褚 鵬

(國泰君安余姚營業(yè)部，浙江 余 姚315400)

一、引言

改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)了30多年的高速增長。伴隨經(jīng)濟(jì)的高速增長，我國的金融制度也逐步完善，而在正規(guī)金融市場蓬勃發(fā)展的同時，非正規(guī)金融市場也迅速地活躍起來，并已形成了相當(dāng)大的規(guī)模。據(jù)中央財經(jīng)大學(xué)課題組調(diào)查測算(2005)，中國地下信貸規(guī)模介于7400億～8300億元之間，地下融資規(guī)模占正規(guī)途徑融資規(guī)模比重平均達(dá)28.07%。以非正規(guī)金融最為發(fā)達(dá)的溫州地區(qū)為例，2001年溫州非正規(guī)金融借貸規(guī)模約為300億～350億元，是當(dāng)年溫州市GDP的32% ～38%，是年末金融機(jī)構(gòu)貸款余額的42% ～50%(陳明衡，2005)，而溫州銀監(jiān)局(2005)根據(jù)調(diào)查結(jié)果顯示，溫州市用于民間借貸的資金達(dá)400億。鑒于非正規(guī)金融市場的規(guī)模如此巨大，研究非正規(guī)金融市場的影響因素至關(guān)重要。

對于非正規(guī)金融市場的產(chǎn)生原因，麥金農(nóng)和肖(1973)認(rèn)為金融抑制和金融約束是發(fā)展中國家產(chǎn)生非正規(guī)金融的根本原因，隨著金融市場化過程的持續(xù)，這種現(xiàn)象是可以消除的。然而這個理論在解釋我國非正規(guī)金融市場問題上似乎產(chǎn)生了悖論，我國從改革開放前的高金融抑制狀態(tài)逐步實行金融市場化，但隨著金融市場化程度的加深，非正規(guī)金融市場卻歷經(jīng)了規(guī)模卻顯現(xiàn)由小到大的變化趨勢，不僅沒有消除非正規(guī)金融的存在，反而使得其發(fā)展更迅速。面對理論和現(xiàn)實的偏離，我們有必要更深入地進(jìn)行分析，檢驗金融市場化對解決非正規(guī)金融問題的有效性，為融合我國二元金融市場、促進(jìn)金融市場的日趨完善提供依據(jù)。

二、非正規(guī)金融市場規(guī)模影響因素的實證模型

(一)模型建立

非正規(guī)金融市場的規(guī)模由資金的供給和需求雙方共同決定。對于非正規(guī)金融組織來說，在短期，廣義貨幣供給量的增加，能使非正規(guī)金融組織獲得更多的資金空間，非正規(guī)金融市場規(guī)模也會相應(yīng)變大。在長期內(nèi)非正規(guī)金融組織的資金量受到收入水平的影響，當(dāng)收入水平提高時，資金量會增大。收入水平提高依賴于經(jīng)濟(jì)增長的支持，所以隨著國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長非正規(guī)金融市場的規(guī)模會擴(kuò)大。因此，本文將國內(nèi)生產(chǎn)總值和廣義貨幣供給量作為非正規(guī)金融市場供給的衡量指標(biāo)，當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值和廣義貨幣供給量增長時，非正規(guī)金融市場的規(guī)模也會擴(kuò)大。

對于非正規(guī)金融市場的需求方面來看，當(dāng)借款人能從銀行中獲得貸款時他是不會選擇向非正規(guī)金融組織借款的，在我國現(xiàn)行金融制度下，銀行受到產(chǎn)權(quán)問題和利率管制等非市場化因素的影響，信貸供給量與信貸結(jié)構(gòu)不合理，因此出現(xiàn)了信貸供給不足的情況，隨著銀行市場化程度的深化，其信貸供給也會逐漸與需求同步，那么借款人通過非正規(guī)金融市場進(jìn)行融資的需求將會下降，非正規(guī)金融市場的規(guī)模也會減小。所以銀行市場化程度的提高會減小非正規(guī)金融市場的規(guī)模，銀行市場化的程度可以用金融市場化指數(shù)來衡量，金融市場化指數(shù)越高，非正規(guī)金融市場規(guī)模越小。

基于以上分析，可以認(rèn)為國內(nèi)生產(chǎn)總值、金融市場化指數(shù)、廣義貨幣的供給量都對非正規(guī)金融市場的規(guī)模有重要的影響，非正規(guī)金融市場的規(guī)模用Q表示，國內(nèi)生產(chǎn)總值用GDP表示，金融市場化指數(shù)用FCL表示，廣義貨幣供給量用M2表示，那么模型可以表示為:

(二)數(shù)據(jù)的來源和測算

1.非正規(guī)金融市場的規(guī)模

非正規(guī)金融市場處于政府的監(jiān)管之外，因此要獲得相關(guān)的數(shù)據(jù)只能通過調(diào)查估算的方法來進(jìn)行。本文所使用的1984—2003年的非正規(guī)金融市場規(guī)模的數(shù)據(jù)來源于李建軍(2005)的估算，2004—2010年的數(shù)據(jù)采用相同方法進(jìn)行估算，估算的數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒2005—2011》與《中國統(tǒng)計年鑒2005—2011》。

2.金融市場化指數(shù)

在本文中，1984—2006年的數(shù)據(jù)來自莊曉玖(2007)的估算，2007—2010的數(shù)據(jù)采用相同的方法進(jìn)行估算，估算的數(shù)據(jù)來自于《中國金融年鑒2008》和《中國金融年鑒2010》。

3.國內(nèi)生產(chǎn)總值與廣義貨幣供給量

本文使用了我國1983—2010年的GDP數(shù)據(jù)，其來源是《中國統(tǒng)計年鑒2011》。由于正式統(tǒng)計數(shù)據(jù)的缺乏，1983—1989年的廣義貨幣供給量采用易綱(1996)的測算值，1990—2010年的廣義貨幣供給量來源于《中國統(tǒng)計年鑒2011》。

(三)實證研究

我們將公式1取對數(shù)，得到:

先對模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，再進(jìn)行協(xié)整檢驗，最后進(jìn)行格蘭杰因果檢驗與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。

1.平穩(wěn)檢驗

在對時間序列進(jìn)行分析之前，首先應(yīng)該通過平穩(wěn)性檢驗。檢驗結(jié)果表明，經(jīng)過對數(shù)化處理后的數(shù)據(jù)，lnQ、lnGDP、lnM2和lnFCL的ADF統(tǒng)計值的絕對值小于其任意置信水平的臨界值，不能拒絕原假設(shè)，因此都是非平穩(wěn)的。每個時間序列數(shù)據(jù)經(jīng)過一階差分后在5%顯著性水平下拒絕零假設(shè)，所以四組時間序列都是一階單整序列，即lnQ～I(xiàn)(1)、lnGDP～I(xiàn)(1)、lnM2～I(xiàn)(1)、lnFCL～I(xiàn)(1)。通過ADF單位根檢驗，我們得知解釋變量和被解釋變量都為一階單整序列，它們之間可能存在著長期均衡穩(wěn)定關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。

2.協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗可以分為雙變量檢驗和多變量檢驗，本文涉及的變量包括非金融市場規(guī)模(Q)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、廣義貨幣供給(M2)和金融市場化指數(shù)(FCL)，屬于多變量檢驗。

本文采用恩格爾—格蘭杰法對時間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗。這種協(xié)整檢驗方法是對回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗。

本文對時間序列的殘差序列進(jìn)行ADF檢驗，結(jié)果如表1:

表1 殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

檢驗結(jié)果顯示，殘差序列在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，接受不存在單位根的結(jié)論，因此可以確定殘差序列為平穩(wěn)序列，即為I(0)序列。上述結(jié)果表明Q、GDP、M2和FCL之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗

本文在檢驗過程中選取4個不同的滯后期，分別為2、3、4、5，分別對 Q 與 GDP、M2 與 FCL 進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果表明GDP、M2、FCL是引起Q變動的格蘭杰原因，但Q不是引起GDP、M2、FCL三者的格蘭杰原因，只呈現(xiàn)單向關(guān)系。

4.VAR模型與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

建立 Q，GDP，M2，F(xiàn)CL 的 VAR(3)模型并在此基礎(chǔ)上利用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析這幾個指標(biāo)的內(nèi)在關(guān)系。利用軟件進(jìn)行OLS估計，再對以上模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，得到VAR(3)模型是平穩(wěn)的，可以在該某型的基礎(chǔ)上進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，得到圖1:

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果

在圖1中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)，其單位是年份，縱軸表示非正規(guī)金融市場規(guī)模的變化率，實線表示脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了非正規(guī)金融市場規(guī)模對相應(yīng)變量沖擊后的反應(yīng)，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

根據(jù)脈沖響應(yīng)函數(shù)的結(jié)果，可知當(dāng)本期給廣義貨幣供給量一個正沖擊后，非正規(guī)金融市場規(guī)模在前3期內(nèi)保持?jǐn)U大的趨勢，在第3期到第5期時出現(xiàn)上下波動，在第6期到達(dá)最高點(diǎn)以后，這種影響逐漸下降，到第10期時，廣義貨幣量對非正規(guī)金融市場規(guī)模的影響已很小了。這表明廣義貨幣量受到某一外部條件的沖擊后，會將這種影響傳遞到非正規(guī)金融市場的規(guī)模上，給非正規(guī)金融市場規(guī)模帶來同向的沖擊，在短期內(nèi)這種沖擊具有顯著擴(kuò)大非正規(guī)金融市場規(guī)模的效應(yīng)，而在長期內(nèi)這種效應(yīng)的持續(xù)能力并沒有這么強(qiáng)。當(dāng)在本期給國內(nèi)生產(chǎn)總值一個正沖擊以后，在第1期到第2期內(nèi)，非正規(guī)金融市場規(guī)模會下降，在第2期到第4期內(nèi)這種反向作用的程度減弱，在第4期到第5期內(nèi)，這種沖擊的影響由反向變化到同向，并在第5期之后保持穩(wěn)定。這表明，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長從長期來看對非正規(guī)金融市場的規(guī)模有擴(kuò)大作用，并且持續(xù)時間較長。當(dāng)在本期給金融市場化指數(shù)一個正沖擊后，非正規(guī)金融市場規(guī)模迅速的下降，在第4期后這種影響減小，但一直是起反向作用并具有較長的持續(xù)效應(yīng)。這表明金融市場化指數(shù)與非正規(guī)金融市場規(guī)模是呈反向運(yùn)動的，當(dāng)金融市場化指數(shù)受到正沖擊以后，非正規(guī)金融市場的規(guī)模反而減小，這種效應(yīng)在長期內(nèi)都將存在并且具有一個相對穩(wěn)定的趨勢。

三、實證結(jié)果歸納與分析

(一)實證結(jié)果歸納

1.平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

通過對樣本數(shù)據(jù)的單位根檢驗可以得出，非正規(guī)金融市場規(guī)模、國內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供給量和金融市場化指數(shù)都是不平穩(wěn)的，而一階差分序列都是平穩(wěn)的，所有序列均是一階單整的變量，屬于I(1)序列。

2.協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

根據(jù)協(xié)整檢驗的結(jié)果，非正規(guī)金融市場規(guī)模、國內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供給量和金融市場化指數(shù)之間存在著協(xié)整關(guān)系，可以實現(xiàn)長期均衡。

3.格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)果

通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，國內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供給量和金融市場化指數(shù)均是非正規(guī)金融市場規(guī)模的格蘭杰原因，并且只呈單向關(guān)系。

4.VAR某型與脈沖響應(yīng)函數(shù)

對VAR(3)模型進(jìn)行檢驗后，得到該模型是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)函數(shù)分析。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的結(jié)果可以看到，三個變量受到正沖擊后，國內(nèi)生產(chǎn)總值在長期中對非正規(guī)金融市場規(guī)模具有促進(jìn)作用，廣義貨幣供給量在短期內(nèi)會擴(kuò)大非正規(guī)金融市場規(guī)模，但在長期內(nèi)這種影響會減弱，金融市場化指數(shù)會減小非正規(guī)金融市場的規(guī)模并在長期內(nèi)具有穩(wěn)定的趨勢。

(二)實證結(jié)果分析

通過對非正規(guī)金融市場規(guī)模與國內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供給量和金融市場化指數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗，得到的結(jié)果與理論分析的結(jié)論相同，即國內(nèi)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供給量的變化會引起非正規(guī)金融市場規(guī)模同方向的變化，國內(nèi)生產(chǎn)總值具有長期的影響，而廣義貨幣供給量只有短期內(nèi)影響較為顯著，金融市場化指數(shù)的增大會減小非正規(guī)金融市場規(guī)模，并在長期內(nèi)保持這個趨勢。

從計量模型的結(jié)果看，國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加會擴(kuò)大非正規(guī)金融市場的規(guī)模，隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，國民收入的增加成為必然，收入的增加使得國民的資金擁有量得到提高，于是如何配置自有資金成為國民急待解決的問題，當(dāng)非正規(guī)金融市場帶給人們高收益時，他們自然會選擇將資金投入其中，所以面對國內(nèi)生產(chǎn)總值的增加所帶來的資金量提升，政府應(yīng)當(dāng)合理地進(jìn)行引導(dǎo)，使這些資金能有合理的投向，那么資金持有者也就不需要利用非正規(guī)金融市場來獲益。廣義貨幣供給量的增加也會使得非正規(guī)金融市場的規(guī)模擴(kuò)大，但持續(xù)效應(yīng)不強(qiáng)，廣義貨幣供給量的增加是為了更好地服務(wù)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，當(dāng)廣義貨幣供給量增加時投資和金融市場會相當(dāng)活躍，但這些資金沒全部投入到實體經(jīng)濟(jì)或正規(guī)金融市場中，相反有一部分流入到非正規(guī)金融市場中進(jìn)行獲利，這同時也說明我國的一些資金還缺乏合理的投資路徑。金融市場化指數(shù)是用來衡量金融市場化程度的，而金融市場化指數(shù)跟非正規(guī)金融金融市場規(guī)模呈反向運(yùn)動，這說明金融市場化程度的提升有效地限制了非正規(guī)金融市場的規(guī)模，而金融市場化對非正規(guī)金融市場的資金供求雙方來說對具有著重要影響，對于資金供給方來說，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和廣義貨幣的擴(kuò)張使得其迫切需要有效的資金配置方式，而金融市場化程度的加深，不僅提高了資金收益率而且使有效投資的形式日益多樣化，那么就能更合理的引導(dǎo)資金配置，從而減弱資金供給方對非正規(guī)金融市場的依賴;對于資金需求方來說，金融市場化程度的加深能減輕非市場化因素所帶來的銀行信貸供給不足，當(dāng)銀行信貸供給增加并且供給結(jié)構(gòu)趨于合理時，非正規(guī)金融市場的資金需求就會減小，那么其規(guī)模也會相應(yīng)變小。

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