社会融资结构变迁对货币政策传导影响研究*

倪　民

(中国人民银行 吴江支行，江苏 苏州 215200)

一、引　言

随着金融体制的深化改革、金融市场的快速发展、金融产品和服务的不断创新，我国社会融资格局发生了深刻的变化，一个突出的特征就是融资方式的多元化。虽然银行贷款依然是我国企业外部融资的主要来源，但委托贷款、信托贷款、企业债券、股票融资等融资方式的出现及广泛使用导致我国社会融资结构处于不断变化之中，这不可避免地对我国货币政策的传导机制产生影响。对于一国货币当局来说，货币政策传导机制及其效果是非常重要的课题。因此，在社会融资结构不断变化的背景下，研究其对货币政策传导机制的影响有着重要的理论和现实意义。

货币政策传导机制是经久不衰的热点问题，它直接关系着一国货币政策的有效性，因此国内外有关货币政策传导机制的研究浩如烟海。经典的教科书总结了货币政策传导的主要渠道有货币政策数量传导机制、货币政策信贷传导机制、货币政策利率传导机制和货币政策资产价格传导机制。货币政策传导机制是一个涉及较多因素的作用过程，微观主体行为、金融市场环境和宏观经济环境都会对货币政策最终效果产生影响，而在一国经济运行中，其重要性又是不言而喻的。

社会融资规模是我国于2011年提出的一个新的统计指标，用以衡量一定时间内实体经济从金融体系获得的资金总额。此后，社会融资规模的研究逐渐兴起，研究焦点就是社会融资规模是否可以作为我国货币政策的中介目标。研究表明，社会融资规模与货币供应量M2有着较高的相关性，但比较而言，社会融资规模比货币供应量指标更适合作为金融宏观调控的中介目标。[1-2]但也有一些研究发现，不同时期两者表现的优劣性不同。因此，货币政策中介目标应选择多种指标综合考虑，以促进货币政策的科学研判和精准调控。[3-4]

银行表外业务、直接融资占社会融资总规模比例的不断提高引起了学者们的关注。近年来，部分学者开始研究社会融资结构对货币政策传导及有效性的影响。宋旺、钟正生研究发现，金融脱媒程度的加深导致我国货币政策利率渠道和资产负债表渠道作用力增加，银行信贷渠道传导效果则有所降低。[5]黄隽发现，社会融资结构变化使得货币政策中介目标发生改变，新兴的融资方式加速了货币流通速度，使得货币政策影响力下降。[6]樊文辉以朔州市为例，利用统计数据检验社会融资结构变化对区域货币政策有效性的影响。[7]刘丁平对2002—2012年社会融资结构的数据进行实证分析发现，我国货币政策效力受到社会融资结构的影响日益明显，央行在制定货币政策时应该将社会融资结构的组成部分及其变化纳入考虑。[8]

笔者采用贝叶斯向量自回归模型分析社会融资结构变迁对货币政策传导的影响，克服了现有研究中利用VAR模型估计参数过多、样本量少导致的精度降低等缺陷，增强了实证结果以及相应政策建议的可靠性。不同来源的社会融资在货币政策传导中的作用机制存在差异，央行在货币政策调控中，应充分考虑这些差异性。本研究为提高货币政策有效性提供了参考依据，为研究社会融资结构提供了新的思路。

二、我国社会融资结构变迁分析

2011年，社会融资规模这一指标概念首次被引入我国宏观调控，主要原因是金融市场的发展和金融产品的创新，使得新增人民币贷款这个监测指标难以全面反映金融和实体经济的关系。根据中国人民银行公布的社会融资规模年度统计数据，2002—2016年我国社会融资规模呈快速上升趋势，2016年为17.80万亿元，是2002年的8.85倍，年复合增长率16.85%。从融资来源的各个组成部分来看，我国社会融资结构呈现以下几个特征。

一是银行信贷占比明显下降。以人民币贷款和外币贷款两者之和衡量的银行信贷由2002年的1.92万亿元增长到2016年的11.87万亿元，规模持续扩大，但其占社会融资规模的比例出现波动(见图1)，由2002年的95.50%下降到2013年的54.72%，近3年来略有上涨，2016年占比达66.69%。这表明我国实体经济的融资方式不再仅仅依靠银行贷款，间接融资格局被打破，创新性的金融工具和市场发展为实体经济提供了更多的融资渠道和融资方式，从而引起我国融资结构的转换。

图1　2002—2016年社会融资规模和银行贷款情况数据来源：根据国家统计局和中国人民银行数据整理

二是商业银行表外规模发生显著变化。委托贷款规模快速扩张，从2002年的175亿元到2016年的21 854亿元，增长了123倍。未贴现银行承兑汇票总量从2002年的-695亿元增长到2010年的最高值23 346亿元，但近两年又出现较大的负值，波动性较大。信托贷款属于金融产品创新，从无到有，产品数量和规模都快速增长，从2006年的825亿元到2013年的18 448亿元，增长了22倍，2015年受监管政策影响增幅较小，2016年回升到8592亿元。三大表外业务占社会融资规模的比例由2002的负值增长到2013年的29.83%(见图2)，近年来由于加强非标融资的风险控制而有所回落。总体而言，实体经济通过金融机构表外融资迅速增长，对银行贷款具有较大的替代作用。

三是直接融资规模和占比上升。随着社会融资体系的不断完善，企业债券和非金融企业股票融资为主的直接融资规模不断扩大。以债券融资和股票融资两者之和来看，2016年达到4.24万亿元，是2002年的42.62倍。两者合计的融资规模占同期社会融资规模的比例也由2002年的4.94%上升到2016年的23.82%(见图3)。对比债券市场和股票市场各自占社会融资规模的比例(见图4)，债券市场保持比较大的涨幅，于2015年达到最高点，占社会融资规模的19.07%，2016年在债券市场去杠杆政策的影响下回落到16.84%；而非金融企业境内股票融资相对平稳，除2007年和2016年接近7%以外，其余都保持在5%以下，股票市场资金直接流向实体经济的规模不大。

图2　2002—2016年社会融资规模和银行表外贷款情况

图3　2002—2016年社会融资规模和直接融资规模情况

图4　2002—2016年债券融资和股票融资占比数据来源：根据国家统计局和中国人民银行数据整理

三、社会融资结构变迁对货币政策传导的实证分析

(一) 实证模型

标准的VAR模型需要估计大量的参数，当样本序列长度不足，模型估计时往往人为假设某些参数为零以减少参数估计量，但这可能导致模型估计结果的不可信。因此，罗伯特·李特曼(Robert Litterman)提出贝叶斯法向量自回归建模方法(BVAR)以解决这一问题。[9]随后，该模型被广泛应用于建模和预测之中。

从一个标准的不含外生变量的VAR(p)模型出发，其一般矩阵形式可以记为：

Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+εt，

ε～N(0,∑)

其中Yt是一个n维内生变量，A为n×n的系数矩阵，随机误差项εt满足标准正态分布，即均值为零，协方差矩阵为∑。

在估计时引入贝叶斯估计方法，先假设系数矩阵中的元素满足某一特定先验分布，将先验分布与似然函数联合起来，获得参数的后验分布，即p(A,∑|Y)∝p(A,∑)l(Y|A,∑)，其中l(Y|A,∑)为数据的最大似然函数。先验分布的引入缩小了系数的取值范围，有助于避免无约束VAR的自由度损失问题。

贝叶斯先验分布可以采取很多种不同的形式，最著名的是李特曼等使用的Minnesota共轭先验分布，假设每个参数为正态分布，在方程i中，解释变量j的第k阶滞后值的先验期望由下式给出：

先验分布的标准差根据方程中自变量、方程结构及滞后阶数的变化而取不同的值。先验分布的标准差可以由下式确定：

f(i,j)=g(1)=1

其中，γ是总体紧缩度，测量对先验信息的把握程度，其值越小，说明对先验信息越有把握。si是变量i自回归残差标准差，因子si/sj表示不同变量i和j自回归残差标准差的比值。g(k)=k-1为调和滞后延迟函数，反映过去信息比当前信息有用程度减少的可能性。函数f(i,j)表示对方程中变量i的影响而言，其他滞后变量相对i自身滞后量的权重。该权重随方程和变量的变化而变化，它包含了各个方程中不同变量可能出现的不同影响。

(二)数据选取和平稳性检验

为考察社会融资规模对货币政策传导渠道的影响，笔者选取货币供应量、利率、银行信贷量和股票价格指数分别代表货币政策数量传导渠道、利率渠道、信贷渠道和资产价格渠道的中介变量。目前，在我国社会融资规模统计中，明显的结构性变化是银行贷款的减少。因此，笔者以银行贷款占社会融资规模的比例来衡量社会融资结构的变化，取数据的同比增长率，记为SFS；取广义货币供应量为货币数量指标，其月度同比增长率记为M2；选择银行间1个月期同业拆借利率RATE作为利率变量，金融机构贷款余额LOAN作为信贷变量，上证综合指数INDEX作为资产价格变量。物价取居民消费价格指数作为观测指标，取月度同比增长率记为CPI，经济增长以国内生产总值为观测指标，但目前公布的GDP数据为季度数据，依据现有文献的处理方法，取工业增加值为代理变量，取工业增加值的月度同比数据，记为GDP。对所有的数据利用X12方法进行季节处理。

本研究数据主要来源于WIND数据库，分析的统计软件为EVIEWS 9.0。在用贝叶斯向量自回归模型进行估计之前，先对数据进行平稳性分析，根据SIC信息准则，经季节调整的同比增长率均为平稳序列。

(三)实证过程

1.货币政策数量传导渠道

长期以来，货币供应量是我国货币政策调控的中介目标。在研究社会融资结构变迁对货币政策数量传导渠道的影响时，首先建立不考虑社会融资结构变动因素的贝叶斯向量自回归模型。由于VAR模型中变量进入顺序对结果有影响，借鉴前人相关的研究，确定变量进入BVAR模型的顺序为M2、GDP、CPI。接着建立包含社会融资结构变动因素的贝叶斯向量自回归模型，变量进入BVAR模型的顺序为SFS、M2、GDP、CPI。

本研究的主题是考察社会融资结构变动对货币政策传导的冲击影响，脉冲响应函数可以用来描述某内生变量的冲击对其他变量带来的影响。因此，笔者主要观测在不同的社会融资结构状态下，货币政策最终目标产出对货币政策中介变量的冲击反应。

当前水资源监控终端的研制厂家众多，产品质量参差不齐，缺乏统一的管理和认证，带来的问题已经在目前的水资源管理中显现。因此，需要制定“水资源监控终端认证技术规范”，进一步加强水资源管理系统监控终端设备产品认证，规范水资源监控终端设备的产品质量。该规范将对水资源监控终端的基本技术要求、试验项目、试验条件、试验方法等进行规定，其中包括产品的功能要求、性能要求，电气安全要求及防雷、抗干扰、抗电源波动等特性要求，并依据上述要求给出明确的检测方法以及判定规则。只有认证合格的监控终端方能在国家水资源监控能力建设中应用推广，以确保国家水资源监控能力建设的工程质量。

国内生产总值受货币供应量冲击的脉冲响应如图5所示，横轴代表了冲击的滞后阶数，纵轴代表冲击单位，图形中的曲线代表脉冲响应后验分布的均值。

(a)

(b)图5　产出对货币供应量的冲击响应

从图5(a)可以看出，在未考虑融资结构变化的情形下，货币供应量一单位的冲击对产出的影响在第1期为0.002 58，在第7期达到最大值0.004 94，第8期开始下降，在18个月后这种正向的影响接近0.002 46个单位水平。

图5(b)显示，在考虑了社会融资结构变迁的情况下，货币供应量一单位的正向冲击对产出产生正向影响，第1期为0.000 32，影响幅度明显小于不考虑社会融资结构变化的情形。产出对货币供应量的冲击反馈在第7期达到最大值0.003 20，同样低于图5(a)中第7期的最高点0.004 94。从第8期开始出现下降，第18期的影响力在0.001 29的水平上。两种情形对比发现，在加入社会融资结构变化的因素后，货币供应量对产出的影响力减弱。这与一些研究得出的在社会融资多元化趋势下货币供应量作为货币政策中介目标效力下降的结论一致。[1，4]究其原因主要在于，随着我国社会融资结构的变迁，央行难以完全控制和调节货币供应量，微观经济主体行为内生性增加，货币乘数和货币需求不确定性提高，货币政策数量传导中介目标可测性下降，传导机制变得复杂，传导效果减弱。另一方面，银行表外融资体系的出现，形成了新的信用创造机制，对货币政策的数量调控效果减弱。当央行提高法定存款准备金以减少货币供应量时，商业银行表内信用扩张受到影响，但表外信用创造机制的快速发展，有融资需求的微观经济主体转向以委托贷款、信托贷款或其他融资方式获取资金，递减了紧缩性货币政策的效果。

2.货币政策信贷传导渠道

在间接融资为主体的金融体系下，银行贷款是企业外部融资的主要来源，因此货币政策信贷渠道是我国货币政策传导的主要渠道。笔者分别建立了不考虑社会融资结构因素和考虑社会融资结构因素的银行信贷、产出与通货膨胀的贝叶斯向量自回归模型，检验在社会融资方式趋于多元化、银行贷款在社会融资规模中占比降低的情况下，货币政策信贷传导渠道的有效性。两个贝叶斯向量自回归模型分别为BVAR(LOAN、GDP、CPI)和BVAR(SFS、LOAN、GDP、CPI)，脉冲响应如图6所示。

(a)

(b)图6　产出对信贷的冲击响应

从图6(a)可以看出，在不考虑社会融资结构变化的情形下，产出对信贷的冲击存在着正反馈机制，信贷一单位的冲击在第1期就达到最大值0.003 68，经过第2期的调整后，第3期至第7期保持在0.002 75左右的水平，随后开始下降，18个月后信贷一单位的正向冲击对产出的影响约为0.001 24。

与图6(a)相比，考虑了社会融资结构变化的图6(b)的中间段明显不同，但信贷一单位的正向冲击同样对产出存在正向的影响。从数值上看，冲击在第1期达到最大值0.001 87，经第2期大幅下调后从第3期开始逐渐回复，至第10期达到次高点0.001 46，随后开始下降，至第18期正向冲击的影响力为0.000 80，明显低于不考虑社会融资结构变化的情形。随着银行贷款占比的降低，信贷在货币政策传导过程中的作用力下降。银行表外融资、债券和股票融资等直接融资形式为企业融资提供了更多的渠道，降低了企业对银行贷款的依赖性，削弱了货币政策信贷渠道的传导效力。同时，利润最大化和规避监管的目标驱使银行表外业务快速发展，形成银行贷款的替代效应。

3.货币政策利率传导渠道

货币政策利率传导渠道是由于货币供应量的增加导致利率降低，进而使得投资增加，最终引起产出增加。因此，在研究社会融资结构变迁对货币政策利率传导渠道时，首先不考虑社会融资结构变动的因素，建立贝叶斯向量自回归模型，变量进入BVAR模型的顺序为RATE、GDP、CPI；然后加入社会融资结构变化因素建立模型，结果如图7所示。

从图7(a)可以看出，在未考虑融资结构变化情形下，利率一单位的正向冲击导致产出负向反应，总体而言，呈负的波动特征。第1期为-0.0038，第3期达到最低点-0.005 01，随后开始逐渐回复，到第18期利率的冲击对产出的影响仅为-0.0003。

从图7(b)可以看出，在考虑融资结构变化的因素下，利率一单位正向冲击也会导致产出的负向反馈。第1期为-0.002 51，第4期达到最低值-0.005 09，随后负向冲击效应开始减小，第18期时冲击效应为-0.001 64。可见，一旦考虑了融资结构变化的因素，利率的正向冲击对产出的作用时间延长，波动也加大。这表明融资主体融资方式的多元化发展，不仅为金融需求者提供更多的融资渠道，增加资金可得性，而且提高了经济主体对利率的敏感性，经济主体能够根据市场价格的变化结合自身融资需求迅速作出判断，强化了不同市场利率间的联动，有利于货币政策的利率传导。

(a)

(b)图7　产出对利率的冲击响应

4.货币政策的资产价格渠道

货币政策的资产价格传导途径是指货币增发引致股票价格上升，通过资产负债表效应和财富效应等，使得经济主体消费和投资增加，进而产出增加。因此，采用上证综指、产出和通货膨胀等数据，分别建立不考虑社会融资结构变迁因素的贝叶斯向量自回归模型(INDEX、GDP、CPI)和考虑社会融资结构变迁因素的贝叶斯向量自回归模型(SFS、INDEX、GDP、CPI)，结果如图8所示。

从图8(a)可以看出，在不考虑融资结构变化的情况下，资产价格一单位的正向冲击在第1期给产出带来-0.000 65的影响，从第2期开始转为正向的影响，资产价格上涨，产出增加，响应值达0.002 88，小幅波动后从第7期开始正向影响减弱，第18期响应值为0.000 36。可见，资产价格对产出存在着正向的影响。

从图8(b)可以看出，在考虑融资结构变化的影响下，资产价格一单位的正向冲击对产出带来正向的影响，在第2期达到最大响应值为0.003 71，第3期至第6期虽有小幅波动，但响应均值为0.003 06，第7期开始正向影响减弱，衰减速度较快，到第18期响应值为0.000 18。两种情形相比较发现，在考虑融资结构变化的情形下，资产价格对产出的冲击影响较大，这符合预期，说明随着经济主体融资方式的增加，货币政策资产价格渠道的有效性提高。究其原因可能在于，债券和资本市场的发展拓宽了经济主体的融资渠道，提供了多样化融资方式，货币政策通过利率和货币供应量的调整影响了经济主体的资产价格和融资成本，发挥了金融市场信息传播优势，从而减少货币政策传导过程中的损耗，增强了货币政策的传导效力。

(a)

(b)图8　产出对资产价格的冲击响应

四、结论与建议

社会融资结构的多元化是我国金融体制改革、金融市场发展的必然趋势，它增加了央行货币政策调控难度，对我国货币政策传导机制产生显著的影响。笔者通过构建贝叶斯向量自回归模型进行脉冲响应分析发现，社会融资结构变迁弱化了货币政策数量传导和信贷传导的有效性，提高了经济主体对利率与资产价格的敏感性，增强了货币政策利率传导和资产价格传导的效力。这个结论对我国货币政策的调控方式提出新的要求。

第一，完善社会融资规模统计制度。社会融资结构日趋多元化，新的融资渠道和方式在互联网快速发展的背景下不断涌现，社会融资规模统计中应及时关注和纳入这些新的融资方式，丰富统计内涵，完善统计口径，增强可控性，为全面衡量金融和实体经济的关系、把控货币政策调控方向提供较为准确的数据信息。

第二，健全货币政策中介目标体系。融资方式的多元化发展导致货币供应量这一中介指标与货币政策最终目标的相关性减弱，央行若仅依靠货币供应量来调控经济体系的流动性，可能难以达到预期的效果。因此，央行应丰富货币政策目标体系，选取适应货币金融环境的中介目标和监测指标，而不是在货币供应量、新增人民币贷款或社会融资规模指标中取舍。

第三，优化货币政策数量型调控工具。目前，数量型调控工具传导效应减弱，但考虑到利率市场化进程和经济主体对利率的敏感程度，优化数量型调控工具仍是当下提高货币政策传导效力的有效途径。为适应流动性创造机制的显著变化，央行不仅应提高宏观经济变量趋势研判的准确性，还应加强对市场参与主体微观行为的观测，优化数量型政策工具组合，实现精准调控。

第四，提高货币政策价格型工具的作用能力。金融市场借贷双方对利率的敏感度提高，央行增加货币政策价格调控是必然结果，因而要充分发挥价格型工具传递市场信息和引导公众预期的优势。利率市场化是实现这一目标的前提条件。因此，应当加快发展银行同业拆借利率市场，构建市场基准利率体系，完善市场化利率形成机制，从而提升我国的利率市场化水平，为价格型货币政策调控和传导创造良好的宏微观经济环境。

第五，创设丰富的货币政策工具组合。多元化金融体系发展导致货币政策调控的难度增

加，对于不同的融资渠道和融资方式，单一的调控模式可能难以实现调控的最终目标。对于票据、债券和股票融资等方式，价格型工具可能更为有效；对于市场化程度较低的贷款，数量型调控工具依然有较大的影响力。因此，货币当局应综合运用数量型工具和价格型工具，优化和创新政策组合，提升货币政策宏观调控的科学性、前瞻性和有效性。

参考文献：

[1]元惠萍，刘飒.社会融资规模作为金融宏观调控中介目标的适用性分析[J].数量经济技术经济研究，2013(10):94-108.

[2]秦化清.社会融资总量能否作为制定货币政策规则的依据?[J].财经问题研究,2013(12):46-50.

[3]张春生,蒋海.社会融资规模适合作为货币政策中介目标吗:与M2、信贷规模的比较[J].经济科学,2013(6):30-43.

[4]盛松成,谢洁玉.社会融资规模与货币政策传导：基于信用渠道的中介目标选择[J].中国社会科学,2016(12):60-82.

[5]宋旺,钟正生.我国金融脱媒对货币政策传导机制的影响:1978—2007[J].经济学家,2010(2):80-89.

[6]黄隽.社会融资结构变化对货币政策的影响[J].经济纵横,2011(10):68-72.

[7]樊文辉.社会融资结构变化对区域货币政策有效性影响研究：以朔州市为例[J].华北金融,2014(11):30-33.

[8]刘丁平.社会融资结构对货币政策效力影响的实证分析[J].天中学刊,2016(1):73-77.

[9]LITTERMAN R. Forecasting with Bayesian vector autoregressions：five years of experience[J]. Journal of business and economic statistics,1986(4):25-38.