帥昭文,吳本建,陳小輝,喻翔宇

(1.中央民族大學 經(jīng)濟學院,北京 100081;2.四川大學 經(jīng)濟學院,四川成都 610065;3.農(nóng)銀理財有限責任公司 資本市場投資部,北京 100005)

一、引 言

自1993年利率市場化改革的基本設想被提出,到1999年銀行間利率實現(xiàn)市場化,再到2015年存款利率上限被放開,中國利率市場化改革在形式上已基本完成,利率市場化進程宣布告一段落[1]。

目前看來,利率市場化只是在形式上廢除了所有的管制條件,長期的政策慣性在利率形成機制上還留下深刻的烙印[2-4]。首先,統(tǒng)一的基準利率還未形成,貸款利率“兩軌合一軌”工作剛開始啟動,利率傳導“雙軌制”的模式依然明顯。其次,正規(guī)金融機構和非正規(guī)金融機構定價機制不一,前者受管制歷史影響較大而后者完全隨市場波動。再次,間接融資為主的背景下,中小企業(yè)貸款主體仍然受歧視,大型企業(yè)貸款存在預算軟約束,利率傳導到實體經(jīng)濟的過程不通暢。最后,社會的剛兌意識還未完全打破,如政府的隱性擔保、監(jiān)管規(guī)則滯后于金融創(chuàng)新、投資者的保本觀念等都阻礙了利率市場化的進程。

由于這些問題的存在,利率還不能作為調節(jié)資金供求的唯一工具,但明確的市場化方向又需要在金融市場中注入越來越多的“利率調控”元素。因此,在市場化完成的初期,市場容易出現(xiàn)價格信號的紊亂,資源配置的扭曲,價格、規(guī)模的劇烈波動和風險偏好的躥升。尤其在利率市場化進程加速時期,利率要完成從貨幣政策調控次要角色向主要角色的跨躍,利率上升、利差縮小、金融脫媒等問題容易被預估到,但社會風險偏好上升以及帶來的系統(tǒng)性風險卻極少被注意到。實際上,這些影響遠比利率市場化帶來的經(jīng)營壓力更嚴重,可能威脅到金融系統(tǒng)安全和實體經(jīng)濟的平穩(wěn)運行,國外已有相關的經(jīng)驗教訓(1)韓國經(jīng)歷了三次改革才最終實現(xiàn)利率市場化,其中第一次宣告失敗即因為市場條件未成熟、存貸款利率放開步伐過快導致了金融市場和實體經(jīng)濟出現(xiàn)大幅波動。。

近年來,國內金融市場的波動性快速上升,貨幣市場、股票市場、債券市場、衍生品市場等出現(xiàn)異常波動(2)2013年6月發(fā)生“錢荒”;2014年開始市場輪番出現(xiàn)“資產(chǎn)荒”和“負債荒”;2015年6月開始發(fā)生“股災”,金融期貨也出現(xiàn)了拋售;2016年底開始,市場利率在存貸基準不變的情況下不斷上升,二者走勢完全分離;2017年開始債券市場上不同級別的主體和產(chǎn)品也陸續(xù)發(fā)生了傾軋。,證實了系統(tǒng)性金融風險的客觀存在。風險的源頭究竟在哪里?研究文獻針對不同的事件進行了分析,提出了銀行資金錯配過度、衍生品交易促使市場波動加劇、金融機構風險隔離不夠等原因[5-6]。但本文作者認為,金融市場“異象”發(fā)生的共同邏輯在于:利率市場化進程加速中,金融供給和金融需求的不匹配培養(yǎng)了市場參與者投機的習慣,社會風險偏好隨之上升。

基于以上考慮,本文試圖揭示利率市場化進程中的潛在風險,對形成該風險的共同邏輯進行實證和理論探討,并最終提出防范風險的具體建議。相比已有文獻,本文在更一般意義、更宏觀層面上探討了風險的來源,希望能借此為防范化解系統(tǒng)性金融風險提供有益參考。此外,本文在宏觀金融模型框架下,借鑒了金融行業(yè)的分析邏輯來構造利率期限結構模型,進而得到社會風險偏好的相關信息,在相關的模型應用中屬于首次。

二、文獻回顧

本文嘗試從利率期限結構中得到利率市場化進程的潛在風險。在研究方法上,與宏觀金融模型類似,都是從債券收益率曲線得到宏觀信息的過程;在內容上,研究主題與“利率市場化與金融穩(wěn)定的關系”相關文獻相近,故分兩類文獻綜述。

(一)宏觀金融模型的應用

宏觀金融模型認為,利率可以反映通脹、經(jīng)濟增長等宏觀信息[7]。債券收益率是最早完全市場化的利率之一,對利率市場化起到了先導性作用,與宏觀經(jīng)濟的關聯(lián)更為密切。國外文獻較早從債券收益率曲線中分解出相應的宏觀信息,發(fā)現(xiàn)了收益率曲線與宏觀經(jīng)濟間相互影響[8-9]。近年來國內學者對宏觀金融模型進行了實證應用,從收益率曲線中得到了關于中國宏觀經(jīng)濟運行的信息,證實了國內收益率曲線與宏觀經(jīng)濟間的互動關系[10-12]。值得一提的是,牛霖琳等研究了地方政府債務風險及其風險傳導機制,是國內首篇從宏觀金融模型得到風險信息的文獻[10]。

(二)利率市場化與金融穩(wěn)定的關系

利率市場化會不會引起金融穩(wěn)定問題,一直是學術界關注的熱點。部分文獻認為,利率市場化會引起金融脫媒、影子銀行的興起導致系統(tǒng)面臨更大的不確定性與風險、銀行擠兌的可能性增加,因此利率市場化與銀行危機呈正相關關系[13]。但更多的文獻認為,利率市場化通過降低商業(yè)銀行的風險承擔、優(yōu)化銀行治理結構、抑制企業(yè)過度負債等途徑而使金融更加穩(wěn)定[14-15]。

(三)已有文獻評述與文章創(chuàng)新

本文亦使用了宏觀金融建模,與傳統(tǒng)文獻不同的是,本文重點關注了利率市場化進程帶來的宏觀風險,這與牛霖琳所關注的債務風險也不同,而且本文是從社會風險偏好的角度介入的,已有文獻中鮮有涉及。在構建宏觀金融模型時,借鑒了業(yè)界的分析思路,從“政策面”“資金面”“基本面”著手,取得很好的擬合效果,避免了傳統(tǒng)宏觀金融模型中因子含義含混的窘境。

另外,在探討利率市場化的影響時,文獻都集中在理想狀況下(即利率市場化能迅速完成)利率市場化與金融穩(wěn)定的關系,而實際上國內利率市場化進程還遠遠沒有完成,關注這一過程而不是其完成后產(chǎn)生的影響更有意義。在市場化加速過程中,考慮到市場參與者的風險偏好可能由于金融供給與金融需求的不匹配、產(chǎn)品定價模式的差異和信息不對稱問題而發(fā)生改變,本文重新審視該過程中的風險隱憂是十分必要的。

三、數(shù)據(jù)選擇

本文理論建模和實證分析主要涉及債券收益率和宏觀經(jīng)濟層面相關數(shù)據(jù),來源于Wind數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。為了保持結論的穩(wěn)健性,本文選取多個債券市場的數(shù)據(jù)進行驗證,包括國債、政策性金融債、商業(yè)銀行債、企業(yè)債、城投債,覆蓋了60%以上的債券市場存量規(guī)模。在選取收益率數(shù)據(jù)時,本文選取1到10年10個期限,包含了所有關鍵期限和AA級評級及以上的債券,且主要采用了月均收益率作為數(shù)據(jù)觀察點。

宏觀層面數(shù)據(jù)主要包括央行貸款基準利率、上海銀行間同業(yè)拆放利率Shibor、CPI同比增速、工業(yè)增加值同比增速、季度GDP同比增速、宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)等。表1是利率數(shù)據(jù)在樣本期內的統(tǒng)計信息,樣本選擇區(qū)間是2006年10月至2018年9月,共12年的月度數(shù)據(jù)。

表1 利率數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

表1表明,通常情況下,中國貸款基準利率高于市場利率,貸款基準利率作為市場利率的錨這一作用始終存在[11]。但在極端情況下,“雙軌制”的特點還是會顯現(xiàn),市場利率在短期內超過基準利率,也會在某些特殊時期脫離基準利率的走勢。貸款基準利率波動性比較大是因其階梯狀的調整所致,而市場化利率中短期限的波動性大于長期限的、低評級債券收益率波動性大于高評級的,這均與發(fā)達國家情況類似。

四、基于行業(yè)分析視角的宏觀金融模型

金融行業(yè)對市場利率走勢的研判通常從“政策面”“資金面”和“基本面”風險三個維度著手?！罢呙妗敝饕肛泿耪叩乃删o程度,“資金面”指市場流動性的情況?！盎久妗敝附?jīng)濟運行情況,主要從經(jīng)濟增長、物價穩(wěn)定和就業(yè)充分幾方面去考慮,而且應當結合公眾心理預期、國際環(huán)境、所處歷史時期等因素去綜合理解。

本文從行業(yè)分析的視角,將影響債券收益率的三個因子歸納為“政策面”、“資金面”和“基本面”風險因子。與強靜等選取的指標類似,本文選擇1年期貸款基準利率和市場利率中不能被基準利率解釋的部分分別作為“政策面”和“資金面”風險因子的代表[11]?！盎久妗憋L險因子因為包括了經(jīng)濟、政治、社會等各方面的影響,既有實際經(jīng)濟增長、通貨膨脹的成分,還有心理預期的因素,在技術上難以直接構造,因此作為隱因子引入模型。

一般地,不同期限的債券收益率應近似滿足無套利條件,本文模型脫胎于Ang和Piazessi的無套利宏觀金融模型,其基本設定如下[8]:

(一)因子設計

(1)

(2)

(二)短期利率方程

模型假設了短期利率受到“政策面”“資金面”和“基本面”風險因子的影響,并完全被這三個因子所解釋,故將短期利率表達為因子的仿射形式,δ0為截距項,δ1為因子載荷:

(3)

(三)狀態(tài)空間模型

一般地,狀態(tài)空間模型由觀測方程和轉移方程組成,方程(3)為短期利率的觀測方程,本文還選取了關鍵期限的收益率數(shù)據(jù),其亦會形成一系列觀測方程。在無套利約束條件下,典型的收益率觀測方程將呈仿射形式:

(4)

Xt+1=c+ρXt+Σεt+1,εt+1～N(0,I)

(5)

其中,ρ為因子轉移矩陣,Σ為因子沖擊項的方差協(xié)方差陣的Cholesky分解。為標準化因子取值,將隱因子沖擊項的方差定為1,且假設與前面兩個因子沖擊項正交,Σp·l為下三角矩陣,表示“政策面”和“資金面”因子沖擊項形成的方差協(xié)方差矩陣Cholesky分解:

(6)

(四)定價核方程

定價核是在物理測度下對未來可能收益流的定價,依照Ang和Piazessi的假定,假設其具有以下對數(shù)正態(tài)形式[8]:

(7)

其中,λt為風險價格,本文亦將其假設為因子的仿射結構,λ和Λ分別為風險價格的截距項和因子載荷:

λt=λ+ΛXt

(8)

(五)無套利約束及遞歸關系

根據(jù)不同期限間利率的無套利條件,因子載荷間的遞推關系推導如下。

由短期利率方程,期限為1個月的即期收益率滿足:

(9)

假定期限為n個月(n≥1)的即期收益率滿足:

(10)

(11)

從而會有遞推關系式:

(12)

(13)

(六)模型假設和估計

參照傳統(tǒng)無套利宏觀金融模型的做法,本文亦假設5年期的收益率不存在擬合誤差,1年期、3年期和10年期的收益率存在擬合誤差(3)輪換關于不帶誤差的期限的相關假設,結論沒有改變。,即:

(14)

(15)

(七)模型與利率市場化、風險揭示的關系

在研究設計上,本文以已經(jīng)市場化的債券收益率作為研究對象具有代表性,可以體現(xiàn)利率市場化進程映射到價格波動上的特征,進而挖掘風險隱憂可能產(chǎn)生的途徑,研究的樣本區(qū)間覆蓋了利率市場化進入實質化階段和進程加速時期。

本文將“基本面”因子設計為隱因子,一方面是因為近年來金融市場的波動性遠超過基本面的波動性,債券收益率亦然,希望通過該模型找出收益率數(shù)據(jù)中蘊含的除基本面以外的其他信息,文中將其定義為社會風險偏好;另一方面也是因為基本面本身比較復雜、難以衡量,選擇任何單一指標來做代理變量估計偏誤都較大,而選擇多個宏觀指標放入模型則可能帶來更多的干擾,模型的效度不高。

五、利率市場化進程中潛在風險的實證分析

首先匯報上述模型的主要估計結果,并對模型設定的隱因子進行初步檢驗;然后,將深入挖掘隱因子中蘊含的風險信息,并結合中國利率市場化進程作進一步分析;最后,針對利率市場化進程中風險偏好上升的路徑進行理論探討。

(一)宏觀金融模型參數(shù)估計結果

首先在統(tǒng)一的宏觀金融模型框架下針對主要債券市場分別進行建模分析,檢驗行業(yè)分析視角的正確性。限于篇幅,本文僅對其中部分市場的參數(shù)估計進行匯報(見表2)。

表2 模型參數(shù)估計部分結果

1.參數(shù)估計

從表2估計的結果來看,各個債券子市場的估計結果比較類似,核心參數(shù)的估計值(ρ、δ1和Σe)均十分顯著。ρ的對角線處參數(shù)均大于0.5且顯著,說明因子存在較強的持續(xù)性。

模型對于收益率數(shù)據(jù)的擬合程度非常高,誤差均在3.5個基點以內(見Σe的估計結果)。另外,從對收益率變動的方差分解也可以看到(表3),“政策面”“資金面”和“基本面”風險因子解釋了收益率曲線變動的88%以上,證明這三個因子能很好地捕捉到收益率曲線的波動特征,也說明了基于行業(yè)視角的分析思路在解釋和預測收益率上的可行性。

2.“基本面”風險因子走勢

在估計出模型參數(shù)后,可通過觀測無誤的收益率(5年期)逆推出隱因子的走勢,即由式(15)得到:

表3 收益率曲線變動的方差分解(×10-7)

(16)

故可得到“基本面”風險因子為:

(17)

“過濾”出來的隱因子走勢如圖1所示?？梢园l(fā)現(xiàn),各個債券市場雖然相對分割,但隱因子走勢大體一致,其相互間相關系數(shù)都在0.74以上,這說明不同市場的隱因子具有共性。但隱因子的具體內涵是什么?建模時稱之為“基本面”風險因子,那么其體現(xiàn)出怎樣的基本面特征呢?

圖1 隱因子走勢

3.“基本面”風險因子與基本面指標的關聯(lián)分析

從業(yè)界的分析邏輯來看,在政策面和資金面不變的情況下,當經(jīng)濟基本面向好時,投資回報率會上升,債券的收益率也會隨之上升。而基本面向好帶來的通脹預期也會相應的提高收益率,因此基本面的變化會推動整個債券市場的收益率同向運動,所以“基本面”風險因子應當與經(jīng)濟增速和通脹水平呈正相關關系。接下來通過相關走勢圖(圖2)和式(18)來檢驗“過濾”得到的隱因子與經(jīng)濟增速和通脹水平之間的關系。

(18)

首先,計算隱因子與經(jīng)濟增速和通貨膨脹間的相關性,發(fā)現(xiàn)全樣本期內隱因子與宏觀基本面指標值均負相關,與理論預測相反。

然后,分樣本區(qū)間觀察因子走勢(圖2)可以發(fā)現(xiàn),隱因子與基本面指標在陰影線前后呈現(xiàn)不一樣的相關關系,前半段正相關而后半段負相關。分時間段回歸的結果亦表明2012年二季度成為分水嶺(表4)。

最后,式(18)的回歸結果中,季度頻率的樣本(表4)表明,通脹水平對“基本面”風險因子的解釋力有限,2012年二季度前經(jīng)濟增長對“基本面”風險因子影響為正但不顯著,二季度后經(jīng)濟增長與“基本面”風險因子呈相反趨勢。而以月度宏觀經(jīng)濟景氣指數(shù)為代理的回歸結果(表5)顯示,2012年6月前后基本面指標都較好地解釋了“基本面”風險因子,說明“基本面”風險因子確實反映了宏觀經(jīng)濟基本面。

此外,為判斷基本面指標與“基本面”風險因子的波動方向是否相同,本文還對式(18)的差分項做了回歸(表4和表5的最后一列)?？梢钥吹?經(jīng)濟增速短期波動對“基本面”風險因子波動有正影響,即短期內經(jīng)濟增速正向波動意味著“基本面”風險因子增加,經(jīng)濟增速負向波動則意味著因子減小,與前文理論一致。

表4 隱因子與基本面指標(季度)

表5 隱因子與基本面指標(月度)

(二)利率市場化進程中風險隱憂的揭示

正如圖2所示,“基本面”風險因子呈波動中上升的趨勢,而在樣本期內宏觀經(jīng)濟基本面并無此特征,特別是經(jīng)濟進入新常態(tài)后,經(jīng)濟增速和通脹水平都進入了低位徘徊、波動減弱的階段。通過圖2還可以看到,“基本面”風險因子在2012年二季度前走勢和波動幅度與宏觀經(jīng)濟基本面波動非常一致,“基本面”風險因子大都領先宏觀經(jīng)濟指標1到2個季度,而2012年二季度后,“基本面”風險因子的波幅遠超過基本面指標的波幅,走勢也完全背離。

進一步地,根據(jù)上文分析,“基本面”風險因子不僅是經(jīng)濟基本面的映射,還包含額外的信息。正如在構造“基本面”風險因子時指出的,我們主要從經(jīng)濟增長、物價穩(wěn)定和就業(yè)充分幾方面去考慮“基本面”,但公眾心理預期也會對基本面的判斷形成影響(5)正如某些宏觀市場分析者“新5%比舊8%好”的論述一樣,僅從宏觀基本面指標的絕對水平做出判斷一貫不是市場投資行為的出發(fā)點。?！盎久妗憋L險因子中的額外信息可以看作是這些綜合因素的影響,反映了公眾對于風險的額外偏好,其帶來的溢價部分即為社會風險偏好溢價。

表4和表5的列(4)結果表明基本面指標與“基本面”風險因子波動方向十分契合,但圖2顯示二者在2012年二季度后走勢相反。由此得到啟發(fā):是否“基本面”風險因子的波動成分和趨勢成分由不同因素決定?進一步地,通過HP濾波將宏觀經(jīng)濟指標和“基本面”風險因子分解得到波動值和趨勢值(圖3)。

從圖3(左)可以發(fā)現(xiàn),隱因子、經(jīng)濟增長和通貨膨脹的波動呈現(xiàn)出同向性,尤其是在2012年二季度前,隱因子的波動同基本面指標的波動走勢非常吻合(6)取GDP增速和隱因子的波動值,全樣本內其相關系數(shù)為0.51,2012年二季度前二者相關系數(shù)達到0.62。,隱因子往往領先1到2個季度。2012年二季度后,雖然基本面指標的波動幅度遠小于隱因子波動幅度,但二者波動方向仍相當一致,說明這一階段金融市場對實體經(jīng)濟的“放大器”作用更明顯(7)一方面,經(jīng)濟金融化的趨勢讓金融市場更易受到?jīng)_擊,即金融市場的脆弱性增加。另一方面,結合國內2012年后金融自由化、利率市場化進程明顯加快的事實,金融市場體制機制不完善、公眾金融素養(yǎng)不高帶來的弊端開始顯現(xiàn),市場頻繁異動,反映在市場價格信號上就是“基本面”風險因子波動幅度超過了基本面指標波動的幅度。。

圖3(右)展示了隱因子與基本面的趨勢部分,在樣本區(qū)間內隱因子呈上升趨勢,而基本面指標呈下降趨勢,與理論預期不符,而且隱因子趨勢變化的跨度也遠超過基本面。因此,隱因子的趨勢部分主要代表了除去經(jīng)濟基本面外的額外信息,反映了公眾對于風險的額外偏好,即社會風險偏好。

圖3 隱因子、宏觀變量的波動值(左)與趨勢值(右)

通過對隱因子的波動成分和趨勢成分的回歸分析(表6)也可以看到,GDP增速的波動值同隱因子的波動值關系密切,CPI同隱因子的關系則不明顯,進一步說明了經(jīng)濟增速同隱因子波動成分的一致性。而回歸結果(4)～(6)亦顯示趨勢部分同經(jīng)濟基本面的關聯(lián)不大,該部分內容應由社會風險偏好決定。另外,注意到趨勢項有單位根,對應的差分項回歸發(fā)現(xiàn)因子趨勢的變動方向與經(jīng)濟增長的變動方向一致,說明經(jīng)濟加速向好可能帶動社會風險偏好的上升,經(jīng)濟的加速衰退也會導致風險偏好的下降。

表6 因子分解與基本面指標

圖4 隱因子趨勢值的差分項走勢

從“基本面”風險因子趨勢值的差分項(圖4)亦可以看到,2012年二季度前,隱因子趨勢值保持0.1至0.2的緩慢上升速度,但2012年二季度后加速上升。上文指出,該因子的趨勢值代表了公眾對于風險的額外偏好,因此說明2012年第二季度前偏好上升的速度比較平緩,而之后公眾對風險的偏好明顯加速上升。

(三)關于利率市場化進程中風險偏好上升的根源探討

本文通過利率期限結構模型證明了利率市場化進程中隱憂的存在——社會風險偏好在加速上升,揭示了其在市場化加快前后發(fā)生“跳躍”的事實。除了關心這一事實外,厘清社會風險偏好上升的邏輯也是本文要討論的重要話題。

1.經(jīng)濟金融化、金融自由化趨勢與系統(tǒng)性風險

經(jīng)濟金融化和金融自由化趨勢使實體經(jīng)濟更依賴于金融發(fā)展,而金融發(fā)展依賴于金融創(chuàng)新的驅動,這些共同構成了社會風險偏好上升和系統(tǒng)性金融風險產(chǎn)生的背景。

經(jīng)濟金融化是21世紀世界經(jīng)濟表現(xiàn)出的顯著特點。從中美兩國的數(shù)據(jù)來看,經(jīng)濟金融化的程度在逐漸加深:美國制造行業(yè)增加值占GDP比重持續(xù)下降而金融行業(yè)占比平緩上升,金融資產(chǎn)在國家及非金融企業(yè)總資產(chǎn)中的比重均呈現(xiàn)緩慢上升趨勢[17];中國金融部門的資本和規(guī)模不斷增長,非金融企業(yè)投資于金融渠道的資金比例快速提升,基于金融渠道的利潤累積逐漸成為企業(yè)盈利的主導模式[18]。經(jīng)濟金融化程度的加深令金融與實體經(jīng)濟的邊界模糊,而實體經(jīng)濟長期疲弱的情況下金融的融資注血功能減弱,脫實向虛的趨向愈發(fā)明顯,金融資產(chǎn)比重在快速上升[19]。經(jīng)濟金融化的過程累積了系統(tǒng)性金融風險,尤其在全球經(jīng)濟低迷環(huán)境下,資金空轉、金融杠桿放大加劇了這一風險。

為了更好地滿足融資需求,西方發(fā)達國家較早進行了金融自由化,而金融危機后國內利率市場化進程加速,監(jiān)管態(tài)度偏寬松,央行以一系列金融創(chuàng)新推進利率市場化進程。但正如發(fā)生在美國的情況一樣,伴隨金融自由化而來的是金融創(chuàng)新的無序生長和系統(tǒng)性風險的集聚。國內金融市場也在這一過程中受到影響,近年來監(jiān)管政策趨嚴則促進了風險的直接暴露。如本文所證明,早在政府提出要防范化解系統(tǒng)性金融風險前(2017年),收益率曲線中已顯示出風險不斷集聚的跡象(2012年)。

2.利率市場化進程中的金融供給和金融需求錯位

圖5 近年來金融創(chuàng)新產(chǎn)品規(guī)模走勢(單位:萬億)

利率市場化作為金融自由化的核心內容,是為了理順資金價格,更好地匹配金融需求與金融供給,破除金融分層的障礙,服務實體經(jīng)濟。但在現(xiàn)實的利率市場化進程中,由于市場體制機制不健全、市場參與者理念未曾轉變、監(jiān)管法律法規(guī)不到位等原因,中國的金融供給和金融需求出現(xiàn)了錯位。

金融供給方面,監(jiān)管鼓勵金融創(chuàng)新推進利率市場化進程(8)2013年開始,銀行推出同業(yè)存單、發(fā)行同業(yè)理財,非銀行金融機構創(chuàng)新加快,銀行和非銀機構合作深化;民間“寶寶類”產(chǎn)品激增,互聯(lián)網(wǎng)金融也進入繁榮發(fā)展階段。,目的是多措并舉更快理順價格信號,更好地服務實體經(jīng)濟。銀行的同業(yè)業(yè)務、理財業(yè)務隨之迅速發(fā)展,非銀行金融機構的資管、通道業(yè)務規(guī)模也快速增加(圖5),銀行業(yè)與非銀機構間的合作也更趨深入和復雜。一方面,市場化的利率和金融規(guī)模擴張確實支持了實體經(jīng)濟發(fā)展,但另一方面,國內對金融和實體間關系的認識不夠導致了金融機構盲目擴表和無序發(fā)展,“熱錢”進出房地產(chǎn)市場、債券市場、股票市場等,資金在金融體系內部的空轉加劇了金融風險,也推高了實體經(jīng)濟的融資成本。

金融需求主要來自個人投資者、企業(yè)部門和金融機構。從金融服務實體經(jīng)濟的角度來評價,企業(yè)部門的金融需求是最重要的,最能代表實體經(jīng)濟與金融的關系,但2013年“錢荒”發(fā)生以來,討論個人理財需求對傳統(tǒng)存款的替代作用、探析金融機構投融資需求對經(jīng)濟金融影響的文獻不斷涌現(xiàn)(9)耿同勁(2014),馬勇和陳雨露(2017),王國剛(2018)等。,從社會關注的熱點中可以看出這一階段金融需求增長較快的部門是個人及金融機構,同期的社會融資總額增速也遠低于平均的理財規(guī)模增速。從圖5也可以看到,個人和機構對于金融創(chuàng)新產(chǎn)品的需求在急劇增加。在經(jīng)濟進入新常態(tài)的背景下,實體經(jīng)濟的融資需求不強勁,但個人投資者和金融機構的金融需求反而不斷上升則可能代表了實體經(jīng)濟和金融市場有失衡的風險,這也是2017年開始推動金融降杠桿的政策邏輯所在(10)2017年出臺“三三四十”等監(jiān)管文件,直指銀行業(yè)同業(yè)、表外和通道業(yè)務不合規(guī);2017到2018年陸續(xù)將表外理財、同業(yè)存單列入MPA考核框架;隨后資管新規(guī)出臺。這些舉措都旨在抑制不必要的金融需求。。

3.金融供需錯位與社會風險偏好

國內金融供給與金融需求的錯位助推了社會風險偏好的上升。通過金融創(chuàng)新打破管制條件下形成的種種弊端,可以滿足實體經(jīng)濟發(fā)展的需要,這些市場化的金融產(chǎn)品本質上也需要參與者有更高的風險偏好,這也是本文得到的社會風險偏好一直在上升的原因。但是,經(jīng)濟進入新常態(tài)后實體經(jīng)濟融資需求低迷,投資回報下降,而新的金融供給創(chuàng)造了逐利的可能性——通過運用這些金融產(chǎn)品實現(xiàn)深度期限錯配、高風險投資和加杠桿。因此非企業(yè)部門的金融需求迅速膨脹,社會風險偏好隨之快速上升。膨脹的金融需求又派生出更多的金融供給,監(jiān)管缺位和實體經(jīng)濟回報下行的情況下,這些金融供給在金融系統(tǒng)內部迅速被非實體部門消化。如此循環(huán)往復,金融供給和非企業(yè)部門的金融需求在錯位中不斷“螺旋式”上升,風險偏好加速上升。此外,基于風險收益相當?shù)脑瓌t,能流入實體經(jīng)濟的金融供給也往往是流向了高風險行業(yè),有的實體企業(yè)甚至反過來參與了金融機構的“資金空轉”[18],這無疑也提高了實體經(jīng)濟中的風險偏好。

六、結論與政策建議

本文在宏觀金融模型中引入行業(yè)分析思維,構造了“政策面”“資金面”和“基本面”風險因子作為影響因子。通過比較債券收益率中“基本面”風險因子與宏觀經(jīng)濟基本面走勢,得到了利率市場化進程中的風險信息。結果顯示,基于行業(yè)分析視角的宏觀金融模型與傳統(tǒng)期限結構模型一樣對收益率具有良好的解釋力。在此基礎上,本文著重對所設計的隱因子進行分析,發(fā)現(xiàn)其不僅反映了宏觀經(jīng)濟基本面的信息,還揭示了利率市場化進程中形成的風險隱憂——社會風險偏好在快速上升。研究發(fā)現(xiàn),2012年二季度前后社會風險偏好發(fā)生了“跳躍”現(xiàn)象,造成了近年來金融市場頻繁出現(xiàn)的大幅波動?；仡欀袊适袌龌臍v史進程,該現(xiàn)象是在世界經(jīng)濟金融化和金融自由化趨勢下發(fā)生的,與利率市場化進程中利率“雙軌制”痕跡猶存和滯后的監(jiān)管制度有關。但本文認為,風險偏好快速上升的根本原因是經(jīng)濟步入新常態(tài)后,利率市場化進程加速中金融供給和金融需求出現(xiàn)了錯位,正是這種錯位培養(yǎng)了參與者投機的習慣。

本文為利率市場化改革、金融供給側結構性改革和防范化解系統(tǒng)性金融風險提供了思路。第一,利率市場化完成的過程中存在社會風險偏好急速上升的隱患,如何合理引導偏好預期是利率市場化改革中應該關注的重要問題。第二,金融供給和金融需求的錯位是社會風險偏好上升的最根本原因,引導偏好預期可以從改變金融供給著手,例如金融創(chuàng)新應當更多地服務實體經(jīng)濟,而不是衍生出無效的金融需求。第三,從宏觀金融模型得到的社會風險偏好,可以為金融風險水平的判斷提供標準,為防范化解系統(tǒng)性金融風險提供事前預警參考。