我國社會融資規模與通貨膨脹實證研究

□文/李　燁　宋美喆

（1.湖南科技職業學院；2.湖南財政經濟學院湖南·長沙）

我國社會融資規模與通貨膨脹實證研究

□文/李燁1宋美喆2

（1.湖南科技職業學院；2.湖南財政經濟學院湖南·長沙）

［提要］2011年，人民銀行提出以“社會融資規模”指標反映實體經濟與金融體系之間的增量關系。此后，央行定期公布社會融資規模數據，成為觀察經濟金融運行變化的重要參考指標之一。本文在借鑒相關文獻基礎上，揚棄原有以貨幣供應量對物價的傳導和影響視角，通過實證數據研究表明：社會融資規模短期內對通貨膨脹有顯著的影響。據此本文建議，可將社會融資規模作為反映物價水平變動的先行指標和實現通貨膨脹精準調控的參考手段。

社會融資規模；通貨膨脹；影響

原標題：我國社會融資規模與通貨膨脹關系的實證研究

收錄日期：2015年8月11日

一、社會融資規模的界定

2011年初，盛松成連續撰文對社會融資規模的概念、內涵及實踐意義進行了系統闡述。按照盛松成（2011）在《社會融資規模是符合金融宏觀調控市場化方向的中間目標》中對社會融資規模概念的定義：社會融資規模指一定時期內（每月、每季或每年）實體經濟從金融體系獲得的全部資金總額。從機構看，包括銀行、證券、保險等金融機構；從市場看，包括信貸市場、債券市場、股票市場、保險市場以及中間業務市場等。其內涵主要體現在三個方面：一是金融機構通過資金運用對實體經濟提供的全部資金支持；二是實體經濟利用規范的金融工具，在正規金融市場、通過金融機構服務所獲得的直接融資；三是包括小額貸款公司貸款、產業基金投資等其他融資。

社會融資規模是指一定時期內實體經濟融資總量，它不僅包括了信貸投放，而且還包括債券股票等間接融資渠道獲得的資金，從規模上應遠大于信貸投放；從傳導機制上說，社會融資規模從傳導途徑上應短于貨幣供應量的變化：前者衡量的是實體經濟個體從金融體系獲得的融資，個體獲得資金后或購買生產資料形成投資需求或購買生活資料形成投資需求，從而直接在市場上對物價產生影響；而后者需要由央行新增基礎貨幣經金融體系（主要為商業銀行）通過信貸或外匯占款渠道進入實體經濟，傳導過程較長甚至可能出現弱化。因此，相較于新增貨幣供應量，社會融資規模能更直接作用于物價水平，即：短期內物價變動受社會融資規模的影響應大于貨幣供應量。

以往的研究主要考察社會融資規模對經濟增長（主要以GDP為因變量）、不同地區社會融資規模對區域經濟發展的差異，以及社會融資規模的組成結構對經濟增長貢獻因素等。較少有涉及社會融資規模對物價變動的影響，為填補這一空白，本文選取2002～2012年我國經濟數據，實證研究兩者之間存在的影響關系。

二、數據及變量說明

（一）變量選取

1、因變量：CPI（Y），即物價水平，代表通貨膨脹程度。

2、自變量：社會融資規模（X1），其中包括人民幣貸款、外幣貸款、委托貸款、信托貸款、未貼現的銀行承兌匯票、企業債券、非金融企業境內股票融資。

3、控制變量：GDP（X2），即國內生產總值，代表一定經濟增長速度；M2（X3），即廣義貨幣供應量，代表一定時點下社會流通中的貨幣；PPI（X4），即生產者價格指數，考察上游物價一定條件下社會融資規模對最終消費品價格的影響。

（二）數據說明。考慮到時間序列數據分析對樣本量的需求及宏觀經濟指標的月度數據變動較之以往更加敏感，不同于之前研究更多地采用年度數據進行分析，本文選取2002年1月至2012年12月全國的月度數據為研究樣本，數據主要來源于同花順、中國統計局網站、中國人民銀行網站等。另外，為保證系列數據的分布更加均勻，本文采用Census-X12方法對所有原始數據進行季節調整。

三、實證分析

（一）單位根檢驗。為了避免偽回歸現象的發生，在擬合模型之前須對時間序列進行平穩性檢驗。本文同時使用PP檢驗來驗證ADF檢驗的結果，當兩種方法得到的結論不一致時，出于穩健性考慮，仍將該序列視為單位根過程，對各序列及其差分序列進行平穩性檢驗。

經過檢驗，不論是ADF檢驗還是PP檢驗，原序列均為不平穩序列，一階差分后均平穩，為I（1）序列。對于X1、X2序列，PP檢驗支持原序列為平穩時間序列，但ADF檢驗得到的結論則相反，即原序列為非平穩時間序列，一階差分后序列轉為平穩。出于穩健性考慮，我們認為X1、X2的原序列為非平穩時間序列，并為I（1）序列。平穩性檢驗的結果顯示，我們分析中用到的這五個變量均為同階平穩，說明它們之間可能存在長期均衡關系。

（二）協整檢驗。為進一步檢驗變量間是否存在長期的均衡關系，同時利用跡統計量及最大特征根統計量對研究變量進行Johansen協整檢驗，結果如表1。（表1）

表1　Johansen協整檢驗結果

不論是跡統計量還是最大特征根統計量都顯示，我們考察的這五個變量存在著顯著的協整關系。跡統計量表明應至少在10%的顯著性水平下拒絕“不存在協整關系”、“最多存在一個協整關系”、“最多存在兩個協整關系”、“最多存在三個協整關系”的原假設，并且不能拒絕“最多存在四個協整關系”的原假設，這表明變量間存在四個協整關系。最大特征根統計量表明應至少在10%的顯著性水平下拒絕“不存在協整關系”、“最多存在一個協整關系”、“最多存在兩個協整關系”的原假設，并且不能拒絕“最多存在三個協整關系”的原假設，這表明變量間存在三個協整關系。無論何種統計量我們都可以確定變量間在長期內是存在長期均衡穩定關系的，變量間不存在偽回歸，我們可以對其關系進行下一步分析。

（三）向量自回歸模型。為了研究這五個變量之間的傳導關系，我們利用向量自回歸模型（VAR）進行實證分析，經綜合考慮，我們選用VAR（2）模型進行分析，結果如下，五個模型修正后的可決系數分別為0.9312、0.6091、0.8547、0.9994、0.9764，模型擬合情況較好，說明解釋變量能夠解釋被解釋變量的大部分變動。

通過分析回歸系數可知，滯后一期及滯后二期的X1變量對Y的影響為正，且在5%的顯著性水平下顯著，說明以往的社會融資規模的擴大會對當期的CPI產生正向影響，且從數值上來看，滯后一期的X1變量的系數為3.05E-05，要大于滯后兩期的X2變量的系數1.07E-05，說明滯后期越長，社會融資規模對CPI的影響越小。此外，貨幣供應量指標X3相較于社會融資規模對CPI的影響在短期不顯著，但在滯后二期的影響高于社會融資規模指標。在短期內，經驗數據證實了本文此前的猜測。

四、政策啟示

從實證結論可知，在一定時期內，我國通貨膨脹水平對社會融資規模具有較高的敏感度，兩者的相關性可能比普遍感受的更為緊密，而且時間間隔越近，相關程度越高。據此，我們可以得出以下政策建議：

（一）由于社會融資規模與通貨膨脹水平相關程度較高，可將社會融資規模作為預測通貨膨脹率的先行指標，當社會融資規模快速增長時，可以預見消費者物價水平可能會較快上升，而控制社會融資規模增長速度，也就可以對物價水平起到相應抑制作用。相反，在當前我國經濟面臨下行壓力較大時，可以通過擴大社會融資規模，支持實體經濟發展，同時防范和釋放通縮風險。

（二）從我國經驗數據看，社會融資規模對通貨膨脹的影響隨時間拉長而衰減，表明從調控社會融資規模入手調控物價水平，所采取的調控政策迅速果斷，能夠短期內起到立竿見影的效果，而隨著時間推移，調控效果將逐漸減弱，這對于我國宏觀調控部門提高精準調控能力具有十分重要的啟示作用。

（三）從長期看，貨幣供應量對物價水平具有決定性影響，在貨幣供應量擴張期，信用貨幣通過基礎貨幣投放的注入點進入金融體系，進而由金融機構配置到實體經濟，社會融資規模也會由此擴大，從而影響物價上漲。因此，社會融資規模應適合作為短期中間目標的微調手段，而貨幣供應量仍應作為宏觀調控的主要中介目標繼續保留并發揮決定性作用。

主要參考文獻：

［1］盛松成.社會融資總量的內涵及實踐意義.金融時報，2011.2.18.

［2］盛松成.社會融資規模與貨幣政策傳導.金融研究，2012.10.

［3］郭麗虹，張祥建，徐龍炳.社會融資規模和融資結構對實體經濟的影響研究.國際金融研究，2014.6.

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