宋 華，梁 恒

（安徽大學 經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601）

一、引 言

在中國長期的金融管制和政策扭曲下，金融資源的流向帶有很強的政策引導，再加上民營經(jīng)濟自身的脆弱性、信息不對稱等原因，造成大量中小企業(yè)難以獲得來自正規(guī)金融機構(gòu)的信貸支持。正是在這種環(huán)境下，一個能夠滿足民營經(jīng)濟融資需求的非正規(guī)金融市場得以發(fā)展壯大，從而在中國形成了正規(guī)金融與非正規(guī)金融并存的金融二元結(jié)構(gòu)。

貨幣政策是中央銀行調(diào)控宏觀經(jīng)濟最重要的經(jīng)濟手段之一，其在熨平經(jīng)濟周期波動、實現(xiàn)經(jīng)濟穩(wěn)定健康發(fā)展的過程中發(fā)揮著重要的作用。而評價貨幣政策有效性的一個重要指標是廣義貨幣供給量M2，作為央行貨幣政策中介目標的貨幣供給量M2，其統(tǒng)計數(shù)據(jù)上的偏差，將直接影響央行宏觀調(diào)控政策的實施效果。然而，在金融二元結(jié)構(gòu)存在的條件下，民間大量閑置資金以及正規(guī)金融機構(gòu)的漏出資金流向非正規(guī)金融市場，并被投向社會形成資本，在貨幣創(chuàng)造效應影響下，社會經(jīng)濟活動中的貨幣供給量被隱性放大，其可控性、可測性降低，對中央銀行貨幣政策產(chǎn)生了復雜的影響。

二、文獻回顧

有關(guān)金融二元結(jié)構(gòu)及其對貨幣政策有效性的影響，國內(nèi)外學者已有很多研究。關(guān)于金融二元結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的原因，Mckinnon-Show（1973）[1-2]的金融抑制理論以及 Anders Isaksson（2002）[3]的研究結(jié)論認為，金融二元結(jié)構(gòu)的存在是一國金融抑制和政策扭曲的必然結(jié)果。目前，從企業(yè)信貸可獲得性來看，我國存在著長期的金融抑制，企業(yè)能否取得信貸主要取決于商業(yè)銀行（戴春霞，2004）[4]。正是在我國金融政策扭曲的背景下，非正規(guī)金融才能得以迅速發(fā)展（史晉川，2001）[5]。林毅夫和孫希芳（2005）[6]則認為金融抑制并非非正規(guī)金融存在的根本原因，其從信息經(jīng)濟學角度分析，認為在信息不對稱的情形下，非正規(guī)金融相對于正規(guī)金融在處理隱性信息上的絕對優(yōu)勢才是其存在的根本原因。劉民權(quán)等（2003）[7]從供需角度分析，認為金融市場間的溢出效應以及非正規(guī)金融機構(gòu)在信息、交易成本、擔保、嵌入性等方面的優(yōu)勢是其產(chǎn)生的主要原因。與傳統(tǒng)的否定非正規(guī)金融市場的觀點不同，20世紀80年代興起的新結(jié)構(gòu)主義學派[8]明確指出非正規(guī)金融市場比正規(guī)金融市場更加自由、更具效率，其對經(jīng)濟增長發(fā)揮著積極的促進作用。邵傳林、王瑩瑩（2012）[9]認為可以通過財政手段與稅收杠桿激勵實施非正規(guī)金融與正規(guī)金融機構(gòu)業(yè)務聯(lián)結(jié)。

關(guān)于金融二元結(jié)構(gòu)對貨幣政策有效性影響方面，現(xiàn)有文獻中也存在兩種不同的觀點。Waldron（1995）[10]通過數(shù)據(jù)分析指出非正規(guī)金融市場能夠吸引大量的民間閑置資金，并對資金進行有效配置，提高了一國金融體系抵抗風險的能力。新結(jié)構(gòu)主義[8]指出非正規(guī)金融無存款準備金要求，能夠減少資金的漏出，進而提高資金的使用效率。然而，絕大多數(shù)學者認為金融二元結(jié)構(gòu)的存在將削弱貨幣政策的實施效果。倪丹榮等（2004）[11]認為非正規(guī)金融在三個方面制約了貨幣政策效用的有效發(fā)揮，表現(xiàn)在導致貨幣供給總量難以控制和監(jiān)測、導致貨幣流通速度波動性增強以及導致資金回流效應削弱。盧亞娟等（2006）[12]指出在金融市場中，非正規(guī)金融存在著風險效應、金融中介效應和資金吸出效應，并通過構(gòu)建模型分析指出金融二元結(jié)構(gòu)對傳統(tǒng)的貨幣供給總量模型產(chǎn)生修正作用，導致央行貨幣調(diào)控政策的實施出現(xiàn)偏差。

從上述研究成果來看，學者們基本上都同意我國現(xiàn)階段金融二元結(jié)構(gòu)的存在對中央銀行貨幣政策調(diào)控的效果產(chǎn)生一定的負面影響，只是關(guān)于金融二元結(jié)構(gòu)與貨幣政策有效性的研究多是規(guī)范性分析，相關(guān)計量實證研究較少。究其原因，由于非正規(guī)金融處于監(jiān)管當局監(jiān)測和統(tǒng)計范疇之外，缺乏公開、正式的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此難以進行相關(guān)定量研究。基于此，本文通過借鑒李建軍（2005）[13]關(guān)于非正規(guī)金融規(guī)模的測算方法以及彭芳春（2011）[14]的計量方法，估測我國1994-2012年各年非正規(guī)金融與正規(guī)金融規(guī)模，并在此基礎(chǔ)上，運用單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應函數(shù)和方差分解等計量方法對我國金融二元結(jié)構(gòu)對貨幣政策有效性的影響進行實證分析。

三、非正規(guī)金融與正規(guī)金融規(guī)模的估算

非正規(guī)金融市場處于監(jiān)管當局的監(jiān)測之外，隱蔽性較強，其規(guī)模的大小很難準確測量。因此要獲得相關(guān)的數(shù)據(jù)只能通過調(diào)查估算的方法來進行，目前已有的非正規(guī)金融規(guī)模測算的方法主要有樣本推測法、現(xiàn)金比率法、收入支出法、資金需求供給軋差法、?值法等。相比較之下，本文借鑒李建軍（2005）[13]經(jīng)濟金融相關(guān)系數(shù)法（即?值法），并在此基礎(chǔ)上進行改進以估測非正規(guī)金融與正規(guī)金融的規(guī)模大小。

該方法假設全國各地區(qū)在各年度存在相同的經(jīng)濟金融相關(guān)系數(shù)θ，即

其中，SLi/SLj為i/j地區(qū)金融機構(gòu)短期貸款（按年初值與年末值的平均數(shù)計算）；EFi/EFj為i/j地區(qū)資本市場融資中的股票籌資額；FDIi/FDIj為i/j地區(qū)實際利用外商直接投資額；NFi/NFj為i/j地區(qū)非正規(guī)金融規(guī)模；GDPi/GDPj為i/j地區(qū)一年的國內(nèi)生產(chǎn)總值。由于北京市屬于我國政治中心，該地區(qū)的金融監(jiān)管相對其他地區(qū)更加嚴格，因此可以假定北京市不存在非正規(guī)金融。首先計算出北京市θi=( )SLi+EFi+FDIi/GDPi，再計算全國非正規(guī)金融規(guī)模，即NFj=θiGDPj-（i、j分別代表北京地區(qū)和全國）。

按照上述改進的估算方法進行計算，其結(jié)果見表1所列。表1中正規(guī)金融規(guī)模（用FF表示）包括全國正規(guī)金融機構(gòu)本外幣貸款、實際利用外商直接投資額和股票籌資額。其中，全國正規(guī)金融機構(gòu)本外幣貸款用年初數(shù)與年末數(shù)的平均值計算。圖1顯示的是非正規(guī)金融規(guī)模與正規(guī)金融規(guī)模1994-2012年走勢，從圖1可以看出：全國正規(guī)金融規(guī)模呈逐年平穩(wěn)上升趨勢；而非正規(guī)金融在2005年之前發(fā)展規(guī)模較小，發(fā)展比較平緩，之后，中國非正規(guī)金融迅速發(fā)展，規(guī)模龐大。近幾年，非正規(guī)金融一直占正規(guī)金融規(guī)模的1/3左右，最高可達正規(guī)金融規(guī)模的48%。

表1 非正規(guī)金融與正規(guī)金融規(guī)模估測結(jié)果

圖1 全國正規(guī)金融與非正規(guī)金融規(guī)模趨勢(1994-2012年)

四、非正規(guī)金融對貨幣政策有效性影響的實證分析

（一）假設、變量與樣本選取

廣義貨幣供給量M2能較好地體現(xiàn)社會總需求的變化，也是影響宏觀經(jīng)濟健康穩(wěn)定運行的重要因素，因此被央行用來作為貨幣政策的中介目標，本文選取貨幣供給量M2作為被解釋變量。另外假設在影響貨幣供給量M2的因素中，正規(guī)金融、非正規(guī)金融、貨幣當局國外資產(chǎn)、匯率、貨幣當局發(fā)行債券、政府存款均對貨幣供給量M2產(chǎn)生影響，分別用FF、NF、MFA、E、MBI、GD表示，作為解釋變量，其中，MBI、GD均使用年初值與年末值的平均值計算。樣本選取全國1994-2012年前述相關(guān)指標的時間序列，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》（1994-2013）、中國人民銀行官方網(wǎng)站。對以上全部變量首先進行對數(shù)化處理，以消除原始變量的異方差影 響，記 為lnM2、lnFF、lnNF、lnMFA、lnE、lnMBI、lnGD。然后進行ADF檢驗，結(jié)果顯示lnE、lnGD與lnM2不為同階平穩(wěn)，不能建立協(xié)整關(guān)系，最終選取lnFF、lnNF、ln-MFA、lnMBI作為解釋變量，lNM2作為被解釋變量。

（二）計量分析

1.單位根檢驗

對時間序列進行分析，首先應保證時間序列是平穩(wěn)序列，而對非平穩(wěn)的序列進行回歸模型分析，可能會存在偽回歸問題。因此首先對各變量進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)LnFF、LnNF、LnMFA、LnMBI與LnM2都是二階單整序列，如表2所列。

表2 單位根檢驗結(jié)果

2.Johansen協(xié)整檢驗

由表2可知，lnFF、lnNF、lnMFA、lnMBI與lnM2都是二階單整序列，即lnFF～I（2），lnNF～I（2），lnMFA～I（2），lnMBI～I（2），lnM2～I（2），符合協(xié)整的必要條件，即變量的單整階數(shù)相同。下面使用Johansen協(xié)整檢驗方法檢驗這些變量之間是否存在長期均衡關(guān)系，結(jié)果見表3所列。

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果

由表3可知，根據(jù)跡統(tǒng)計量的檢驗判定，lnFF、lnNF、lnMFA、lnMBI、lnM2五個變量間至少存在4個協(xié)整關(guān)系。同樣，最大特征值的判斷結(jié)果與跡統(tǒng)計量相同。由此可得出對數(shù)似然值最大的協(xié)整關(guān)系式，該關(guān)系式也是VEC中回歸的協(xié)整關(guān)系式，如下所示：

其中，括號內(nèi)數(shù)字為標準誤差。

上式表明，在1994-2012年間，lnM2與lnFF、lnNF、ln-MFA之間存在正相關(guān)的長期均衡關(guān)系，與lnMBI存在負相關(guān)的長期均衡關(guān)系：正規(guī)金融每上升1%，貨幣供給量將上升0.76%；非正規(guī)金融每上升1%，貨幣供給量將上升0.1%；貨幣當局國外資產(chǎn)每上升1%，貨幣供給量將上升0.24%；貨幣當局債券發(fā)行每上升1%，貨幣供給量將下降0.04%。另外，表2中D（lnM2）、D（lnFF）方程的調(diào)整系數(shù)值為負值，說明該協(xié)整關(guān)系有效。從結(jié)果中，可以看出非正規(guī)金融對貨幣供給量有干擾效應，使得貨幣供給量作為貨幣政策中介目標的效果受到影響。為考察兩者間的動態(tài)影響，下面將借助基于VAR模型的格蘭杰因果關(guān)系檢驗、IRF脈沖響應函數(shù)和方差分解等工具具體分析貨幣供給量與非正規(guī)金融兩者間的因果關(guān)系、動態(tài)影響以及每個擾動項因素影響VAR模型內(nèi)各個變量的相對程度。

3.格蘭杰因果檢驗

在建立lnM2與lnNF兩者間的VAR模型的基礎(chǔ)上，進行格蘭杰因果檢驗，根據(jù)AIC取值最小的原則，確定模型最優(yōu)滯后期為4，所得結(jié)果見表4所列。由結(jié)果可知，lnM2與LNNF存在雙向的Granger因果關(guān)系。

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

4.脈沖響應與方差分解

Johansen檢驗和Granger檢驗只能說明變量間的關(guān)系，而不能說明變量間關(guān)系的強度。為了詳細分析lnM2與lNNF兩個變量在不同時期的互動關(guān)系及其相互影響程度，對lnM2與lnNF兩者間的VAR模型進行長度為10期的脈沖響應分析和方差分解，所得結(jié)果如圖2、圖3所示。

圖2 脈沖響應圖

圖3 方差分解圖

由圖2中左圖的脈沖響應值的軌跡可以看出貨幣供給量受到非正規(guī)金融一個正的沖擊后，開始波動下行為負值，并持續(xù)下行到第2期達到最小值，然后開始出現(xiàn)上揚為正值，到第4期達到最大值，隨后影響逐漸減弱，到第6期影響趨于消失，之后一直波動下行為負值，在第8期達到最小值，然后又開始上揚。這表明，非正規(guī)金融規(guī)模的增長從長期來看對貨幣供給量的規(guī)模有擴大作用，并持續(xù)時間較長；短期內(nèi)對M2規(guī)模有抑制作用，持續(xù)時間較短。從圖2中右圖可以看出貨幣供給量對非正規(guī)金融整體上為正向沖擊，影響強度隨時間不同而變化。這表明，貨幣供給量的增長從長期來看對非正規(guī)金融規(guī)模有擴大作用。

脈沖響應函數(shù)捕捉的是VAR模型系統(tǒng)內(nèi)一個變量的沖擊對另一個變量的動態(tài)影響路徑，而方差分解則是把內(nèi)生變量中的變化分解為多個隨機擾動項的影響。從圖3中左圖可以看出隨著期數(shù)的增加，貨幣供給量變動方差由非正規(guī)金融變動解釋的部分逐漸增加，在第9期達到最大值，之后略有下降并保持穩(wěn)定，即大約有15%的貨幣供給量M2變動由非正規(guī)金融NF變動可以解釋。同理，從右圖可以看出大約有15%的非正規(guī)金融NF變動由貨幣供給量M2變動可以解釋。這再次驗證了上文中的結(jié)論，即非正規(guī)金融與貨幣供給量之間存在雙向的Granger因果關(guān)系。非正規(guī)金融的發(fā)展直接影響到以貨幣供給量作為中介目標的貨幣政策的實施效果。

五、結(jié)論與政策建議

近幾年，非正規(guī)金融規(guī)模增長迅速，通過估測對比非正規(guī)金融規(guī)模與正規(guī)金融規(guī)模，非正規(guī)金融規(guī)模已占正規(guī)金融規(guī)模的1/3左右，金融二元結(jié)構(gòu)客觀存在。計量結(jié)果表明，正規(guī)金融與非正規(guī)金融均對作為央行貨幣政策中介目標的貨幣供給量M2產(chǎn)生不同程度的正向影響。通過重點分析非正規(guī)金融與貨幣供給量的關(guān)系得知，從長期來看，非正規(guī)金融的發(fā)展將導致貨幣供給量M2大約15%的增長。究其原因，是由于非正規(guī)金融體系資金融通過程中的高利率特征，吸引了民間閑置資金和正規(guī)金融機構(gòu)中的部分沉淀資金，造成大量的資金游離于央行監(jiān)管之外，而這部分資金又被投放到社會形成投資資本，進而影響了貨幣乘數(shù)和貨幣流通速度的波動性，增加了貨幣的流動性，使得社會經(jīng)濟活動中的貨幣供給總量被隱性放大，貨幣供給量變得更加難以控制和監(jiān)測，這必將影響到央行貨幣政策制定和實施的效果。具體來講，當央行采取擴張性貨幣政策時，非正規(guī)金融的干擾作用使得貨幣供給總量超限度擴張，造成通貨膨脹壓力；當央行采取緊縮性貨幣政策時，由于非正規(guī)金融市場的繁榮以及其以短期借貸為主的特點，提高了貨幣乘數(shù)和貨幣流通速度，造成對緊縮性政策實施效果的抵消作用[12]。

因此，非正規(guī)金融的存在，造成貨幣供給量的可控性、可測性降低，削弱了央行貨幣政策的有效性。鑒于此，央行及政府部門應當采取以下相應措施：

（1）央行應成立專門機構(gòu)對非正規(guī)金融活動進行監(jiān)測、研究；在選取和監(jiān)控中介目標、制定和執(zhí)行貨幣政策的過程中，應將非正規(guī)金融的影響納入考慮范疇內(nèi)，盡量減少非正規(guī)金融活動的干擾。

（2）非正規(guī)金融的產(chǎn)生具有客觀必然性，其部分彌補了正規(guī)金融的不足，有效滿足了民營經(jīng)濟的融資需求，對經(jīng)濟增長有一定的貢獻。政府部門對非正規(guī)金融應當區(qū)別對待：對于危害經(jīng)濟秩序和社會穩(wěn)定的非正規(guī)金融應當堅決依法取締；對于具有互助合作性質(zhì)、比較規(guī)范的非正規(guī)金融應當給予法律支持，并積極引導其走向陽光化、合法化，逐步將其納入國家金融監(jiān)管體系[12]，使貨幣調(diào)控政策的制定和執(zhí)行更加合理有效。

（3）政府部門應減少對正規(guī)金融機構(gòu)的利率、貸款等方面的行政管制，加快利率市場化改革進程。市場化程度越高，金融市場的供求機制才能越完善，才能促進正規(guī)金融市場與非正規(guī)金融市場的真正、有效融合，這也將有助于優(yōu)化貨幣調(diào)控政策的實施效果。

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