民间金融与正规金融交互关系研究

一、研究背景

正规金融是根据经济发展需要、自上而下设立的“外生金融”体系；而民间金融是经济快速发展中，中小企业经济实体尤其是民营企业为摆脱外部融资的束缚、获得金融支持而出现的脱离国家监管的金融交易活动，是一种市场经济发展中的典型“内生金融”体系，因此又被称为“非正规金融”。民间金融在我国经济发展中具有突出的表现，在获取信息、便利交易、优化资源配置和促进经济增长等方面又有着不可或缺的作用，已成为与正规金融双轨运行的“二元金融体系格局”中的重要组成部分。但是，由于缺乏必要的引导、治理和监管，民间金融可谓是“先天不足、后天失调”，一直游离于国家正规金融体系之外，为我国金融业健康发展和国民经济稳定带来了隐患，温州、鄂尔多斯等地爆发的民间金融案件便可见一斑。因此，进一步认识、理解民间金融如何影响正规金融，对规范民间金融以提高全国金融体系整体运行效率、保障金融体系健康有效运行具有重要的理论指导意义。目前，随着温州金融综合改革试验区获批及一系列改革措施落地实施，我国已开始并将持续推进民间金融改革。因此，研究民间金融与正规金融之间交互作用效果，对引导民间金融回归实体经济、治理和监管民间金融具有重要的现实意义。

目前，关于民间金融的研究主要集中于其形成原因、制度优势、利率决定等方面，对民间金融与正规金融交互机制的实证研究略显不足，主要原因是针对民间金融缺乏统一的统计口径以及准确的统计数据。本文通过采用θ值法估算测算民间金融规模，进而对其如何与正规金融相互影响进行了实证分析，重点研究了民间金融与正规金融之间的影响机制。

本文余下部分内容为：第二部分为民间金融与正规金融关系研究文献综述；第三部分是测算我国民间金融规模的基本估值，通过比较目前常见的民间金融测算方法，选取了相对合适的θ值法测算1994年至2011年的民间金融规模数据；第四部分是我国民间金融与正规金融交互影响效果的计量分析，采用ADF检验、Granger因果检验和协整检验等分析方法，并进一步建立了民间金融与正规金融两个内生变量的误差修正（VEC）模型，揭示了二者的交互影响关系；最后是研究结论。

二、文献综述

理论界对民间金融与正规金融关系研究的结论有两种：水平关系和垂直关系。水平关系指民间金融必然会和正规金融产生业务上重合形成的竞争关系。Jain（1999）假定民间金融具有信息优势而正规金融具有成本优势，正规金融拒绝放贷的优良企业很快转到民间金融市场，民间金融也会根据自己的信息优势拒绝非常差的企业，进一步激励了部分企业千方百计从正规金融获得融资，加剧正规金融市场的“柠檬效应”；林毅夫（2003）认为我国民间金融在相当长时间内会一直存在并发展，并继续是民营企业融资的主要形式；刘民权（2003）认为灵活便捷的民间金融有效节约了运行正规金融所需的高昂交易成本费用；胡金焱和李永平（2006）指出民间金融和正规金融并不是简单的竞争关系，还存在制度互补关系；林娟，刘莎（2006）通过研究金融交易成本得出结论，民间金融和正规金融同为金融体系组成部分，应按各自交易成本优势合理进行制度安排；王璐（2009）也指出可以通过差别化监管促进民间金融和正规金融的竞争发展，最终实现其“阳光化”；王磊（2009）研究指出民间金融和正规金融之间存在互补关系、竞争关系和转化关系，在一定条件下民间金融可以转化为正规金融；吴涛（2011）研究了民间金融和正规金融联接效应可以提高金融效率、降低金融交易成本；刘溪（2011）在演化博弈视角下提出了对民间金融短期获得正规金融支持、长期让其转化为正规金融参与市场竞争的正规化思路。

三、民间金融规模测算

中国金融改革实践表明民间金融是客观存在的，但民间金融“地下性”特点使它并不在官方统计机构监测范围之内。所以，如何测算民间金融规模长期以来困扰着理论界，目前常用的测算方法有样本推测法、资金需求供给轧差法、θ值法。

样本推测法是根据抽取样本的借贷规模以及样本容量与总体单位总数之比，推测民间金融总体规模数量。但是，该方法太过依赖于样本的代表性，而民间金融的“地下性”使得很难选择具有代表性的样本。因此，实际上该方法的应用性十分有限。

资金需求供给轧差法是基于社会实体经济资金总需求和社会资金总供给是相等的理论，认为官方统计部门忽略的“民间金融部门”是导致资金总需求和总供给现实差异的主要原因。因此，通过社会实体经济资金总需求（包括消费需求、投资需求）与社会资金总供给（包括政府财政收入、正规金融融资、实际利用外资、企业自有资金以及民间金融融资）轧差计算出来，但由于某些数据无法准确统计，一定程度上影响了计算的准确性。

θ值法假定经济活动的投入产出比都是恒定的，无论是否包含民间金融，其经济融资需求和融资比例是相同的。该方法优点是可以利用现有统计数据直接计算，不需对经济需求进行估计，从而提高了测算的数据质量。现有理论研究表明，此方法测算结果可作为我国民间金融规模的一个重要参考值，本文即采用此方法。

（一）理论假设

【假设1】正规金融资源越充足、发达，民间金融相对规模就越小。

本假设是基于民间金融是“内生金融体系”的理论。如果正规金融体制非常完善、信息不对称水平非常低，民间金融将被挤出或吸收到正规金融体系。但由于我国金融改革深化不够、金融监管不到位等因素，民间金融将长期与正规金融共生共存，二者存在竞争关系的假设是可以接受的。

【假设2】民间金融主要是直接融资、短期融资。

直接融资主要是通过企业信用、消费信用、民间个人信用实现，民间金融是其中的一部分。由于民间金融体系对资金的流通效率要求非常高，期限较短，因此这一假设也是可以接受的。基于该假设，在测算中将正规金融中的短期贷款STL（Short Term Loan）作为参照物。

【假设3】北京市不存在民间金融。

作为政治中心和金融中心，北京市经济发展水平比较发达，金融监管严格程度相对较高，正规金融体系发展也较为完善，造成民间金融比率相对其他地区少很多。因此，假设该地区不存在民间金融，虽然该地区民间金融确实是存在的。

【假设4】经济活动的投入产出比恒定。

基于该假设，同一时期内全国各地经济发展的融资需求和融资比例相同。显然，由于各地的经济发展不平衡，该假设较弱，但是这并不妨碍我们粗略估算民间金融规模大小。

（二）测算理论

基于以上假设，我们采用的θ值为：

式中，

STLi（Short Term Loan）为i地区的短期贷款，按年末统计数据计算；

FDIi（Foreign Direct Investment）为i地区外商直接投资金额；

EFi（Equity Finance）为i地区资本市场融资中的股权融资金额；

IFi（Inform Finance）为i地区民间金融数量；

GDPi（Gross Domestic Product）为i地区当年的国内生产总值。

根据以上假设，我们可以得出：

（1）北京的民间金融规模：IF=0。因此，北京的θ值为：

（2）同一统计期间，其他地区的的 值与北京一致。因此，全国的民间金融规模为：

（三）全国民间金融的规模测算结果

基于以上假设及理论，根据北京地区1994年至2011年8年的经济数据计算θ值，结果如表1所示：

表1 基于北京地区数据的θ 测算结果表

图1显示了我国正规金融规模和民间金融1994年至2011年的规模逐年变化趋势：

图1 我国正规金融规模1和民间金融1994年至2011年的规模逐年变化趋势图

因此，依据北京地区的θ值和全国经济数据，可以测算出我国的民间金融规模，结果如表2所示：

表2 我国民间金融规模测算结果表

从图1可以看出，我国正规金融规模和民间金融规模大致呈逐年上升趋势。其中，正规金融发展比较平稳，而民间金融在2004年以前规模较小，发展也比较平缓；2004年到2007年金融危机之前这段时间，民间金融获得了快速的发展，尤其是2007年规模达到正规金融规模40%以上；但是，随之而来的金融危机“吓退”了灵活性、逐利性极强的民间金融，规模出现了一定程度的下跌；随着国家一系列经济刺激计划政策陆续出台，金融信贷形势和经济前景好转使我国经济所受冲击渐渐缓解，民间金融经历短暂的停滞后，慢慢恢复发展，近2年规模逐渐扩大，达到正规金融规模的25%左右。

按照这两年民间金融与正规金融规模比例几乎稳定在25%推算，2011年的民间融资规模也应该占央行公布的社会融资规模的25%左右，而这一结论基本与2011年央行调研得到的民间融资规模3.38万亿元和统计得到的社会融资规模12.83万亿元的数据吻合，说明这一方法测算结果较为接近真实的民间金融规模。

四、民间金融与正规金融交互影响效果分析

关于民间金融与正规金融的关系有两种主要的观点：竞争关系和互补共生。竞争指民间金融和正规金融是对融资规模这一蛋糕“零和博弈”，一方规模的增加会导致另一方的减少；互补共生观点认为民间金融主要在正规金融机构因信息透明程度不够主动放弃的信贷领域发展，或服务那些正规金融机构因产品功能未能满足客户需求而被动放弃的客户，因而不会对正规金融机构产生冲击，反而会为正规金融体系培育未来的客户。因为一部分中小企业在发展初期无法通过正规金融市场获得资金的支持，只有转向民间金融进行融资，发展壮大后就会转向正规金融以获得较民间金融成本更低的融资。以下我们将通过对民间金融和正规金融规模数据的实证研究分析二者之间潜在的关系，从而为引导、治理和监管民间金融提供理论基础。下面，结合前面计量的民间金融规模水平和相关统计数据进行实证分析，以衡量二者之间的关系。

（一）ADF检验

在计量方法选择上，首先对正规金融规模和民间金融规模这两个时间序列进行平稳性检验，采用的方法是学界常用的ADF（Augmented Dickey-Fuller test）检验，然后进行协整分析，并采用 Granger 因果检验法来判断正规金融规模和民间金融规模的因果关系。

1.变量与样本选择

本文采用以下数据指标：

（1）正规金融规模（FF）：采用贷款余额、股票市场融资额、外商直接投资额汇总计算得出，相关数据采用中国统计年鉴（1995-2012）；

（2）民间金融规模（IF）：上文θ值法计算得出的民间金融规模数据（1994-2011）。

2.数据分析

由于FF与IF均为年度时间序列数据，为使数据之间存在可比性，消除数据可能存在的异方差，进而得到平稳序列，故对原始数据进行对数化处理。需要说明的是，数据取对数化并不改变原来的协整关系，反而能使趋势线性化。对数化后，变量分别表示为LOG(FF)和LOG(IF)。根据图1不难得出，LOG(FF)和LOG(IF)数据是有较强的趋势性，表明数据为非平稳序列。Engle，Granger提出的协整理论方法为非平稳序列的建模提供了途径。协整关系是说如果非平稳的时间序列其线性组合表现出平稳性，则称这些变量之间存在长期稳定的均衡关系。协整分析前，需对序列进行单位根检验，确定其是否为同阶单整序列，本文运用Eviews 6.0工具进行ADF检验，检验结果如表3。其中，D(LOG(FF))，D(LOG(IF))分别为LOG(FF)和LOG(IF)的一阶差分，可以得出，LOG(FF)和LOG(IF)均为一阶单整序列。

表3 LOG(FF)，LOG（IF）的ADF检验结果

（二）Granger因果关系检验

为防止出现伪回归现象，下面对序列LOG(FF)和LOG（IF）进行Granger因果关系检验。根据SC和AIC信息准则，采用的滞后期数为2期，检验结果见表4。

可见，在5%置信水平下，拒绝了LOG(IF)不是 LOG(FF)的Granger因果关系，即LOG(IF)是LOG(FF)的Granger因果原因；同时，接受了LOG(FF)不是LOG(IF)的Granger因果关系，即LOG(FF)不是LOG(IF)的Granger因果原因。也就是说，民间金融的发展促进了正规金融的发展，反之则不然，这是非对称的。

表4 Granger因果关系检验结果表

（三）协整检验

通过以上分析得出，LOG(FF)和LOG（IF）均为一阶单整序列，符合协整分析的必要条件，即阶数相同。

首先，得到线性回归模型如下：

对上式残差作ADF检验得知：

表5 ADF检验结果表

可见，在5%置信水平下，拒绝原假设，即无单位根存在。所以，LOG(FF)和LOG（IF）有着长期稳定的（1,1）阶协整关系，也就是说，民间金融对正规金融有着长期的正向作用，这与上面的分析是一致的。

（四）误差修正模型（VEC）

基于以上分析，由于LOG(FF)和LOG（IF）有着长期稳定的（1,1）阶协整关系，我们可以建立如下VEC模型：

其中：LOG(FF)-5.896752-0.598741×LOG（IF）为误差修正项，在长期均衡中，该项为0。然而，一旦LOG(FF)和LOG（IF）在上一期偏离了长期均衡，则误差修正项非零，误差修正系数b会将其向均衡状态调整。

回归结果简单表示如下：

回归结果表明，我国正规金融的发展受两部分影响，一是民间金融波动的影响，二是正规金融偏离均衡水平的影响，从b=-0.317939看，当短期波动偏离均衡状态时，将以-0.317939的速度将非均衡状态调整为均衡状态。

（五）结果分析

通过以上计量分析，可以得出民间金融与正规金融存在以下关系：

（1）单向Granger因果关系。即二者相互作用仅是单向的，民间金融在一定程度上促进了正规金融的发展，反之不然。

（2）协整关系。也即长期稳定的（1,1）阶协整关系，民间金融对正规金融正向影响。

正规金融不能推动民间金融发展，相反，民间金融却可以促进正规金融发展。根据以往理论分析，二者是相互补充、共同发展的关系，计量结果应是双向因果，这与本文计量结果不一致。本文认为，产生这种偏差的原因主要是我国民间金融的合法化程度不高，无法构成理想外源融资供给结构，隐藏在“地下”的民间金融无法大规模获得正规金融资金支持。

五、结论

本文通过采用θ值法估算我国民间金融规模、计量分析我国民间金融与正规金融交互影响效果，建立了民间金融与正规金融两个变量的误差修正（VEC）模型，揭示了二者的交互影响关系，进一步探讨了民间金融良性发展路径选择及监管对策，提出发展民间金融的对策建议。研究发现，我国民间金融规模大致呈逐年上升趋势，并且民间金融和正规金融存在单向Granger因果关系和协整关系。这主要是因为我国民间金融的合法化程度不高，虽艰难发展但仍无法构成理想外源融资供给结构，隐藏在“地下”的民间金融无法大规模获得正规金融资金支持。因此，本文认为引导和监管民间金融可以从民间金融身份合法化、监管方式多元化、市场准入和退出机制建设、资金互通渠道建设等方面着手，完善民间金融机构产权制度和内部控制结构，监督和引导民间金融健康发展。

当然，研究民间金融监管策略和健康发展模式是一个长期的课题，本文仅初步探讨了民间金融和正规金融交互机制，深入地研究需要依靠更为精确的民间金融统计数据，而这已成为摆在理论研究人员和监管决策者面前的亟待研究的课题。

[1] Floro M.S and Ray D.Vertical Links between Formal and Informal Financial Institutions[J].Review of Development Economics，1997.

[2] Jain S.Symbiosis vs Crowding-out: the interaction of formal and informal credit markets in developing countries[J].Journal of Development Economics，1999.

[3] Straub S.Informal sector: the Credit Channel[M].University of Edinburgh，2005.

[4] Stiglitz J.and A.Weiss, Credit Rationing in Markets with Imperfect Information[J].American Economic Review，1981.

[5] Tsai and Kellee.Beyond Banks: The Local Logic of Informal Finance and Private Sector Development in China, Presented at the Conference on Financial Sector Reform in China，2001.

[6] 高帆.农村中需求型金融抑制[J].经济研究参考.2003，(1).

[7] 郭为.民间金融、金融市场分割与经济增长[J].现代经济探讨，2004，(5).

[8] 胡金焱，李永平.正规金融与非正规金融比较成本优势与制度互补[J].东岳论丛，2006，(3).

[9] 刘海波，张丽丽.我国农村非正规金融与农民收入关系研究[J].东北师大学报(哲学社会科学版)，2009，(5).

[10] 李晶.民间金融发展模式的国际比较与借鉴[J].资本市场，2009，(5).

[11] 罗建华，黄玲.中小企业非正规金融内生成长分析——基于社会资本视角[J].经济与管理.2011，(1).

[12] 林乐芬，林彬乐.农村金融制度变迁时期的非正规金融探析[J].现代经济探讨，2002，(8).

[13] 刘民权，徐忠，俞建拖.信贷市场中的非正规金融[J].世界经济，2003，(7).

[14] 林毅夫，孙希芳.信息、非正规金融与中小企业融资[J].经济研究，2005，(7).

[15] 李延敏，房琳.正规金融与非正规机构联结的研究进展及述评[J].海南金融，2012，(1).

[16] 任旭华，周好文.中国民间金融的诱致性制度变迁[J].华南金融研究，2003，(3).

[17] 宋冬礼，徐怀礼.中国民间金融的兴起与发展前景:温州案例[J].北方论丛，2005，(1).

[18] 余秀江，潘朝顺，陈润华.非正规金融:形式、根源与运行机制[J].经济问题，2007.

[19] 姚耀军，陈德付.中国农村非正规金融的兴起：理论及其实证研究[J].中国农村经济，2005，(8).

[20] 郑涵尹.我国非正规金融影响金融发展、经济增长的理论与实证研究[D].苏州大学，2010.