金融脫媒現象對我國貨幣政策的影響分析

摘要：近年來，我國資本市場發展迅速，直接融資比重不斷攀升，間接融資比重不斷下降，金融脫媒不斷深化，導致央行實施的貨幣政策效力弱化，調控難度加大。金融脫媒促進了資本市場的發展，提升了金融資產的證券化率，眾多介于資本市場和貨幣市場之間的新型金融工具涌現。這些金融工具大多既具有資本市場工具的高收益特征。

關鍵詞：金融脫媒現象；平穩性檢驗；因果關系檢驗

中圖分類號：F823/827.0文獻標志碼：A文章編號：1673-291X（2008）011-0074-02

所謂“金融脫媒”就是指在分業管理和分業經營的制度背景下，資金盈余者也就是儲蓄者和資金短缺者也就是融資者，不通過銀行等金融中介機構而直接進行資金交易的現象。這種現象將增加央行實施貨幣政策的難度，其原因如下：一是從居民角度說，在收入不斷提高的情況下，傾向于更高的回報率和更為多樣化的資產形式，從而影響居民定期存款比率，通過貨幣乘數的作用最后影響央行的貨幣供給量；二是企業為尋求更為便利的融資渠道和更低廉的融資成本，通過債券、股票、融資票據等證券直接籌措資金，從而影響商業銀行的信貸規模，而信貸規模是央行實施貨幣政策的中介目標之一；三是各類理財機構如基金等，在傳統的直接和間接基礎上發展多種形式的金融產品和金融方式以賺取收益，這會影響央行貨幣供給量的統計口徑。本文試從貨幣政策中介目標角度分析金融脫媒現象對我國貨幣政策的影響。

一、貨幣政策中介目標的含義及選擇

貨幣政策中介目標是中央銀行為實現貨幣政策最終目標而設置的可供觀測和調整的中間性或傳導性的金融變量。一個有效的貨幣政策操作框架中，中介目標的選擇至關重要，通常需要遵循相關性、可測性和可控性三原則。因而本文主要圍繞三個基本問題來評價金融脫媒現象對貨幣政策中介目標的影響：一是貨幣政策的中介目標在金融脫媒現象的沖擊下能否正確定義與計量；二是貨幣當局能否有強有力的手段來控制貨幣政策的中介目標；三是受金融脫媒現象的影響，貨幣政策的中介目標與最終目標之間是否存在長期穩定的相關或均衡關系。

二、金融脫媒現象破壞了中介目標的可測性

1.貨幣結構。在新的金融工具不斷涌現之前，貨幣層次的內涵是比較明確的，作為交易余額的貨幣和作為投資手段的流動性資產之間的界線清晰，特征分明，貨幣存量的統計也相對容易。然而由于金融脫媒現象的出現，各種新型貨幣性金融工具大量涌現，增強了金融資產之間的可替代性，改變了作為交易媒介的資產和高度流動性資產的構成，引起經濟主體資產組合發生變化，不同層次的貨幣供給發生改變。

2.貨幣性能。金融脫媒產生了多種新型金融工具，大多金融工具具有高度流動性和再造能力，只是風險不同而已。按照現行貨幣定義，它們具有貨幣的某些特性，甚至可以成為新的貨幣成分，從而使貨幣的性能和特征產生變化。比如，網絡貨幣、基金憑證、股票保證金存款、投資連結保險、分紅保險、保險信用卡等都在不同程度上與已有的貨幣成分相近似，但是，它們基本上不屬于通常的貨幣統計范圍，這種貨幣性能的變化使得貨幣當局更加難以清晰地區分廣義貨幣和狹義貨幣以及M1、M2、M3 等貨幣層次的內涵。

3.貨幣供應數量。就貨幣供應量而言，盡管一定時點上社會財富和貨幣數量相對確定，而且貨幣供應統計口徑比較穩定，但當社會財富從已有的貨幣定義形式轉化為其他形式之后，貨幣創造的機能也隨之發生變化，比如有的貨幣變成基金憑證、股票保證金存款、投資連結保險等，這樣，原有貨幣供應統計的覆蓋面變得相對狹窄，產生貨幣統計上的“遺漏”現象。從動態來看，貨幣結構的變化會抑制貨幣的創造能力，貨幣替代現象可以更好地得到解釋。比如，在儲蓄資產轉化為其他形式金融資產之后，貨幣結構隨之發生變化，相應的貨幣創造能力也會有所減弱，這便相當于財富從貨幣形式轉化為其他金融資產形式。因此，金融脫媒的出現，會產生貨幣替代現象。

三、金融脫媒現象降低了貨幣政策中介目標的可控性

金融脫媒促進了資本市場的發展，提升了金融資產的證券化率，眾多介于資本市場和貨幣市場之間的新型金融工具涌現。這些金融工具大多既具有資本市場工具的高收益特征，通過各種避險操作組合，又呈現出貨幣市場工具的短期限高流動性的特征，符合安全性、流動性和盈利性三性原則。如貨幣市場基金、銀證轉賬、銀證通等等，這些貨幣性極強的信用工具和存款種類能夠在很大程度上滿足人們的流動性需要，從而減弱了人們的流動性偏好，導致貨幣需求總量下降。而且由于貨幣(狹義貨幣)不生息或很少生息，既然其他資產可以帶來更高的回報，于是人們開始在其資產組合中盡量減少貨幣的持有量，增加非貨幣性的金融資產，其結果直接導致交易性貨幣需求減少和投資性貨幣需求的增加，從而貨幣結構發生變化。

四、金融脫媒現象削弱了中介目標的相關性理論及實證分析

本文運用1999年1月至2007年8月的月度數據，比較檢驗貸款總量與貨幣供給總量之間的因果關系以及股票市場融資額與貨幣供給總量之間的因果關系。這里之所以選擇股票市場融資額這一變量，是因為我們無法獲得企業債券發行融資的季度或月度數據，故而無法獲得資本市場全部證券發行融資額的季度或月度數據。考慮到目前我國企業債券市場不發達，發行量一直不大，股票市場融資可以近似代表資本市場的融資。進一步需要說明的是，這里股票市場融資額包含股票首發融資、配股融資以及可轉債融資。選取的三個變量：貸款總量（ALLLOAN）、貨幣供給總量（M2）以及股票市場融資額（SECFUND），其數據來源于中國人民銀行網站、中國證券監督管理委員會網站以及歷年《中國金融年鑒》。

（一）檢驗模型說明

（1）時間序列平穩性檢驗模型。DF平穩性檢驗就是以回歸模型：Yt=α+β×Yt-1+ ut和△Yt=α+ρ×Yt-1+ut進行估計，公式中Yt為時間序列，α、β為常數，ρ=β-1為隨機誤差項。備擇假設H0為：ρ=0，說明觀測的時間序列存在單位根，是非平穩時間序列。否則，該序列的統計量絕對值大于DF臨界值的絕對值，認為該序列是平穩時間序列。Dickey和Fuller在檢驗過程中發現，在DF檢驗中不能保證回歸模型中μt為白噪聲，于是對DF 檢驗進行了修正，提出了ADF檢驗模型。回歸模型為：△Yt=α1+α2×t+ρ×Yt-1+βi×∑△Yt-i+ut，等式中α1、α2、ρ、βi為參數，m為最優滯后項，ut為殘差項，t是線性時間趨勢項。

（2）最優滯后階數m的確定。由于檢驗結論對滯后階較為敏感，不恰當的滯后階數將可能產生錯誤的結論，本文采用AIC定階準則：AIC(k)=－2L/n+2 k/n (7) 來確定最優滯后階數，其中L=-n/2×ln2π-n/2×lnσ2-n/2，式中n為估計方程的有效觀測值數，k 為回歸解釋變量的個數(即滯后階數)，σ2 為方差的極大似然估計值。AIC 的大小取決于L和k，k取值越小，AIC 值越小；L 取值越大，AIC 值越小。滯后階數k小表明模型簡潔，L 大表明模型精確。滿足AIC(m)=min{AIC(k)k=1，2，3...}的m就是最優滯后階數。

（3）格蘭杰因果關系檢驗。1）檢驗“股票市場融資額不是導致M2變化的原因”的零假設，需要對無條件限制模型：M2=c+∑αiM2t-i+∑βiSECFUND和有條件限制模型：M2=c+∑αiM2t-I進行估計。2）用各個回歸方程的殘差平方和計算F統計量。3）檢驗零假設：H。：βJ= 0(J=1，2，3，...，n)，若其中至少有一個顯著地不為零，則拒絕“股票市場融資額不是導致M2變化的原因”，的零假設，接受股票市場融資額是導致M2變化的原因；反之亦然。檢驗“貸款總量不是導致M2變化的原因”的零假設，僅需對模型M2=c+∑αiM2t-i+∑βiALLLOAN的有條件及無條件限制模型做類似上面的回歸估計和統計檢驗即可。

（二）實證檢驗及結果分析

（1）經濟變量的平穩性檢驗。三個經濟變量的平穩性檢驗采用ADF方法，確定滯后階數的原則為AIC最小準則，差分序列的檢驗類型按相應原則確定。檢驗結果如下表：

（2）經濟變量之間的格蘭杰因果關系檢驗。運用經濟計量軟件Eviews3.1，分別對貸款總量ALLLOAN以及股票市場融資SECFUND 是否顯著地影響貨幣供給總量M2的檢驗結果如下表，確定滯后階數的原則AIC最小準則。

表2

表2說明，股票市場融資額SECFUND在96.06％的顯著性水平上是貨幣供給總量M2的格蘭杰原因，貸款總量ALLLOAN在8.41%的顯著性水平上是貨幣供給總量M2的格蘭杰原因。綜合兩個Granger檢驗的結果，可以認為自上世紀90年代以后，由于金融脫媒的深化，作為貨幣政策傳統中介目標變量的貸款總量不再能顯著地影響貨幣供給總量的變化，從而與貨幣政策的最終目標也就不再具有顯著的相關性。

參考文獻：

[1] 李揚.脫媒——中國金融改革和發展的新挑戰[N].中國證券報，2008-01.

[2] 李揚.理性認識發展直接融資與資金脫媒[N].中國金融時報，2007-12.

[3] 呂瑩.“金融脫媒”進行時[J].現代商業銀行，2006，(10 ).

[4] 鄧向榮.金融脫媒理論及其演進[J].經濟學動態，2006，(6).

[責任編輯陳麗敏]