社會融資規(guī)模與國民收入聯(lián)動性的實證檢驗

盧燦生，謝圣遠(yuǎn)

（深圳大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 深圳 518060）

0 引言

實行社會融資，促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級，是我國經(jīng)濟(jì)改革的重點。我國企業(yè)社會融資面臨著發(fā)展資金不足，缺乏擔(dān)保的問題。因此，需要進(jìn)一步完善企業(yè)自主決策的機(jī)制，暢通其融資渠道，督促政府職能轉(zhuǎn)變到位，做到宏觀調(diào)控有效，依法保障企業(yè)權(quán)益。那么，社會融資對國民收入的影響到底如何呢？研究社會融資規(guī)模與國民收入的動態(tài)互動關(guān)系，對于正確認(rèn)識社會融資在提高國民收入中的作用具有重要意義。

關(guān)于社會融資的研究成果，主要集中在社會融資規(guī)模的概念、內(nèi)容，以及社會融資規(guī)模對貨幣供應(yīng)量與市場利率的影響[1]、社會融資規(guī)模對固定資產(chǎn)投資的影響[2]。這些研究為深入研究社會融資規(guī)模奠定了基礎(chǔ)，但這些研究多集中于微觀和中觀層面，缺乏宏觀視野。因此，本文研究社會融資規(guī)模與國民收入的動態(tài)聯(lián)動效應(yīng)。

1 模型構(gòu)建與理論假設(shè)

社會融資是比貨幣供應(yīng)更寬泛更具體的概念，社會融資規(guī)模是融資手段從單一化的傳統(tǒng)信貸向多元化融資發(fā)展的產(chǎn)物[3]，社會融資主體廣泛，社會融資規(guī)模與基礎(chǔ)貨幣之間存在著穩(wěn)定的均衡關(guān)系。社會融資規(guī)模越大，則實體經(jīng)濟(jì)獲得的金融支持越大，越有可能促進(jìn)GDP的增長和國民收入的增加。在我國金融體系中，社會融資規(guī)模和國民經(jīng)濟(jì)GDP對銀行風(fēng)險承擔(dān)起著關(guān)鍵性的影響作用，而且二者與之均呈現(xiàn)出明顯的正向相關(guān)性[4]。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：社會融資規(guī)模對國民收入有顯著的正向影響。因為國民收入來自于社會財富的創(chuàng)造，而資金是影響社會財富創(chuàng)造的重要因素之一，資金越充裕則創(chuàng)造的社會財富越多，國民收入也就越多，這樣社會融資規(guī)模對國民收入就產(chǎn)生顯著的正向影響。

假設(shè)2：國民收入對社會融資規(guī)模有顯著的正向影響。因為社會融資規(guī)模取決于貨幣的供給總量，國民收入增加意味著貨幣的供給總量增加，則信托貸款、委托貸款、企業(yè)債券等各類貸款就有了充分的來源，貸款規(guī)模必然增加。

根據(jù)以上假設(shè)，社會融資規(guī)模與國民收入的矩陣模型表達(dá)如下：

矩陣模型（1）說明，在有序的n個時間變量中，產(chǎn)生對應(yīng)的n個方程，這些方程組成VAR(p)模型。

2 實證檢驗

2.1 數(shù)據(jù)來源與變量選取

本文按照可得原則，基于國家統(tǒng)計局公布的資料進(jìn)行整理，獲得2002—2016年社會融資和國民收入統(tǒng)計數(shù)據(jù)。本文所稱社會融資包含人民幣貸款來源于社會的融資、外幣貸款來源于社會的融資、委托貸款來源于社會的融資、信托貸款來源于社會的融資、未貼現(xiàn)銀行承兌匯票來自于社會的融資、企業(yè)債券來自于社會的融資、非金融企業(yè)境內(nèi)股票面向社會發(fā)行獲得的融資等。為了研究方便，本文將社會融資標(biāo)記為SYZ作為自變量；將國民收入標(biāo)記為GMS作為因變量，采用VAR向量自回歸模型進(jìn)行量化分析。

2.2 變量基本特征值

社會融資是增強(qiáng)企業(yè)活力的重要措施，也是國民收入增加的重要因素。雖然影響國民收入的因素很多，但社會融資也是重要的影響因素之一。改革開放以來，我國國民收入一路穩(wěn)步上升。社會融資量自2002年才開始有統(tǒng)計資料，從已有統(tǒng)計資料可以看出，2002—2007年，社會融資量平穩(wěn)上升；可能是經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)增長的需要，2008年社會融資量突然大幅上升，自2009年以來，又開始趨于穩(wěn)定發(fā)展，總體處于略有上升的趨勢（見圖1）。

圖1 2002—2016年全國社會融資量、國民收入變化趨勢

基于計量分析的原理，為了消除可能存在的異方差性，本文對自變量和因變量采取自然對數(shù)處理，分別記為Log（SYZ）和Log（GMS），并運用軟件Eviews6.0分別求得變量SYZ、GMS、Log（SYZ）和Log（GMS）的平均值、中位數(shù)、最大值、最小值及標(biāo)準(zhǔn)差（具體詳見表1）。

表1 變量基本特征描述

2.3 平穩(wěn)性檢驗

針對VAR模型可能出現(xiàn)偽回歸，為使模型分析的結(jié)果更加準(zhǔn)確和科學(xué)，先對變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。按照常規(guī)的做法，采用單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

由表2的單位根檢驗結(jié)果可判斷，在一階差分前，時間序列Log(GMS)和Log（SYZ）存在單位根的概率分別為0.9987和0.8209，均大于5%的顯著性水平，說明不平穩(wěn)，存在單位根。通過一階差分處理分別得到時間序列△Log(GMS)和△Log(SYZ)，此時它們存在單位根的概率分別為0.7131和0.0646，仍然大于5%的顯著性水平，仍然不平穩(wěn)。進(jìn)一步對其作二階差分處理得到序列△2Log(GMS)和△2Log(SYZ)，此時它們存在單位根的概率分別為0.0060和0.0179，均小于5%顯著性水平，說明經(jīng)過二階差分處理后，所選擇的變量已經(jīng)處于平穩(wěn)狀況。

表2 單位根檢驗結(jié)果

2.4 協(xié)整檢驗

Log(GMS)和Log(SYZ)通過二階差分的處理，獲得平穩(wěn)結(jié)果，鑒于兩者之間存在著協(xié)整關(guān)系的可能性，為此，選擇Johansen檢驗方法，對Log(GMS)和Log(SYZ)作協(xié)整檢驗處理，獲得如表3所示的檢驗結(jié)果。

表3 Log(GMS)和Log(SYZ）的協(xié)整檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗結(jié)果顯示，Log(GMS)和Log（SYZ）之間存在著唯一的協(xié)整方程：

該協(xié)整方程說明Log(GMS)和Log(SYZ)之間存在著長期均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。具體而言，Log(GMS)與Log（SYZ）之間有正向影響，存在長期均衡關(guān)系。

2.5 格蘭杰因果檢驗

社會融資對國民收入的影響已經(jīng)確定，還需要作進(jìn)一步分析。為此，利用計量軟件對兩組數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger因果檢驗，獲得檢驗結(jié)果如表4所示。

表4 Granger因果檢驗結(jié)果

由表4可知，在滯后1期時，社會融資不是國民收入變化的影響因素，其概率P值等于0.0220，小于臨界值0.05，證明原假設(shè)不成立，說明社會融資是國民收入的格蘭杰原因；國民收入不是社會融資變化的影響因素，其概率P值等于0.2426，大于臨界值0.05，證明原假設(shè)成立，說明國民收入不是社會融資的格蘭杰原因。滯后2期的情況和滯后1期類似。在滯后3期，社會融資不是國民收入變化的影響因素，其概率P值等于0.0289，小于0.05的臨界值，證明原假設(shè)不成立，說明社會融資是國民收入的格蘭杰原因；國民收入不是社會融資原因的P值等于0.0217，也小于0.05的顯著性水平，拒絕通過原假設(shè)，說明國民收入是社會融資的格蘭杰原因。

2.6 VAR模型分析

（1）模型滯后階數(shù)的選取

通過上述檢驗已經(jīng)證明，Log(SYZ)和Log(GMS)在經(jīng)過二階差分后獲得平穩(wěn)結(jié)果，而且顯示兩者之間存在著顯著的協(xié)整關(guān)系，可以進(jìn)一步做VAR模型；結(jié)合表5的結(jié)果，滯后1期時各檢驗指標(biāo)中帶*號的有3個，優(yōu)勢明顯，由此判斷本文VAR模型的最佳滯后階數(shù)為1。據(jù)此，構(gòu)建以國民收入Log(SYZ)和社會融資Log(GMS)為變量的二元結(jié)構(gòu)VAR(1)模型。

表5 VAR模型滯后階數(shù)的選擇性檢驗

（2）模型有效性檢驗

雖然本文構(gòu)建了Log(GMS)和Log(SYZ)的VAR(1)計量模塊，但該模型是否準(zhǔn)確，尚需進(jìn)一步檢驗。根據(jù)已有研究經(jīng)驗，可以依據(jù)AR多項式特征，進(jìn)行模型有效性判斷。觀察圖2的結(jié)果，模型穩(wěn)定性好，該模型能精準(zhǔn)地表達(dá)國民收入（GMS）和社會融資（SYZ）兩者之間的計量關(guān)系（見圖2）。

圖2 VAR(1)模型的AR檢驗

根據(jù)軟件計算結(jié)果，寫出VAR（1）模型估計結(jié)果矩陣：

計量結(jié)果顯示，VAR（1）模型能夠通過F檢驗、T檢驗、AIC和Schwarz SC檢驗，其擬合優(yōu)度R2及調(diào)整后的R2值均大于0.90，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.80的經(jīng)驗值，模型擬合效果較為理想；而且也通過了模型結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性檢驗，證明模型構(gòu)建客觀合理。

（3）脈沖響應(yīng)函數(shù)

本文立足研究實際需要，借助脈沖響應(yīng)函數(shù)深入分析我國的國民收入對社會融資的脈沖響應(yīng)，即Log(GMS)對Log(SYZ)的脈沖響應(yīng)。圖3顯示了VAR（1）模型的脈沖響應(yīng)變化軌跡，圖中縱軸代表響應(yīng)數(shù)值，橫軸代表不同的年份變化，實線顯示的是脈沖響應(yīng)函數(shù)的變化曲線，虛線顯示上下兩個標(biāo)準(zhǔn)差波動的范圍，變化的時間設(shè)定為20年。

圖3 VAR(1)模型的脈沖效應(yīng)函數(shù)

由圖3的Log(GMS)對Log(SYZ)的脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，當(dāng)在第1期給社會融資施加一個正向沖擊后，國民收入的脈沖響應(yīng)值為0，隨著其脈沖響應(yīng)值呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢，并在第3期達(dá)到最大，最大值為0.020829；從第4期開始，其脈沖響應(yīng)值則呈現(xiàn)出明顯下降的發(fā)展態(tài)勢，但始終處于橫坐標(biāo)的上方，意味著在較長時間內(nèi)社會融資對國民收入存在著顯著的正向沖擊，且其沖擊作用呈現(xiàn)出“先揚后抑”的發(fā)展態(tài)勢。由Log(GMS)對Log(GMS)的脈沖響應(yīng)函數(shù)可看出，當(dāng)對國民收入自身施加一個正向沖擊后，國民收入相應(yīng)的脈沖響應(yīng)值在第1期最大，為0.038042，隨后則持續(xù)下降，但始終與橫軸沒有相交，說明國民收入對其自身有著正向的沖擊作用，且隨著時間的推移，這種正向沖擊作用將會逐漸減弱。

（4）方差分解

社會融資和國民收入是一對相互影響的因素，既受自身變化的影響，也受對方變化的影響。而且影響的力度會隨時間變化而有所變化。為此，運用EVIEWS6.0軟件，以向量自回歸模型VAR（1）為依據(jù)進(jìn)行計算，得到Log(GMS)方差分解結(jié)果（見表6）。

表6 Log(GMS)的方差分解

通過對Log(GMS)作方差分解可知，從橫向發(fā)展來看，我國國民收入的增長主要得益于自身的貢獻(xiàn)，自身的貢獻(xiàn)率達(dá)到66.88%以上，而來自于社會融資的貢獻(xiàn)率卻始終要小于國民收入自身的貢獻(xiàn)率。從縱向發(fā)展來看，隨著時間的向后推移，國民收入增長來源于自身的貢獻(xiàn)逐年減弱，由原來的100%減少到第20期的66.88313%；而來源于社會融資的貢獻(xiàn)率則呈現(xiàn)出逐年增加的發(fā)展態(tài)勢，直至增至第20期的33.11687%。這進(jìn)一步說明，社會融資是我國國民收入長期持續(xù)增長的重要因素，社會融資的重要性不言而喻。

3 結(jié)論

（1）社會融資和國民收入存在著長期的正向均衡關(guān)系。實證結(jié)果顯示，Log(GMS)與Log（SYZ）存在著長期的正向均衡關(guān)系，也就是說兩者可以相互促進(jìn)。社會融資可以促進(jìn)國民收入的增長，國民收入反過來又可以刺激社會融資規(guī)格的擴(kuò)大。兩者是一種長期的良性正向互動關(guān)系。

（2）社會融資對國民收入的效果呈現(xiàn)先揚后抑的態(tài)勢。脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示，隨著社會融資的投入，國民收入的響應(yīng)值呈現(xiàn)持續(xù)上升態(tài)勢，并在第3期達(dá)到最大。從第4期開始，其脈沖響應(yīng)值則呈現(xiàn)出明顯下降的發(fā)展態(tài)勢，但始終保持著顯著的正向沖擊，且其沖擊作用呈現(xiàn)出“先揚后抑”的發(fā)展態(tài)勢。

（3）社會融資對國民收入的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)累積增加的效應(yīng)。方差分解的結(jié)果顯示，國民收入的增長主要得益于自身的貢獻(xiàn)，自身的貢獻(xiàn)率達(dá)到66.88%以上。而來自于社會融資的貢獻(xiàn)率也不能忽視，雖然其貢獻(xiàn)率小于國民收入自身的貢獻(xiàn)率，但其具有累積效應(yīng)，也就是說呈現(xiàn)逐年增加的特征。