民間金融與正規(guī)金融交互關系研究

一、研究背景

正規(guī)金融是根據經濟發(fā)展需要、自上而下設立的“外生金融”體系；而民間金融是經濟快速發(fā)展中，中小企業(yè)經濟實體尤其是民營企業(yè)為擺脫外部融資的束縛、獲得金融支持而出現的脫離國家監(jiān)管的金融交易活動，是一種市場經濟發(fā)展中的典型“內生金融”體系，因此又被稱為“非正規(guī)金融”。民間金融在我國經濟發(fā)展中具有突出的表現，在獲取信息、便利交易、優(yōu)化資源配置和促進經濟增長等方面又有著不可或缺的作用，已成為與正規(guī)金融雙軌運行的“二元金融體系格局”中的重要組成部分。但是，由于缺乏必要的引導、治理和監(jiān)管，民間金融可謂是“先天不足、后天失調”，一直游離于國家正規(guī)金融體系之外，為我國金融業(yè)健康發(fā)展和國民經濟穩(wěn)定帶來了隱患，溫州、鄂爾多斯等地爆發(fā)的民間金融案件便可見一斑。因此，進一步認識、理解民間金融如何影響正規(guī)金融，對規(guī)范民間金融以提高全國金融體系整體運行效率、保障金融體系健康有效運行具有重要的理論指導意義。目前，隨著溫州金融綜合改革試驗區(qū)獲批及一系列改革措施落地實施，我國已開始并將持續(xù)推進民間金融改革。因此，研究民間金融與正規(guī)金融之間交互作用效果，對引導民間金融回歸實體經濟、治理和監(jiān)管民間金融具有重要的現實意義。

目前，關于民間金融的研究主要集中于其形成原因、制度優(yōu)勢、利率決定等方面，對民間金融與正規(guī)金融交互機制的實證研究略顯不足，主要原因是針對民間金融缺乏統一的統計口徑以及準確的統計數據。本文通過采用θ值法估算測算民間金融規(guī)模，進而對其如何與正規(guī)金融相互影響進行了實證分析，重點研究了民間金融與正規(guī)金融之間的影響機制。

本文余下部分內容為：第二部分為民間金融與正規(guī)金融關系研究文獻綜述；第三部分是測算我國民間金融規(guī)模的基本估值，通過比較目前常見的民間金融測算方法，選取了相對合適的θ值法測算1994年至2011年的民間金融規(guī)模數據；第四部分是我國民間金融與正規(guī)金融交互影響效果的計量分析，采用ADF檢驗、Granger因果檢驗和協整檢驗等分析方法，并進一步建立了民間金融與正規(guī)金融兩個內生變量的誤差修正（VEC）模型，揭示了二者的交互影響關系；最后是研究結論。

二、文獻綜述

理論界對民間金融與正規(guī)金融關系研究的結論有兩種：水平關系和垂直關系。水平關系指民間金融必然會和正規(guī)金融產生業(yè)務上重合形成的競爭關系。Jain（1999）假定民間金融具有信息優(yōu)勢而正規(guī)金融具有成本優(yōu)勢，正規(guī)金融拒絕放貸的優(yōu)良企業(yè)很快轉到民間金融市場，民間金融也會根據自己的信息優(yōu)勢拒絕非常差的企業(yè)，進一步激勵了部分企業(yè)千方百計從正規(guī)金融獲得融資，加劇正規(guī)金融市場的“檸檬效應”；林毅夫（2003）認為我國民間金融在相當長時間內會一直存在并發(fā)展，并繼續(xù)是民營企業(yè)融資的主要形式；劉民權（2003）認為靈活便捷的民間金融有效節(jié)約了運行正規(guī)金融所需的高昂交易成本費用；胡金焱和李永平（2006）指出民間金融和正規(guī)金融并不是簡單的競爭關系，還存在制度互補關系；林娟，劉莎（2006）通過研究金融交易成本得出結論，民間金融和正規(guī)金融同為金融體系組成部分，應按各自交易成本優(yōu)勢合理進行制度安排；王璐（2009）也指出可以通過差別化監(jiān)管促進民間金融和正規(guī)金融的競爭發(fā)展，最終實現其“陽光化”；王磊（2009）研究指出民間金融和正規(guī)金融之間存在互補關系、競爭關系和轉化關系，在一定條件下民間金融可以轉化為正規(guī)金融；吳濤（2011）研究了民間金融和正規(guī)金融聯接效應可以提高金融效率、降低金融交易成本；劉溪（2011）在演化博弈視角下提出了對民間金融短期獲得正規(guī)金融支持、長期讓其轉化為正規(guī)金融參與市場競爭的正規(guī)化思路。

三、民間金融規(guī)模測算

中國金融改革實踐表明民間金融是客觀存在的，但民間金融“地下性”特點使它并不在官方統計機構監(jiān)測范圍之內。所以，如何測算民間金融規(guī)模長期以來困擾著理論界，目前常用的測算方法有樣本推測法、資金需求供給軋差法、θ值法。

樣本推測法是根據抽取樣本的借貸規(guī)模以及樣本容量與總體單位總數之比，推測民間金融總體規(guī)模數量。但是，該方法太過依賴于樣本的代表性，而民間金融的“地下性”使得很難選擇具有代表性的樣本。因此，實際上該方法的應用性十分有限。

資金需求供給軋差法是基于社會實體經濟資金總需求和社會資金總供給是相等的理論，認為官方統計部門忽略的“民間金融部門”是導致資金總需求和總供給現實差異的主要原因。因此，通過社會實體經濟資金總需求（包括消費需求、投資需求）與社會資金總供給（包括政府財政收入、正規(guī)金融融資、實際利用外資、企業(yè)自有資金以及民間金融融資）軋差計算出來，但由于某些數據無法準確統計，一定程度上影響了計算的準確性。

θ值法假定經濟活動的投入產出比都是恒定的，無論是否包含民間金融，其經濟融資需求和融資比例是相同的。該方法優(yōu)點是可以利用現有統計數據直接計算，不需對經濟需求進行估計，從而提高了測算的數據質量。現有理論研究表明，此方法測算結果可作為我國民間金融規(guī)模的一個重要參考值，本文即采用此方法。

（一）理論假設

【假設1】正規(guī)金融資源越充足、發(fā)達，民間金融相對規(guī)模就越小。

本假設是基于民間金融是“內生金融體系”的理論。如果正規(guī)金融體制非常完善、信息不對稱水平非常低，民間金融將被擠出或吸收到正規(guī)金融體系。但由于我國金融改革深化不夠、金融監(jiān)管不到位等因素，民間金融將長期與正規(guī)金融共生共存，二者存在競爭關系的假設是可以接受的。

【假設2】民間金融主要是直接融資、短期融資。

直接融資主要是通過企業(yè)信用、消費信用、民間個人信用實現，民間金融是其中的一部分。由于民間金融體系對資金的流通效率要求非常高，期限較短，因此這一假設也是可以接受的?；谠摷僭O，在測算中將正規(guī)金融中的短期貸款STL（Short Term Loan）作為參照物。

【假設3】北京市不存在民間金融。

作為政治中心和金融中心，北京市經濟發(fā)展水平比較發(fā)達，金融監(jiān)管嚴格程度相對較高，正規(guī)金融體系發(fā)展也較為完善，造成民間金融比率相對其他地區(qū)少很多。因此，假設該地區(qū)不存在民間金融，雖然該地區(qū)民間金融確實是存在的。

【假設4】經濟活動的投入產出比恒定。

基于該假設，同一時期內全國各地經濟發(fā)展的融資需求和融資比例相同。顯然，由于各地的經濟發(fā)展不平衡，該假設較弱，但是這并不妨礙我們粗略估算民間金融規(guī)模大小。

（二）測算理論

基于以上假設，我們采用的θ值為：

式中，

STLi（Short Term Loan）為i地區(qū)的短期貸款，按年末統計數據計算；

FDIi（Foreign Direct Investment）為i地區(qū)外商直接投資金額；

EFi（Equity Finance）為i地區(qū)資本市場融資中的股權融資金額；

IFi（Inform Finance）為i地區(qū)民間金融數量；

GDPi（Gross Domestic Product）為i地區(qū)當年的國內生產總值。

根據以上假設，我們可以得出：

（1）北京的民間金融規(guī)模：IF=0。因此，北京的θ值為：

（2）同一統計期間，其他地區(qū)的的 值與北京一致。因此，全國的民間金融規(guī)模為：

（三）全國民間金融的規(guī)模測算結果

基于以上假設及理論，根據北京地區(qū)1994年至2011年8年的經濟數據計算θ值，結果如表1所示：

表1 基于北京地區(qū)數據的θ 測算結果表

圖1顯示了我國正規(guī)金融規(guī)模和民間金融1994年至2011年的規(guī)模逐年變化趨勢：

圖1 我國正規(guī)金融規(guī)模1和民間金融1994年至2011年的規(guī)模逐年變化趨勢圖

因此，依據北京地區(qū)的θ值和全國經濟數據，可以測算出我國的民間金融規(guī)模，結果如表2所示：

表2 我國民間金融規(guī)模測算結果表

從圖1可以看出，我國正規(guī)金融規(guī)模和民間金融規(guī)模大致呈逐年上升趨勢。其中，正規(guī)金融發(fā)展比較平穩(wěn)，而民間金融在2004年以前規(guī)模較小，發(fā)展也比較平緩；2004年到2007年金融危機之前這段時間，民間金融獲得了快速的發(fā)展，尤其是2007年規(guī)模達到正規(guī)金融規(guī)模40%以上；但是，隨之而來的金融危機“嚇退”了靈活性、逐利性極強的民間金融，規(guī)模出現了一定程度的下跌；隨著國家一系列經濟刺激計劃政策陸續(xù)出臺，金融信貸形勢和經濟前景好轉使我國經濟所受沖擊漸漸緩解，民間金融經歷短暫的停滯后，慢慢恢復發(fā)展，近2年規(guī)模逐漸擴大，達到正規(guī)金融規(guī)模的25%左右。

按照這兩年民間金融與正規(guī)金融規(guī)模比例幾乎穩(wěn)定在25%推算，2011年的民間融資規(guī)模也應該占央行公布的社會融資規(guī)模的25%左右，而這一結論基本與2011年央行調研得到的民間融資規(guī)模3.38萬億元和統計得到的社會融資規(guī)模12.83萬億元的數據吻合，說明這一方法測算結果較為接近真實的民間金融規(guī)模。

四、民間金融與正規(guī)金融交互影響效果分析

關于民間金融與正規(guī)金融的關系有兩種主要的觀點：競爭關系和互補共生。競爭指民間金融和正規(guī)金融是對融資規(guī)模這一蛋糕“零和博弈”，一方規(guī)模的增加會導致另一方的減少；互補共生觀點認為民間金融主要在正規(guī)金融機構因信息透明程度不夠主動放棄的信貸領域發(fā)展，或服務那些正規(guī)金融機構因產品功能未能滿足客戶需求而被動放棄的客戶，因而不會對正規(guī)金融機構產生沖擊，反而會為正規(guī)金融體系培育未來的客戶。因為一部分中小企業(yè)在發(fā)展初期無法通過正規(guī)金融市場獲得資金的支持，只有轉向民間金融進行融資，發(fā)展壯大后就會轉向正規(guī)金融以獲得較民間金融成本更低的融資。以下我們將通過對民間金融和正規(guī)金融規(guī)模數據的實證研究分析二者之間潛在的關系，從而為引導、治理和監(jiān)管民間金融提供理論基礎。下面，結合前面計量的民間金融規(guī)模水平和相關統計數據進行實證分析，以衡量二者之間的關系。

（一）ADF檢驗

在計量方法選擇上，首先對正規(guī)金融規(guī)模和民間金融規(guī)模這兩個時間序列進行平穩(wěn)性檢驗，采用的方法是學界常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller test）檢驗，然后進行協整分析，并采用 Granger 因果檢驗法來判斷正規(guī)金融規(guī)模和民間金融規(guī)模的因果關系。

1.變量與樣本選擇

本文采用以下數據指標：

（1）正規(guī)金融規(guī)模（FF）：采用貸款余額、股票市場融資額、外商直接投資額匯總計算得出，相關數據采用中國統計年鑒（1995-2012）；

（2）民間金融規(guī)模（IF）：上文θ值法計算得出的民間金融規(guī)模數據（1994-2011）。

2.數據分析

由于FF與IF均為年度時間序列數據，為使數據之間存在可比性，消除數據可能存在的異方差，進而得到平穩(wěn)序列，故對原始數據進行對數化處理。需要說明的是，數據取對數化并不改變原來的協整關系，反而能使趨勢線性化。對數化后，變量分別表示為LOG(FF)和LOG(IF)。根據圖1不難得出，LOG(FF)和LOG(IF)數據是有較強的趨勢性，表明數據為非平穩(wěn)序列。Engle，Granger提出的協整理論方法為非平穩(wěn)序列的建模提供了途徑。協整關系是說如果非平穩(wěn)的時間序列其線性組合表現出平穩(wěn)性，則稱這些變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系。協整分析前，需對序列進行單位根檢驗，確定其是否為同階單整序列，本文運用Eviews 6.0工具進行ADF檢驗，檢驗結果如表3。其中，D(LOG(FF))，D(LOG(IF))分別為LOG(FF)和LOG(IF)的一階差分，可以得出，LOG(FF)和LOG(IF)均為一階單整序列。

表3 LOG(FF)，LOG（IF）的ADF檢驗結果

（二）Granger因果關系檢驗

為防止出現偽回歸現象，下面對序列LOG(FF)和LOG（IF）進行Granger因果關系檢驗。根據SC和AIC信息準則，采用的滯后期數為2期，檢驗結果見表4。

可見，在5%置信水平下，拒絕了LOG(IF)不是 LOG(FF)的Granger因果關系，即LOG(IF)是LOG(FF)的Granger因果原因；同時，接受了LOG(FF)不是LOG(IF)的Granger因果關系，即LOG(FF)不是LOG(IF)的Granger因果原因。也就是說，民間金融的發(fā)展促進了正規(guī)金融的發(fā)展，反之則不然，這是非對稱的。

表4 Granger因果關系檢驗結果表

（三）協整檢驗

通過以上分析得出，LOG(FF)和LOG（IF）均為一階單整序列，符合協整分析的必要條件，即階數相同。

首先，得到線性回歸模型如下：

對上式殘差作ADF檢驗得知：

表5 ADF檢驗結果表

可見，在5%置信水平下，拒絕原假設，即無單位根存在。所以，LOG(FF)和LOG（IF）有著長期穩(wěn)定的（1,1）階協整關系，也就是說，民間金融對正規(guī)金融有著長期的正向作用，這與上面的分析是一致的。

（四）誤差修正模型（VEC）

基于以上分析，由于LOG(FF)和LOG（IF）有著長期穩(wěn)定的（1,1）階協整關系，我們可以建立如下VEC模型：

其中：LOG(FF)-5.896752-0.598741×LOG（IF）為誤差修正項，在長期均衡中，該項為0。然而，一旦LOG(FF)和LOG（IF）在上一期偏離了長期均衡，則誤差修正項非零，誤差修正系數b會將其向均衡狀態(tài)調整。

回歸結果簡單表示如下：

回歸結果表明，我國正規(guī)金融的發(fā)展受兩部分影響，一是民間金融波動的影響，二是正規(guī)金融偏離均衡水平的影響，從b=-0.317939看，當短期波動偏離均衡狀態(tài)時，將以-0.317939的速度將非均衡狀態(tài)調整為均衡狀態(tài)。

（五）結果分析

通過以上計量分析，可以得出民間金融與正規(guī)金融存在以下關系：

（1）單向Granger因果關系。即二者相互作用僅是單向的，民間金融在一定程度上促進了正規(guī)金融的發(fā)展，反之不然。

（2）協整關系。也即長期穩(wěn)定的（1,1）階協整關系，民間金融對正規(guī)金融正向影響。

正規(guī)金融不能推動民間金融發(fā)展，相反，民間金融卻可以促進正規(guī)金融發(fā)展。根據以往理論分析，二者是相互補充、共同發(fā)展的關系，計量結果應是雙向因果，這與本文計量結果不一致。本文認為，產生這種偏差的原因主要是我國民間金融的合法化程度不高，無法構成理想外源融資供給結構，隱藏在“地下”的民間金融無法大規(guī)模獲得正規(guī)金融資金支持。

五、結論

本文通過采用θ值法估算我國民間金融規(guī)模、計量分析我國民間金融與正規(guī)金融交互影響效果，建立了民間金融與正規(guī)金融兩個變量的誤差修正（VEC）模型，揭示了二者的交互影響關系，進一步探討了民間金融良性發(fā)展路徑選擇及監(jiān)管對策，提出發(fā)展民間金融的對策建議。研究發(fā)現，我國民間金融規(guī)模大致呈逐年上升趨勢，并且民間金融和正規(guī)金融存在單向Granger因果關系和協整關系。這主要是因為我國民間金融的合法化程度不高，雖艱難發(fā)展但仍無法構成理想外源融資供給結構，隱藏在“地下”的民間金融無法大規(guī)模獲得正規(guī)金融資金支持。因此，本文認為引導和監(jiān)管民間金融可以從民間金融身份合法化、監(jiān)管方式多元化、市場準入和退出機制建設、資金互通渠道建設等方面著手，完善民間金融機構產權制度和內部控制結構，監(jiān)督和引導民間金融健康發(fā)展。

當然，研究民間金融監(jiān)管策略和健康發(fā)展模式是一個長期的課題，本文僅初步探討了民間金融和正規(guī)金融交互機制，深入地研究需要依靠更為精確的民間金融統計數據，而這已成為擺在理論研究人員和監(jiān)管決策者面前的亟待研究的課題。

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