社會融資總量作為貨幣政策中介目標的有效性分析

于 菁

（東北財經大學金融學院，遼寧大連116025）

0 引言

改革開放以來，我國金融體系和經濟發展快速發展，金融機構和金融市場體系不斷發展完善。一方面，受貨幣政策調整和通貨膨脹預期影響，負利率導致大量的資金從銀行流出；另一方面，直接融資快速發展，企業債和非金融企業股票融資籌資數量迅速增加，銀行表外業務、結構化產品等融資產品日益豐富，證券、保險、基金類非金融機構對實體經濟的支持力度越來越大，社會融資結構發生了巨大的變化。銀行貸款以外的融資規模已經占了社會融資總量的四成以上，傳統以信貸規模作為貨幣供應量的代理變量，控制廣義貨幣供應量（M2）的方式，已經不能不能準確地反映貨幣政策對實體經濟的支持力度。有必要擴展社會融資的觀測指標，將直接融資和非銀行金融機構的資金都納入到統計范疇，因此，將社會融資總量作為貨幣政策的中介目標符合我國社會融資結構發展的趨勢。本文意在通過對社會融資總量與傳統貨幣政策中間目標的對貨幣政策最終目標的影響進行比較，分析將社會融資總量作為貨幣政策中介目標的合理性。

1 變量數據與選取

1.1 變量選取

貨幣政策的最終目標是促進經濟增長、實現充分就業、保持物價穩定和維持國際收支平衡。長期以來，我國貨幣政策調控的中間目標是廣義貨幣供應量（M2）和新增人民幣貸款，以此作為重點監測和分析的指標。因此，本文選取社會融資總量、M2、新增人民幣作為貨幣政策的中介目標變量，最終目標變量選擇國內生產總值（GDP）實際值代表經濟增長、通貨膨脹率代表物價穩定指標作為檢驗貨幣政策效果的代理變量。

1.2 數據選擇

本文選擇2002年1月至2012年6月的126個月度數據作為樣本。其中，消費價格指數（CPI）采用定基比指數（以2002年月為基期），由于我國尚未公布該指數，因此用CPI同比指數和月環比指數計算所得，并取對數記為LNCPI；國內生產總值（GDP），由于公布的GDP數據為季度數據，因此采用工業增加值的月度數據代替GDP的月度數據，并用CPI定基比數據換算成實際值，并取對數記為LNGDP；社會融資總量（RZ）、貨幣供應量（M2）和新增貸款規模（CZ）數據取其對數分別記為LNRZ、LNM2和LNCZ。本文是用的所有數據除了社會融資總量（RZ）數據來自于2012年9月3日中國人民銀行公布的《2002年以來社會融資總量月度數據》，其他數據均來自wind數據庫。

2 實證檢驗

2.1 平穩性檢驗

為了避免變量的變量出現“偽回歸”，我們首先對變量LNCPI、LNGDP、LNRZ、LNM2和LNCZ進行平穩性檢驗，我們采用增廣的迪基-富勒（Augmented Dicky-Fuller，ADF）單位根檢驗。利用Eviews6.0軟件，檢驗的結果如下見表1。

表1 各變量ADF檢驗結果

經檢驗，國內生產總值、通貨膨脹率、社會融資總量、M2、新增貸款序列是平穩的時間序列見表1，上述變量為一階單整序列，即I(1)。

2.2 Granger檢驗

在分析社會融資總量、M2、新增貸款的貨幣政策效果之前，我們先來驗證的它們變化是否是導致經濟增長和物價穩定的變動。如果LNRZ、LNM2和LNCZ是引起LNGDP和LNCPI變動的原因，則說明社會融資總量、M2、新增貸款作為前期信息領先于經濟增長和物價穩定發生，前者對后者的均方誤差MSE的減少有貢獻。只有被解釋變量和解釋變量之間存在存在依賴關系，才能進行協整檢驗、脈沖響應函數和方差分解進一步分析中間目標對貨幣政策的影響效果。我們利用Granger因果關系檢驗的方法，檢驗結果見表2。

表2 Granger因果檢驗結果

Granger因果檢驗結果：F統計量在5%的水平下顯著，且P值較小，可以拒絕原假設，說明社會融資總量、M2、新增貸款規模既是引起產出變動的原因又是產生物價變動的原因。但是，此結果并不能說明經濟增長和物價穩定是社會融資總量、M2、新增貸款的效果或結果。

2.3 多方程模型構建

本文主要分析社會融資總量、貨幣供應量和新增貸款規模對GDP和CPI的影響程度，由于貨幣政策具有時滯性，因此在進行模型選擇時要考慮到內生變量和外生變量的滯后項的影響。向量自回歸模型（VAR）模型把系統中每一個內生變量作為系統中的所有的嫩生變量的滯后值函數來構造模型，以此來考察時間序列中各經濟變量之間的關系，本文構建模型如下：

Yt=α1Yt-1+α2Yt-2+...+αpYt-p+φp

其中，Yt=（LNGDPt，LNCPIt，，LNRZt，LNCZt，LNM2t）是k維列向量，αt=（αt，ij）為系數矩陣，φp為p維擾動列向量。

根據AIC和SC最小的原則，選擇模型的滯后階數為2階；根據AR特征根多項式檢驗，發現特征根據位于單位圓內，說明構建的VAR模型是穩定的，可以進行脈沖分析和方差分解。

由于變量LNCPI、LNGDP、LNRZ、LNM2和LNCZ是單整穩定的時間序列，對方程進行回歸后，再對其殘差進行ADF單位根檢驗發現，殘差序列均為平穩序列，因此，變量LNCPI、LNGDP分別與LNRZ、LNM2和LNCZ存在協整關系。也就是說，社會融資總量、M2、新增貸款規模與經濟增長和物價穩定之間存在長期穩定的關系。

2.4 脈沖響應函數

協整檢驗表明社會融資總量、M2和新增貸款能夠對貨幣政策有長期穩定的影響，為了進一步分析它們對貨幣政策影響有效性程度，可以采用脈沖響應函數進行檢驗。通過脈沖響應函數可以衡量來自某個內生變量的隨機擾動項的一個標準差沖擊對SVAR模型中所有內生變量當前值和未來取值的影響。由于貨幣政策具有時滯性，因此利用脈沖響應函數，可以分析中間變量社會融資總量（LNRZ）、貨幣供應量（LNM2）和新增貸款（LNCZ）分別給經濟增長（LNGDP）和物價穩定（LNCPI）一個沖擊時，LNGDP或LNCPI當期值發生的改變，以及未來值的變化，分析中間變量對貨幣政策影響的滯后期。

⑴LNGDP對LNRZ、LNM2和LNCZ的脈沖響應分析。

通過對LNGDP和LNRZ、LNM2、LNCZ構造的VAR模型進行脈沖響應函數，分別檢驗LNRZ、LNM2、LNCZ一個標準差沖擊對LNGDP的影響程度，得到脈沖函數響應圖：

圖1 LNGDP對LNRZ（左）、LNM2（中）、LNCZ（右）一個標準差的脈沖響應

從圖1可以看出，當分別給LNRZ、LNM2和LNCZ一個標準差的正沖擊后，都沒有使得GDP立即響應。對LNRZ的響應先是呈下降趨勢，到第2個月達到最低點0.25左右，然后開始上升到第5個月達到最大值后，逐漸下降到第18個月后趨近于零；LNM2的響應呈現出下降的趨勢，在2～3個月達到最小值，隨后逐漸上升，6～8個月之后逐漸趨近于0；對LNCZ的響應呈現出顯著上升的趨勢，在3～6個月達到最大值，隨后逐漸回落，在20個月之后逐漸趨近于0。總體來說，LNGDP對LNRZ、LNM2和LNCZ三個變量的脈沖響應雖然總體趨勢不同，LNGDP對LNCZ一個標準差沖擊的反應最強烈，不論是峰值還是響應時間上都表現出顯著的特征。但是，從LNGDP對LNRZ一個標準差沖擊的反應上看，LNGDP對LNRZ的脈沖響應能在短時間內做出反應，從影響的時間上看也較為持久，達到18～20個月。因此，從對LNGDP的脈沖響應來看，最優的中間目標仍然是新增貸款，但從影響時間上看，社會融資總量在一定程度上也有其優勢。

⑵LNCPI對LNRZ、LNM2和LNCZ的脈沖響應分析。

通過對LNCPI和LNRZ、LNM2、LNCZ構造的VAR模型進行脈沖響應函數，分別檢驗LNRZ、LNM2、LNCZ一個標準差沖擊對LNCPI的影響程度，得到脈沖函數響應圖：

圖2 通貨膨脹率LNCPI對LNRZ（左）、LNM2（中）、LNCZ（右）一個標準差的脈沖響應

從圖2可以看出，當分別給LNRZ、LNM2和LNCZ一個標準差的正沖擊后，通貨膨脹率LNCPI的響應在20個月之后均未趨近于0，這說明三個中介變量對通貨膨脹影響期較長。對LNRZ和LNM2的響應呈現出顯著上升的趨勢，分別在3個月左右達到最大值，隨后逐漸回落，對LNM2的響應程度小于對LNRZ的響應程度；對LNCZ的響應呈現出顯著下降的趨勢，總體為負向的，在6個月處達到最小值，隨后逐漸上升。總體來說，通貨膨脹率LNCPI對LNRZ一個標準差沖擊的反應最強烈，影響的時間上看也較其他兩個中間目標更為持久。因此，從對通貨膨脹率LNCPI的脈沖響應來看，最優的中間目標是社會融資總量。

2.5 方差分解

表3 LNGDP、LNCPI對來自于LNRZ、LNM2和LNCZ沖擊的方差分解 單位：%

脈沖響應函數反映的是LNGDP、LNCPI對來自于LNRZ、LNM2和LNCZ沖擊的反應程度，下面利用方差分解的方法來分析社會融資總量、貨幣供應量和新增貸款對產出和物價的貢獻度，結果見表3。

從表3可以看到：從產出效應來看,總體上三者對產出效應的影響程度不高，僅占16%左右，社會融資總量對產出的貢獻度最大，貨幣供應量對產出的貢獻度最小，；從物價效應看，三者對物價的貢獻程度較高達到40%左右，新增貸款量對物價的貢獻最大，貨幣供應量對產出的貢獻度最小。三個中介目標對產出和物價的影響時間較長，均在15期左右才較為平穩。通過方差分解，我們可以得出結論：社會融資總量和新增貸款數量分別具有良好的產出效應和物價效應，作為貨幣政策中介目標各有優勢；貨幣供應量的貨幣政策效應較弱。

3 結論

從以上實證分析我們可以得出以下結論：

⑴社會融資總量、M2和新增貸款規模作為貨幣政策的中間目標，都能夠在長期影響貨幣政策的執行效果，對物價的影響無論是時間還是效果都要優于產出效應。

⑵引入社會融資總量作為貨幣政策的中介目標有很強的現實意義，社會融資總量對國內生產總值的影響最大，從對產出和物價的反應程度來看，明顯是正向的反映，而且貢獻度逐年提高，能夠在長期刺激產出增加。而新增貸款量雖然有較好的物價效應，但是是負向的反映，也很難實現穩定物價的目標。

⑶從對產出和物價的影響程度來看，存在一定的差異：從產出效應來看，社會融資總量作為貨幣政策中介目標效果最優，新增貸款規模次之；從物價效應來看，新增貸款規模作為貨幣政策中介目標的效果優于其他兩個變量。究其原因，可能是社會融資總量與新增貸款規模的關系較為密切，長期以來新增貸款規模在社會融資總量中占比較高，近來將社會融資總量作為貨幣政策中介目標的觀測變量意在將影子銀行也包括含在觀測范圍之內，因此，新增貸款規模在社會融資總量占比變化發生的時間較短。現有的實證結果表明，社會融資規模作為貨幣政策中介目標有一定的優勢，但是其效果還有待于進一步觀察，可以將新增貸款規模和社會融資總量共同作為貨幣政策的中介目標，檢驗其對貨幣政策實施效果的影響。

[1]Brumm,H.Money Growth，Output Growth and Inflation：a Reexamination of the Modern Quantity Theory’s Linchpin Prediction[J].Southern Economic Journal,2005,(3).

[2]Kobayashi,T.Monetary Policy Uncertainty and Interest Rate Targeting[J].Journal of Macroeconomics，2004，(26).

[3]Uribe，M.Real Exchange Rate Targeting and Macroeconomic Instability[J].Journal of International Economics,2003，(59).

[4]Melecky,A.,Melecky,M.From Inflation to Exchange Rate Targeting：Estimating the Stabilization Effects for a Small Open Economy[J].Eco-nomic Systems,Elsevier,2010,34(4).

[5]蔣瑛琨,劉艷武.趙振全.貨幣渠道與信貸渠道傳導機制有效性的實證分析——兼論貨幣政策中介目標選擇[J].金融研究，2005，（5）.

[6]劉軍.貨幣政策傳導機制有效性實證研究[J].統計與信息論壇，2006，（9）.

[7]蘇亮瑜.我國貨幣政策傳導機制及盯住目標選擇[J].金融研究，2008，（5）.

[8]夏斌,廖強.貨幣供應量已經不宜再作為當前我國貨幣政策的中介目標[J].經濟研究，2001，（8）.

[9]張紅偉.央行雙重目標下貨幣供給量做為中間目標的有效性分析[J].廣東社會科學，2008，（5）.

[10]張強,毛麗娜.入世過渡期內我國貨幣政策中介目標的調整[J].人大復印資料，2003，（10）.

[11]封思賢.貨幣供應量作為我國貨幣政策中介目標的有效性分析[J].中國軟科學，2006，（5）.

[12]卞志村,孫俊.中國貨幣政策目標制的選擇——基于開放經濟體的實證[J].國際金融研究，2011，（8）.

[13]陳滌非.關于社會融資總量統計的幾個問題[J].金融縱橫，2011，（3）.

[14]余永定.社會融資總量與貨幣政策的中間目標[J].國際經融研究，2011，（9）.