金融脱媒现象对我国货币政策的影响分析

金融脱媒现象对我国货币政策的影响分析
作者：朱刚
来源：《经济研究导刊》2008年第11期
摘要：近年来，我国资本市场发展迅速，直接融资比重不断攀升，间接融资比重不断下降，金融脱媒不断深化，导致央行实施的货币政策效力弱化，调控难度加大。

金融脱媒促进了资本市场的发展，提升了金融资产的证券化率，众多介于资本市场和货币市场之间的新型金融工具涌现。

这些金融工具大多既具有资本市场工具的高收益特征。

关键词：金融脱媒现象；平稳性检验；因果关系检验
中图分类号：F823/827.0文献标志码：A文章编号：1673-291X（2008）011-0074-02
所谓“金融脱媒”就是指在分业管理和分业经营的制度背景下，资金盈余者也就是储蓄者和资金短缺者也就是融资者，不通过银行等金融中介机构而直接进行资金交易的现象。

这种现象将增加央行实施货币政策的难度，其原因如下：一是从居民角度说，在收入不断提高的情况下，倾向于更高的回报率和更为多样化的资产形式，从而影响居民定期存款比率，通过货币乘数的作用最后影响央行的货币供给量；二是企业为寻求更为便利的融资渠道和更低廉的融资成本，通过债券、股票、融资票据等证券直接筹措资金，从而影响商业银行的信贷规模，而信贷规模是央行实施货币政策的中介目标之一；三是各类理财机构如基金等，在传统的直接和间接基础上发展多种形式的金融产品和金融方式以赚取收益，这会影响央行货币供给量的统计口径。

本文试从货币政策中介目标角度分析金融脱媒现象对我国货币政策的影响。

一、货币政策中介目标的含义及选择
货币政策中介目标是中央银行为实现货币政策最终目标而设置的可供观测和调整的中间性或传导性的金融变量。

一个有效的货币政策操作框架中，中介目标的选择至关重要，通常需要遵循相关性、可测性和可控性三原则。

因而本文主要围绕三个基本问题来评价金融脱媒现象对货币政策中介目标的影响：一是货币政策的中介目标在金融脱媒现象的冲击下能否正确定义与计量；二是货币当局能否有强有力的手段来控制货币政策的中介目标；三是受金融脱媒现象的影响，货币政策的中介目标与最终目标之间是否存在长期稳定的相关或均衡关系。

二、金融脱媒现象破坏了中介目标的可测性
1.货币结构。

在新的金融工具不断涌现之前，货币层次的内涵是比较明确的，作为交易余额的货币和作为投资手段的流动性资产之间的界线清晰，特征分明，货币存量的统计也相对容易。

然而由于金融脱媒现象的出现，各种新型货币性金融工具大量涌现，增强了金融资产之间的可替代性，改变了作为交易媒介的资产和高度流动性资产的构成，引起经济主体资产组合发生变化，不同层次的货币供给发生改变。

2.货币性能。

金融脱媒产生了多种新型金融工具，大多金融工具具有高度流动性和再造能力，只是风险不同而已。

按照现行货币定义，它们具有货币的某些特性，甚至可以成为新的货币成分，从而使货币的性能和特征产生变化。

比如，网络货币、基金凭证、股票保证金存款、投资连结保险、分红保险、保险信用卡等都在不同程度上与已有的货币成分相近似，但是，它们基本上不属于通常的货币统计范围，这种货币性能的变化使得货币当局更加难以清晰地区分广义货币和狭义货币以及M1、M2、M3 等货币层次的内涵。

3.货币供应数量。

就货币供应量而言，尽管一定时点上社会财富和货币数量相对确定，而且货币供应统计口径比较稳定，但当社会财富从已有的货币定义形式转化为其他形式之后，货币创造的机能也随之发生变化，比如有的货币变成基金凭证、股票保证金存款、投资连结保险等，这样，原有货币供应统计的覆盖面变得相对狭窄，产生货币统计上的“遗漏”现象。

从动态来看，货币结构的变化会抑制货币的创造能力，货币替代现象可以更好地得到解释。

比如，在储蓄资产转化为其他形式金融资产之后，货币结构随之发生变化，相应的货币创造能力也会有所减弱，这便相当于财富从货币形式转化为其他金融资产形式。

因此，金融脱媒的出现，会产生货币替代现象。

三、金融脱媒现象降低了货币政策中介目标的可控性
金融脱媒促进了资本市场的发展，提升了金融资产的证券化率，众多介于资本市场和货币市场之间的新型金融工具涌现。

这些金融工具大多既具有资本市场工具的高收益特征，通过各种避险操作组合，又呈现出货币市场工具的短期限高流动性的特征，符合安全性、流动性和盈利性三性原则。

如货币市场基金、银证转账、银证通等等，这些货币性极强的信用工具和存款种类能够在很大程度上满足人们的流动性需要，从而减弱了人们的流动性偏好，导致货币需求总量下降。

而且由于货币(狭义货币)不生息或很少生息，既然其他资产可以带来更高的回报，于是人们开始在其资产组合中尽量减少货币的持有量，增加非货币性的金融资产，其结果直接导致交易性货币需求减少和投资性货币需求的增加，从而货币结构发生变化。

四、金融脱媒现象削弱了中介目标的相关性理论及实证分析
本文运用1999年1月至2007年8月的月度数据，比较检验贷款总量与货币供给总量之间的因果关系以及股票市场融资额与货币供给总量之间的因果关系。

这里之所以选择股票市场融资额这一变量，是因为我们无法获得企业债券发行融资的季度或月度数据，故而无法获得资本市场全部证券发行融资额的季度或月度数据。

考虑到目前我国企业债券市场不发达，发行量一直不大，股票市场融资可以近似代表资本市场的融资。

进一步需要说明的是，这里股票市场融资额包含股票首发融资、配股融资以及可转债融资。

选取的三个变量：贷款总量（ALLLOAN）、货币供给总量（M2）以及股票市场融资额（SECFUND），其数据来源于中国人民银行网站、中国证券监督管理委员会网站以及历年《中国金融年鉴》。

（一）检验模型说明
（1）时间序列平稳性检验模型。

DF平稳性检验就是以回归模型：Yt=α+β×Yt-1+ ut和
△Yt=α+ρ×Yt-1+ut进行估计，公式中Yt为时间序列，α、β为常数，ρ=β-1为随机误差项。

备择假设H0为：ρ=0，说明观测的时间序列存在单位根，是非平稳时间序列。

否则，该序列的统计量绝对值大于DF临界值的绝对值，认为该序列是平稳时间序列。

Dickey和Fuller在检验过程中发现，在DF检验中不能保证回归模型中μt为白噪声，于是对DF 检验进行了修正，提出了ADF检验模型。

回归模型为：△Yt=α1+α2×t+ρ×Yt-1+βi×∑△Yt-i+ut，等式中α1、α2、ρ、βi为参数，m为最优滞后项，ut为残差项，t是线性时间趋势项。

（2）最优滞后阶数m的确定。

由于检验结论对滞后阶较为敏感，不恰当的滞后阶数将可能产生错误的结论，本文采用AIC定阶准则：AIC(k)=－2L/n+2 k/n (7) 来确定最优滞后阶数，其中L=-n/2×ln2π-n/2×lnσ2-n/2,式中n为估计方程的有效观测值数，k 为回归解释变量的个数(即滞后阶数)，σ2 为方差的极大似然估计值。

AIC 的大小取决于L和k，k取值越小，AIC 值越小；L 取值越大，AIC 值越小。

滞后阶数k小表明模型简洁，L 大表明模型精确。

满足
AIC(m)=min{AIC(k)k=1,2,3...}的m就是最优滞后阶数。

（3）格兰杰因果关系检验。

1）检验“股票市场融资额不是导致M2变化的原因”的零假设，需要对无条件限制模型：M2=c+∑αiM2t-i+∑βiSECFUND和有条件限制模型：
M2=c+∑αiM2t-I进行估计。

2）用各个回归方程的残差平方和计算F统计量。

3）检验零假设：H。

：βJ= 0(J=1,2,3,...,n)，若其中至少有一个显著地不为零，则拒绝“股票市场融资额不是导致M2变化的原因”，的零假设，接受股票市场融资额是导致M2变化的原因；反之亦然。

检验“贷款总量不是导致M2变化的原因”的零假设，仅需对模型M2=c+∑αiM2t-i+∑βiALLLOAN的有条件及无条件限制模型做类似上面的回归估计和统计检验即可。

（二）实证检验及结果分析
（1）经济变量的平稳性检验。

三个经济变量的平稳性检验采用ADF方法，确定滞后阶数的原则为AIC最小准则，差分序列的检验类型按相应原则确定。

检验结果如下表：
（2）经济变量之间的格兰杰因果关系检验。

运用经济计量软件Eviews3.1，分别对贷款总量ALLLOAN以及股票市场融资SECFUND 是否显著地影响货币供给总量M2的检验结果如下表，确定滞后阶数的原则AIC最小准则。

表2
表2说明，股票市场融资额SECFUND在96.06％的显著性水平上是货币供给总量M2的格兰杰原因，贷款总量ALLLOAN在8.41%的显著性水平上是货币供给总量M2的格兰杰原因。

综合两个Granger检验的结果，可以认为自上世纪90年代以后，由于金融脱媒的深化，作为货币政策传统中介目标变量的贷款总量不再能显著地影响货币供给总量的变化，从而与货币政策的最终目标也就不再具有显著的相关性。

参考文献：
[1] 李扬.脱媒——中国金融改革和发展的新挑战[N].中国证券报,2008-01.
[2] 李扬.理性认识发展直接融资与资金脱媒[N].中国金融时报,2007-12.
[3] 吕莹.“金融脱媒”进行时[J].现代商业银行,2006,(10 ).
[4] 邓向荣.金融脱媒理论及其演进[J].经济学动态,2006,(6).
[责任编辑陈丽敏]。