文/卜訓(xùn)長芮林仁

本文擬通過構(gòu)造VAR模型探究我國社會融資規(guī)模對于經(jīng)濟(jì)增長的影響作用，研究得出：我國社會融資規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長雖然長期均衡，但仍具有短期失衡的可能性，并且我國社會融資規(guī)模經(jīng)過短期的滯后效應(yīng)之后，其對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是長期持續(xù)有效。

隨著市場經(jīng)濟(jì)體制的逐步構(gòu)建，資金與融資作為經(jīng)濟(jì)活動的重要驅(qū)動力以及資本積累的必要路徑，對于經(jīng)濟(jì)增長驅(qū)動作用顯得格外重要。而社會融資規(guī)模通常是指在一定時期內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能夠從金融體系內(nèi)取得的資金總額，并且由于社會融資規(guī)模能夠映射出金融對實(shí)體經(jīng)濟(jì)在資金支持方面的強(qiáng)度，所以近年社會融資規(guī)模已成為目前我國宏觀金融區(qū)域進(jìn)行統(tǒng)計與監(jiān)測的有效考量標(biāo)準(zhǔn)，因此分析我國社會融資規(guī)模增量究竟對于我國國民生產(chǎn)總值究竟有著怎樣的影響就顯得格外重要，基于此，本文通過進(jìn)行實(shí)證分析以研究我國社會融資規(guī)模對于我國經(jīng)濟(jì)增長的影響作用，從而探析社會融資規(guī)模如何更好的服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)以促使經(jīng)濟(jì)增長。

1.文獻(xiàn)綜述

融資規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)聯(lián)度一直是眾多學(xué)者關(guān)注研究的熱點(diǎn)問題之一，而眾多學(xué)者對于融資規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間關(guān)聯(lián)度研究分析在不同的角度研究有著不同的結(jié)論。

楊薪燕（2014）通過選取2002年至2013年我國國內(nèi)生產(chǎn)總值以及我國社會融資規(guī)模增量的季度統(tǒng)計數(shù)據(jù)來分析探究社會融資規(guī)模對于經(jīng)濟(jì)增長的影響作用，得出我國社會融資規(guī)模增量的增加不能促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的增長，但是伴隨著我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步發(fā)展，我國社會融資規(guī)模增量會進(jìn)一步增高[1]?？禇鳎?016）通過構(gòu)建可變參數(shù)狀態(tài)空間模型進(jìn)行實(shí)證分析得出直接融資、間接融資和經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的協(xié)整關(guān)系[2]。劉玚、植率以及王學(xué)龍（2017）從擴(kuò)大融資規(guī)模視域出發(fā)，通過選取2008年至2015年省際面板統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為樣本探究擴(kuò)大融資規(guī)模對于經(jīng)濟(jì)增長的作用如何，得出融資規(guī)模對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用呈逐漸遞減的效果[3]。胡浩和王海燕（2018）選取2014年1季度至2016年4季度的省際面板統(tǒng)計數(shù)據(jù)通過構(gòu)造門限回歸模型來探究分析社會融資規(guī)模的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，通過實(shí)證分析得出社會融資規(guī)模的量并不是越多越好，而是在一個適度的增長幅度之內(nèi)才能夠有效的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[4]?；谏鲜龇治觯疚臄M選取2015年—2019年間我國社會融資規(guī)模增量（ISF）以及我國國民生產(chǎn)總值（GDP）實(shí)證探究我國社會融資規(guī)模對于我國經(jīng)濟(jì)增長的影響作用。

2.數(shù)據(jù)來源及處理

本文研究分析社會融資規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，所以基于數(shù)據(jù)的可得性原則，本文擬選取2015年—2019年間我國社會融資規(guī)模增量（ISF）以及我國國民生產(chǎn)總值（GDP）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)作為研究分析數(shù)據(jù)，其數(shù)據(jù)均來自于中國國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)庫。

并且由于我國社會融資規(guī)模增量（ISF）和我國國民生產(chǎn)總值（GDP）在量級上存在一定的差異性，如果直接對選取樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析可能會出現(xiàn)較大誤差，因此為了避免可能產(chǎn)生的異方差問題由此給實(shí)驗(yàn)結(jié)果帶來較大的誤導(dǎo)性，所以需先用EVIEWS軟件對選取的2015年—2019年間我國社會融資規(guī)模增量（ISF）以及我國國民生產(chǎn)總值（GDP）的統(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行無量綱化即對數(shù)化處理，由此可以得到經(jīng)過無量綱化對數(shù)化處理后的我國社會融資規(guī)模增量（LNISF）以及經(jīng)過無量綱化對數(shù)化處理后的我國國民生產(chǎn)總值（LNGDP）這兩組時間序列數(shù)據(jù)。

3.實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)

ADF平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，可以得知LNGDP與LNISF在1%、5%以及10%的置信水平下不平穩(wěn)，繼續(xù)進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，得知DLNGDP與DLNISF在1%、5%以及10%的置信水平下平穩(wěn)，所以選取的我國社會融資規(guī)模增量以及我國國民生產(chǎn)總值這兩組時間序列數(shù)據(jù)組實(shí)際上是一階單整時間序列組。

表1 ADF平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)表

3.2 協(xié)整分析檢驗(yàn)

為了探究我國社會融資規(guī)模增量以及我國國民生產(chǎn)總值之間的長期均衡關(guān)系則需要進(jìn)行協(xié)整分析檢驗(yàn)。LNGDP與LNISF的OLS回歸結(jié)果分析檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，因此可以構(gòu)造LNGDP與LNISF之間的長期均衡回歸方程：

表2 OLS回歸結(jié)果分析檢驗(yàn)表

LNGDP=0.7637LNISF+4.1399+et

而且可以得知LNGDP與LNISF之間的長期均衡回歸方程的R平方以及調(diào)整后的R平方分別為0.8969和0.8889，說明可決系數(shù)處在一個較高的水平，擬合優(yōu)度較為良好，表明LNGDP與LNISF之間的影響關(guān)系較為明顯。

殘差列et平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，可以得知?dú)埐盍衑t的ADF檢驗(yàn)值為-3.6937，在1%、5%以及10%置信水平下的臨界值下均拒絕原假設(shè)，即et是平穩(wěn)的序列，則表明我國社會融資規(guī)模增量以及我國國民生產(chǎn)總值之間長期是均衡的，但是仍然具有短期失衡的可能性。

3.3 因果分析檢驗(yàn)

LNGDP與LNISF之間的Granger因果分析檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，可以得知在10%的置信水平下接受LNGDP不是LNISF的Granger因果的原假設(shè)，但是拒絕LNISF不是LNGDP的Granger因果的原假設(shè)，即GDP不是ISF的因，GDP變動不拉動ISF的變動，而ISF是GDP的因，ISF變動拉動GDP的變動。

表4 Granger因果分析檢驗(yàn)表

3.4 VAR模型分析檢驗(yàn)

3.4.1 VAR模型滯后階數(shù)分析

VAR模型滯后階數(shù)分析檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，根據(jù)最優(yōu)滯后期選取原則可以得知LR、FPE、AIC、SC以及HQ這5個標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)在達(dá)到最小的時候滯后期為1，基于此本文所構(gòu)建的VAR模型的階數(shù)為1。

表5 滯后階數(shù)分析檢驗(yàn)表

3.4.2 VAR模型系數(shù)及平穩(wěn)性檢驗(yàn)分析檢驗(yàn)

根據(jù)VAR模型滯后階數(shù)分析可以得知本文擬構(gòu)建的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1，所以根據(jù)LNGDP與LNISF之間的VAR模型分析可以構(gòu)造出VAR模型的具體表達(dá)式：

并且可以得知R平方為0.9970和0.9043，調(diào)整后R平方為0.9964和0.8869，表明構(gòu)造出的VAR模型具備高度良好的擬合效果，本文所構(gòu)造的VAR模型單位圓里面散落著所有的單位根，表明本文所構(gòu)造的VAR模型是穩(wěn)定的。

3.5 脈沖響應(yīng)分析檢驗(yàn)

根據(jù)GDP關(guān)于ISF的脈沖響應(yīng)沖擊可以得知社會融資規(guī)模在受到?jīng)_擊以后對于經(jīng)濟(jì)增長帶來的響應(yīng)如何，當(dāng)給予LNISF一次沖擊以后，LNGDP首先在第1期受到的負(fù)向效應(yīng)是最大的，其脈沖響應(yīng)沖擊值大約為0.48，從第1期至第3期，LNGDP由受到負(fù)向效應(yīng)逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛐?yīng)，即從第3期左右開始，LNGDP受到的效應(yīng)均為正向效應(yīng)，并且由第3期至第10期，LNGDP受到正向效應(yīng)的脈沖響應(yīng)沖擊值逐漸平穩(wěn)至0.11左右?；诖?，可以得知在短期內(nèi)隨著我國社會融資規(guī)模增量的增大，首先給予我國經(jīng)濟(jì)增長帶來的是負(fù)面影響，即短期內(nèi)是不利于我國經(jīng)濟(jì)增長的，但是這種不利影響隨著時間趨勢會慢慢減弱最終會轉(zhuǎn)變?yōu)橛欣挠绊?，因此可以得知我國社會融資規(guī)模增量對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用從短期來看是具有滯后效應(yīng)的，不過經(jīng)過短期的滯后效應(yīng)之后我國社會融資規(guī)模增量對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用總體而言是長期持續(xù)有效的。

4.結(jié)語

綜上所述，我國社會融資規(guī)模以及我國經(jīng)濟(jì)增長之間是存在長期均衡關(guān)系的，但是仍然具有短期失衡的可能性，所以從短期來看，我國社會融資規(guī)模增量對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是具有一定滯后效應(yīng)，不過經(jīng)過短期的滯后效應(yīng)之后，我國社會融資規(guī)模增量對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用是長期持續(xù)且是有效的。

因?yàn)榻鹑谂c經(jīng)濟(jì)相互照應(yīng)，基于上述分析，為了促使社會融資規(guī)模在驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長方面效果更為顯著，首先可以進(jìn)一步擴(kuò)大社會融資規(guī)模的統(tǒng)計范疇，促使社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)更為可靠，去除不必要的誤差；其次需要維持社會融資規(guī)?？偭康暮线m度從而控制我國GDP增長速度，不能過快也不能過慢，速度要適中，并且可以通過優(yōu)化我國社會融資結(jié)構(gòu)，通過建立多元化的融資體系進(jìn)一步促使社會融資規(guī)模對于經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用更為顯著；最后一定要明確投資目標(biāo)，對于我國社會融資而言，其規(guī)模體系中通過融資取得的資金需要投入到真真正正有資金需求并且能夠拉動經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)業(yè)部門，如此方能夠?qū)崿F(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)增長的長期持續(xù)有效性。C

引用出處

[1]楊薪燕.社會融資規(guī)模與實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證研究[J].金融與經(jīng)濟(jì),2014(09):75-78.

[2]康楓,柴用棟.社會融資方式與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究——基于狀態(tài)空間模型的分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究,2016(04):97-101.

[3]劉玚,植率,王學(xué)龍.融資規(guī)模、融資結(jié)構(gòu)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展——基于我國金融供給側(cè)改革研究[J].西南民族大學(xué)學(xué)報(人文社科版),2017,38(05):138-143.

[4]胡浩,王海燕.社會融資規(guī)模、結(jié)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)增長的影響——基于省級面板門限回歸模型的實(shí)證分析[J].上海金融,2018(03):31-40.