非正规金融发展与经济增长关系的实证分析.doc

第 21 卷第 6 期2006 年 11 月Vol . 21 No . 6Statistics & Info r matio n Fo rumNov. ,2006【研究生论坛】非正规金融发展与经济增长关系的实证分析马辉(东北财经大学 统计系 ,辽宁 大连 116023)摘要 :文章利用协整理论和格兰杰因果检验等计量方法分析了我国非正规金融发展和经济增长的关系 ,同时还讨论了正规金融发展与经济增长的关系 。通过实证分析得知 :地下经济金融部门净金融投资的发展与 经济增长有长期的正向关系 ,地下货币资金的发展与经济增长具有长期的负向关系 ,而地下信贷的发展与经济增长的关系并不显著 。因此 ,对于非正规金融收益和危害的判断不能一概而论 ,应区别对待 ,引导其健康发展 ,趋利避害 。关键词 :非正规金融发展 ;正规金融发展 ;协整理论 ;格兰杰因果检验中图分类号 : F224 . 0 文献标识码 :A文章编号 :1007 - 3116 (2006) 06 - 0102 - 05模越来越大2 。非正规金融活动的出现和活跃 ,表面上反映的 是金融秩序问题 ,其实质是信息不对称 ,资金需求方 和供给方没有直接获得对方信息的渠道 ,项目和资 金不能有效结合 ,金融供给与需求不平衡 ,而金融体 系不适应经济发展需要 ,金融供给不能满足金融需 求的结果 ,需要一个组织和运行机制灵活的中介机 构为资金供求双方提供服务 ,非正规金融组织应运 而生 。在中国渐进式的制度改革变迁过程中 ,正规金 融部门存在偏好公有制经济 、排斥非公有制经济的 惯性思维和决策模式 。随着市场经济的确立和推 进 ,经济结构中非公有制经济部门迅速发展 ,相应的 资金需求也不断增加 ,而处于垄断性地位的正规金 融部门不愿意将其服务范围覆盖到所有的经济领 域 ,造成规模较小 、但数量众多的非公有制经济单位 被隔离在正规的信贷服务体系之外 ,缺少金融支持 , 这给非正规金融创造了社会需求 。而我国的金融市 场不够发达 ,金融投资供给短缺 ,非正规金融以高于 正规金融部门的利率提供投资品 ,满足了存款人的 需求 ,而且其灵活的弹性利率能够反映资金的实际 价值 ,容易动员和吸引资金 ,并且改革开放以来城乡一 、引言在推进经济市场化的过程中 ,政府越来越依赖于通过金融来实现自己的经济目标 ,人们的目光一 直聚集在正规金融发展上 ,却忽略了非正规金融发 展对经济增长所产生的影响 。自从 1992 年以来 ,有 关地下金融的案件和报道就不断出现 ,最近几年发 生的广西通五洲 、河南百花集团 、河北大午 、沈阳万 象 、山西璞真等非法吸收公众存款的涉案金额都在 数亿元 ; 而 2004 年浙江奉化 、福建福安涉案亿元以 上的抬会 、标会的倒会事件 ,给当地社会稳定亦造成 了很大的负面影响 。社会各界开始密切关注非正规 金融的规模 、发展状况及其对宏观经济的影响1 。 非正规金融在我国历史上早就存在 ,在计划经 济时期曾一度销声匿迹 。改革开放以来 ,随着城乡 经济的日渐活跃 ,非正规金融再度以各种形式在我 国一些地区的农村出现 ,并呈不断蔓延之势 。20 多 年来我国非正规金融发展由初级的亲朋邻里之间的 互助性借贷以及一些个体或集体企业的内部集资发 展到具有类似银行功能的专门从事资金交易活动的 “钱庄”和有专门基金管理人运营的募集大批资金的 私募基金 ,形式越来越多 ,信用工具越来越繁杂 ,规收稿日期 :2006 - 04 - 05作者简介 :马 辉 (1980 - ) ,女 ,黑龙江省海林市人 ,硕士生 ,研究方向 :宏观经济统计分析 。102马辉 :非正规金融发展与经济增长关系的实证分析居民收入水平的大幅度提高 ,为非正规金融的发展提供了动员资金的空间 。二 、非正规金融发展和正规金融 发展对宏观经济影响的理论分析金融对经济增长的作用是通过投资资源的有效 使用和生产效率的提高实现的 ,基本路径是金融发 展与深化 。金融发展对经济发展所产生的影响对中 国经济学者来说早已不陌生 ,早在 30 多年前戈德史 密斯 ( Glo d Smit h ,1966 ,1969) 就对此进行过详细的 阐述和分析 ,并把金融相关比率作为衡量一国金融 发展水平主要和唯一的特征3 。笔者在借鉴相关 理 论 和 方 法 ( Po rter , R. C. , 1966 ; Atje , R and Jovanvic ,1990 ; King , R. G. and L evine , 1993) 的 基 础上 ,选取了代表正规金融发展水平的指标 :货币存 量对 GD P 比率 (货币化程度 M2 / GD P) ,可以用来衡 量银行体系对账单的负债方对经济增长的效率 ( 资 金来源的效率) ;信贷存量对 GD P 比率 (金融机构信 贷存量/ GD P) ,可以用来衡量银行体系对账单的资 产方对经济增长的效率 ( 资金来源的效率) 4 - 5 ; 并 根据中国正规金融发展的实际情况 ,选用经济证券 化比率与货币存量对 GD P 比率和信贷存量对 GD P 比率共同作为衡量正规金融发展水平的指标 。在以往的金融发展理论中 ,对非正规金融都没 有引起足够的重视 ,成型的理论观点也不多见 。笔 者从结构性金融发展理论的角度 ,对非正规金融发 展和经济增长的关系进行实证和解释 。一定时期内 的国民储蓄是资本形成的基础 。储蓄是金融资源 , 储蓄转化为投资主要依赖金融体系功能的发挥 ,但 是由于正规金融体系功能的缺失 ,国民储蓄转化为 投资的效率就会受到影响 。而非正规金融正弥补了 正规金融的缺陷 ,它为某些无法从正规金融机构获 得资金的经济主体的投资提供融资支持 ,投资增加 了 ,也刺激了经济的增长 。但非正规金融机构“高息 揽储”“、变相吸储”的直接结果是导致正规金融机构 存款流失 ,动员储蓄的功能减弱 。相应地 ,公开经济 活动中的投资资金得不到充分的保障 ,投资数额减 少 ,影响经济增长 。地下经济金融部门的净金融投 资反映了当年金融资源的净配置结果 ,是地下经济 金融部门分割金融资源的结果 ,是上面两种经济效 应的总效应 ,对经济增长的影响是直接的 。另外 ,由 于非正规金融活动的信用关系通常缺乏法律的保 护 ,所以交易通常采取现金结算的方式 ,这使得货币 资金在地下经济中占有很大的比例 ,并分离了公开经济流通中现金或其他形态货币的一部分资金 ,降低了金融深化水平 ,在一定程度上制约了经济发展 。 非正规金融还通过与正规金融机构进行价格竞争 , 影响金融资源向公开经济部门配置 、降低了正规金 融部门的金融动员与配置效率 ,进而影响投资率和经济增长 。非正规金融的隐蔽性 、非法性和不稳定性 ,决定 了它对宏观经济的影响的随机性和不确定性 。而仅 靠主观判断的依据并不充分 ,也很难解释宏观层面 的问题 。因此 ,本文利用客观可信的计量方法进行实证分析 。三 、实证分析根据著名的道格拉斯生产函数 Y = f ( K , L , F) , 假定劳动力投入量达到一定数量时 , 经济就会 面临规模收益 , 总产出就会取决于资本投入和金融 发展的水平 。Y = f ( K , F) min ( L , L) 0( 1)而金融是由正规金融与非正规金融组成的 , 即 :F = F ( Fi , U Fi )根据式 ( 1) 和式 ( 2) , 最后的表达式为 : Y = m f ( K , Fi , U Fi )式 (3) 就作为以下实证分析的理论框架 。(一) 指标选取与数据来源( 2)( 3)通过以上部分的理论分析 ,为了全面反映非正规金融对经济增长的影响 ,采用多个非正规金融发 展指标 。地下经济金融部门净金融投资占国民储蓄 的比率反映了当年金融资源的净配置结果 ,是地下 经济金融部门分割金融资源的结果 ,它对经济增长 的影响是直接的 ; 地下货币资金占 M2 的比重反映 了在全社会货币供应中有多少货币在公开经济体系 之外循环 ,它的存在降低了金融深化水平 ,一定程度 上制约经济发展 ; 地下信贷占金融机构贷款的比重 反映了地下经济吸收的间接金融总量 ,它直接影响 正规金融机构的资金配置 ,对经济增长产生影响 。 代表正规金融发展水平的指标有 : 货币存量对GD P 比率 (货币化程度 M2 / GD P) 、信贷存量对 GD P 比率 ( 金融机构信贷存量/ GD P) 、经济证券 化 比 率 (股票期末筹资额与债券期末余额之和与 GD P 的比 率) 。货币存量对 GD P 比率可以用来衡量银行体系 对账单的负债方对经济增长的效率 ( 资金来源的效 率) ; 信贷存量对 GD P 比率可以用来衡量银行体系 对账单的资产方对经济增长的效率 ( 资金来源的效 率) ;并根据中国正规金融发展的实际情况 ,选用经103统计与信息论坛济证券化比率与货币存量对 GD P 比率和信贷存量对 GD P 比率共同作为衡量正规金融发展水平的指 标 。代表投资发展水平的指标选用了全社会固定资 产投资与 GD P 的比率 。数据样本区间为 19872003 年 ,金融发展指标数据来源于中国金融统计年鉴19862003 、中国 证券期货年鉴2005 、中国统计年鉴20042005 、 非正规金融指标数据来自于李建军 (2005) 的估算 。(二) 实证结果1 . 单位根检验 。本文采用了 Eview s 5 . 0 软件 进行数据的计量分析 。为了确定各变量是否为平稳时间序列 ,要进行单位根检验 。真实经济增长速度用 R GD P 表示 , 全社会固定资产投资与 GD P 的比 率用 GZ 表示 ,衡量正规金融发展水平的剔除地下 货币资金的 M2 与 GD P 的比率用 HB 表示 ,金融机 构信贷存量与 GD P 的比率用 XD 表示 ,经济证券化 比率用 ZQ 表示 ; 衡量非正规金融发展水平的地下 经济部门净金融投资与国民储蓄的比率用 U N F 表 示 ,地下金融货币资金与 M2 的比率用 U HB 表示 , 地下金融信贷存量与金融机构信贷存量的比率用U XD 表示 。通过 AD F 检验发现 R GD P 、GZ、U N F 、 U HB 为平稳序列 ,其余均为非平稳时间序列 。对非 平稳序列采用差分法进行处理 , HB 、XD 、U XD 为一 阶平稳 , ZQ 为二阶平稳 ,结果见表 1 。AD F 单位根检验最佳滞后阶数按照 S IC 准则确定 , S IC 值越小 ,则滞后阶数越佳 。检验形式 ( C , T ,L ) 中 , C 、T 、L 分 别代表常数项 、时间趋势和滞后项 。表 1单位根检验表变量检验形式AD F 检验临界值( c ,0 ,1) ( c ,0 ,1) ( c ,t ,1)( c ,0 ,1) ( c ,t ,1) (c ,0 ,1) ( c ,0 ,1) (0 ,0 ,1) ( c ,0 ,1) (c ,0 ,1) ( c ,0 ,1)(0 ,0 ,1)3 33R GD PGZ HB HB XD XD ZQ2 ZQ U N FU HB U XD U XD- 3 . 648 2- 4 . 276 7- 0 . 987 2- 2 . 839 0- 2 . 668 3- 2 . 909 7- 2 . 408 1- 3 . 368 3- 2 . 953 2- 2 . 868 1- 0 . 661 1- 4 . 234 6- 3 . 081 0- 3 . 920 4- 3 . 310 3- 2 . 681 3- 3 . 325 0- 2 . 690 4- 3 . 325 0- 2 . 740 6- 2 . 673 5- 2 . 690 4- 2 . 673 5- 2 . 728 333注 : 3 表示在 1 %显著性水平下 , 3 3 表示在 5 %显著性水平下 ,其余均表示在 10 %显著性水平下 。2 . 协整 检 验 。由 于 R GD P 、GZ、U N F 、U HB 为 平稳序列 ,利用 Jo hansen 检验判断它们之间是否存 在协整关系 ,并进一步确定相关变量间的符号关系 。根据 SC 准 则 可 以 确 定 R GD P 与 GZ、U HB 、U N F 的 VA R 模型的最优滞后期为 2 。表 2 是协整 检验的结果 。表 2协整检验结果表零假设 :协整向量的数目特征值迹统计量5 %临界值Prob0 3 至多 1 个 3 至少 2 个 3 至多 3 个0 . 988 60 . 975 50 . 654 50 . 166 4141 . 446 474 . 293 018 . 672 72 . 729 547 . 856 129 . 797 115 . 494 73 . 841 50 . 000 00 . 000 00 . 016 00 . 098 5由表 2 结果表明 :在样本区间内 , R GD P 与 GZ、U N F 、U HB 之间存在一个协整关系 。根据向量误差 修正模型 ( VA R) 得到均衡向量如下 := (1 . 000 000 , - 0 . 251 292 , - 0 . 199 894 ,4 . 199 904)则这四个变量之间的协整方程为 :中国的投资水平与 GD P 增长率存在正向关系 ,地下经济部门净金融投资比率与 GD P 增长率也是正向 关系 ,而地下货币资金比率与 GD P 增长率是负向关系 。这说明 19872003 年 ,前两者水平的提高有利 于 GD P 增长率的提高 ;而地下货币资金比率的提高 对 GD P 增长率的提高是起阻碍作用的 。另外 ,还对R GD P 与 U N F 和 U HB 、GZ 与 U N F 和 U HB 、R GD P与 U HB 、GZ 与 U HB 分别进行了协整检验 ,发现在 R GD P 与 U N F 和 U HB 的长期均衡关系中 , R GD P 与 U N F 呈正向关系 ,与 U HB 呈负向关系 ;在 GZ 与 U N F 和 U HB 的 长 期 均 衡 关 系 中 , GZ 与 U N F 和 U HB 均呈正向关系 ; 在 R GD P 与 U HB 的长期均衡 关系中 ,二者呈负向关系 ; 在 GZ 与 U HB 的长期均R GD P = 0 . 251 292 GZ +(0 . 016 56)4 . 199 904 U HB(0 . 333 75)其中 () 内为标准误差 。0 . 199 894 U N F -(0 . 014 75)上式表明了在 19872003 年上述变量之间存在的长期均衡关系 ,从中可以发现 19872003 年间104马辉 :非正规金融发展与经济增长关系的实证分析衡关系中 ,二者呈正向关系 。这说明非正规金融发展与 GD P 增长率的这一长期均衡关系仍是存在的 。 得到了 R GD P 与 GZ、U N F 、U HB 之间的 长 期均衡关系以后 ,再用误差修正模型 ( ECM) 来研究它 们之间的短期动态关系 。在实际分析中 ,发现误差修正项的系数未能通过检验 ,而且 U N F 和 U HB 的 系数也不显著 ,这说明非正规金融发展对 GD P 增长 率的影响在短期内并不明显 。GZ 与 U HB 之间也 存在协整关系 ,建立它们之间的误差修正模型进行分析 ,发现误差修正项通过了检验 ,并且 U HB 的系数也是显著的 ,符号为正 。所以从短期来看 ,非正规 金融货币资金比率的提高有利于投资 。3 . 格兰杰因果检验 。由于 R GD P 与 HB 、XD 、ZQ 、U XD 这四个变量之间并不存在长期的关系 ,进 一步利用格兰杰因果检验对变量间的关系予以分 析 。表 3 检 验 的 是 R GD P 与 HB 、XD 、2 ZQ 、U XD 的格兰杰因果关系 。表 3格兰杰因果检验表变量零假设最优滞后期样本数F 统计值概率HBHB 不是 R GD P 的格兰杰原因R GD P 不是HB 的格兰杰原因XD 不是 R GD P 的格兰杰原因R GD P 不是XD 的格兰杰原因2 ZQ 不是 R GD P 的格兰杰原因R GD P 不是2 ZQ 的格兰杰原因U XD 不是 R GD P 的格兰杰原因2115161 . 618 88 . 272 60 . 246 00 . 013 0XD1115151 . 787 63 . 688 00 . 204 20 . 077 02 ZQ3114165 . 095 81 . 503 60 . 035 10 . 241 9U XD2161 . 658 40 . 238 8 R GD P 不是U XD 的格兰杰原因2 16 2 . 105 6 0 . 172 5 的脉冲反应 (imp ulse - respo nse) 和方差分析来分析在给定单位变化条件下各变量在系统内相互作用影 响的综合动态反映 。从表 3 可 知 : 在 最 优 滞 后 期 时 , HB 、XD 、U XD都不是 R GD P 的格兰杰原因 ; ZQ 是 R GD P 的格兰 杰原因 ; R GD P 是 HB 和 XD 的格兰杰原因 。为考察动态影响 ,选用 VA R (向量自回归) 模型图 1脉冲响应图图 1 中的 A 显示的是货币化比率对真实 GD P增长率冲击的标准差 ( SD) 的动态反应 ,从中可以 发现真实 GD P 增长率的正向冲击在未来对真实货 币化比率的影响是负向的 ,并且这种影响还有扩大 的趋势 ;B 显示的是真实 GD P 增长率的正向冲击在 未来对正规金融机构信贷比率的影响是负向的 ,但 这种影响是逐期减弱的 ; C 显示的是真实 GD P 增长 率对经济证券化比率冲击的标准差的动态反应 ,发现经 济 证 券 化 比 率 的 正 向 冲 击 一 开 始 会 使 真 实GD P 增长率恶化 ,并在滞后 3 期达到顶点 , 但在滞 后 5 期之后就会被其正面效应所替代 ,根据 R GD P 与 ZQ 的 VA R 模 型 进 行 方 差 分 解 的 结 果 , 其 对 R GD P 的负面影响最大可以占到 R GD P 预测误差 的30 . 18 % , 正面影响最大可以占到 R GD P 预测误 差的 29 . 31 % 。105统计与信息论坛证券化程度是经济增长的格兰杰原因 。通过以上的分析可知 : 非正规金融发展对经济 增长的影响并不是单一的 ,应该正确对待非正规金 融发展在经济发展中的作用 。首先 ,一些民间金融 行为部分地弥补了正规金融所难以涉及的领域 ,提高了金融体系融通资金的效率 ,促进了国民经济的 发展 ;其次 ,非正规金融中的确存在大量的违法金融 组织和金融行为 ,这些金融组织和行为扰乱了金融 秩序 ,对经济和社会安全构成了很大的威胁 。因此 , 对于非正规金融收益和危害的判断不能一概而论 ,应区别对待 ,引导其健康发展 ,趋利避害 。四 、结论本文主要对非正规金融发展与经济增长的关系进行了实证分析 ,同时还讨论了正规金融发展对经 济增长的影响 。地下经济金融部门净金融投资的发展与经济增长有长期的正向关系 ,地下货币资金的 发展与经济增长具有长期的负向关系 ,而地下信贷 的发展与经济增长的关系并不显著 。地下经济金融 部门净金融投资发展和地下货币资金发展均与投资 水平的发展有着长期正向关系 。经济增长是正规金融货币化程度和信贷比率的格兰杰原因 ,正规金融参考文献 :1234李建军 . 中国地下金融规模与宏观经济影响研究 M . 北京 :中国金融出版社 ,2005 .温涛 ,冉光和 ,熊德平 . 中国金融发展与农民收入增长 J . 经济研究 ,2005 (9) .GOL DSM I T H , RA YMOND W. Financial St ruct ure and Develop ment M . New Haven : Yale U niversit y Press ,1969 .GR EEN WOOD J ,J OVANOV IC B . Financial Develop ment , Growt h , and t he Dist ributio n of Inco me J . Journal of PoliticalEco no my ,1990 (10) .KIN G Robert G , L EV IN E Ross. Finance and Growt h : Schumpeter Might Be Right J . Quarterl y Journal of Eco no mics ,1993 (12) .(责任编辑 :马慧)5An Empirical Analysis on the Inf l uence of the Inf ormal Finance Development on Economic Gro wthMA Hui(Dep t . of Statistics , Do ngbei U niversity of Finance & Eco no mics , Dalian 116023 , China)Abstract :This paper analyzed t he relatio n bet ween info r mal finance develop ment and t he eco no mic growt