我国部门金融资产变化与经济增长关系的实证分析

　　一、引言

　　国民经济核算中通常将国民经济所有的机构单位区分为住户、非金融企业、政府、金融机构和国外五大部门,部门经济活动的资金运用形成了部门的金融资产.各部门所持有的金融资产可以反映出其对宏观经济运行的判断和预期,并且会通过改变所持有的金融资产比例来应对经济环境的变化.分析不同部门的金融资产变化对经济增长造成影响的关系,可以为合理制定宏观经济政策提供参考依据.

　　被联合国确定为国民经济核算账户体系重要组成部分的资金流量表(金融交易),为分析各部门的金融资产变化提供了数据支撑.它的编制原理是国民经济各部门(住户、非金融企业、政府、金融机构和国外)的资金来源于内源渠道(储蓄)和外源渠道(金融负债),资金运用于投资实物资产和金融资产,各部门的储蓄-投资缺口需由金融中介运用各种金融工具(通货、存款、股票、债券、保险准备金等)提供的融资来弥补.资金流量表矩阵账户的宾栏是国民经济各个部门,并在每个部门下分为运用和来源两个部分;主栏是各部门间发生的所有金融交易所采用的金融工具形式.在此基础上发展起来的资金流量分析方法,可以从宏观层面研究各部门的金融资产变化与经济运行间的关系.

　　20世纪 60 年代以来,国外学者利用资金流量表数据进行了宏观经济和金融运行分析,如部门收支分析(Bermanand Cassell,1968)、流动性分析(Taylor, 1963)、金融危机预测(Dawson,2004)等.近年来,国内利用资金流量数据进行宏观经济相关方面研究的文献主要有经济周期与资金流动模式的关系(孔丹凤,2009),消费率变化(潘春阳,2010),融资结构变化(甘寿国,2002)等.本文在借鉴上述成果基础上,利用我国资金流量表(金融交易)数据,来分析各部门金融资产变化与经济增长间的关系,并探究对我国经济增长造成影响的部门金融资产变化的效应.由于金融机构部门是金融活动的中介,所以本文分析主要集中在住户、非金融企业、政府和国外四个部门.

　　二、我国部门金融资产变化情况

　　为了更准确地分析部门金融资产变化,需要结合经济运行不同阶段来考量.从我国情况来看,2001 年-2007 年,经济逐步走出 1992 年以来的下行紧缩周期,宏观经济保持平稳较快增长;2008-2009 年受国际金融危机影响,经济下滑明显;2010 年以来,在刺激经济的宏观调控政策影响下,经济增长逐步回稳.以下将结合危机前后时期,对各部门金融资产变化特点进行描述.

　　表 1 数据显示,2000 年以来,我国住户部门一直是资金的净融出方,金融资产增加额呈逐年稳步上升趋势.2007 年金融资产增加 3.51 万亿元,是 2000 年水平的 3.2 倍.2008-2011 年增加额急剧扩大,2011 年金融资产增加额达到 7.41 万亿元,是 2000 年水平的 6.8 倍,是 2007 年水平的 2.1 倍,年均增长 31.6%.金融负债增加额在 2000-2007 年有所波动,但在 2009 年以后直线上升,使得住户部门的净金融投资增加额(金融资产增加额-金融负债增加额)2002 年以来总体呈扩大趋势,2011 年达到 4.86 万亿元,是 2000 年水平的 6.2 倍.

　　非金融企业部门一直是资金净融入方,其金融资产及金融负债增加额总体呈攀升态势.2007 年分别达3.52 万亿元和 4.67 万亿元,分别是 2000 年水平的 3.5 倍和 3.1 倍.2009 年以来,随着应对国际金融危机的刺激经济政策实施,金融资产和金融负债增加额急剧放大,2011 年分别达 6.68 万亿元和 11.11 万亿元,分别是 2000 年水平的 6.7 倍和 7.3 倍.净金融投资负头寸也随之明显扩大,2011 年达-4.43 万亿元,是 2000 年水平的 8.4 倍.

　　政府部门金融资产和金融负债增加额 2007 年之前基本保持了稳步增长,2007 年分别达 1.42 万亿元和2.07 万亿元,分别是 2000 年水平的 5.2 倍和 5.6 倍.2008 年金融资产和金融负债增加额锐减至 0.59 万亿元和 0.58 万亿元.2009 年之后金融资产和金融负债两者增加额急剧放大,2011 年分别达 2.04 万亿元和 1.02万亿元,分别是 2000 年水平的 7.5 倍和 2.7 倍.净金融投资头寸也由危机前的正负交替出现转为持续保持正头寸,2011 年达 1.02 万亿元,是 2009 年水平的 1.3 倍,成为资金净融出者.

　　随着我国经济的持续高速发展,持有美国等主要经济体的金融资产逐年增长,使得我国国外部门的金融负债连年递增.同时,国外部门对中国的直接投资不断扩大,金融资产也出现了快速增长,2011 年金融资产和金融负债增加额分别达 2.53 万亿元和 3.85 万亿元,分别是 2000 年水平的 6.6 倍和 7 倍.但总体来看,国外部门净金融投资负头寸逐渐扩大,国际金融危机后虽回落,但仍保持在高位,2011 年达-1.32 万亿元,是2000 年水平的 7.8 倍.

　　通过以上部门金融资产变化的格局来看,危机前我国住户部门通过持有的金融资产增加为非金融企业、政府、国外部门提供融资,危机后变为住户、政府部门为非金融企业、国外部门提供融资,我国非金融企业和国外部门资金需求一直保持旺盛.

　　三、我国部门金融资产变化与经济增长关系的实证分析

　　从经济增长的角度分析,构成实质经济的要素主要有生产力的推进、技术创新、人口变化等,但这些因素推动实质经济增长的基本前提,是一国收入水平和财富积累程度,金融资产是这两者的重要体现.对于一个国家来说,每个经济部门都有独特的融通资金、配置资源的方式,但很难从技术的角度推导出它对经济增长的贡献率,每个部门的金融资产对经济增长的影响并非都是正向的.

　　要研究部门的金融资产对经济增长的作用,必须先了解各部门金融资产变化与经济增长之间的关联性,主要包括两个问题:一是两者的变化是否存在因果关系,二是两者因果关系的路径.就计量分析而言,前者可归结为两个变量之间是否存在协整关系,如果存在,就意味着二者具有长期均衡关系.在此基础上进一步探讨两者之间格兰杰意义上因果关系走向,即变量时间序列数据之间"谁先行谁后动"的关系.

　　(一)部门金融资产流量与 GDP 之间的协整分析

　　首先将对所选取的变量序列进行单位根检验.以 FH、FB、FG、FE 分别代表住户、非金融企业、政府、国外部门的金融资产流量,由于数据的自然对数变换不改变原有数据的性质,并能消除时间序列中存在的异方差,故对 GDP、FH、FB、FG、FE 取对数分别记为 LGDP、LFH、LFB、LFG、LFE.利用 ADF 方法(AugmentedDickey-Fuller Test)检验 1992-2011 年上述变量的时间序列和对数时间序列的平稳性,在检验中,滞后阶数的选择是根据 D-W 值的最优化原则选取.GDP 及各部门金融资产流量数据时间序列的单位根检验结果见表 2.

　　从表 2 中可以发现,在 5%的临界值水平上,1992-2011 年我国住户部门、非金融企业部门、政府部门、国外部门金融资产流量对数时间序列和 GDP 的对数时间序列是非平稳序列,但各部门金融资产流量对数时间序列和 GDP 的对数时间序列的一阶差分序列是平稳序列,满足协整检验的要求.利用 Johansen 极大似然法对时间序列进行协整检验,检验结果见表 3.

　　对 1992 至 2011 年我国各部门金融资产流量对数时间序列及 GDP 的对数时间序列的协整检验表明,在5%的置信水平下,仅住户部门金融资产流量的对数时间序列与 GDP 对数时间序列之间有且只有一个协整关系,其他部门的金融资产流量对数时间序列与 GDP 对数时间序列之间不存在这样的关系.

　　(二)部门金融资产流量与 GDP 之间的格兰杰因果分析

　　利用 Granger 因果关系检验法对各部门金融资产流量对数时间序列与 GDP 对数时间序列进行因果关系检验,所选择的滞后阶数(Lags)为 2.格兰杰因果关系检验表明,我国非金融企业、政府、国外部门的金融资产流量也不构成 GDP 变化的格兰杰原因.在 10%的置信水平下,住户部门的金融资产流量变化构成了GDP 变化的格兰杰原因(见表 4).

　　综合协整分析和格兰杰因果分析结果,样本期间内住户部门金融资产流量与 GDP 之间存在着长期稳定的均衡关系,住户部门金融资产的增加对经济增长会带来一定的影响.因此,下文将重点分析住户部门金融资产流量变化对经济增长的影响效应.

　　三、住户部门金融资产变化对经济增长影响效应分析

　　(一)金融资产变化对经济增长影响效应的理论总结

　　住户部门的金融资产主要包括通货、存款、证券、保险资产等,其金融资产变化对经济增长的影响通过改变消费支出实现,体现的是金融资产的财富效应.F. Modigliani & Brumberg(1954)共同提出的消费与储蓄生命周期理论把包含金融资产在内的财富纳入消费函数,为分析金融资产对经济增长的财富效应提供了重要的理论基础.弗里德曼(Friedman,1957)的持久收入假说认为理性消费者根据包括财产收入在内的长期中能保持的持久收入水平选择消费行为,进一步从理论上论证了金融资产财富效应的存在基础.Simon(1955)的行为金融学预期理论,认为由于自信心理的推动,金融资产价格变化引起的财富幻觉会改变居民消费支出进而影响经济增长.Kahnemn and Subrahmanyam (1998)的"过度自信"及 Debondt and Thaler(1985)的"过度反应"假说,认为金融资产价格变化与投资者自身预期吻合的情况下,会把名义财富增加看作永久收入,进而扩大消费支出推动经济增长.D.C.Romer(1990)的消费者信心理论,认为金融资产价格尤其是作为经济风向标的股票价格的走高,预示着未来经济向好,将提振所有消费者的信心,促使消费增加.Festinger(1957)认为从众行为会放大个别投资者行为对金融市场造成的正财富效应或负财富效应,进而加剧对消费和经济扩张或萧条的影响.

　　(二)金融资产财富效应的传导机制

　　金融资产财富效应作用于消费的传导机制,就是虚拟经济作用于实体经济的过程,按照对经济增长的影响方向是否一致,可以分为正向传导机制和负向传导机制.

　　1、正向传导机制.具体包括:实际收入机制,即投资者多种金融资产增值收益的实现使其实际财富增加,导致消费增加;预期收入机制,即金融资产价格上升,投资者产生未来收入增加的预期,从而扩大即期消费;信心机制,指金融资产价格的持续上升,预示着未来经济看好,加之金融资产的均衡配置(如保险资产的比重提高),降低或分散了风险,支持了消费者的信心,从而促使消费者增加消费的经济现象;融资便利机制,即投资者金融资产组合价值增加,使其可以通过便利的信贷进行消费,从而扩大对经济增长的影响.

　　2、负向传导机制.主要是替代效应机制,即投资者认为金融资产价值上升的未来收益比即期消费给其带来的效用更大,于是通过减少即期消费进而转为增加持有金融资产的替代行为.

　　总体上看,金融资产的增加,一方面通过实际收入等机制增加消费,对经济增长产生正向财富效应;另一方面,通过替代效应机制抑制当前消费,对经济增长产生负向财富效应.其最终影响方向要综合各种机制的作用效果.

　　(三)金融资产变化的财富效应实证分析

　　国内外学者如 Douglas (1983)、Tuttle and Gauger(2003)、Dvornak and Kohler (2003)、李振明(2001)、马辉和陈守东(2006)的研究集中探讨了证券资产的财富效应,陈志英(2012)从部门金融资产配置的角度入手,分析了我国住户部门持有的各类金融资产对消费的影响.本文在此基础之上,进一步考察住户部门各类金融资产变化对我国经济增长造成的长短期影响,并提出相应的政策建议.

　　1、模型构建.基于持久收入假说、生命周期理论等模型和消费扩张与经济增长的线性关系,构建的基本模型为:

　　Gt=β0+β1Yt+β2Wt

    其中,Gt代表 GDP,Yt代表可支配收入,Wt代表住户部门拥有的财富; β1、β2反映收入和财富对经济增长的影响程度.为了重点分析住户部门金融资产变化对经济增长的影响,本文将住户部门金融资产用通货、存款、股票、债券、保险等资产代替,模型形式变为:

　　Gt=β0+β1Yt+β2Ct+β3Qt+β4St+β5Bt+β6It其中,Ct、Qt、St、Bt、It分别代表通货、存款、股票、债券、保险资产.为消除时间序列中可能存在的异方差,更好地考察各类金融资相对变化与经济增长之间的关系,对模型解释变量和被解释变量数据(债券资产因有负值除外)分别取对数,最终模型形式变为:LnGt=β0+β1LnYt+β2LnCt+β3LnQt+β4LnSt+β5Bt+β6LnIt+εt.

　　2、变量及数据选取.本文的样本数据包括 GDP、住户部门可支配收入及各类金融资产流量,样本期限为1992-2011 年,数据来源于《中国统计年鉴》及《中国人民银行统计季报》.

　　3、实证分析.变量平稳性的单位根检验结果表明被解释变量和各解释变量时间序列都是一阶单整序列,进一步采取 Engle-Granger 两步法检验变两间的协整关系.首先采用普通最小二乘(OLS)法对回归模型进行估计,结果为:

　　LnGt=1.0328LnYt-0.0495LnCt-0.0426LnQt-0.0109LnSt+0.00004Bt+0.0064LnIt+εt

    然后对模型残差序列进行平稳性 ADF 检验,结果表明被解释变量和解释变量之间存在一种长期的均衡关系,即协整关系.为进一步研究变量间的动态关系,用 δ 表示协整方程残差,建立误差修正(ECM)模型,并逐次排除检验不显着的变量,最终结果如下:

　　△LnGt=0.0260-0.7550δ+0.7783△LnGt-1+0.0687△LnCt-0.0286△LnSt-0.0004△Bt

    宏观经济解释变量系数的参数均在 5%的显着性水平下通过了检验,且误差修正系数为负,符合模型经济含义.

　　四、相关结论及政策建议

　　(一)实证分析结论

　　1、在部门金融资产变化对经济增长的影响方面,住户部门发挥的作用最大,其余部门的金融资产变化仍未发挥其应有的作用.实证分析表明,除了住户部门外,其余部门的金融资产流量与经济增长不存在长期稳定的关系,也不构成对 GDP 变化的格兰杰原因.可能的原因有:一是金融市场机制不完善,导致储蓄向投资转化进而促进经济增长的作用难以发挥.二是金融效率不高,导致金融资产间接影响经济增长的渠道不畅通.

　　2、从长期来看:住户部门通货和存款资产变化对经济增长的影响并不显着;可支配收入对于经济增长的正向拉动作用明显,金融资产变化中仅债券资产对经济增长有正向影响,但效应很弱;其他金融资产变化对经济增长的影响不显着.这反映出,住户部门的金融资产配置正向多样化发展,有助于金融资产财富效应的发挥.同时受制于我国债券市场规模小、产品种类少和流动性差,债券资产稳定收益和分散风险的功能未得到有效发挥,其长期财富正效应体现不充分.

　　3、从短期来看:前一期经济运行会影响当期经济增长;住户部门通货资产的变化对经济增长的影响仍较其他金融资产明显;股票和债券资产的变动对经济增长存在较弱的负向影响,保险资产变化对经济增长的影响不显着.这反映出由于我国股票市场运行不规范,投机特性大大取代了投资获益的功能,住户部门从股票市场真正获益者甚少,使得股票资产实际收入和预期收入效应的正向传导机制受阻,其替代效应的负向传导机制在一定程度上存在.同时住户部门保险资产虽然增长较快,但配置比例仍然过低(2011 年住户部门新增金融资产中保险资产仅占 8.7%),加之社会保障体系的不完善,无法使正向的信心机制对消费扩张及经济增长造成实质影响.

　　(二)相关政策建议

　　1、发挥住户部门金融资产财富效应,激发其他部门金融资产对经济增长的积极作用.一要开发多样化的金融工具,扩大住户部门金融资产合理配置的途径,积极发挥好金融资产的财富效应.在存款资产增殖程度有限的情况下,开辟多种投资渠道,通过银行、证券和保险机构开展多种投资业务,满足居民对风险和收益的选择,在财税政策上鼓励居民的金融投资,提高居民财产性收入.二要在制度上维持金融市场的稳定发展,完善货币市场与资本市场的互动机制,大力推动金融产品、业务创新,不断提高金融效率,促进储蓄向投资转化,疏通其他部门金融资产间接影响经济增长的渠道,逐渐形成各部门金融资产变化与经济增长的稳定均衡关系.

　　2、严格规范股票市场发展,发挥好对金融资产配置的引导作用.加快改革股票一级市场的发行制度,适度加快股市扩容速度,消除两个市场间的异常价差.完善上市公司退出等各种股票市场机制,严厉打击内幕交易,规范交易秩序.促进股指期货等新业务的健康发展,使住户部门投资者能够从股票市场获得回报或形成稳定的投资收益预期,形成财富效应的正向传导机制,更好地发挥股票市场对金融资产配置的积极引导作用.

　　3、大力推进债券市场发展,增强长期正向财富效应.继续促进债券市场的稳定发展,建设多层次债券市场,丰富债券市场的工具品种,优化债券产品结构.一方面,在继续扩大国债发行规模的同时,要增加短期国债、无记名国债和记账式国债的比重,增强国债的流动性.另一方面,适当发行地方政府债券,加大企业债券发行力度,放宽利率的浮动幅度,以满足住户部门金融资产配置的需求.同时,要确保债券交易监管制度的建设跟上债券市场发展的步伐,保障债券资产的长期正向财富效应得到增强.

　　4、不断完善保险市场发展,强化财富效应信心机制.在逐步推进医疗、教育、养老保险社会保障体系改革的同时,大力发展保险业务,发挥保险市场应有的作用,对居民资产起到有效的保障作用.结合我国社会保障体系建设现状和人口老龄化趋势,以发展保障型保险业务为主,适当兼顾储蓄型与分红型业务,继续加大商业养老保险、医疗保险等保险产品的开发力度,使住户部门树立扩大消费的信心,进而增强推动经济增长的内生动力.

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