社會融資規(guī)模對我國國民生產(chǎn)總值的實證分析

王麗霞

(內(nèi)蒙古阿拉善盟保障性住房管理中心，內(nèi)蒙古 阿拉善左旗 750300)

1　引言

金融存在的根本目的是為了服務(wù)實體經(jīng)濟。隨著國內(nèi)經(jīng)濟環(huán)境的改變和金融工具的創(chuàng)新，社會融資規(guī)模已被證實為能夠較為全面反映金融與實體經(jīng)濟增長之間關(guān)系的指標，而且社會融資規(guī)模更能反映出金融對實體經(jīng)濟影響的方向和力度，從而變?yōu)楫斍拔覈暧^金融領(lǐng)域的重要監(jiān)測指標。之所以探究社會融資規(guī)模與實體經(jīng)濟增長之間的關(guān)系，根本目的是為了促進實體經(jīng)濟增長，現(xiàn)在的大多數(shù)學(xué)者研究的落腳點主要圍繞社會融資規(guī)模能否作為貨幣政策的中間目標從而取代成熟的貨幣供應(yīng)量，而本文是在總結(jié)已有金融與經(jīng)濟增長相關(guān)研究成果的基礎(chǔ)上，研究社會融資規(guī)模增長率與國名生產(chǎn)總值增長率之間的關(guān)系。

2　文獻綜述

舒鋮(2013)研究社會融資規(guī)模與實體經(jīng)濟發(fā)展之間的關(guān)系，利用GDP和CPI兩個指標作為實體經(jīng)濟發(fā)展指標，研究顯示，社會融資規(guī)模與實體經(jīng)濟增長之間存在長期穩(wěn)定的關(guān)系；花馥翔、周昭雄、丁順浩(2013)利用2002年到2012年的季度數(shù)據(jù)，采用Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗進行研究，結(jié)果顯示社會融資總量、廣義貨幣供給量、新增人民幣貸款能夠推動國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長，三者相比，社會融資總量對國內(nèi)生產(chǎn)總值增長的推動作用最強；樊元、龍飛(2014)采用FAVAR模型探究社會融資規(guī)模對我國宏觀經(jīng)濟的影響，同時以為需將社會融資規(guī)模的結(jié)構(gòu)與總量進行動態(tài)調(diào)整，達到與實體經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與規(guī)模相吻合的目的；張原、王珍珍、陳玉菲(2014)選用2002至2013年的社會融資規(guī)模和GDP數(shù)據(jù)，利用描述統(tǒng)計法剖析我國社會融資規(guī)模的總量和結(jié)構(gòu)，同時對社會融資規(guī)模與實體經(jīng)濟增長之間的關(guān)聯(lián)性進行分析，得出2002至2013年我國社會融資規(guī)模的總量和結(jié)構(gòu)都產(chǎn)生了本質(zhì)的改變，且隨著每年經(jīng)濟環(huán)境和實體經(jīng)濟的變化與發(fā)展表現(xiàn)出不同的趨向，社會融資規(guī)模比貨幣供應(yīng)量更能準確反映實體經(jīng)濟的增長，社會融資規(guī)模和實體經(jīng)濟增長二者關(guān)系密切，相互作用；康楓、柴用棟(2016)使用可變參數(shù)狀態(tài)空間模型，以人均GDP作為經(jīng)濟增長變量，以社會融資規(guī)模為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)生成直接融資和間接融資指標并作為融資方式變量，經(jīng)過實證分析，可見人均GDP與直接融資、間接融資之間具有協(xié)整關(guān)系，但不同融資方式影響存在差異，相對于間接融資，直接融資對經(jīng)濟增長的正向拉動更加顯著，程度也更大，直接融資經(jīng)濟增長正向影響呈現(xiàn)穩(wěn)步增長趨勢，而間接融資則相對穩(wěn)定。

3　社會融資規(guī)模對我國國民生產(chǎn)總值影響的實證分析

3.1　數(shù)據(jù)指標的選取與處理

本文選取2002年至2016年期間的年度數(shù)據(jù)進行研究。社會融資規(guī)模數(shù)據(jù)來自于中國人民銀行網(wǎng)站，國民生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，并用同期的定基消費價格指數(shù)將名義國民生產(chǎn)總值和名義社會融資規(guī)模轉(zhuǎn)換為以2002年的價格所表示的實際國民生產(chǎn)總值和實際社會融資規(guī)模。社會融資規(guī)模以RZ來表示，國民生產(chǎn)總值以Y來表示，這兩個變量的單位均為億元，并利用公式(本年數(shù)據(jù)-去年數(shù)據(jù))/去年數(shù)據(jù)×100%計算出國民生產(chǎn)總值年增長率(用YZ表示)和社會融資規(guī)模年增長率(用RZZ表示)。

3.2　單位根檢驗

為了判斷社會融資規(guī)模增長率與我國國民生產(chǎn)總值增長率之間是否有影響，我們需要對二者做協(xié)整檢驗，由此我們首先對這兩個變量的平穩(wěn)性進行檢驗以避免偽回歸。本文中變量的平穩(wěn)性檢驗選取ADF單位根檢驗方法，模型中滯后項選用AIC和SC準則來確定，檢驗結(jié)果如表1。

由表1可知，對YZ、RZZ進行單位根檢驗，兩個變量的水平值在1%、5%的顯著性水平下都接受原假設(shè)，即在1%、5%的顯著性水平下，變量YZ、RZZ的水平值均不平穩(wěn)，但經(jīng)一階差分后，在1%的顯著性水平下變量YZ、RZZ都成為平穩(wěn)序列，于是YZ、RZZ都是一階單整序列，即I(1)。

表1　各個變量單位根檢驗結(jié)果

注：ΔYZ、ΔRZZ是指原序列的一階差分序列；(c,t,n)是指檢驗形式中包含的截距項、時間趨勢項、滯后階數(shù)；*是指在1%水平上顯著。文中所有檢驗與計算均是運用EViews6.0軟件進行。

3.3　協(xié)整檢驗

由上文中的單位根檢驗結(jié)果可知，本文使用的變量YZ、RZZ均是一階單整序列，可以進行協(xié)整檢驗。本文使用Johansen協(xié)整方法檢驗YZ與RZZ之間的關(guān)系。因Johansen檢驗的基礎(chǔ)是VAR模型，于是先要明確VAR模型的結(jié)構(gòu)。本文中設(shè)VAR中內(nèi)生變量序列為YZt=(RZZ)′，根據(jù)AIC和SC準則確定最大滯后期為1。檢驗結(jié)果如表2所示。

表2　YZ、RZZ的Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：None是指無協(xié)整關(guān)系，At most 1是指至多存在一個協(xié)整關(guān)系，以此類推。

由表2可知，變量YZ與RZZ之間具有協(xié)整關(guān)系，將此協(xié)整關(guān)系經(jīng)規(guī)范化處理后，得到被解釋變量為國民生產(chǎn)總值增長率的協(xié)整方程如下：

YZ=0.2892RZZ+0.078

(1.1597)(2.3634)(1.1480)

由上式可知，社會融資規(guī)模增長率與我國國民生產(chǎn)總值增長率之間的關(guān)系密切，長期來看，社會融資規(guī)模增長率對我國國民生產(chǎn)總值增長率的彈性系數(shù)為0.2892，即當其他條件都未發(fā)生變化時，社會融資規(guī)模每增長1%，我國國民生產(chǎn)總值對應(yīng)增長約0.29%；由各個變量的符號也可知，二者間的關(guān)系合乎經(jīng)濟理論和現(xiàn)實意義，由此得出社會融資規(guī)模與我國國民生產(chǎn)總值之間的確存在著長期均衡關(guān)系。

3.4　格蘭杰因果關(guān)系檢驗

在研究變量之間的協(xié)整關(guān)系時，通過格蘭杰因果檢驗而確定變量之間是否具有因果關(guān)系，而且這種因果關(guān)系是時間上的因果關(guān)系，反映變量之間的影響方向，具有一定的預(yù)測作用。本文檢驗了社會融資規(guī)模增長率與我國國民生產(chǎn)總值增長率之間是否存在影響關(guān)系，即是否存在Granger成因，檢驗結(jié)果如表3所示。

由表3可知，YZ在0.05的顯著性水平下接受了原假設(shè)，說明國民生產(chǎn)總值增長率不是社會融資規(guī)模增長率的格蘭杰成因，而RZZ在0.05的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，說明社會融資規(guī)模增長率是國民生產(chǎn)總值增長率的格蘭杰成因，這一點在協(xié)整關(guān)系檢驗中也得到證實，意味著社會融資規(guī)模的增加會引起國民生產(chǎn)總值增加。

表3　YZ、RZZ之間Granger因果檢驗結(jié)果

3.5　向量誤差修正模型的建立與分析

由協(xié)整檢驗的結(jié)果可知，社會融資規(guī)模增長率RZZ與我國國民生產(chǎn)總值增長率YZ之間存在著長期均衡關(guān)系，但是RZZ與YZ之間是否具有短期動態(tài)關(guān)系，我們通過建立向量誤差修正模型來進行分析。表4反映了RZZ與YZ的誤差修正情況。

表4　RZZ與YZ的向量誤差修正模型估計結(jié)果

注：(.)內(nèi)為標準差，[.]為t統(tǒng)計值。

根據(jù)上表得到ΔYZ作為被解釋變量的向量誤差修正模型為：

ΔYZ=0.0383 ECM(-1)+0.1697ΔRZZ(-1)+0.1535ΔYZ(-1)-0.0054

對于國民生產(chǎn)總值增長率ΔYZ的誤差修正方程，誤差修正項的系數(shù)為-0.0383，且T統(tǒng)計量顯著，與反向修正原則要求相符，說明該模型具有較好的誤差修正機制。從上述模型方程可知，當國民生產(chǎn)總值增長率ΔYZ的短期波動偏離長期均衡狀態(tài)時，誤差項將以-0.0383的調(diào)整力度將其從非均衡狀態(tài)逐步拉回到長期均衡狀態(tài)。由ΔYZ的誤差修正方程得出，在短期內(nèi)，國民生產(chǎn)總值增長率的變動會受到其自身滯后一年的正向作用，相關(guān)系數(shù)為0.1535；滯后一年的社會融資規(guī)模增長率對當年的國民生產(chǎn)總值增長率也具有正向作用，相關(guān)系數(shù)為0.1697，這與長期穩(wěn)定效應(yīng)一致。

3.6　模型的進一步分析：脈沖響應(yīng)與方差分解

基于上文3.5中ΔYZ的向量誤差修正模型，利用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來更深層次分析國民生產(chǎn)總值增長率YZ與社會融資規(guī)模增長率RZZ之間的動態(tài)關(guān)系與貢獻度。

3.6.1脈沖響應(yīng)函數(shù)

主要分析給社會融資規(guī)模增長率一個單位的沖擊后，國民生產(chǎn)總值增長率的脈沖響應(yīng)。

圖1　YZ對RZZ的脈沖響應(yīng)函數(shù)

據(jù)圖1，對于社會融資規(guī)模增長率的沖擊，國民生產(chǎn)總值增長率在第一年的響應(yīng)為正向作用，但是這種正向作用相對較小，在第二年和第三年之間達到最大，之后開始下降，十年以后響應(yīng)基本為零。該結(jié)果說明，社會融資規(guī)模增加，對國民生產(chǎn)總值的影響在三年之內(nèi)的正向效應(yīng)最強，之后開始下降直至為零，這與我國國民經(jīng)濟的現(xiàn)實情況相符。

3.6.2方差分解

表5　國民生產(chǎn)總值增長率的方差分解結(jié)果

表5表示國民生產(chǎn)總值增長率的方差分解結(jié)果，該結(jié)果表明YZ主要受其自身變動的影響，當社會融資規(guī)模增長率的沖擊對國民生產(chǎn)總值增長率的貢獻度則呈上升趨勢，到第五年后基本維持在15%以上。

4　結(jié)論及相關(guān)建議

4.1　結(jié)論

通過上述社會融資規(guī)模增長率對我國國民生產(chǎn)總值增長率影響的實證分析，得出社會融資規(guī)模增長率對我國國民生產(chǎn)總值增長率有正向影響，在其他條件不變的情況下，社會融資規(guī)模每增加1%，我國國民生產(chǎn)總值相應(yīng)增加大約0.29%，社會融資規(guī)模的增加會引起國民生產(chǎn)總值增加，二者具有長期的均衡關(guān)系。

4.2　相關(guān)建議

鑒于上述結(jié)論，我們要繼續(xù)優(yōu)化社會融資規(guī)模的結(jié)構(gòu)，推動融資渠道多元化發(fā)展，保持合理的社會融資規(guī)模水平，擴大統(tǒng)計范圍，有效監(jiān)測社會融資規(guī)模有關(guān)數(shù)據(jù)，讓社會融資規(guī)模體系內(nèi)的資金流向那些真正需要發(fā)展、真正能產(chǎn)生經(jīng)濟效益的產(chǎn)業(yè)和部門，提高社會融資規(guī)模體系內(nèi)資金的利用效率，讓其對我國經(jīng)濟發(fā)展起到重要有效的推動作用。

[1] 樊元，龍飛.社會融資規(guī)模對中國宏觀經(jīng)濟影響的測度[J].理論探討，2014，(2).

[2] 花馥翔，周昭雄，丁順浩.社會融資總量與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證分析—基于我國宏觀調(diào)控新指標的探索[J].管理現(xiàn)代化，2013，(3).

[3] 張原，王珍珍，陳玉菲.社會融資規(guī)模與實體經(jīng)濟增長的聯(lián)動性研究[J].財政研究，2014，(11).

[4] 高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模：EViews應(yīng)用及實例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2005.