孫欣華

(中國人民銀行濟南分行，山東濟南 250021)

一、引言及文獻綜述

伴隨著我國金融改革的深入以及金融市場特別是資本市場的快速發(fā)展，從近十年來我國社會融資規(guī)模的結(jié)構(gòu)來看，金融脫媒的趨勢日益凸顯和明朗化。金融脫媒進程的加快和深化，在為金融機構(gòu)的生存和發(fā)展帶來挑戰(zhàn)的同時，對我國貨幣政策傳導(dǎo)機制帶來深刻的影響，最終影響到實體經(jīng)濟的發(fā)展。在此背景下，圍繞金融脫媒對貨幣政策各種傳導(dǎo)渠道的影響進行研究，繼而結(jié)合國內(nèi)外經(jīng)濟金融形勢探索出臺相關(guān)政策制度，具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

金融脫媒出現(xiàn)于20世紀60年代的美國，最早指的是當時在定期存款利率上限管制條件下，當市場利率水平高于存款機構(gòu)可支付的存款利率水平時，存款機構(gòu)的存款資金流向收益更高的證券從而限制了銀行可貸資金的現(xiàn)象。國外學界對金融脫媒的研究主要集中在四個方面:

一是對金融脫媒概念的定義。如Hester［1］對金融脫媒的概念進行了界定，將其定義為“資金繞過銀行而直接通過其他金融機構(gòu)和資本市場進行配置的現(xiàn)象”;Jonathan B.Welch［2］通過研究對互助存款銀行的資金脫媒對金融脫媒現(xiàn)象進行解釋;Hamilton［3］將金融脫媒定義為企業(yè)不通過銀行或其他金融中介機構(gòu)在市場上借款。

二是對構(gòu)造相關(guān)指標體系對金融脫媒進行度量。如Hester［1］用金融部門對非金融部門的要求權(quán)來度量金融脫媒;Schmidt、Hackethal和Tyrell［4］運用中介化率和證券化指標從銀行、非銀行金融機構(gòu)和資本市場三個方面對英、法、德三國的金融脫媒狀況進行比較實證分析;Roldos［5］定義了兩個指標來度量加拿大在1971－2005年間的金融脫媒;Tan和Goh［6］借用Roldos定義的兩個度量金融脫媒的指標研究馬來西亞1980－2005年間的金融脫媒狀況。

三是圍繞金融脫媒對實體經(jīng)濟和金融體系影響進行研究。如Hester［1］對金融脫媒給房地產(chǎn)市場帶來的影響進行了研究。Schmidt，Hackethal和Tyrell［4］研究了金融脫媒給銀行造成的壓力，認為歐洲主要經(jīng)濟國家的金融中介鏈條均發(fā)生了不同程度的延伸，非銀行金融中介開始發(fā)揮著越來越重要的作用，伴隨著銀行負債證券化的趨勢，提升了銀行的融資成本，對銀行經(jīng)營造成壓力。

四是對金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)機制的影響進行研究。如Roldos［5］指出，金融脫媒使加拿大的貨幣政策傳導(dǎo)在1988年出現(xiàn)了重大轉(zhuǎn)折，其后貨幣政策的有效性有所增強;Tan和Goh［6］研究發(fā)現(xiàn)金融脫媒使馬來西亞的貨幣政策對實體經(jīng)濟的影響從20世紀90年代起開始減弱。

國內(nèi)學者對這方面的研究主要集中在以下幾個方面:

一是對國內(nèi)外金融脫媒現(xiàn)象進行描述和概念的界定。辛琪［7］認為金融脫媒是指融資行為不經(jīng)過金融中介機構(gòu)轉(zhuǎn)手而直接發(fā)生于投資者與籌資者之間的現(xiàn)象;李揚［8］認為金融脫媒是資金盈余者和資金短缺者不通過銀行等金融中介機構(gòu)直接進行資金交易的現(xiàn)象;宋旺［10］將資金繞過“媒”而直接在資金盈余者和資金需求者之間調(diào)劑并產(chǎn)生資產(chǎn)負債關(guān)系的現(xiàn)象定義為金融脫媒。

二是圍繞金融脫媒對我國商業(yè)銀行的挑戰(zhàn)、機遇及應(yīng)對措施進行研究。如王華峰［9］分別基于國有商業(yè)銀行、中小商業(yè)銀行和金融制度安排等角度，提出了應(yīng)對金融脫媒現(xiàn)象的策略;唐黎軍［11］提出，我國商業(yè)銀行應(yīng)該針對后危機時代金融脫媒的特點不斷調(diào)整經(jīng)營策略，創(chuàng)新經(jīng)營模式，開發(fā)新的金融產(chǎn)品，提高風險管理水平來完善自身的金融中介功能避免客戶資源的流失。

三是對金融脫媒進行度量。宋旺，鐘正生［10］采用中介化比率和證券化比率兩套指標體系從銀行、金融部門兩個層次以及資產(chǎn)和負債兩個方向度量了1978－2007年中國的金融脫媒狀況。隨著我國金融脫媒程度的加深，我國貨幣政策傳導(dǎo)中利率渠道開始發(fā)揮作用，資產(chǎn)負債表渠道得到拓展，而銀行信貸渠道的作用則有所下降。

總體來看，圍繞金融脫媒，國內(nèi)外學者從不同的角度、層次及發(fā)展階段進行了定義。國外學界在2000年以后，對金融脫媒的研究不再限于對現(xiàn)象的研究，更多的研究深入到了金觸脫媒對宏觀經(jīng)濟特別是貨幣政策效果的影響上來。而在國內(nèi)，長期以來圍繞金融脫媒進行相關(guān)研究的文獻極少，絕大多數(shù)出現(xiàn)在2007年后，且普遍圍繞金融脫媒現(xiàn)象及其對商業(yè)銀行的影響進行簡單而定性化的描述、羅列與分析，對金融脫媒與貨幣政策傳導(dǎo)機制關(guān)系進行實證分析的文獻較少。本文將在上述研究基礎(chǔ)上，運用計量分析方法，圍繞金融脫媒對我國貨幣政策傳導(dǎo)機制主要傳導(dǎo)渠道的影響進行實證研究，得到相應(yīng)的創(chuàng)新性結(jié)論，并結(jié)合國內(nèi)外經(jīng)濟金融形勢和具體國情，提出相關(guān)的政策性建議。

二、金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)效應(yīng)影響的實證分析

(一)實證研究思路

本部分將以利率渠道和銀行貸款渠道兩種渠道的效果變化來對金融脫媒對我國貨幣政策傳導(dǎo)效果的影響進行實證研究，思路如下:

首先，結(jié)合我國實際，分別建立國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、貨幣供應(yīng)量(M1)、貸款(Loan)和貸款利率(r)等變量在內(nèi)的不含有金融脫媒指標的多變量模型和包含金融脫媒指標的多變量模型，并分別進行協(xié)整檢驗，對我國貨幣政策的銀行貸款傳導(dǎo)渠道與利率傳導(dǎo)渠道進行驗證，對加入金融脫媒變量前后的貨幣政策效果方程進行對比，并對金融脫媒的經(jīng)濟效應(yīng)進行測度。

其次，借鑒Roldos［5］的思路，在借鑒構(gòu)造我國的金融脫媒指標的基礎(chǔ)上，將其融入貨幣政策效果方程，對金融脫媒對貨幣政策兩種主要渠道的傳導(dǎo)效應(yīng)進行測度和對比。

最后，將對金融脫媒對貨幣政策不同渠道的傳導(dǎo)效應(yīng)進行整合，在總體層面上圍繞金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)渠道的效應(yīng)得出結(jié)論。

(二)變量來源及數(shù)據(jù)處理

1.GDP采用實際國內(nèi)生產(chǎn)總值，1992－2011年的季度數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，1992年之前的季度數(shù)據(jù)使用Eviews程序由年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化而來，各季度數(shù)據(jù)除以以1978年為基期的季度通貨膨脹率得到國內(nèi)生產(chǎn)總值的實際值。由于GDP數(shù)據(jù)具有較為明顯的季節(jié)性，為此對數(shù)據(jù)進行了季度調(diào)整。

2.M1為狹義貨幣供應(yīng)量，使用實際值除以通脹率得到，原始數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，部分季度數(shù)據(jù)使用Eviews程序由年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化得到。

3.Loan為剔除通脹因素后的季末人民幣各項貸款，原始數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

4.r為實際利率，由于我國銀行間同業(yè)拆借市場建立較晚，因此使用金融機構(gòu)一年期貸款利率的季末值，并剔除相應(yīng)的通脹率得到，原始數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

5.FD為金融脫媒指標，本文采用宋旺定義和度量的1978－2007年的年度非金融企業(yè)對銀行的負債中介化比率(非金融企業(yè)對銀行的負債/非金融企業(yè)對國內(nèi)的總金融負債)作為金融脫媒的代表變量，2008－2011年的年度金融脫媒指標借鑒其思想近似得到，并將年度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度數(shù)據(jù)。為消除數(shù)據(jù)的異方差現(xiàn)象，相應(yīng)數(shù)據(jù)均通過對數(shù)化處理。

(三)貨幣政策效果方程的建立與估計

根據(jù)我國的實際情況，由于本文主要針對利率渠道及銀行貸款渠道，因此構(gòu)建的貨幣政策效果方程如下:

式中，方程系數(shù)β2和β3直接反映了銀行貸款和利率對總產(chǎn)出的影響大小。

1.平穩(wěn)性檢驗

由于大多數(shù)經(jīng)濟指標的時間序列都是非平穩(wěn)序列，對這類時間序列進行回歸分析時往往會出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象，從而導(dǎo)致分析結(jié)論無效。因此首先需要進行平穩(wěn)性檢驗。本文利用ADF檢驗法對各變量進行單位根檢驗。如果ADF檢驗統(tǒng)計量拒絕原假設(shè)，則說明序列是平穩(wěn)的，否則序列是非平穩(wěn)的。見表1。

經(jīng)檢驗，lnGDP、lnM1、lnLoan 和 lnr原時間序列ADF統(tǒng)計量的值都大于各檢驗水平下的臨界值，為非平穩(wěn)時間序列。對變量一階差分進行單位根檢驗的結(jié)果顯示，各變量序列均為同階單整的I(1)序列，為此可以進行協(xié)整檢驗。

表1 時間序列單位根檢驗結(jié)果

2.協(xié)整檢驗

根據(jù)協(xié)整理論，雖然一些經(jīng)濟變量本身是非平穩(wěn)序列，但它們之間可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，這種線性組合反映了變量間的長期穩(wěn)定關(guān)系，亦即協(xié)整關(guān)系。根據(jù)ADF單位根檢驗結(jié)果，由于GDP、M1、Loan和r、FD的時間序列都是I(1)序列，滿足協(xié)整檢驗的前提條件，因此可以對它們進行協(xié)整檢驗。由于本文研究金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)機制的影響，因此可構(gòu)建兩個變量組進行協(xié)整檢驗和對比。第一個協(xié)整檢驗組為GDP、M1、Loan和r，即不包含金融脫媒變量的檢驗組，記為檢驗組A，第二個協(xié)整檢驗組為GDP、M1、Loan、r和FD，即包含金融脫媒變量的檢驗組，記為檢驗組B。

本文運用Johansen多變量協(xié)整檢驗法分別對兩個檢驗組進行協(xié)整檢驗，該檢驗的主要原理是檢驗協(xié)整向量矩陣是否存在以及存在幾個非零特征根。若存在非零特征根，則說明存在協(xié)整關(guān)系，可以采用特征根跡檢驗(Trace)來進行檢驗，結(jié)果見表2、表3。

表2 檢驗組A協(xié)整檢驗結(jié)果(特征根跡檢驗)

表3 檢驗組B協(xié)整檢驗結(jié)果(特征根跡檢驗)

3.貨幣政策效果方程的估計

一方面，檢驗結(jié)果表明，在5%的顯著性水平下，檢驗組A即變量lnGDP，lnM1，lnLoan，lnr的時間序列存在1個協(xié)整關(guān)系，即存在長期均衡關(guān)系，估計的貨幣政策效果方程如下:

經(jīng)對模型估計結(jié)果進行檢驗，該效果方程各變量的系數(shù)均顯著成立，且方程的擬合度較高，表明使用狹義貨幣供應(yīng)量、貸款及實際利率能夠較好地解釋GDP的變化。其中，貸款與GDP相關(guān)系數(shù)為正，銀行貸款每增加1%將引起GDP增長0.3635%;而實際利率與GDP相關(guān)系數(shù)為負，表現(xiàn)為實際利率每下降1%將導(dǎo)致GDP增長0.1563%，銀行貸款對實際GDP的彈性要大于實際利率對實際GDP的彈性，表明長期以來我國貨幣政策傳導(dǎo)渠道以銀行貸款傳導(dǎo)渠道為主。

另一方面，檢驗結(jié)果也表明，檢驗組B即變量lnGDP，lnM1，lnLoan，lnr，lnFD的時間序列也存在1個協(xié)整關(guān)系，所估計的包含金融脫媒變量的貨幣政策效果方程如下:

經(jīng)對模型估計結(jié)果進行檢驗，加入金融脫媒變量FD后，該效果方程各變量的系數(shù)均顯著成立，且方程的擬合度較高。其中，貸款與GDP相關(guān)系數(shù)仍為正，銀行貸款每增加1%將引起GDP增長0.3264%，相關(guān)系數(shù)較(2)中的指標有所下降;實際利率與GDP相關(guān)系數(shù)為負，表現(xiàn)為實際利率每下降1%將導(dǎo)致GDP增長0.2136%，相關(guān)系數(shù)的絕對值較(2)中的指標有所增加。總體來看，加入金融脫媒變量的貨幣政策效果方程中，銀行貸款對實際GDP的彈性仍大于實際利率對實際GDP的彈性，但差距明顯縮減，呈現(xiàn)一定的“此消彼長”的趨勢，表明加入金融脫媒變量后，貨幣政策傳導(dǎo)渠道仍以銀行貸款傳導(dǎo)渠道為主，但利率傳導(dǎo)渠道的影響明顯增強。同時，估計結(jié)果也表明，金融脫媒變量FD與GDP相關(guān)系數(shù)為負，表現(xiàn)為FD每下降1%將引起GDP增長0.1073%。由于采用的金融脫媒指標越小代表金融脫媒趨勢越明顯，因此該系數(shù)為負表明，金融脫媒趨勢的增強對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生了一定促進效應(yīng)。

(四)金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)效果方程的建立與估計

本文借鑒Roldos(2006)的思路，嘗試將金融脫媒指標進一步融入貨幣政策效果方程。假定金融脫媒對貨幣政策的利率渠道以及銀行貸款渠道的影響是線性的，則有:

其中FD為金融脫媒指標，將(4)和(5)式代入(1)，有:

整理后得到:

(6)式中，系數(shù)η4和η5直接反映出金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)銀行貸款渠道和利率渠道傳導(dǎo)的效果。若系數(shù)為正，說明隨著金融脫媒指標上升，貨幣政策傳導(dǎo)的銀行貸款或利率渠道將變得更加有效，兩個系數(shù)之和代表了金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)總體效果的影響。

對(6)式進行估計，結(jié)果如下:

經(jīng)對模型估計結(jié)果進行分析，模型各變量顯著，擬合程度較高，表明方程的擬合效果較好。

(五)實證分析小結(jié)

結(jié)論一:金融脫媒弱化了我國貨幣政策銀行貸款傳導(dǎo)渠道的效果。估計結(jié)果顯示，代表金融脫媒對貨幣政策銀行貸款傳導(dǎo)渠道效果影響的系數(shù)η4為0.0356，顯著為正，表明隨著金融脫媒指標下降，銀行貸款對實際GDP的影響系數(shù)會隨之下降，這也與方程(2)和(3)估計結(jié)果的對比情況相符合。由于本文采用的金融脫媒指標越小代表金融脫媒趨勢越明顯，因此該系數(shù)為正表明隨著金融脫媒的進行，銀行貸款對實際GDP的影響有所下降。

結(jié)論二:金融脫媒促進了我國貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道的效果。估計結(jié)果顯示，代表金融脫媒對貨幣政策銀行貸款傳導(dǎo)渠道效果影響的系數(shù)η5為－0.2369，顯著為負，表明隨著金融脫媒指標下降，利率對實際GDP的影響系數(shù)會隨之增加，也與方程(2)和(3)估計結(jié)果的對比情況相符合。由于本文采用的金融脫媒指標越小代表金融脫媒趨勢越明顯因此該系數(shù)為負表明，隨著金融脫媒的進行，實際利率對實際GDP的影響變得逐漸增大。

結(jié)論三:金融脫媒對我國貨幣政策傳導(dǎo)渠道總體呈現(xiàn)一定促進效應(yīng)。估計結(jié)果顯示，代表金融脫媒對貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道效果影響的系數(shù)η5的絕對值要遠大于代表金融脫媒對貨幣政策銀行貸款傳導(dǎo)渠道效果影響的系數(shù)η4的絕對值，前者是后者的6.65倍，表明金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)利率政策傳導(dǎo)渠道的促進效果，要遠大于金融脫媒對貨幣政策傳導(dǎo)銀行貸款傳導(dǎo)渠道的削弱效果。因此，綜合貨幣政策利率傳導(dǎo)渠道和銀行貸款渠道兩種渠道來看，金融脫媒通過倒逼利率市場化，拓展金融市場的廣度和深度，對我國貨幣政策傳導(dǎo)效果呈現(xiàn)一定程度的正面影響。

結(jié)論四:金融脫媒趨勢增強對經(jīng)濟發(fā)展呈現(xiàn)促進效應(yīng)。估計結(jié)果顯示，金融脫媒變量FD與GDP相關(guān)系數(shù)為負，表現(xiàn)為FD每下降1%將引起GDP增長0.1073%。由于本文采用的金融脫媒指標越小代表金融脫媒趨勢越明顯，因此該系數(shù)為負表明，金融脫媒趨勢的增強對經(jīng)濟發(fā)展造成一定促進效應(yīng)。這是由于金融脫媒趨勢增強后，融資渠道得到很大拓展，融資方式的多元化趨勢增強，很大程度上減少了交易的摩擦成本，提高了交易的便捷性，進而促進了金融資源的良好配置和生產(chǎn)要素的最優(yōu)組合，最終對經(jīng)濟的發(fā)展起到促進作用。

三、政策建議

(1)推動利率市場化，進一步拓展貨幣政策工具應(yīng)用空間。一是堅持漸進性原則，根據(jù)宏觀經(jīng)濟和金融深化的實際要求，按照微觀主體需求和國內(nèi)市場主體資質(zhì)稟賦的變化，循序漸進地推進［12］;二是堅持自律競爭原則，通過建立健全對利率市場競爭秩序的自律管理機制，形成銀行貸款定價行為的良性合作博弈或“非零和博弈”;三是堅持協(xié)調(diào)性原則，探索建立利率市場化與宏觀調(diào)控政策的耦合性聯(lián)動機制，實現(xiàn)利率市場化與匯率政策、財政政策、產(chǎn)業(yè)政策的協(xié)調(diào)配合、相互促進;四是堅持差別性原則，即在利率市場化的特定階段賦予不同金融機構(gòu)差別性的政策執(zhí)行空間，對不同銀行存貸款利率浮動范圍采取差異化管理，建立差別化正向激勵機制，實現(xiàn)維穩(wěn)環(huán)境前提下的“預(yù)調(diào)微調(diào)”。

(2)貨幣政策調(diào)控應(yīng)由依賴數(shù)量型工具向更多依賴價格型工具轉(zhuǎn)變。金融脫媒背景下，資金體外循環(huán)現(xiàn)象日益嚴重，通過正規(guī)渠道媒介運行的資金比重下降，中央銀行通過行政手段控制貨幣和調(diào)控經(jīng)濟的能力隨之下降，傳統(tǒng)上所依賴的數(shù)量型貨幣政策工具的調(diào)控效果被打上一定折扣。因此，客觀上需要中央銀行靈活結(jié)合相關(guān)形勢，盡快建立市場化貨幣調(diào)控機制，將貨幣政策調(diào)控應(yīng)由依賴數(shù)量型工具向更多地依賴價格型工具的轉(zhuǎn)變［13］，注重運用利率等價格型貨幣政策工具進行適時調(diào)控，提升貨幣政策效率。

(3)引導(dǎo)非正規(guī)金融合法經(jīng)營和理性發(fā)展。一是盡快明確對相關(guān)非正規(guī)金融機構(gòu)的監(jiān)管職責，使監(jiān)管模式和監(jiān)管理念更契合迅速發(fā)展的金融實踐;二是積極鼓勵非銀行金融機構(gòu)創(chuàng)新，合理引導(dǎo)脫媒資金流向，提高脫媒資金投融資的有效性和安全性［14］;三是鼓勵正規(guī)金融與非正規(guī)金融的聯(lián)接，利用正規(guī)金融機構(gòu)的資金優(yōu)勢，發(fā)揮非正規(guī)金融的信息和履約機制的優(yōu)勢，促進兩者優(yōu)勢互補，更好地為經(jīng)濟發(fā)展提供資金支持;四是對民間資本可以享有國民待遇的相關(guān)法律法規(guī)進行完善，進一步激發(fā)民間資本投資熱情，促進實體經(jīng)濟發(fā)展;五是加快民間借貸立法進程，盡快制定和出臺《民間借貸法》，使民間借貸活動不斷在制度完善中走向規(guī)范化;六是嚴厲打擊高利貸、非法集資等“黑色金融”非法金融活動，切實防范風險，維護金融穩(wěn)定。

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