資產(chǎn)證券化對貨幣供給量作用效果的實證分析

王心如

（廣州番禺職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財經(jīng)學(xué)院，廣州 511483）

資產(chǎn)證券化對貨幣供給量作用效果的實證分析

王心如

（廣州番禺職業(yè)技術(shù)學(xué)院 財經(jīng)學(xué)院，廣州 511483）

資產(chǎn)證券化對經(jīng)濟和金融穩(wěn)定既發(fā)揮了積極的推動作用，同時也對銀行體系、金融市場和宏觀經(jīng)濟產(chǎn)生負面影響。本文著重探究資產(chǎn)證券化對金融穩(wěn)定的影響，選擇主要的宏觀審慎指標(biāo)——貨幣供給量，分析資產(chǎn)證券化對貨幣供給量的作用機理，并以美國經(jīng)驗數(shù)據(jù)為支撐，給出資產(chǎn)證券化對貨幣供給量影響的實證檢驗結(jié)果。

資產(chǎn)證券化；貨幣供給量；協(xié)整回歸模型

引言

資產(chǎn)證券化是一種金融創(chuàng)新工具和技術(shù)，它使全世界范圍內(nèi)的經(jīng)濟金融活動發(fā)生了巨大的變化，徹底改變了傳統(tǒng)的金融中介方式，在借款人與貸款人之間，架起了更有效的融資渠道1（Frank.J. Fabozzi&Franco.Modigliani）。本輪金融危機之前，研究者普遍肯定資產(chǎn)證券化于金融穩(wěn)定的積極作用，在提高流動性、拓寬融資渠道和改善風(fēng)險集中程度等方面發(fā)揮了優(yōu)勢；如果站在它作為信用工具的本質(zhì)這一視角審視，也不得不承認，這一虛擬資本的再虛擬化過程，以信用為運行基礎(chǔ)，通過其社會資本周轉(zhuǎn)的加速機制，對經(jīng)濟和金融的穩(wěn)定發(fā)展產(chǎn)生了推動作用。如GreenBaum&Thakor（1987）認為，資產(chǎn)證券化等金融創(chuàng)新，可以將信用風(fēng)險轉(zhuǎn)移出銀行，有利于降低銀行資產(chǎn)負債表的風(fēng)險水平，將集中于銀行的風(fēng)險分配給了廣大投資者，增加了風(fēng)險的分散化程度；Duffie&Garleanu（2001）從流動性角度出發(fā)，認為證券化提高了銀行資產(chǎn)的流動性，使銀行不易遭遇流動性危機，對銀行市場價值有正面影響；Demarzo（2005）則更關(guān)注證券化與信息不對稱的關(guān)系，認為資產(chǎn)證券化構(gòu)建了由不同信用等級的結(jié)構(gòu)性產(chǎn)品組成的資產(chǎn)池，有助于降低信息不對稱，緩解逆向選擇問題。而本輪危機的爆發(fā)引發(fā)了理論界對資產(chǎn)證券化對金融穩(wěn)定負效應(yīng)的關(guān)注，危機以來的研究更傾向于資產(chǎn)證券化對金融穩(wěn)定的負面影響，如Allen&Gale（2006）利用銀行和保險兩類金融部門的理論模型，證明了證券化在市場不完全和監(jiān)管無效的條件下，其風(fēng)險轉(zhuǎn)移機制被用作監(jiān)管套利的工具，增加了系統(tǒng)性風(fēng)險；荷曼·瑞斯伯格（2007）從風(fēng)險轉(zhuǎn)移的角度出發(fā)，指出證券化只是將信用風(fēng)險轉(zhuǎn)移至監(jiān)管外的市場，而整個市場的信用風(fēng)險并未消失，而且極易形成新的風(fēng)險；Rajan等（2008）則以信息不對稱視角論證了資產(chǎn)證券化程度的加深導(dǎo)致貸款人提供借款人信息的動機下降，加劇了金融機構(gòu)隱藏信息的道德風(fēng)險。

為促進全球金融體系實力和脆弱性的評估和監(jiān)督，提高金融體系的穩(wěn)定性，特別是減少金融體系崩潰的可能性，根據(jù)2006年IMF公布的《金融穩(wěn)健指標(biāo)編制指南》8，國際貨幣基金組織確定了金融穩(wěn)健性的具體評價指標(biāo)，包括銀行體系的微觀審慎指標(biāo)、金融市場層面的審慎指標(biāo)和宏觀層面的審慎指標(biāo)。其中宏觀層面的審慎指標(biāo)則描繪了更為全景化的經(jīng)濟環(huán)境和金融環(huán)境，關(guān)注并確定整個金融體系和經(jīng)濟體系的穩(wěn)健。

表1 金融穩(wěn)健性指標(biāo)：宏觀審慎指標(biāo)

如表1所示，貨幣供給量及增長率是衡量金融穩(wěn)定的主要宏觀審慎指標(biāo)之一，理論上講，資產(chǎn)證券化程度影響貨幣供給量的規(guī)模和變動趨勢，主要是三個機制作用的結(jié)果：即改變中央銀行對基礎(chǔ)貨幣的調(diào)控渠道、提高貨幣乘數(shù)水平以及增強貨幣供給的內(nèi)生性。本文將著重分析資產(chǎn)證券化對貨幣供給量的作用機理，并給出資產(chǎn)證券化對貨幣供給量影響的實證檢驗結(jié)果。

一、模型建立和數(shù)據(jù)來源

為研究證券化程度對貨幣供給量的作用效果，本文擬構(gòu)建一個貨幣供給量的模型方程。根據(jù)費雪的現(xiàn)金交易數(shù)量說，一定時期內(nèi)流通中的貨幣數(shù)量總額必然等于同期內(nèi)參加交易的各種商品和價值總和，即

其中，M代表流通中的貨幣數(shù)量，V為貨幣流通速度，P為一般物價水平，Y為該時期生產(chǎn)的最終產(chǎn)品和勞務(wù)的總價值，可以替代總交易量。依照費雪的觀點，貨幣流通速度往往由制度因素決定，在長期內(nèi)基本保持不變，貨幣供給的變化主要取決于物價水平和國內(nèi)生產(chǎn)總量。另外作為貨幣供求的機會成本因素，利率水平也應(yīng)視為一個影響貨幣供給的變量?；诖?，本文選定的變量包括：

1.因變量：貨幣供給量M，以M2層次為衡量口徑。

2.自變量：通貨膨脹率P，用以代表一般物價水平；代表一定時期的產(chǎn)品和勞務(wù)的總和Y；一年期國債利率R，用以反映經(jīng)濟體系中的無風(fēng)險利率水平，衡量持有貨幣的機會成本；資產(chǎn)證券化率S，以證券化資產(chǎn)占GDP之比反映經(jīng)濟中的證券化程度。

各變量中，通貨膨脹率、一年期國債利率和資產(chǎn)證券化率都是比率的形式，而貨幣供給量和GDP水平則是絕對值，為解決各變量量綱不統(tǒng)一的問題，對貨幣供給量和GDP采用取對數(shù)的方式，即代表貨幣供給量和GDP的變動率，建立半對數(shù)模型方程。

圖1 模型各變量平穩(wěn)性趨勢圖

本文選取美國1990～2008年的年度數(shù)據(jù)作為計量分析的樣本，共19個數(shù)據(jù)樣本。通過美國聯(lián)邦儲備委員會網(wǎng)站、美國證券業(yè)與金融市場協(xié)會網(wǎng)站和美國總統(tǒng)經(jīng)濟報告，可以直接獲取通貨膨脹率、國債利率、GDP、貨幣供給量和資產(chǎn)支持證券余額，根據(jù)資產(chǎn)支持證券余額與當(dāng)年GDP的比值可以確定資產(chǎn)證券化率。本研究對相關(guān)數(shù)據(jù)采用 Eviews5.0軟件進行處理。

二、實證分析

通過一個時間序列的協(xié)整回歸模型考察美國資產(chǎn)證券化發(fā)展對貨幣供給的作用效果，驗證這種效果是否具有穩(wěn)定的長期趨勢，并構(gòu)建誤差修正模型。

（一）單整檢驗

在進行協(xié)整檢驗之前，對各變量進行單整檢驗，以確定它們各自的單整階數(shù)。

1.變量的趨勢判斷

貨幣供給模型涉及的各變量的平穩(wěn)性趨勢如圖1所示。可見，M、Y和S都是既有截距又有隨時間變動的明顯趨勢，而變量P和R只有截距，并不存在變動趨勢，因此，在考察各變量單整性時，對M、Y、S采用截距和趨勢項，對P、R則采用截距無趨勢項。

2.確定單整階數(shù)

根據(jù)趨勢圖1所顯示的各變量的截距和隨時間變動情況，采用ADF檢驗方法對M、Y、P、S分別進行單位根檢驗，確定各變量的單整階數(shù)，分析時間序列的平穩(wěn)性。對模型各變量的單整檢驗結(jié)果如表2所示：

表2 模型各變量的單位根檢驗

表3 資產(chǎn)證券化對貨幣供給影響的協(xié)整回歸結(jié)果一

表4 資產(chǎn)證券化以貨幣供華麗影響的協(xié)整回歸結(jié)果二

從檢驗結(jié)果可知各變量的單位根情況，在1%的水平下，M、Y、P和S四個非平穩(wěn)性時間序列的單整階數(shù)均為2，即I(2)。單整階數(shù)相同，符合協(xié)整檢驗的要求。

（二）協(xié)整檢驗

利用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗，判斷貨幣供給以及各解釋變量之間的長期穩(wěn)定關(guān)系。

1 建立協(xié)整回歸方程

以美國GDP、通貨膨脹率、一年期國債利率和資產(chǎn)證券化率作為自變量，貨幣供給量M2為因變量，設(shè)定的基于時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整回歸方程如下：

其中，M表示M2口徑的美國貨幣供給量的自然對數(shù)，Y表示GDP的自然對數(shù)，P為通貨膨脹率，R為一年期國債利率，S為資產(chǎn)證券化率 （即當(dāng)年資產(chǎn)證券化余額占GDP之比）。為參數(shù)，且根據(jù)基本的經(jīng)濟理論，在其他條件不變的情形下，貨幣供給與總產(chǎn)出同向變動，與通貨膨脹率同向變動，與利率水平同向變動，即。 另外，由于證券化將加速貨幣流通，提高貨幣乘數(shù)，對貨幣供給在理論上存在擴張的效應(yīng)，因此，

利用OLS法回歸得出的結(jié)果如表3所示：

從表3可以看出，除了R外，自變量Y、P、S的t值統(tǒng)計上都顯著，而且各自的回歸系數(shù)都具有合理的理論經(jīng)濟意義。因而，在原有模型的基礎(chǔ)上剔除R后，重新采用OLS法進行回歸，回歸結(jié)果如表4所示。

協(xié)整方程結(jié)果表明，資產(chǎn)證券化率與貨幣供給量之間的線性關(guān)系，解釋變量資產(chǎn)證券化率的系數(shù)為正，說明它與被解釋變量貨幣供給之間存在正相關(guān)關(guān)系，即證券化程度的提高對貨幣供給有擴張作用。

2 單整性檢驗

采用ADF檢驗法對上述協(xié)整回歸方程的殘差序列u進行單整性檢驗，結(jié)果如表5所示：

從檢驗結(jié)果可知，殘差序列的單位根檢驗統(tǒng)計值均小于顯著性水平 1%、5%和10%的臨界值，從而可以認為殘差序列都是平穩(wěn)的，表明貨幣供給量與GDP、通貨膨脹率以及資產(chǎn)證券化率這三個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（三）誤差修正模型

根據(jù)前文得出的協(xié)整方程可知，貨幣供給量與GDP、通貨膨脹率和資產(chǎn)證券化率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，下面構(gòu)建協(xié)整方程的誤差修正模型，以分析各變量短期波動偏離長期均衡關(guān)系的程度。協(xié)整方程的殘差序列為u，則令誤差修正項ECM＝u(-1)，即誤差修正項為殘差序列的前一期，以各變量的一階差分建立下面的誤差修正模型：

同時考慮各變量的滯后項，逐步刪除不顯著變量，最后得到的誤差修正模型為：

從誤差修正模型的結(jié)果來看，誤差修正系數(shù)為負且顯著，說明自變量與因變量之間存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，制約著它們的短期波動，促使它們走向均衡?？梢姡泿殴┙o量的變化在短期內(nèi)與上一年貨幣供給量、上一年通貨膨脹率、上一年GDP水平以及資產(chǎn)證券化率的變化存在線性相關(guān)關(guān)系，而且一旦短期的貨幣供給量偏離長期均衡水平時，將以（0.5734）的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回到均衡狀態(tài)。

進一步地，對誤差修正模型進行序列自相關(guān)檢驗、異方差檢驗和模型設(shè)定偏誤檢驗等方面的診斷統(tǒng)計檢驗，結(jié)果如下所示：

(1)序列自相關(guān)檢驗

以序列自相關(guān)的LM檢驗考察模型殘差的自相關(guān)性，檢驗結(jié)果如表6所示。結(jié)果表明，P值在5%的水平上均顯著，模型不存在自相關(guān)性。

(2)異方差檢驗

以White檢驗考察回歸模型殘差的異方差性，選擇無交叉式的檢驗項，可得到如表7所示的檢驗結(jié)果。檢驗結(jié)果表明，P值在5%的水平上均顯著，模型不存在異方差。

(3)設(shè)定偏誤檢驗

以RESET檢驗考察回歸模型的設(shè)定偏誤，可得到如表8所示的檢驗結(jié)果。結(jié)果表明，P值在 5%的水平上均顯著，不存在設(shè)定偏誤。

表5 線形回歸模型殘差序列的平穩(wěn)性檢驗

表6 殘差的自相關(guān)性檢驗結(jié)果（LM檢驗）

表7 殘差的異方差性檢驗結(jié)果（White檢驗）

表8 模型設(shè)定偏誤檢驗結(jié)果（RESET檢驗）

三、結(jié)論與意義

本文基于美國統(tǒng)計數(shù)據(jù)，通過對變量時間序列的協(xié)整分析，得出了資產(chǎn)證券化對貨幣供給量作用效果的實證檢驗結(jié)論。1990年至2008年美國貨幣供給量與GDP、通貨膨脹率和資產(chǎn)證券化程度之間存在線性關(guān)系，得出的協(xié)整方程證實，證券化率與貨幣供給量之間是正向變動的關(guān)系，證券化程度的深入是貨幣供給擴張的推動力量，而且對協(xié)整方程殘差的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果顯示，資產(chǎn)證券化率與貨幣供給量的正向變動關(guān)系是長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。進一步，本文通過對協(xié)整方程的誤差修正，證實在短期波動中仍然存在貨幣供給量與GDP、通貨膨脹率以及資產(chǎn)證券化率各變量之間的線性關(guān)系，且存在自短期非均衡向長期均衡變動的修正機制。

20世紀(jì)90年代起，資產(chǎn)證券化在美國經(jīng)濟中所占比重迅速提高，交易品種和交易量的擴張已經(jīng)對貨幣供給產(chǎn)生了推動作用，證券化可能在改變中央銀行基礎(chǔ)貨幣調(diào)控渠道和提高貨幣乘數(shù)上作用顯著，使貨幣供給量在宏觀調(diào)控上的難度加大，從而影響金融穩(wěn)定。證券化程度的提高使得直接融資占比越來越高，而通過銀行體系的間接融資比重相對下降，這就更大程度上脫離了基礎(chǔ)貨幣的約束，貨幣周轉(zhuǎn)速度和使用效率大大提高，在貨幣存量固定的條件下，可滿足數(shù)倍的資金需求。這種變化導(dǎo)致了以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的貨幣政策調(diào)控受到很大影響，不可否認，現(xiàn)階段我國貨幣政策主要中介目標(biāo)仍是貨幣供給量，密切關(guān)注資產(chǎn)證券化程度與貨幣供給量的關(guān)聯(lián)性就顯得尤為重要。

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（編輯/穆楊）

國家社會科學(xué)基金青年基金項目：農(nóng)村新型金融機構(gòu)小額信貸風(fēng)險控制研究（編號：11cjy048）