劉業(yè)明+趙凱+劉俊民

一、社會融資規(guī)模的內(nèi)涵及構(gòu)成特征

（一）社會融資規(guī)模的內(nèi)涵、統(tǒng)計(jì)口徑

社會融資規(guī)模是指一定時期內(nèi)（每月、每季或每年）實(shí)體經(jīng)濟(jì)從金融體系獲得的全部資金總額。社會融資規(guī)模的內(nèi)涵主要體現(xiàn)在三個方面：一是金融機(jī)構(gòu)通過資金運(yùn)用對實(shí)體經(jīng)濟(jì)提供的全部資金支持，即金融機(jī)構(gòu)資產(chǎn)的綜合運(yùn)用，主要包括人民幣各項(xiàng)貸款、外幣各項(xiàng)貸款、信托貸款、委托貸款、金融機(jī)構(gòu)持有的企業(yè)債券、非金融企業(yè)股票、保險公司的賠償和投資性房地產(chǎn)等；二是實(shí)體經(jīng)濟(jì)利用規(guī)范的金融工具，在正規(guī)金融市場，通過金融機(jī)構(gòu)服務(wù)所獲得的直接融資，主要包括銀行承兌匯票、非金融企業(yè)股票籌資及企業(yè)債券的凈發(fā)行等；三是其他融資，主要包括小額貸款公司貸款、貸款公司貸款、產(chǎn)業(yè)基金投資等。具體用公式可以表示為：社會融資規(guī)模=人民幣各項(xiàng)貸款+外幣各項(xiàng)貸款（不含境外貸款）+委托貸款+信托貸款+銀行承兌匯票+企業(yè)債券+非金融企業(yè)股票+保險公司賠償+保險公司投資性房地產(chǎn)+其他（盛松成，2011）。由此可見，社會融資總量不僅包含了傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)銀行，同時也包含了保險、信托和證券等非銀行金融機(jī)構(gòu)；不僅考慮到傳統(tǒng)的銀行信貸市場，同時也考慮到股票市場、信托市場和保險市場等中間業(yè)務(wù)市場。

（二）社會融資規(guī)模構(gòu)成特征

2002～2012年我國社會融資規(guī)模構(gòu)成圖如下：

圖1 社會融資規(guī)模各分指標(biāo)占比情況

圖2 社會融資規(guī)模部分分指標(biāo)情況

圖1和圖2呈現(xiàn)下列特征：

1.人民幣貸款占比一直占據(jù)著最大的份額，但隨著近十年的發(fā)展，該部分份額占比下降趨勢十分明顯。2012年，我國人民幣貸款占社會融資規(guī)模比重為57.8%，較2002年下降37.7個百分點(diǎn)。

2.以企業(yè)債券和非金融企業(yè)股票融資為主的直接融資規(guī)模迅速擴(kuò)大。如2012年我國企業(yè)債券和非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資金額分別為22 551億元和2 507億元，分別為2002年的61.6倍和4倍。

3.金融機(jī)構(gòu)表外業(yè)務(wù)大量增加。2012年，經(jīng)濟(jì)發(fā)展通過承兌匯票、委托貸款、信托貸款等渠道獲得的資金分別達(dá)10 499億元、12 841億元和12 847億元，其中信托貸款和承兌匯票基本實(shí)現(xiàn)從無到有，委托貸款增長近71倍。

4.非銀行金融機(jī)構(gòu)和新興金融機(jī)構(gòu)對經(jīng)濟(jì)的支持力度不斷加大。2012年我國保險公司賠償為2 816億元，是2002年的6.5倍。新興小型金融機(jī)構(gòu)如小貸款公司為2 005億元，實(shí)現(xiàn)了從無到有的跨越。

因此，從社會融資總量內(nèi)涵及現(xiàn)狀分析均可看出，社會融資規(guī)模較貨幣供應(yīng)量和人民幣貸款更符合我國經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展的客觀現(xiàn)實(shí)。

二、社會融資規(guī)模視角下金融與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證研究

（一）社會融資規(guī)?？傊笜?biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)證分析

1.變量和數(shù)據(jù)。

考慮數(shù)據(jù)的完整性與可獲得性，該部分采用的是年度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間設(shè)定為2002～2012年我國的社會融資規(guī)?？偭俊鴥?nèi)生產(chǎn)總值和消費(fèi)價格指數(shù)。為減少數(shù)據(jù)的波動性，降低異方差性，對數(shù)據(jù)取對數(shù)形式，其中，LNF 表示社會融資規(guī)模的對數(shù)，LNGDP表示國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)，LNCPI表示消費(fèi)價格指數(shù)的對數(shù)。

2.ADF單位根檢驗(yàn)。

當(dāng)我們?nèi)〉玫臄?shù)據(jù)樣本為時間序列樣本時，首先要對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，如果是平穩(wěn)的，則說明時間序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律不會隨著時間的推移而發(fā)生變化，反之，如果時間序列是非平穩(wěn)的，則說明時間序列數(shù)據(jù)的隨機(jī)過程會隨著時間的變化而發(fā)生變化。如果所采用的序列為非平穩(wěn)時間序列，那么在對變量作回歸時，將可能導(dǎo)致偽回歸現(xiàn)象。在這里，我們采用單位根檢驗(yàn)方法ADF檢驗(yàn)法對LNF、LNGDP和LNCPI及其一階差分△LNF、△LNGDP和△LNCPI序列分別進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 各變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：*，**，***分別表示在1%，5%，10%的顯著性水平下；臨界值由Eviews軟件給出；其中，C和T表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，K為滯后階數(shù)，由AIC和SC值最小準(zhǔn)則確定。

從表1中可以看出，LNF和LNCPI在5%的顯著性水平下是一階差分平穩(wěn)的，而LNGDP在10%的顯著性水平下是一階差分平穩(wěn)的，這說明這三個變量的一階差分序列的統(tǒng)計(jì)規(guī)律不會隨著時間的推移而發(fā)生變化，具有一定的穩(wěn)定性。

3.Johansen分析。

平穩(wěn)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，原始時間序列都是一階差分平穩(wěn)的，如果直接對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行建模則有可能導(dǎo)致偽回歸的現(xiàn)象。為解決上述問題，我們采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法對原始的非平穩(wěn)序列進(jìn)行檢驗(yàn)，看其是否存在長期的均衡關(guān)系，如變量之間存在長期均衡關(guān)系，就說明用其原始的非平穩(wěn)序列進(jìn)行回歸不會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，反之則不然。具體檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

注：**表示在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，臨界值由Eviews軟件給出；檢驗(yàn)形式采取序列和協(xié)整方程都有線性趨勢的形式，最大特征值檢驗(yàn)說明存在唯一協(xié)整方程。

從Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，LNF、LNGDP和LNCPI三個變量之間有且僅有一個協(xié)整關(guān)系，即說明這三個變量的時間序列之間存在著唯一一個長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，對其進(jìn)行回歸不會出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。

4.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

為進(jìn)一步了解各經(jīng)濟(jì)變量之間存在的因果關(guān)系，對LNF、LNGDP和LNCPI三個變量時間序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 各變量Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

注：由于時間序列長短關(guān)系制約，因果關(guān)系滯后3期以上無數(shù)據(jù)。

從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果中可以看出，滯后1期、2期的國內(nèi)生產(chǎn)總值是引起社會融資規(guī)模變動的原因，滯后3期的社會融資規(guī)模是引起國內(nèi)生產(chǎn)總值變動的原因，消費(fèi)價格指數(shù)和社會融資規(guī)模之間不存在顯著的因果關(guān)系，而滯后2期的消費(fèi)價格指數(shù)是引起國內(nèi)生產(chǎn)總值變動的原因。

5.回歸分析。

（1）社會融資規(guī)模對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。

從前文的假定模型可知，本文將滯后因素也考慮在內(nèi)，同時，通過Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對假定模型的滯后變量范圍的選擇進(jìn)行了界定。根據(jù)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果，將當(dāng)期的社會融資規(guī)模、消費(fèi)物價指數(shù)，滯后3期的社會融資規(guī)模，滯后2期的消費(fèi)價格指數(shù)引入滯后模型作為自變量，將國內(nèi)生產(chǎn)總值作為因變量，運(yùn)用Eviews軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下所示：

LNGDPt=2.5078+0.3989LNFt+0.5064LNFt-3+

（0.4345） （11.6234） （6.1706）

LNGDP1=2.7027LNCPIt-1.9602LNCPIt-2

（4.0645） （-2.6921）

R2=0.9972 F=267.0948 DW=2.5037（1）

從回歸結(jié)果的R2值和F統(tǒng)計(jì)量值可以看出，模型總體回歸效果較好。但從每個解釋變量的t統(tǒng)計(jì)量值來看，滯后2期的LNCPI不能通過顯著性檢驗(yàn)，將該變量從模型中剔除，再對模型進(jìn)行重新回歸，回歸結(jié)果如下：

LNGDPt=-11.6460+0.3686LNFt+0.2186LNFt-3+

（-3.0572） （7.1032） （4.1209）

LNGDP1=3.8434LNCPIt

（4.6853）

R2=0.9904 F=138.0648 DW=2.4223（2）

從R2值和F統(tǒng)計(jì)量值來看，模型從總體上能夠通過顯著性檢驗(yàn)，此外，各解釋變量的t統(tǒng)計(jì)值都能在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，這說明整個模型能夠較好地反映各解釋變量之間存在的相關(guān)關(guān)系。

（2）經(jīng)濟(jì)發(fā)展對社會融資規(guī)模的影響。

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，將當(dāng)期的、滯后1期和滯后2期的國內(nèi)生產(chǎn)總值作為自變量，社會融資規(guī)模作為因變量，運(yùn)用Eviews軟件對相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行最小二乘估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如下所示：

LNNFt=-7.2312-1.1974LNGDPt+0.2339LGDPt-1+

（-3.1298） （0.6147） （0.0923）

LNNFt=2.4884LNGDPt-2

（1.2532）

R2=0.9519 F=32.9484 DW=1.1484（3）

從回歸結(jié)果的R2值和F統(tǒng)計(jì)量值可以看出，模型總體回歸效果較好。但從每個解釋變量的t統(tǒng)計(jì)量值來看，當(dāng)期的和滯后1期的LNGDP不存在顯著的影響，因此，將這兩個變量從模型中剔除，再對模型重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如下：

LNNFt=-8.0753+1.5672LGDPt-2

（-4.6724） （11.1590）

R2=0.9468 F=124.5242 DW=1.4910（4）

同理，從R2值和F統(tǒng)計(jì)量值來看，模型從總體上能夠通過顯著性檢驗(yàn)，且解釋變量的t統(tǒng)計(jì)值能在5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，這說明整個模型能夠較好地反映各解釋變量之間存在的相關(guān)關(guān)系。

6.脈沖響應(yīng)效應(yīng)分析。

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要描述內(nèi)生變量對誤差變化大小的反應(yīng)，即用來衡量來自隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)期值及未來值的影響。在這里，我們主要考察我國社會融資規(guī)模和國內(nèi)生產(chǎn)總值對其隨機(jī)誤差項(xiàng)發(fā)生變化或者說受到?jīng)_擊時所作出的反應(yīng)。具體結(jié)果如下圖所示：

圖3 LNGDP對LNF的脈沖響應(yīng)

圖4 LNF對LNGDP的脈沖響應(yīng)

從圖3的脈沖響應(yīng)結(jié)果可以看出，當(dāng)給本期的LNF一個正的沖擊后，會給LNGDP產(chǎn)生一個正的的影響，并且隨著時間的推移，影響將逐漸變小。同理，從圖4的脈沖響應(yīng)結(jié)果可以看出，當(dāng)給本期的LNGDP一個正的沖擊后，在短期內(nèi)會給LNF產(chǎn)生一個負(fù)的影響，但自第2期開始，影響由負(fù)轉(zhuǎn)正，正影響在第3期達(dá)到最大值后也呈逐漸變小趨勢。從總體上來說，LNF及LNGDP隨機(jī)誤差項(xiàng)發(fā)生變化都會給對方產(chǎn)生正影響，且影響具有一定的持續(xù)性。

（二）社會融資規(guī)模分指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系實(shí)證分析

1.變量和數(shù)據(jù)。

為進(jìn)一步了解構(gòu)成社會融資規(guī)模各分指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，此處將對各分指標(biāo)與國內(nèi)生產(chǎn)總值年度時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。對各分指標(biāo)的時間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，其中，LNRMBDK表示人民幣貸款的對數(shù)，LNWBDK表示外幣貸款的對數(shù)，LNWTDK表示委托貸款的對數(shù)，LNCDHP表示未貼現(xiàn)的銀行承兌匯票的對數(shù)，LNZQ表示企業(yè)債券的對數(shù)，LNGP表示非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資的對數(shù)，LNBXPC表示保險公司賠償?shù)膶?shù)。

2.ADF單位根檢驗(yàn)。

用ADF檢驗(yàn)來判斷各分指標(biāo)時間序列是否平穩(wěn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 各分指標(biāo)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：△表示一階差分。檢驗(yàn)類型中，C和I表示帶有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)，K為滯后階數(shù)，由AIC和SC值最小準(zhǔn)則確定。

由ADF檢驗(yàn)結(jié)果可知，在5%的顯著性水平下，外幣貸款和未貼現(xiàn)銀行承兌匯票的對數(shù)值是平穩(wěn)的，在10%的顯著性水平下，委托貸款的對數(shù)值是平穩(wěn)的，而人民幣貸款、企業(yè)債券、非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資和保險公司賠償?shù)膶?shù)值則均為一階差分平穩(wěn)序列，因此可以使用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)研究各分指標(biāo)變量與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的關(guān)系。

3.相關(guān)性檢驗(yàn)。

相關(guān)性分析主要反映兩個變量之間的線性相關(guān)程度，社會融資規(guī)模各分指標(biāo)與國內(nèi)生產(chǎn)總值之間的相關(guān)系數(shù)如表5所示。

表5 各分指標(biāo)與LNGDP相關(guān)系數(shù)

通過相關(guān)性分析可知，社會融資規(guī)模各構(gòu)成指標(biāo)與國內(nèi)生產(chǎn)總值具有高度的正相關(guān)性。其中，人民幣貸款、委托貸款、企業(yè)債券和保險公司賠償與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)系數(shù)較高，均超過0.9，外幣貸款和非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資與國內(nèi)生產(chǎn)總值的相關(guān)系數(shù)雖然次之，但也均超過0.8，就連相關(guān)性最小的未貼現(xiàn)銀行承兌匯票與國內(nèi)生產(chǎn)總值的系數(shù)也在0.7以上。

4.Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。

對LNRMBDK、LNWBDK、LNWTDK、LNCDHP、LNZQ、LNGP和LNBXPC七個分指標(biāo)與LNGDP時間序列進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 各分指標(biāo)與LNGDP因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的顯著性水平下，滯后1期的國內(nèi)生產(chǎn)總值是外幣貸款、未貼現(xiàn)銀行承兌匯票、企業(yè)債券和保險公司賠償指標(biāo)的格蘭杰原因，滯后2期的國內(nèi)生產(chǎn)總值是委托貸款和保險公司賠償指標(biāo)的格蘭杰原因，滯后3期的國內(nèi)生產(chǎn)總值是人民幣貸款指標(biāo)的格蘭杰原因。反過來，在5%的顯著性水平下，滯后3期的人民幣貸款、滯后2期的企業(yè)債券和非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資是國內(nèi)生產(chǎn)總值的格蘭杰原因。

三、結(jié)論及建議

本文對經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會融資規(guī)模、消費(fèi)價格指數(shù)以及社會融資規(guī)模各分指標(biāo)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系進(jìn)行研究。實(shí)證研究表明，社會融資規(guī)模的變動顯著影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，社會融資規(guī)?？傊笜?biāo)及各分指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的金融表現(xiàn)。

（一）社會融資規(guī)模對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起正向推動作用

一是社會融資規(guī)模對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的回歸模型反映出社會融資規(guī)模對經(jīng)濟(jì)發(fā)展起正向推動作用；二是社會融資規(guī)模對經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的滯后期為3年，即社會融資規(guī)模變動不僅會對當(dāng)年經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，還會對未來第3年的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生影響；三是從脈沖響應(yīng)分析可知，社會融資總量的一個沖擊會引起經(jīng)濟(jì)在一定時期內(nèi)的穩(wěn)定增長，但影響程度會隨著時間的推移而逐漸減弱；四是從分指標(biāo)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果看，人民幣貸款、債券和股票三個指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的格蘭杰原因。

（二）社會融資規(guī)?？傊笜?biāo)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的金融表現(xiàn)

從Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果及回歸模型可知，國內(nèi)生產(chǎn)總值對社會融資規(guī)模同樣具有正向推動作用，即兩者互為因果關(guān)系。脈沖響應(yīng)分析結(jié)論顯示，給本期的經(jīng)濟(jì)一個正沖擊后，在短期內(nèi)會對社會融資規(guī)模產(chǎn)生負(fù)影響，但自第2期開始，影響由負(fù)轉(zhuǎn)正，正影響在第3期達(dá)到最大值后呈逐漸變小的趨勢。綜上所述，社會融資規(guī)模會因經(jīng)濟(jì)發(fā)展而產(chǎn)生相應(yīng)的變化，是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的金融表現(xiàn)。

（三）社會融資規(guī)模各分指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的金融表現(xiàn)

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示，除未進(jìn)行檢驗(yàn)的委托貸款、投資性房地產(chǎn)和其他三項(xiàng)指標(biāo)外，其余七項(xiàng)分指標(biāo)均與經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有高度的正相關(guān)性。其中，人民幣貸款、委托貸款、企業(yè)債券和保險公司賠償與經(jīng)濟(jì)的相關(guān)系數(shù)超過0.9，外幣貸款和非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資與經(jīng)濟(jì)的相關(guān)系數(shù)超過0.8，未貼現(xiàn)銀行承兌匯票與經(jīng)濟(jì)的相關(guān)系數(shù)超過0.7。此外，分指標(biāo)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果顯示，國內(nèi)生產(chǎn)總值是人民幣貸款、外幣貸款、委托貸款、未貼現(xiàn)銀行承兌匯票、企業(yè)債券和保險公司賠償?shù)榷鄶?shù)社會融資規(guī)模分指標(biāo)的格蘭杰原因，即社會融資規(guī)模分指標(biāo)同樣也會因經(jīng)濟(jì)發(fā)展而產(chǎn)生相應(yīng)的變化，說明社會融資規(guī)模各分指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的金融表現(xiàn)。

通過理論與實(shí)證的分析，我們認(rèn)為，社會融資規(guī)模是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動力，反之經(jīng)濟(jì)的快速增長又能一定程度上為金融的發(fā)展創(chuàng)造良好的宏觀條件，使社會融資規(guī)?？傊笜?biāo)及各分指標(biāo)成為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的金融表現(xiàn)。社會融資規(guī)模的推出，體現(xiàn)了金融服務(wù)和支持實(shí)體經(jīng)濟(jì)的本質(zhì)要求。因此，我們建議：首先，需進(jìn)一步關(guān)注社會融資規(guī)模指標(biāo)，不斷完善對該指標(biāo)的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)、監(jiān)測和發(fā)布，增強(qiáng)宏觀調(diào)控的針對性和有效性；其次，優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，發(fā)展資本市場，構(gòu)造成熟的多元融資體系，保持合理的社會融資規(guī)模，促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康發(fā)展；再次，加快金融改革創(chuàng)新，為完善金融服務(wù)與促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供良好的環(huán)境。

（作者單位：武漢大學(xué)、中國人民銀行）