民收入自身的貢獻(xiàn)率。從縱向發(fā)展來看，隨著時(shí)間的向后推移，國民收入增長來源于自身的貢獻(xiàn)逐年減弱，由原來的100%減少到第20期的66.88313%；而來源于社會(huì)融資的貢獻(xiàn)率則呈現(xiàn)出逐年增加的發(fā)展態(tài)勢(shì)，直至增至第20期的33.11687%。這進(jìn)一步說明，社會(huì)融資是我國國民收入長期持續(xù)增長的重要因素，社會(huì)融資的重要性不言而喻。

3 結(jié)論

（1）社會(huì)融資和國民收入存在著長期的正向均衡關(guān)系。實(shí)證結(jié)果顯示，Log(GMS)與Log（SYZ）存在著長期的正向均衡關(guān)系，也就是說兩者可以相互促進(jìn)。社會(huì)融資可以促進(jìn)國民收入的增長，國民收入反過來又可以刺激社會(huì)融資規(guī)格的擴(kuò)大。兩者是一種長期的良性正向互動(dòng)關(guān)系。

（2）社會(huì)融資對(duì)國民收入的效果呈現(xiàn)先揚(yáng)后抑的態(tài)勢(shì)。脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，隨著社會(huì)融資的投入，國民收入的響應(yīng)值呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢(shì)，并在第3期達(dá)到最大。從第4期開始，其脈沖響應(yīng)值則呈現(xiàn)出明顯下降的發(fā)展態(tài)勢(shì)，但始終保持著顯著的正向沖擊，且其沖擊作用呈現(xiàn)出“先揚(yáng)后抑”的發(fā)展態(tài)勢(shì)。

（3）社會(huì)融資對(duì)國民收入的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)累積增加的效應(yīng)。方差分解的結(jié)果顯示，國民收入的增長主要得益于自身的貢獻(xiàn)，自身的貢獻(xiàn)率達(dá)到66.88%以上。而來自于社會(huì)融資的貢獻(xiàn)率也不能忽視，雖然其貢獻(xiàn)率小于國民收入自身的貢獻(xiàn)率，但其具有累積效應(yīng)，也就是說呈現(xiàn)逐年增加的特征。