社會融資規模作為貨幣政策中介目標的適用性思考

■ 崔　毅（云南省科學技術情報研究院　昆明　650051）

社會融資規模作為貨幣政策中介目標的適用性思考

■ 崔毅（云南省科學技術情報研究院昆明650051）

本文基于2002-2014年的中國宏觀經濟數據，采用ADF平穩檢驗、Johansen協整檢驗、脈沖響應函數和方差分解方法，對比分析了社會融資規模、貨幣供應量（M2）和新增信貸作為中介目標變量對經濟產出的影響。結果顯示：將社會融資規模、M2和新增人民幣信貸作為中介目標對經濟產出和價格穩定傳導效應的顯著性較高；社會融資規模具有顯著的經濟產出效應，但物價穩定效應非常弱。盡管社會融資規模作為中介目標變量具有自身的優勢，但由于其具有一定的局限性，尚不能被納入貨幣政策中介目標。現階段，可將社會融資規模配合其他中介目標共同使用，服務于我國金融決策參考之用。

社會融資規模貨幣政策中介目標

引言

長期以來，將貨幣供應量與信貸規模等作為貨幣政策的中介目標是我國金融市場監管的常規方式。然而，隨著社會融資規模的迅速膨脹，尤其是互聯網時代的P2P等社會融資渠道的多元化，來自銀行官方渠道的信貸規模受到了顯著干擾，以信貸規模作為貨幣供應量的指示性變量逐漸開始失效。相關性是判別中介目標變量適用性的標準之一，由于貨幣發行量具有計劃性，其與產出之間的相關性正在不斷下降，將貨幣發行量作為貨幣政策中介目標變量有效性也在顯著降低。因此，傳統上將貨幣供應量與信貸規模作為貨幣政策中介目標變量的準確性受到了極大挑戰，尋求更合適的貨幣政策中介目標成為當前面臨的重要實踐議題。

因社會融資規模對實體經濟服務能力的不斷提升，以及其對經濟產出的敏感性，受到政策當局和學界的廣泛關注。2011年，中國人民銀行開始發布社會融資規模的統計數據，并試圖將其列為貨幣政策中介目標變量。但學界關于社會融資規模作為貨幣政策中介目標變量的可行性仍存在較大爭議。有學者認為，社會融資規模可以作為貨幣政策中介目標變量。如尹繼志（2011）、楊秀萍（2001）等認為社會融資規模在理論依據和適用條件上符合作為貨幣政策中介目標的要求。有學者則持反對態度，余永定（2011）認為社會融資規模作為內生變量，對物價水平不會產生直接影響，與通貨膨脹之間不存在關聯，因此不具備中介目標變量的條件；殷劍峰（2013）認為社會融資規模具有不可控、難檢測等特點，不能作為有效的中介目標變量。也有學者持中立態度。如鐘俊（2011）、張春生（2013）、于菁（2013）等認為，當前，社會融資規模具有其難以克服的缺陷，不宜將其單獨作為中介目標變量，但可以作為貨幣政策調控的參考指標，或配合其他指標納入金融監測體系。

表1　LNSHRZ、LNM2、LNXZXD、LNGDP 和 LNCPI 的 ADF 單位根檢驗

表2　Johansen協整檢驗結果

綜上所述，盡管現階段社會融資規模具有其自身的局限，但隨著我國社會融資規模在金融體系中地位的快速提升，將其作為金融政策調控的中介目標變量已是大勢所趨（李建軍等，2012）。因此，對社會融資規模作為中介目標變量適用性的深入系統地探究是十分必要的。那么，成為貨幣政策中介目標的標準是什么？從我國現行的貨幣政策傳導過程來看，中介目標變量既要與操作目標（準備金、基礎貨幣等）存在較高的相關性，也要與最終目標（經濟增長、物價穩定等）存在顯著關聯。從已有研究可以看出，學者們關于社會融資規模作為中介目標適用性的關注焦點和爭議主要集中在其是否與最終目標之間存在顯著關聯。基于以上研究現狀，結合應用需求，本文將進一步探究社會融資規模與貨幣政策最終目標之間的關聯關系，以對上述爭議性觀點證實或證偽，為盡快建立更為健全的貨幣政策調控中介目標體系提供參考。

變量選取與數據來源

（一）變量選取與數據來源

首先，引入社會融資規模（SHRZ）作為中介目標的假設變量，為使結果具有可比性，本文引入研究和實踐中常用的中介目標變量貨幣供應量（M2）和新增人民幣貸款（XZXD）。經濟增長和物價穩定是貨幣政策的最終目標，因此本文選取國內生產總值（GDP）作為經濟發展水平指標，居民消費價格指數（CPI）作為物價水平指標。以上指標為2002-2014年156個時期的數據，均來源于中國人民銀行官方網站。由于GDP只公布季度數據，為得到月度數據，本文采用工業增加值（PPI）對其進行月度計算，得到月度GDP。所有變量均為當月發生額。

（二）數據預處理與方法選擇

為了避免季節性因素造成的波動遮蓋經濟發展中的一些客觀因素，本文采用X-12對這些變量數據進行季節性調整，調整后的數據由此剔除了季節性因素的影響。此外，為了將時間序列中可能存在的異方差消除，對進行季節調整后的數據進行取對數處理。本文實證部分主要采用ADF平穩檢驗、Johansen協整檢驗、脈沖響應函數和方差分解法對社會融資規模與實體經濟之間的動態關系進行研究。本文所有數據處理均在Eviews8.0軟件中完成。

圖1　特征根與單位圓

圖2　LNGDP對LNM2、LNSHRZ和LNXZXD的脈沖響應圖

圖3　LNCPI對LNM2、LNSHRZ和LNXZXD的脈沖響應圖

圖4　LNGDP（左）和LNCPI（右）對來自于LNRZ、LNM2和LNXZXD沖擊的方差分解圖

實證檢驗

（一）ADF平穩檢驗

為避免數列不平穩造成的“偽回歸”，本文首先利用單位根檢驗對數據進行平穩性檢驗， 本文通過ADF（Augmented Dicky-Fuller）檢驗法來確定各變量的單整階數，以判斷各變量的平穩性。檢驗結果如表1所示。

從結果可以看出，在5%的顯著性水平下，所有變量均接受含有單位根的原假設，即都是非平穩的序列。但是所有變量經一階差分后都拒絕了含有單位根的原假設，變量序列平穩。 由此證明，上述變量均為一階單整序列。因此，后續可以通過協整檢驗來研究各變量相互間的長期動態均衡關系。

（二）Johansen協整檢驗

協整關系是指兩個或更多變量在時間序列上非平穩，但它們之間的某種線性組合存在平穩性，由于各變量均為一階單整序列，所以適合進行協整關系檢驗。Engle和Johansen是最為常用的協整關系檢驗方法，但由于Engle主要應用于兩個變量的情況，而Johansen協整檢驗更傾向應用于存在三個及以上變量的情況，因此，本文選用后者進行協整檢驗。

建立向量自回歸模型VAR。首先，進行特征根檢驗，以防止誤差項之間存在的相關性。檢驗結果如圖1所示，圓點是AR所代表的特征多項式的根的倒數，其值均落于單位圓之內，由此證明VAR模型穩定。

Johansen協整檢驗。根據變量結構，建立兩個變量組（LNM2，LNSHRZ，LNXZXD，LNGDP）和（LNM2，L N S H R Z，L N X Z X D，LNCPI），以考察中介目標和最終目標之間的Johansen協整關系。檢驗結果如表2所示，在5%的顯著水平下，LNM2、LNSHRZ和LNXZXD這三者與LNGDP之間至少存在兩個協整方程，與LNCPI之間至少存在三個協整方程。因此，社會融資規模、M2、新增人民幣信貸與國內生產總值和居民消費價格指數之間存在長期穩定關系。由此說明，在我國金融系統中，將社會融資規模、M2和新增人民幣信貸作為中介目標對經濟產出和價格穩定傳導效應的顯著性較高。

（三）脈沖響應函數

脈沖響應函數是反映變量間相互影響的動態關系，衡量隨機擾動項出現一個標準差沖擊后，引起其他變量的變動的軌跡與趨勢。Johansen協整檢驗結果表明，社會融資規模、M2 和新增人民幣信貸作為中介目標變量與目標變量國內生產總值和居民消費價格指數之間存在長期穩定關系，為進一步明確擬設定的目標變量對中介目標變量變動響應的有效程度，本文利用脈沖響應函數進行了直觀刻畫。

LNGDP對LNM2、LNSHRZ和LNXZXD的脈沖響應。通過測度LNGDP對LNM2、LNSHRZ和LNXZXD的脈沖響應情況，結果如圖2所示。當分別受到來自LNM2和LNSHRZ—個標準差的沖擊時，LNGDP響應更顯著，均在第3-5個時期達到峰值，隨后沖擊值逐漸回落，但回落趨勢不明顯，這說明響應時間較長，影響的持續性較顯著；LNGDP對來自LNXZXD—個標注差沖擊的響應并不顯著，僅在第2個時期達到峰值，隨后其值很快回落至0左右；盡管LNGDP對LNSHRZ響應較及時，但響應程度極弱，且持續時間較短。因此，從經濟產出效應來看，M2和社會融資規模更適合作為中介目標。

LNCPI對LNM2、LNSHRZ和LNXZXD的脈沖響應。通過測度LNCPI對LNM2、LNSHRZ和LNXZXD的脈沖響應情況，結果如圖3所示。從響應的顯著度上來看，LNCPI對來自LNXZXD沖擊的響應最為明顯，對LNM2的響應次之，對LNSHRZ的響應最弱。從響應的持續度來看，LNCPI對來自LNXZXD沖擊的響應在第3-4個時期達到峰值，且在第10個時期時仍處于較高的響應狀態；而對于LNM2的沖擊，LNCPI的響應盡管也在第3-4個時期達到峰值，但在第10個時期基本恢復至0值左右；對于LNSHRZ的沖擊，在第2個時期達到峰值之后，快速回落至0值左右。綜合來看，居民消費價格指數對社會融資規模沖擊的響應最弱，新增人民幣信貸更適合作為中介目標。余永定（2011）認為社會融資規模是儲蓄者和投資者之間購買力轉移的量度，其變化不會對物價水平產生直接影響。這一觀點在本節實證中得到驗證。

（四）方差分解

在脈沖響應的基礎上，本文采用方差分解法，進一步量化了LNM2、LNSHRZ和LNXZXD 對LNGDP和LNCPI響應的貢獻率，結果如圖4所示。

從響應程度來看，在最終時期，LNM2、LNSHRZ和LNXZXD對LNGDP和LNCPI響應的貢獻率之和分別達到了9%左右和11%左右，說明這三者對物價穩定的響應貢獻較高；從響應速率來看，三個擬設中介目標對物價穩定響應的貢獻率表現得更迅速，并在第6個時期基本達到穩定狀態，而對經濟產出響應的貢獻率表現得較緩慢，且在最后時期（第10個時期）仍未達到穩定狀態，這說明三個擬設中介目標對經濟產出的影響時間較長。從方差分解的結果來看，M2具有一定的經濟產出效應和物價穩定效應，但效果較弱，社會融資規模和新增人民幣信貸分別具有良好的經濟產出效應和物價穩定效應，各具優勢。以上結論與于菁（2013）的結論基本一致。

結論

本文在梳理前人研究的基礎上，通過實證研究，對比分析了社會融資規模、M2和新增人民幣信貸與最終目標經濟產出和物價穩定的關聯性，以此論證了社會融資規模作為貨幣政策中介目標變量的適用性。主要結論如下：

從協整檢驗結果來看，社會融資規模、M2、新增人民幣信貸與國內生產總值和居民消費價格指數之間存在長期穩定關系，將社會融資規模、M2和新增人民幣信貸作為中介目標對經濟產出和價格穩定傳導效應的顯著性較高。

脈沖響應結果表明，在經濟產出效應上，M2和社會融資規模帶來的沖擊效果更持久顯著，更適合作為中介目標變量；在物價穩定效應上，居民消費價格指數對社會融資規模沖擊的響應最弱，新增人民幣信貸更適合作為中介目標。

方差分解結果表明，M2、社會融資規模和新增人民幣信貸對物價穩定響應的貢獻率高于經濟產出，但對經濟產出的影響更持久。具體來看，M2具有一定程度的經濟產出效應和物價穩定效應，社會融資規模和新增人民幣信貸則分別具有顯著的經濟產出效應和物價穩定效應，但兩者在物價穩定效應方面非常微弱。

基于以上結論，本文認為：與過去常用的M2和新增人民幣信貸兩個中介目標變量相比，社會融資規模作為中介目標變量具有自身的優勢，如具有顯著的經濟產出效應等。由于其具有一定的局限性，包括不可控、難檢測以及物價穩定效應不顯著等，尚不能被納入貨幣政策中介目標。因此，現階段可將社會融資規模配合其他中介目標共同使用，應用服務于我國金融決策參考。在未來，隨著社會融資渠道的不斷多元化，尤其是互聯網融資平臺的廣泛推廣，眾籌模式的鼓勵和興起，社會融資規模將會不斷壯大，必然在我國金融系統占有重要地位，因此何時以何種方式將社會融資規模納入貨幣政策決策系統，仍是未來面臨的重要議題。

基于此，本文提出以下幾點建議：第一，完善社會融資監管體系，提升社會融資的安全性，對社會融資規模實行精準監測，確保社會融資規模相關數據的可靠性與變動特征，為及時評估其對金融決策影響的重要性提供保障；第二，強化社會融資規模作為貨幣政策中介目標的適用性分析，探究基于傳統中介目標和社會融資規模相結合的貨幣政策決策的新方法；第三，建立新的貨幣政策決策機制與標準，嘗試將社會融資規模以一定權重納入金融決策過程中。

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