民間金融規模測算及其規范發展研究

歐文

摘要：民間金融歷史悠久，是我國金融體系的重要補充。隨著市場開放程度的提高和經濟的不斷發展，民間金融已成為中小企業及“三農”經濟等獲得資金支持的重要渠道，是經濟發展不可或缺的因素。然而，如何測算民間金融規模，以及怎樣規范民間金融發展，一直是理論界的難點，本文嘗試對此進行探索。

關鍵詞：民間金融；規模測算；Granger因果檢驗；規范途徑

一、民間金融內涵的界定

“民間金融”一詞是在中國特殊的歷史背景下產生并一直被沿用下來的。目前，國內對民間金融的定義并不完善，也尚未形成統一意見。本文通過比較分析，結合最新趨勢，認為民間金融應具備如下兩個特征：

第一，民間金融是自發產生的，而不是由政府主導建立的。民間金融的產生、發展是經濟體本身所需要和催生的，是經濟中自發產生的金融活動。從信息經濟學的角度來看，金融中介的存在是為了降低信息不對稱，如果一種金融形式可以自發產生并長期存在，那么它必定在解決信息不對稱的問題上有其比較優勢。因此，民間會融的內生性是其重要特征，成為其比較優勢。

第二，民間金融游離于金融監管調控體系之外，即沒有與之對應的成熟的金融監管調控制度。在我國，正規金融系統諸如銀行、保險、證券等均已有較成熟的金融監管和宏觀調控制度，在這范圍之外的經濟主體所從事的融資活動則很少受到監管和調控，均屬于民間金融范疇。需要提及的是，如果某種金融組織在國內處于起步階段，尚未進入國家的金融監管和調控體系，如典當公司、小貸公司等，盡管其接受政府某些部門（如地方金融證券辦）的宏觀管理，本文仍將其視為民間金融。

據此，本文將民間金融定義為：經濟中自發產生的，游離于國家金融監管調控體系之外的金融行為和組織；相應地，將正規金融定義為已納入國家金融監管調控體系之內的金融行為和組織。

二、民間金融規模的理論測算與分析

（一）民間金融的測算方法——θ值法

民間金融由于其“地下性”，目前并不在官方統計機構監測范圍之內，而如何測算民間金融規模一直是理論界的難題。本文結合民間金融特征，將其測算建立于兩個假設基礎之上，并選用θ作為衡量各地區經濟金融相關性的中間變量，因此，這一方法也被稱為“θ值法”。

假設l：各地區在各年度存在相同的經濟金融相關系數。

在《中國地下金融規模與宏觀經濟影響研究》一書中，李建軍認為從全局看無論是公開經濟還是地下經濟，其存在和發展環境是相同的，而經濟活動與金融之間的發展關系是一定的，因此，李建軍假定地下經濟與公開經濟有著相同的信貸融資需求，并以此為基礎測算了地下信貸的規模。借鑒李建軍的方法，本文假設各地區有相同比例的經濟金融系數。我們將全國視為一個大的環境，而勞動力與資本是具有較強流動性的生產要素。假設在資金充足的情況下，勞動力和資本在各個地區可以達到這樣一種狀態：相同的勞動收入、資本投入將得到相同的產出，即資本對經濟的貢獻是一致的。在收入分配政策全國統一的情況下，對于規模、收益率大體一致的企業，為了實現相同的利潤率，他們擴大規模的融資欲望也必然是大體相同的，因此我們假設融資量/GDP的值在各地相同。

由于我國民間金融主要以短期信貸居多，為了使民間金融與正規金融相對應從而具有可比性，我們選取正規金融機構一年期以內的短期信貸及各類直接融資作為研究對象。在直接融資方式中，鑒于債券融資數額相對較少且數據不完全，我們只選取了股票融資與外商投資，由此，（1）式可變換為：

假設2：正規金融資源越充足，正規金融越發達，則民間金融的相對規模就越小。

民間金融是在主流金融體制之外而生的體制外金融，它是對主流金融的有益補充。可以認為，正規金融資源的不充足，正規金融體制的不完善導致了民間金融的存在與發展。越是經濟落后的地區，農戶從銀行、信用社等正規金融機構借貸的比重就越低。因而，我們對此進行延伸，認為北京、上海等作為我國的政治中心和金融中心，經濟比較發達，其正規金融資源必然遠遠豐富于其它地區，那么這兩個地區的民間金融數量相對來講就少得多，在此忽略不計，即假定這兩個地區不存在民間金融。正是根據這一點，我們選取北京和上海作為考慮其它地區民間金融資源狀況的坐標系或者說是參考點。需要說明的是，即使正規金融資源很充足也很難保證沒有民間金融的存在，因此本文的假定必然存在一定偏差，但這一偏差仍在可接受和允許范圍內。

對于北京、上海而言：

對于株洲等其他地區而言：

其中，北京、上海的正規金融投入包括短期信貸、股權融資和外商直接投資等三大類；而其他地區則默認為有非正規金融市場的存在，因此金融投入包括短期信貸、股權融資、外商直接投資以及民間金融等四項。

（二）株洲市民間金融規模的測算

根據資料的可得性，分別選取北京和上海地區2000-2011年的數據，運用公式（3）計算其θ值見表1。

從上表可以看出，北京地區θ值的取值范圍為0.43-0.62，平均θ值為0.53。上海地區θ值的取值范圍為0.44-0.58，平均θ值為0.52。兩地區θ值的取值范圍和均值總體上較為一致，大多集中在0.5左右。

進一步地計算北京和上海兩地的平均θ值，以此作為測算其他地區民間金融規模的重要參數，使這一參照值具有更好的代表性和均衡性。根據表1數據逐年計算兩地的平均θ值見表2。

以表2中各年θ值為參照點，并結合株洲市GDP及正規金融數據（見表3），應用公式（4）計算得到株洲市2000-2011年民間金融規模（見圖1）。

從圖1的測算值可以看出，2000年至2011年，株洲市民間金融規模逐漸上升，特別是自2006年開始，民間金融發展迅速，年均增速達到14%以上，目前規模已突破300億元，約占正規金融規模的40%左右。結合我們對株洲轄內各縣市的實際調查情況看，在經濟較為發達的市區民間金融規模較小，但在金融體系尚不完善的縣域地區，民間金融則較為活躍，從估算情況看，醴陵市民間金融規模不低于100億元，攸縣在50億元以上，再結合其他三縣，對株洲市目前民間金融規模在300億以上的測算是較為合理的。

三、對株洲市民間金融與經濟增長關系的實證分析

（一）研究方法

本文選用Granger因果檢驗來驗證民間金融與經濟增長之間的相互影響關系，具體分為三個步驟：（1）單方根檢驗，檢驗樣本時間序列的平穩性：（2）協整檢驗，得出時間序列間的協整關系；（3）在VAR模型中進行Granger因果檢驗。

（二）變量與樣本選擇

為剔除人口的影響，我們選擇人均國內生產總值（AGDP，單位：元/人）和人均民間金融資源（AIF，單位：元/人）來衡量經濟增長與民間金融發展的關系，其中，人均民間金融資源根據上文采用θ值法測算得到的民間金融規模除以當年常住人口數計算而來，具體見表4。同時，由于數據的自然對數變化不僅不會改變原來的協整關系，而且可以消除時間序列的異方差現象，使其趨勢線性化，因此我們對數據進行了對數化處理。分別用LNAGDP、LNAIF表示。考慮到數據可得性，仍然采用以上指標2000-2011年的數據進行分析。

（三）計量分析

1、平穩性檢驗

在傳統的回歸分析中，時間序列的非平穩性可能會產生“偽回歸”問題，因此，在計量分析時，首先要對時間序列數據進行平穩性檢驗，即單位根檢驗。通過Eviews6.0軟件對LNAGDP、LNAIF進行ADF檢驗的結果見表5，其中顯示，LNAGDP和LNAIF都是二階單整序列。

2、協整分析

以上單位根檢驗證明，株洲地區人均GDP及人均民間金融資源的對數序列都是二階單整的，符合協整的必要條件。本文采用EG兩步法對株洲市人均GDP及人均民間金融資源兩個變量進行協整分析，即先建立變量LNAGDP與LNAIF的回歸方程，再檢驗回歸方程的殘差是否平穩。以LNAIF為解釋變量，LNAGDP為被解釋變量，用Eviews6.0軟件做回歸分析，得到如下模型：

對上述模型的殘差e做單位根檢驗，結果表明殘差e在5%的顯著水平下已經沒有單位根，是平穩時間序列，所以LNAGDP與LNAIF之間存在協整關系，即株洲市民間金融的發展與該地區經濟增長之間存在長期穩定的動態均衡關系。人均民間金融資源每增長1個百分點，會促進株洲市經濟增長約0.69個百分點，可見民間金融對經濟發展的影響十分明顯。

3、Granger因果關系檢驗

協整檢驗結果表明，株洲市民間金融與經濟發展之間存在長期均衡關系，但這種均衡關系是否構成因果關系，還需要進一步的驗證。Granger（1969）和Sims（1972）提出的Granger因果檢驗為此提供了解決問題的辦法。根據F值、伴隨概率及AIC最小原則，取滯后期為2，檢驗結果見表6。

由表6可知，在5%的置信水平下，拒絕了“LNAIF不是LNAGDP的Granger原因”的原假設，即LNAIF是LNAGDP的Granger原因；同時，不能拒絕“LNAGDP不是LNAIF的Granger原因”的原假設，因而可以認為LNAGDP不是LNAIF的Granger原因。因此，就株洲市而言，民間金融是構成當地經濟發展的Granger原因，然而，經濟增長并不構成其民間金融發展的Granger原因。

（四）小結

采用株洲市2000-2011年人均GDP與人均民間金融資源兩個指標進行Granger因果檢驗的結果如下：協整分析表明，株洲市經濟增長與民間金融增長之間存在長期穩定的動態均衡關系，兩者同方向變動；但Granger因果關系檢驗表明，經濟增長與民間金融增長間的關系表現為單方向的因果關系，也就是說，民間金融的發展確實拉動了當地經濟的增長，但這種作用并非相互的，經濟增長并不是民間金融發展的主因。這就從定量的角度證明民間金融的存在與發展是必然的也是必要的，如何規范和引導民間金融健康發展，以更好地服務于實體經濟，是非常值得探討的問題。

四、民間金融規范發展途徑

民間金融在解決中小企業資金需求和促進經濟發展等方面已充當著越來越重要的角色，但另一方面，其潛存的弊端也逐漸暴露，集中表現為：民間金融交易隱蔽、監管主體缺位等容易滋生非法集資、洗錢犯罪問題；民眾風險意識薄弱，規避和降低融資風險的能力不強，潛存信用風險大；民間金融利率偏高，加重了企業經營負擔，使企業經營管理風險進一步加大，等等。解決民間金融的無序化、高風險狀況，關鍵在于加強政府監管、規范行業自律、暢通民間資金流動渠道。

（一）明確監管主體，加大監管力度

政府部門要強化對民間金融的監管，建立事前事中事后全方位、多層次的監管體系。首先是明確“誰審批，誰監管”，確立監管主體和責任，加大監管力度；其次是明確“監管什么，采取怎樣的監管手段”，建立監管的指標和監管標準，盡快出臺規范民間金融管理的政策、法規，確保監管的有效性；要組織有關部門對所有民間金融機構進行一次全面清查，提高其運行透明度；對有實力、運行良好的機構要幫助其申報取得合法資質，并納入政府監管范圍；對那些嚴重違反法律法規、帶有黑社會性質的融資機構要堅決予以打擊和取締；當地政府和公安、金融機構要在民間借貸、融資活躍地區設立風險監測點，定期采集數據，及時掌握和分析民間融資情況，加大對非法集資的防范和打擊力度，確保民間金融平穩可控。

（二）成立行業協會，實行自律管理

難以對民間金融機構實施有效監管是現階段必須面對的現實，而成立行業協會、強化行業自律不失為一種有效辦法。要根據有關法規，督促民間金融機構及時成立行業自律組織，制定行業自律章程，樹立組織權威，加強自我管理。同時，督促行業協會切實履行職能，在行業內積極宣傳金融法規和專業知識，幫助培訓管理人員，確定行業規模和利率，規范融資行為，促進民間金融機構在規范中發展、在發展中成熟、在成熟中壯大，逐步建立和完善市場經濟基礎上的規范有序、運轉透明的民間金融秩序。

（三）選擇合理模式，引導合規發展

一方面，應運用市場化機制疏導民間資金的流通渠道，通過參股等形式引導民間資金參與重點項目建設，緩解金融機構信貸投入壓力。另一方面，應選擇合理的模式，引導民間金融機構實現合法化、規范化。對民間金融合法化模式的選擇，大體上有以下三種：第一，采取股份制形式將民間金融納入正規金融組織范圍。第二，采取合作制形式將民間金融組織合并到信用社組織。第三，采取信托制度形式實行民間金融組織與正規金融機構的合作。

參考文獻：

[1]姜旭朝.中國民間金融研究[M].山東：山東人民出版社，1996， 105-126.

[2]李建軍.中國地下金融規模與宏觀經濟影響研究[M].北京：中國金融出版社，2005：26-27，162-184.

[3]高發.中國民間金融問題研究[J].金融教學與研究，2005，（4）： 19-22.

[4]張桃.我國民間金融規范化發展研究[D].武漢：華中師范大學，2009.

[5]張建華，卓凱.非正規金融、制度變遷與經濟增長：一個文獻綜述[J].改革，2004，（3）：13-19.

[6]彭建剛，王惠，何靖.引導民間資本進入新型農村金融機構[J].湖南大學學報（社科版），2008（3）：41-46.

[7]盧慧.經濟增長與民間金融發展：市場化制度的轉軌[J].財經論壇，2008，（3）：43-51.