社會融資規模的可控性研究

王銘利

（河南大學 金融證券研究所，河南 開封 475004）

社會融資規模的可控性研究

王銘利

（河南大學 金融證券研究所，河南 開封 475004）

可控性是指中央銀行有能力對某一經濟變量進行調節，達到預定的目標水平，也是對貨幣政策中介目標的一個基本要求。通過對社會融資規模的可控性進行檢驗，表明社會融資規模與基礎貨幣之間存在協整關系，中央銀行可以通過調控基礎貨幣的投放實現對社會融資規模的控制；社會融資規模符合可控性要求。

社會融資規模；可控性；協整檢驗

2011年4月14日，中國人民銀行（以下簡稱央行）在一季度金融統計報告中首次發布了社會融資規模數據，公布了一季度社會融資規模總量及其構成情況。同年5月，央行在一季度《中國貨幣政策執行報告》中，首次將社會融資總量作為宏觀調控的統計和監測指標,代替了之前一直使用的貸款增量指標。對此，央行調查統計司司長盛松成撰文指出，“金融宏觀調控取消信貸規模指標，以社會融資規模指標代之，是一種探索和創新，適合我國融資結構的變化，符合金融宏觀調控的市場化方向”,“社會融資規模作為貨幣政策中間目標適合我國融資結構的變化”[1]，這表明社會融資規模取代信貸規模成為央行新的貨幣政策中介目標。

2011年以來央行定期發布的社會融資規模統計數據引起了市場的強烈關注,但是也引發了對于社會融資規模的持續質疑和爭論，其中之一就是對社會融資規模可控性的爭議。例如建設銀行研究部高級經理趙慶明指出：央行只能控制貸款、承兌匯票等指標，社會融資規模存在可控性問題，因此該指標只適合做監測指標，不適合做中介目標。而開展對社會融資規模可控性的研究對于回答人們的疑問、解決其作為中介目標的適用性具有重要的理論和實踐價值。

一、可控性的含義

在以往的研究中，對中介目標的可控性有兩種觀點：一種認為可控性指貨幣政策工具與中介目標之間要有密切的聯系，央行能夠通過工具的運用而達到對中介目標的調控（黃安仲[2]，2006）；另外一種觀點認為可控性指貨幣政策操作目標與中介目標的聯系，而非操作工具之間與中介目標的聯系（李春琦、王文龍[3]，2007）。筆者認為，這兩種觀點只是側重點不同，并沒有本質區別。正如米什金[4]所指出的，“……這些中介目標也不是聯儲工具所能直接影響的。所以，它又選擇另一套被稱作操作目標的變量，諸如儲備總量（儲備、非借入儲備、基礎貨幣或非基礎貨幣）或利率（聯邦基金利率或國庫券利率）來追蹤，這些變量對聯儲政策工具反應靈敏”，即貨幣政策工具首先影響操作目標，操作目標變動影響中介目標，中介目標的變動影響最終目標的實現。對可控性的前一種觀點強調操作工具對中介目標的直接作用,可控是建立在操作目標與中介目標之間的關系是假設穩定、可測之上的，后者強調操作目標對中介目標的作用則是以操作目標完全掌握在央行手中為前提，因此，這兩種觀點各有側重。而一個完整的可控性分析既應該包括操作目標與中介目標之間的聯系，也應當包括貨幣政策工具與操作目標的聯系。

根據上述分析，社會融資規模的可控性是指貨幣政策工具能否通過操作目標調控社會融資總量。1998年以來，央行放棄了對商業銀行的信貸規模的管理，這意味著央行不能直接控制銀行的貸款。隨著我國金融市場的發展，各種信用供給主體不斷涌現，企業的融資渠道日趨多元化，央行對整個社會的融資總量更不可能直接控制。但是這并不意味著央行對融資總量是無能為力的。央行所具有的特殊身份，使得它能夠對信用供給主體施加影響，社會融資總量具有一定的可控性。首先，央行是全社會資金的來源，信用本質上還是對貨幣的需求，因此貨幣總量必然影響信用總量。其次，央行還能通過利率政策影響信用的價格來間接對信用總量進行調控，例如央行制定存貸款的利率，而商業銀行依賴存貸款的利差作為主要收入。利差越大，銀行利潤越高，放貸的積極性越高；利差減小，銀行利潤降低，放貸的積極性就會下降。因此，央行可以通過調控貨幣量和信用的價格使得社會融資總量按自己預期的方向發展。

眾所周知，中央銀行所掌握的貨幣政策工具只有公開市場操作、法定存款準備金率和貼現率這三種工具。操作目標一般指的是基礎貨幣和短期利率。在我國，由于央行制定存貸款利率，因此利率政策不僅是貨幣政策工具，同時也起操作目標的作用。假定央行能夠控制的貨幣政策工具是基礎貨幣和存貸款利率，可控性研究的關鍵就是操作目標（基礎貨幣與利率）與社會融資總量能否形成穩定的協整關系。假定操作目標與社會融資總量的關系是穩定的、可測的，可控性研究的關鍵就是貨幣政策工具能否控制操作目標。因此，我們既要檢驗操作目標與信用供給總量之間的關系是否穩定，也要研究央行貨幣政策工具對操作目標的控制力。我們將首先檢驗基礎貨幣和存貸款利率這兩個操作目標與社會融資總量之間的關系是否穩定。其次我們還將檢驗央行貨幣政策工具對操作目標的控制力。如果央行貨幣政策工具能夠控制操作目標，并且操作目標與社會融資總量之間存在穩定的協整關系，我們就認為社會融資規模是可控的。

二、操作目標與社會融資總量的協整關系檢驗

基礎貨幣是我國現行貨幣政策主要操作目標之一，央行通過調控基礎貨幣控制貨幣供給量，貨幣供給量的多少影響借貸資金的數量。因此，理論上基礎貨幣同金融中介機構的信用供給能力密切相關。此外，央行控制著銀行的存貸款利率，還可通過調整存貸款利率影響商業銀行貸款的積極性。但是，我國商業銀行受國家宏觀調控的影響比較大，利差不一定是商業銀行發放貸款的主要動機。而且，隨著金融體制改革的不斷深入，我國金融市場上已經出現了多種信用提供主體，這些市場化的信用提供主體主要按照市場利率而非銀行存貸款利率進行信用活動。因此，央行的利率政策是否對整個社會融資總量產生影響還需要進行實證研究。

（一）指標設定、樣本區間與數據來源

我們假定央行能夠控制基礎貨幣的投放，那么每個季度余額是央行根據宏觀經濟變化主動進行的調控結果，則我們可以將季度基礎貨幣余額作為貨幣政策操作目標變量。2002年1月起中國人民銀行對貨幣當局資產負債表的內容進行了調整，同時采用儲備貨幣口徑。從統計范圍來看，儲備貨幣與基礎貨幣是同一概念，包括央行所發行的貨幣、各金融機構在人民銀行的準備金存款、郵政儲蓄存款和機關團體存款[5]。此外，存貸款利差既是央行的貨幣政策工具，也是操作目標，還是影響商業銀行放貸的重要因素。為了研究存貸款利差是否會對整個社會的融資總量產生影響，我們將季度存貸款利差也納入實證模型。

我們實證研究的時間區間為2002年第1季度至2013年第4季度。季度基礎貨幣余額(BM)根據中國人民銀行公布的“貨幣當局資產負債表”儲備貨幣科目計算得到，季度存貸款利差(LC)由中經網數據庫整理得到，社會融資總量季度數據(CR)來自中國人民銀行官方網站（www.pbc.gov.cn）。為了消除季節因素和價格因素對相關時間序列的影響，我們采用X12方法對季度社會融資總量和基礎貨幣余額進行了季節調整，并按照定基CPI指數進行了不變價格折算，定基為2000年。最后為了降低異方差，對除利差以外的變量進行了對數平滑處理。

（二）實證檢驗

1.變量的平穩性檢驗

傳統的計量經濟學在對時間序列進行研究時，通常假定經濟數據產生過程是穩定的。但是許多經濟指標的時間序列實際上并不具有平穩過程的特征。而對非平穩時間序列不加處理直接進行計量分析，往往會產生所謂的”偽回歸”現象。因此，在進行協整分析前，為防止偽回歸的產生，需要檢驗時間序列的平穩性。

我們采用ADF方法對各變量序列進行平穩性檢驗，結果如表1所示。所有時間序列均未能通過置信度為5%的平穩性檢驗，一階差分后通過置信度為5%的平穩性檢驗，表明所有時間變量序列均為一階單整時間序列。

表1 ADF單位根檢驗結果

2.協整關系檢驗

協整檢驗是用統計語言揭示變量之間存在一種長期穩定的均衡關系，其經濟含義在于，盡管各經濟變量具有各自的波動規律，但如果存在協整關系，則它們之間就存在一種長期穩定的比例關系。而且從長期看，各經濟變量將圍繞著這種長期趨勢上下波動，從而表明經濟系統具有自我調節、自我修復的功能。多變量之間的協整檢驗方法主要有兩種，一種是基于回歸殘差的EG(Engle and Granger)兩步檢驗法協整檢驗，另一種是基于回歸系數的Johanson檢驗。Johanson檢驗利用VAR系統和極大似然估計來檢驗多變量之間的協整關系，較兩步法簡便實用。但Johanson檢驗要求所檢驗時間序列必須是同階非平穩數據，我們的數據滿足Johanson檢驗的要求。

我們對變量組成的系統進行協整關系檢驗，基于AI和SCI準則，我們選取滯后階數為2。跡檢驗表明在0.05顯著性水平下沒有協整關系,最大特征根檢驗表明在0.05顯著性水平下有1個協整關系，故可以認為有且僅有一個協整關系。

根據標準化協整系數結果，可以寫出協整關系表達式：

上述協整表達式表明，存貸款利差系數顯著為0，說明央行通過調整存貸款利差對社會融資總量沒有調控力。我們的模型中應當剔除該變量。這樣模型中只包含社會融資總量和基礎貨幣兩個變量，我們用E-G兩步法檢驗這兩個變量之間的協整關系。協整關系式為：

我們對模型殘差進行檢驗，其殘差是平穩的（表2）。由于殘差是平穩的，表明基礎貨幣與社會融資總量之間存在長期穩定的關系。

表2 殘差的平穩性檢驗

得到的短期誤差修正模型為：

可以看出，短期信用供給模型的誤差修正項顯著，因此當短期波動偏離長期均衡時，內在穩定機制將以（-0.52）的力度將非均衡狀態拉回均衡狀態。因此，央行通過操作基礎貨幣可以實現對社會融資規模的調控。

三、貨幣政策操作工具對操作目標的控制力檢驗

可控性既包括操作目標對中介目標的協整關系，還包括貨幣政策工具對操作目標的控制力。央行通過調控基礎貨幣對社會融資總量進行調控，那么央行能否實現對基礎貨幣的控制呢？對此研究人員的意見并不統一。一些研究人員認為，基礎貨幣不可控，主要原因有以下幾點：一是近年來我國外匯儲備快速增加是基礎貨幣投放的主要原因，由于央行對外匯儲備無法直接調控，導致因外匯占款所引起的基礎貨幣投放具有很強的內生性；二是央行為配合政府政策往往加大或收縮對國有商業銀行的資金供給力度，使得基礎貨幣的投放和回籠決定權在政府；三是化解銀行或地方政府債務風險往往由央行最后“買單”，形成倒逼機制使得基礎貨幣失控（夏斌、廖強，2001[6]；魏雅麗、杜鵑，2004[7]；魏巍、付岱山，2005[8]；熊鵬、王飛，2007[9]）。但也有研究人員指出我國基礎貨幣增長率比較穩定，基礎貨幣完全可控（曾令華、李紅光，2007[10]）。

近年來我國外匯儲備迅速增長，受外匯體制原因，央行只能被動投放基礎貨幣購買外匯，外匯占款成為基礎貨幣投放的主要原因。但隨著我國貨幣當局貨幣政策工具的豐富，央行也采用很多措施來對沖基礎貨幣的增加，維持基礎貨幣投放在平穩、可控的條件下增長。目前，央行對基礎貨幣的調控主要依靠兩個途徑，一是公開市場操作，二是存款準備金率的調整。

從我國公開市場操作的實踐來看，2002年以前一直以正回購交易為主，即央行以自身持有的債券向商業銀行質押回收資金，因此正回購以央行持有足夠規模的債券為前提，但實際上央行的現券持有量根本無法支持規模龐大的調控需要。為增加公開市場業務操作工具，擴大銀行間債券交易品種，2002年9月24日，央行將2002年6月25日至9月24日進行的公開市場業務操作的91天、182天、364天的未到期正回購品種轉換為相同期限的中央銀行票據，轉換后的中央銀行票據共19只，總量為1937.5億元。此舉為央行票據的發行起始的標志。2003年4月22日，央行通過公開市場操作發行了金額為50億元、期限6個月的中央銀行票據。隨后，央行開始在公開市場上連續滾動發行3個月、6個月及1年期央票。至此，央行票據正式成為中國人民銀行調控基礎貨幣的主要手段。央行票據是中央銀行為調節商業銀行流動性而向商業銀行發行的短期債務憑證，其實質是央行債券，通常期限最短為3個月，最長期限為3年，以1年期最常見。商業銀行認購央行票據后，其直接后果就是基礎貨幣的減少，貨幣供給量下降。因此，央行票據成為調控基礎貨幣的有力武器，成為中國人民銀行最重要的貨幣政策工具之一。2005年以來，央行票據發行頻率和規模逐年加大。如2005年發行央行票據124期，規模27462億元；2008年全年發行央行票據122期，回籠資金42960億元；2009年央行票據發行71期，規模39240億元。

發行央行票據的主要目的就是對外匯儲備帶來的基礎貨幣增加進行沖銷，如表3。據統計，2003—2009年，因外匯占款投放基礎貨幣212032億元，通過發行央票回收175559億元，在此期間基礎貨幣投放總額為98846億元，即通過央行票據操作貨幣當局可以調控基礎貨幣36.8%的投放額。因此央行票據能夠沖銷因外匯占款導致的基礎貨幣的增量，并實現對基礎貨幣的調控。

此外，央行還可以通過調整存款準備金率實現對基礎貨幣進行控制。自1984年央行建立存款準備金制度以來，存款準備金政策就成為我國實施宏觀調控的重要手段。特別是近年來，為控制流動性的過快增長，央行頻繁動用存款準備金工具，包括上調存款準備金率、調整超額準備金率、實施差別存款準備金率、統一中外資銀行準備金率、以外匯繳存人民幣存款準備金等。這與一些國家弱化存款準備金制度（加拿大、英國、新西蘭、澳大利亞等甚至取消了法定存款準備金制度，實行零存款準備金），形成了鮮明對比。從表4中可以看到，央行是根據宏觀經濟形勢的變化，或提高存款準備金率以調控貨幣信貸過快增長，或為保持經濟平穩增長適時調低準備金率以增加貨幣供給。例如，在2008年之前央行對于提高存款準備金率的解釋都是為了“控制貨幣信貸總量過快增長”（2003）、“抑制貨幣信貸過快增長”（2006、2007）、“加強銀行體系流動性管理”（2008）。又如2008年下半年，受國際金融危機影響，我國經濟發展遇到前所未有的困難，為保持經濟平穩增長，央行先后4次下調法定存款準備金率釋放流動性，累計釋放金額1.2萬億元。此后，隨著我國宏觀經濟形勢的好轉，為控制通貨膨脹，央行有又連續12次提高存款準備金率，累計凍結商業銀行可用資金2.08萬億元。可以看到，調整法定存款準備

表4 2003年以來存款準備金率調整及凍結或釋放基礎貨幣情況 單位：億元

四、研究結論

可控性既包括操作目標與中介目標之間存在穩定聯系，也包括貨幣政策工具能夠實現對操作目標的控制。我們證明了貨幣政策操作目標基礎貨幣與社會融資總量之間存在協整關系，而央行可以通過多種政策工具對基礎貨幣實施控制，因此社會融資總量是可控的。

[1]盛松成.社會融資規模符合金融宏觀調控市場化方向[J].資本市場，2011，（3）：38-40.

[2]黃安仲.貨幣政策工具與中介目標選擇——基于法定存款準備金操作的研究[J].當代財經，2006，（5）：41-46.

[3]李春琦，王文龍.貨幣供給量作為貨幣政策中介目標適應性研究[J].財經研究，2007，（2）：47-57.

[4]米什金.貨幣金融學(中文版)[M].北京：清華大學出版社，2009.

[5]中國人民銀行.貨幣政策執行報告[R].中國人民銀行：2004，（1）：3-4.

[6]夏斌，廖強.貨幣供應量已不宜作為我國貨幣政策的中介目標[J].經濟研究，2001，（8）：33-43.

[7]魏雅麗，杜鵑.我國貨幣供給的內生性與貨幣政策中介目標的選擇[J].鄭州輕工業學院學報（社會科學版），2004，（11）：25-27.

[8]魏巍，付岱山.提高我國貨幣政策中介目標作用的建議[J].沈陽工業大學學報（社會科學版），2005，（6）：329-332.

[9]熊鵬，王飛.中國金融發展對經濟增長內在傳導渠道研究——基于內生增長理論的實證比較[J].財經研究，2007，（12）：68-76.

[10]曾令華，李紅光.論貨幣供給量作為我國貨幣政策中介目標的有效性[J].中南財經大學學報，2007，（2）：62-68.

Controllability means the central bank is capable to adjust some economic variables and reaches to the expected target.Controllability is a basic requirement to the monetary policy intermediary goal.The author tested the controllability of social financing scale and the result showed that there was a co-integration relationship between social financing scale and monetary base.The central bank could control the social financing scale by the regulation of the monetary base.Social financing scale met the requirements of controllability.

social financing scale;controllability;co-integration test

1003-4625（2014）06-0062-05

F822.0

A

2014-04-28

王銘利（1973-），男，河南開封人，經濟學博士，副教授，研究方向：貨幣理論與政策，公司金融。

王淑云）