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[摘 要]文章探讨了我国民间金融与实体经济结合的有效性，以及民间融资规模对产出缺口的实际影响。从理论上构建了一个修正的总需求模型，同时基于我国26个省市的截面数据，通过面板广义矩估计分析得出我国民间融资规模的增长会导致产出增速加快。
[关键词]民间金融；民间融资规模；产出增速
[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2016.33.043
1 引 言
随着我国民营经济的发展、金融脱媒和金融去平台化，民间金融逐渐在企业融资、个人借贷等多个金融领域发展壮大。本文采用我国26个省市的面板数据，分析我国民间融资规模量的大小对GDP增长指数的影响。本文选用经济增速指标作为分析对象，探究民间融资规模对我国经济增速的内生推动。由于我国可供观测的民间融资规模数据的时间较短，本文采用各省季度数据对理论模型进行实证检验。
2 理论模型
Richard Clarida（1999）从一个包含货币的DSGE宏观模型出发，通过最优化推导出影响社会总产出的IS曲线：
模型当中加入了预期项，这意味着当期的经济行为不仅受到当期经济变量的影响，同时也受到未来预期经济变量的影响。gt是预期政府购买变化量相对于预期潜在产出变化量的函数，代表需求冲击。xt代表产出缺口，即当期的实际产出减去自然水平下的产出的结果。Rt代表短期名义利率，在该模型中，货币和短期名义价格是不变的，货币政策在短期内对经济具有影响力。πt代表通货膨胀率，Etπt+1指当期对下一期通货膨胀率的预期；同理，Etxt+1代表产出缺口预期，模型认为，通胀预期和产出预期是存在的。Rt-Etπt+1代表当期实际利率，理论上φ为负，即当期实际利率越高，当期消费越低，它反映了实际利率和消费的替代关系。
式（1）是一种简单的新凯恩斯模型，并不能较好地模拟中国经济。文章从分析民间融资规模出发，认为民间融资规模将会对投资产生影响，进而影响产出。我国民间金融的主要表现形式为资金富余方与资金需求方直接融资，或者绕过银行、证券公司所形成的正规资本市场，通过民间借贷平台完成资金融通。决定民间金融发展的重要因素是经济因素，民间金融能有效缓解经济中信息不对称问题，投资者通过民间借贷平台放贷时，能够更加清楚资金的最终去向，也对最终借款者的经营能力和还款能力有更全面清晰的判断。民间金融在我国快速发展的原因除解决信息不对称之外，还包括其成本低、收益高的特征。社会富余资金通过民间金融的各类渠道流向生产部门，其本质是使资金供给者的金融资本流进行扩大再生产，促进国民生产总值的增加。因此，在式（1）的基础上引入变量民金融资规模，分析其对我国GDP的影响，式（1）被修改为：
在式（2）中，变量INFt-1代表滞后一期，即上一期的民间融资规模。考虑到我国金融市场的时滞问题，修正的模型中民间金融的规模对产出的影响存在时间间隔，因此模型设定为上一季度的民间融资规模将对当期产出增长率产生影响。参数θ理论上为正。干扰项εt是服从i.i.d.的，均值均为0，方差为σ2ε的同方差正态分布。
3 实证检验
3.1 数据来源与指标设计
本文从社会融资总规模中除去银行融资、境外融资、委托贷款、证券融资等主要的融资方式的融资规模，将剩下的融资规模视为被民间融资填补。本文根据人民银行公布的以上数据，选取我国26个省市（京、津、冀、沪、渝、豫、云、辽、黑、皖、鲁、苏、浙、赣、鄂、湘、桂、晋、蒙、陕、吉、闽、贵、粤、川、琼）的截面季度数据，用各地区季度社会融资规模减去人民币贷款、外币贷款、委托贷款、信托贷款、未贴现银行承兑汇票、企业债券及股票融资规模后，得到各地季度民间金融融资规模。
本文先将实际季度GDP值进行季节调整，采用Eviews软件中X-11季节调整方法，然后采用Eviews软件中HP滤波的方法来估算实际季度GDP的潜在产出、产出缺口。
我国银行存款利率受央行调控程度较高，现阶段市场化程度较低。国内学者一般采用上海银行间同业拆借利率（SHIBOR）来模拟市场利率。本文采用隔夜SHIBOR利率，通过计算各个季度内的天数加权平均，获得各季度SHIOR日均值，进而将之模拟模型中的利率Ri，t。同时，本文用xt+1代替Etxt+1，用πt+1代替Etπt+1来处理模型中的预期项。
3.2 模型估计
本文采用面板广义矩估计（GMM Panel Data）对式（3）的参数进行估计。若采用时间序列数据，必然面临样本量过小导致估计结果错误。面板GMM能够通过采用解释变量的滞后项作为工具变量解决模型的内生性问题。本文采用滞后一阶的民间融资规模和预期产出增长率为工具变量。
在式（3）中，t为2014年1季度到2015年2季度每个城市的时间序列数据。本文采用Eviews对面板GMM模型进行估计，由于本文的数据可供观测的季度数量较少，是典型的“宽而短”的截面数据。本文在模型估计时通过Panel Workfile 进行分析。实际利率与产出数据在获取时已经经过了取对数后差分，对民间融资规模数据取对数满足其平稳要求。
模型参数表中估计显示，自变量实际利率和预期产出对产出增速分别存在显著的负向影响和显著的正向影响。实际利率每增加1个百分点，产出增速降低0.71个百分点。预期产出每增加1个百分点，实际产出增速增加1.03个百分点。模型中的民间融资规模对实际产出增速存在显著的0.14的影响。
4 研究结论
通过我国26个主要省市的截面季度数据和GMM Panel Data 模型估计发现，在修正的产出模型中，经济体中的实际利率对当期产出具有削弱作用，市场实际利率越高产出越低。预期的季度产出规模对当期实际产出具有正向促进作用。实证分析的以上结果都符合新凯恩斯宏观模型中IS曲线的参数设定。本文同时得出，滞后一期的民间融资规模对当期实际产出缺口具有14.3%的正向推动作用。
实证研究显示，我国民间融资对实际经济增长具有显著的积极作用。决策部门应出台相关政策，放宽民间金融准入，充分发挥民间资本对实体经济的支持作用，同时也规范民间金融的发展。
参考文献：
[1]郭丽红，朱柯达.民间金融对实体经济发展的影响研究[J].区域金融研究，2015（3）.
[2]谢平，罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验[J].经济研究，2002（3）.
[关键词]民间金融；民间融资规模；产出增速
[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2016.33.043
1 引 言
随着我国民营经济的发展、金融脱媒和金融去平台化，民间金融逐渐在企业融资、个人借贷等多个金融领域发展壮大。本文采用我国26个省市的面板数据，分析我国民间融资规模量的大小对GDP增长指数的影响。本文选用经济增速指标作为分析对象，探究民间融资规模对我国经济增速的内生推动。由于我国可供观测的民间融资规模数据的时间较短，本文采用各省季度数据对理论模型进行实证检验。
2 理论模型
Richard Clarida（1999）从一个包含货币的DSGE宏观模型出发，通过最优化推导出影响社会总产出的IS曲线：
模型当中加入了预期项，这意味着当期的经济行为不仅受到当期经济变量的影响，同时也受到未来预期经济变量的影响。gt是预期政府购买变化量相对于预期潜在产出变化量的函数，代表需求冲击。xt代表产出缺口，即当期的实际产出减去自然水平下的产出的结果。Rt代表短期名义利率，在该模型中，货币和短期名义价格是不变的，货币政策在短期内对经济具有影响力。πt代表通货膨胀率，Etπt+1指当期对下一期通货膨胀率的预期；同理，Etxt+1代表产出缺口预期，模型认为，通胀预期和产出预期是存在的。Rt-Etπt+1代表当期实际利率，理论上φ为负，即当期实际利率越高，当期消费越低，它反映了实际利率和消费的替代关系。
式（1）是一种简单的新凯恩斯模型，并不能较好地模拟中国经济。文章从分析民间融资规模出发，认为民间融资规模将会对投资产生影响，进而影响产出。我国民间金融的主要表现形式为资金富余方与资金需求方直接融资，或者绕过银行、证券公司所形成的正规资本市场，通过民间借贷平台完成资金融通。决定民间金融发展的重要因素是经济因素，民间金融能有效缓解经济中信息不对称问题，投资者通过民间借贷平台放贷时，能够更加清楚资金的最终去向，也对最终借款者的经营能力和还款能力有更全面清晰的判断。民间金融在我国快速发展的原因除解决信息不对称之外，还包括其成本低、收益高的特征。社会富余资金通过民间金融的各类渠道流向生产部门，其本质是使资金供给者的金融资本流进行扩大再生产，促进国民生产总值的增加。因此，在式（1）的基础上引入变量民金融资规模，分析其对我国GDP的影响，式（1）被修改为：
在式（2）中，变量INFt-1代表滞后一期，即上一期的民间融资规模。考虑到我国金融市场的时滞问题，修正的模型中民间金融的规模对产出的影响存在时间间隔，因此模型设定为上一季度的民间融资规模将对当期产出增长率产生影响。参数θ理论上为正。干扰项εt是服从i.i.d.的，均值均为0，方差为σ2ε的同方差正态分布。
3 实证检验
3.1 数据来源与指标设计
本文从社会融资总规模中除去银行融资、境外融资、委托贷款、证券融资等主要的融资方式的融资规模，将剩下的融资规模视为被民间融资填补。本文根据人民银行公布的以上数据，选取我国26个省市（京、津、冀、沪、渝、豫、云、辽、黑、皖、鲁、苏、浙、赣、鄂、湘、桂、晋、蒙、陕、吉、闽、贵、粤、川、琼）的截面季度数据，用各地区季度社会融资规模减去人民币贷款、外币贷款、委托贷款、信托贷款、未贴现银行承兑汇票、企业债券及股票融资规模后，得到各地季度民间金融融资规模。
本文先将实际季度GDP值进行季节调整，采用Eviews软件中X-11季节调整方法，然后采用Eviews软件中HP滤波的方法来估算实际季度GDP的潜在产出、产出缺口。
我国银行存款利率受央行调控程度较高，现阶段市场化程度较低。国内学者一般采用上海银行间同业拆借利率（SHIBOR）来模拟市场利率。本文采用隔夜SHIBOR利率，通过计算各个季度内的天数加权平均，获得各季度SHIOR日均值，进而将之模拟模型中的利率Ri，t。同时，本文用xt+1代替Etxt+1，用πt+1代替Etπt+1来处理模型中的预期项。
3.2 模型估计
本文采用面板广义矩估计（GMM Panel Data）对式（3）的参数进行估计。若采用时间序列数据，必然面临样本量过小导致估计结果错误。面板GMM能够通过采用解释变量的滞后项作为工具变量解决模型的内生性问题。本文采用滞后一阶的民间融资规模和预期产出增长率为工具变量。
在式（3）中，t为2014年1季度到2015年2季度每个城市的时间序列数据。本文采用Eviews对面板GMM模型进行估计，由于本文的数据可供观测的季度数量较少，是典型的“宽而短”的截面数据。本文在模型估计时通过Panel Workfile 进行分析。实际利率与产出数据在获取时已经经过了取对数后差分，对民间融资规模数据取对数满足其平稳要求。
模型参数表中估计显示，自变量实际利率和预期产出对产出增速分别存在显著的负向影响和显著的正向影响。实际利率每增加1个百分点，产出增速降低0.71个百分点。预期产出每增加1个百分点，实际产出增速增加1.03个百分点。模型中的民间融资规模对实际产出增速存在显著的0.14的影响。
4 研究结论
通过我国26个主要省市的截面季度数据和GMM Panel Data 模型估计发现，在修正的产出模型中，经济体中的实际利率对当期产出具有削弱作用，市场实际利率越高产出越低。预期的季度产出规模对当期实际产出具有正向促进作用。实证分析的以上结果都符合新凯恩斯宏观模型中IS曲线的参数设定。本文同时得出，滞后一期的民间融资规模对当期实际产出缺口具有14.3%的正向推动作用。
实证研究显示，我国民间融资对实际经济增长具有显著的积极作用。决策部门应出台相关政策，放宽民间金融准入，充分发挥民间资本对实体经济的支持作用，同时也规范民间金融的发展。
参考文献：
[1]郭丽红，朱柯达.民间金融对实体经济发展的影响研究[J].区域金融研究，2015（3）.
[2]谢平，罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验[J].经济研究，2002（3）.