社會(huì)融資規(guī)模、滯后效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)
——基于2005年-2019年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的分析

文/卜訓(xùn)長(zhǎng)芮林仁

本文擬通過(guò)構(gòu)造VAR模型探究我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用，研究得出：我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)雖然長(zhǎng)期均衡，但仍具有短期失衡的可能性，并且我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模經(jīng)過(guò)短期的滯后效應(yīng)之后，其對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是長(zhǎng)期持續(xù)有效。

隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的逐步構(gòu)建，資金與融資作為經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的重要驅(qū)動(dòng)力以及資本積累的必要路徑，對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)作用顯得格外重要。而社會(huì)融資規(guī)模通常是指在一定時(shí)期內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)能夠從金融體系內(nèi)取得的資金總額，并且由于社會(huì)融資規(guī)模能夠映射出金融對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)在資金支持方面的強(qiáng)度，所以近年社會(huì)融資規(guī)模已成為目前我國(guó)宏觀金融區(qū)域進(jìn)行統(tǒng)計(jì)與監(jiān)測(cè)的有效考量標(biāo)準(zhǔn)，因此分析我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量究竟對(duì)于我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值究竟有著怎樣的影響就顯得格外重要，基于此，本文通過(guò)進(jìn)行實(shí)證分析以研究我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用，從而探析社會(huì)融資規(guī)模如何更好的服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)以促使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

1.文獻(xiàn)綜述

融資規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)聯(lián)度一直是眾多學(xué)者關(guān)注研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一，而眾多學(xué)者對(duì)于融資規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)聯(lián)度研究分析在不同的角度研究有著不同的結(jié)論。

楊薪燕（2014）通過(guò)選取2002年至2013年我國(guó)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值以及我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量的季度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)來(lái)分析探究社會(huì)融資規(guī)模對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用，得出我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量的增加不能促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但是伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)步發(fā)展，我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量會(huì)進(jìn)一步增高[1]。康楓（2016）通過(guò)構(gòu)建可變參數(shù)狀態(tài)空間模型進(jìn)行實(shí)證分析得出直接融資、間接融資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的協(xié)整關(guān)系[2]。劉玚、植率以及王學(xué)龍（2017）從擴(kuò)大融資規(guī)模視域出發(fā)，通過(guò)選取2008年至2015年省際面板統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)作為樣本探究擴(kuò)大融資規(guī)模對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用如何，得出融資規(guī)模對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用呈逐漸遞減的效果[3]。胡浩和王海燕（2018）選取2014年1季度至2016年4季度的省際面板統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)通過(guò)構(gòu)造門限回歸模型來(lái)探究分析社會(huì)融資規(guī)模的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)效應(yīng)，通過(guò)實(shí)證分析得出社會(huì)融資規(guī)模的量并不是越多越好，而是在一個(gè)適度的增長(zhǎng)幅度之內(nèi)才能夠有效的促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[4]?；谏鲜龇治?，本文擬選取2015年—2019年間我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量（ISF）以及我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）實(shí)證探究我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模對(duì)于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響作用。

2.數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文研究分析社會(huì)融資規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系，所以基于數(shù)據(jù)的可得性原則，本文擬選取2015年—2019年間我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量（ISF）以及我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)作為研究分析數(shù)據(jù)，其數(shù)據(jù)均來(lái)自于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)。

并且由于我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量（ISF）和我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）在量級(jí)上存在一定的差異性，如果直接對(duì)選取樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析可能會(huì)出現(xiàn)較大誤差，因此為了避免可能產(chǎn)生的異方差問(wèn)題由此給實(shí)驗(yàn)結(jié)果帶來(lái)較大的誤導(dǎo)性，所以需先用EVIEWS軟件對(duì)選取的2015年—2019年間我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量（ISF）以及我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行無(wú)量綱化即對(duì)數(shù)化處理，由此可以得到經(jīng)過(guò)無(wú)量綱化對(duì)數(shù)化處理后的我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量（LNISF）以及經(jīng)過(guò)無(wú)量綱化對(duì)數(shù)化處理后的我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值（LNGDP）這兩組時(shí)間序列數(shù)據(jù)。

3.實(shí)證分析

3.1 平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)

ADF平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，可以得知LNGDP與LNISF在1%、5%以及10%的置信水平下不平穩(wěn)，繼續(xù)進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，得知DLNGDP與DLNISF在1%、5%以及10%的置信水平下平穩(wěn)，所以選取的我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量以及我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值這兩組時(shí)間序列數(shù)據(jù)組實(shí)際上是一階單整時(shí)間序列組。

表1 ADF平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)表

3.2 協(xié)整分析檢驗(yàn)

為了探究我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量以及我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系則需要進(jìn)行協(xié)整分析檢驗(yàn)。LNGDP與LNISF的OLS回歸結(jié)果分析檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，因此可以構(gòu)造LNGDP與LNISF之間的長(zhǎng)期均衡回歸方程：

表2 OLS回歸結(jié)果分析檢驗(yàn)表

LNGDP=0.7637LNISF+4.1399+et

而且可以得知LNGDP與LNISF之間的長(zhǎng)期均衡回歸方程的R平方以及調(diào)整后的R平方分別為0.8969和0.8889，說(shuō)明可決系數(shù)處在一個(gè)較高的水平，擬合優(yōu)度較為良好，表明LNGDP與LNISF之間的影響關(guān)系較為明顯。

殘差列et平穩(wěn)性分析檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示，可以得知?dú)埐盍衑t的ADF檢驗(yàn)值為-3.6937，在1%、5%以及10%置信水平下的臨界值下均拒絕原假設(shè)，即et是平穩(wěn)的序列，則表明我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量以及我國(guó)國(guó)民生產(chǎn)總值之間長(zhǎng)期是均衡的，但是仍然具有短期失衡的可能性。

3.3 因果分析檢驗(yàn)

LNGDP與LNISF之間的Granger因果分析檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，可以得知在10%的置信水平下接受LNGDP不是LNISF的Granger因果的原假設(shè)，但是拒絕LNISF不是LNGDP的Granger因果的原假設(shè)，即GDP不是ISF的因，GDP變動(dòng)不拉動(dòng)ISF的變動(dòng)，而ISF是GDP的因，ISF變動(dòng)拉動(dòng)GDP的變動(dòng)。

表4 Granger因果分析檢驗(yàn)表

3.4 VAR模型分析檢驗(yàn)

3.4.1 VAR模型滯后階數(shù)分析

VAR模型滯后階數(shù)分析檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，根據(jù)最優(yōu)滯后期選取原則可以得知LR、FPE、AIC、SC以及HQ這5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)數(shù)據(jù)在達(dá)到最小的時(shí)候滯后期為1，基于此本文所構(gòu)建的VAR模型的階數(shù)為1。

表5 滯后階數(shù)分析檢驗(yàn)表

3.4.2 VAR模型系數(shù)及平穩(wěn)性檢驗(yàn)分析檢驗(yàn)

根據(jù)VAR模型滯后階數(shù)分析可以得知本文擬構(gòu)建的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)為1，所以根據(jù)LNGDP與LNISF之間的VAR模型分析可以構(gòu)造出VAR模型的具體表達(dá)式：

并且可以得知R平方為0.9970和0.9043，調(diào)整后R平方為0.9964和0.8869，表明構(gòu)造出的VAR模型具備高度良好的擬合效果，本文所構(gòu)造的VAR模型單位圓里面散落著所有的單位根，表明本文所構(gòu)造的VAR模型是穩(wěn)定的。

3.5 脈沖響應(yīng)分析檢驗(yàn)

根據(jù)GDP關(guān)于ISF的脈沖響應(yīng)沖擊可以得知社會(huì)融資規(guī)模在受到?jīng)_擊以后對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的響應(yīng)如何，當(dāng)給予LNISF一次沖擊以后，LNGDP首先在第1期受到的負(fù)向效應(yīng)是最大的，其脈沖響應(yīng)沖擊值大約為0.48，從第1期至第3期，LNGDP由受到負(fù)向效應(yīng)逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎蛐?yīng)，即從第3期左右開(kāi)始，LNGDP受到的效應(yīng)均為正向效應(yīng)，并且由第3期至第10期，LNGDP受到正向效應(yīng)的脈沖響應(yīng)沖擊值逐漸平穩(wěn)至0.11左右?；诖?，可以得知在短期內(nèi)隨著我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量的增大，首先給予我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的是負(fù)面影響，即短期內(nèi)是不利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的，但是這種不利影響隨著時(shí)間趨勢(shì)會(huì)慢慢減弱最終會(huì)轉(zhuǎn)變?yōu)橛欣挠绊?，因此可以得知我?guó)社會(huì)融資規(guī)模增量對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用從短期來(lái)看是具有滯后效應(yīng)的，不過(guò)經(jīng)過(guò)短期的滯后效應(yīng)之后我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用總體而言是長(zhǎng)期持續(xù)有效的。

4.結(jié)語(yǔ)

綜上所述，我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模以及我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間是存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系的，但是仍然具有短期失衡的可能性，所以從短期來(lái)看，我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是具有一定滯后效應(yīng)，不過(guò)經(jīng)過(guò)短期的滯后效應(yīng)之后，我國(guó)社會(huì)融資規(guī)模增量對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用是長(zhǎng)期持續(xù)且是有效的。

因?yàn)榻鹑谂c經(jīng)濟(jì)相互照應(yīng)，基于上述分析，為了促使社會(huì)融資規(guī)模在驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面效果更為顯著，首先可以進(jìn)一步擴(kuò)大社會(huì)融資規(guī)模的統(tǒng)計(jì)范疇，促使社會(huì)融資規(guī)模數(shù)據(jù)更為可靠，去除不必要的誤差；其次需要維持社會(huì)融資規(guī)?？偭康暮线m度從而控制我國(guó)GDP增長(zhǎng)速度，不能過(guò)快也不能過(guò)慢，速度要適中，并且可以通過(guò)優(yōu)化我國(guó)社會(huì)融資結(jié)構(gòu)，通過(guò)建立多元化的融資體系進(jìn)一步促使社會(huì)融資規(guī)模對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用更為顯著；最后一定要明確投資目標(biāo)，對(duì)于我國(guó)社會(huì)融資而言，其規(guī)模體系中通過(guò)融資取得的資金需要投入到真真正正有資金需求并且能夠拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的產(chǎn)業(yè)部門，如此方能夠?qū)崿F(xiàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期持續(xù)有效性。C

引用出處

[1]楊薪燕.社會(huì)融資規(guī)模與實(shí)體經(jīng)濟(jì)關(guān)系的實(shí)證研究[J].金融與經(jīng)濟(jì),2014(09):75-78.

[2]康楓,柴用棟.社會(huì)融資方式與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系研究——基于狀態(tài)空間模型的分析[J].技術(shù)經(jīng)濟(jì)與管理研究,2016(04):97-101.

[3]劉玚,植率,王學(xué)龍.融資規(guī)模、融資結(jié)構(gòu)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展——基于我國(guó)金融供給側(cè)改革研究[J].西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)(人文社科版),2017,38(05):138-143.

[4]胡浩,王海燕.社會(huì)融資規(guī)模、結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——基于省級(jí)面板門限回歸模型的實(shí)證分析[J].上海金融,2018(03):31-40.