社會融資規模與國民收入聯動性的實證檢驗

盧燦生，謝圣遠

（深圳大學 經濟學院，廣東 深圳 518060）

0 引言

實行社會融資，促進企業轉型升級，是我國經濟改革的重點。我國企業社會融資面臨著發展資金不足，缺乏擔保的問題。因此，需要進一步完善企業自主決策的機制，暢通其融資渠道，督促政府職能轉變到位，做到宏觀調控有效，依法保障企業權益。那么，社會融資對國民收入的影響到底如何呢？研究社會融資規模與國民收入的動態互動關系，對于正確認識社會融資在提高國民收入中的作用具有重要意義。

關于社會融資的研究成果，主要集中在社會融資規模的概念、內容，以及社會融資規模對貨幣供應量與市場利率的影響[1]、社會融資規模對固定資產投資的影響[2]。這些研究為深入研究社會融資規模奠定了基礎，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模與國民收入的動態聯動效應。

1 模型構建與理論假設

社會融資是比貨幣供應更寬泛更具體的概念，社會融資規模是融資手段從單一化的傳統信貸向多元化融資發展的產物[3]，社會融資主體廣泛，社會融資規模與基礎貨幣之間存在著穩定的均衡關系。社會融資規模越大，則實體經濟獲得的金融支持越大，越有可能促進GDP的增長和國民收入的增加。在我國金融體系中，社會融資規模和國民經濟GDP對銀行風險承擔起著關鍵性的影響作用，而且二者與之均呈現出明顯的正向相關性[4]。據此，提出以下假設：

假設1：社會融資規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造，而資金是影響社會財富創造的重要因素之一，資金越充裕則創造的社會財富越多，國民收入也就越多，這樣社會融資規模對國民收入就產生顯著的正向影響。

假設2：國民收入對社會融資規模有顯著的正向影響。因為社會融資規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、企業債券等各類貸款就有了充分的來源，貸款規模必然增加。

根據以上假設，社會融資規模與國民收入的矩陣模型表達如下：

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

2 實證檢驗

2.1 數據來源與變量選取

本文按照可得原則，基于國家統計局公布的資料進行整理，獲得2002—2016年社會融資和國民收入統計數據。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、未貼現銀行承兌匯票來自于社會的融資、企業債券來自于社會的融資、非金融企業境內股票面向社會發行獲得的融資等。為了研究方便，本文將社會融資標記為SYZ作為自變量；將國民收入標記為GMS作為因變量，采用VAR向量自回歸模型進行量化分析。

2.2 變量基本特征值

社會融資是增強企業活力的重要措施，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步上升。社會融資量自2002年才開始有統計資料，從已有統計資料可以看出，2002—2007年，社會融資量平穩上升；可能是經濟發展穩增長的需要，2008年社會融資量突然大幅上升，自2009年以來，又開始趨于穩定發展，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、最大值、最小值及標準差（具體詳見表1）。

表1 變量基本特征描述

2.3 平穩性檢驗

針對VAR模型可能出現偽回歸，為使模型分析的結果更加準確和科學，先對變量進行平穩性檢驗。按照常規的做法，采用單位根檢驗，檢驗結果見表2。

由表2的單位根檢驗結果可判斷，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，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。進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，說明經過二階差分處理后，所選擇的變量已經處于平穩狀況。

表2 單位根檢驗結果

2.4 協整檢驗

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

表3 Log(GMS)和Log(SYZ）的協整檢驗結果

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

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

2.5 格蘭杰因果檢驗

社會融資對國民收入的影響已經確定，還需要作進一步分析。為此，利用計量軟件對兩組數據進行Granger因果檢驗，獲得檢驗結果如表4所示。

表4 Granger因果檢驗結果

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，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）模型滯后階數的選取

通過上述檢驗已經證明，Log(SYZ)和Log(GMS)在經過二階差分后獲得平穩結果，而且顯示兩者之間存在著顯著的協整關系，可以進一步做VAR模型；結合表5的結果，滯后1期時各檢驗指標中帶*號的有3個，優勢明顯，由此判斷本文VAR模型的最佳滯后階數為1。據此，構建以國民收入Log(SYZ)和社會融資Log(GMS)為變量的二元結構VAR(1)模型。

表5 VAR模型滯后階數的選擇性檢驗

（2）模型有效性檢驗

雖然本文構建了Log(GMS)和Log(SYZ)的VAR(1)計量模塊，但該模型是否準確，尚需進一步檢驗。根據已有研究經驗，可以依據AR多項式特征，進行模型有效性判斷。觀察圖2的結果，模型穩定性好，該模型能精準地表達國民收入（GMS）和社會融資（SYZ）兩者之間的計量關系（見圖2）。

圖2 VAR(1)模型的AR檢驗

根據軟件計算結果，寫出VAR（1）模型估計結果矩陣：

計量結果顯示，VAR（1）模型能夠通過F檢驗、T檢驗、AIC和Schwarz SC檢驗，其擬合優度R2及調整后的R2值均大于0.90，遠遠大于0.80的經驗值，模型擬合效果較為理想；而且也通過了模型結構穩定性檢驗，證明模型構建客觀合理。

（3）脈沖響應函數

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

圖3 VAR(1)模型的脈沖效應函數

由圖3的Log(GMS)對Log(SYZ)的脈沖響應函數可知，當在第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值為0，隨著其脈沖響應值呈現持續上升態勢，并在第3期達到最大，最大值為0.020829；從第4期開始，其脈沖響應值則呈現出明顯下降的發展態勢，但始終處于橫坐標的上方，意味著在較長時間內社會融資對國民收入存在著顯著的正向沖擊，且其沖擊作用呈現出“先揚后抑”的發展態勢。由Log(GMS)對Log(GMS)的脈沖響應函數可看出，當對國民收入自身施加一個正向沖擊后，國民收入相應的脈沖響應值在第1期最大，為0.038042，隨后則持續下降，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）為依據進行計算，得到Log(GMS)方差分解結果（見表6）。

表6 Log(GMS)的方差分解

通過對Log(GMS)作方差分解可知，從橫向發展來看，我國國民收入的增長主要得益于自身的貢獻，自身的貢獻率達到66.88%以上，而來自于社會融資的貢獻率卻始終要小于國民收入自身的貢獻率。從縱向發展來看，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率則呈現出逐年增加的發展態勢，直至增至第20期的33.11687%。這進一步說明，社會融資是我國國民收入長期持續增長的重要因素，社會融資的重要性不言而喻。

3 結論

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

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

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