中国民间金融与正规金融的交互作用研究，本文主要内容关键词为：金融论文,正规论文,中国民间论文,作用论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
民间金融又称非正规金融(Informal Finance)，指个人、企业、组织在国家监管之外的非官方金融市场进行金融交易活动的行为，主要指相互借贷，但有着相当宽泛的外延性。McKinnon(1973)[1]认为金融市场是二元性的，一部分是由银行、保险公司、证券公司等组成的在国家监管体制下的金融市场；另一部分是由地下钱庄、高利贷等组成的在国家监管体制外的金融市场，且金融抑制现象是非正规金融出现的根本原因。
所谓金融抑制现象是指政府对金融活动和金融体系的过多干预抑制了金融体系的发展，而金融体系的发展滞后又阻碍了经济的发展，从而造成了金融抑制和经济落后的恶性循环。金融抑制现象中，低利率导致存款的低收益，因而储蓄量很低。而由于利率由政府决定，银行不能根据项目的风险程度来决定利率，因此在一定的贷款利率下，只能选择风险性低的项目。高收益、高风险的中小成长型企业则很难获得贷款。这些日益壮大的中小企业只能求助于非正式市场。这样，非正规金融市场就出现了。
林毅夫等(2005)[2]从信息不对称角度分析了金融市场的分割和非正规金融的市场特征，认为信息不对称必然造成逆向选择和道德风险，这是民间金融广泛存在的根本原因。姜旭朝等(2005)[3]从制度经济学的金融供求制度和金融产权制度对民间金融的生成做出了解释。陈虎城(2005)[4]认为金融抑制和市场失灵造成的小额信贷市场失衡以及民间金融提供小额信贷的交易效率和治理方面的竞争优势，为民间金融提供了必要的生存条件。易秋霖(2003)[5]认为，除去那些非法的民间金融形式，如高利贷等，中国民间金融产生的主要根源在于金融管制，包括信贷额度的控制、存贷利率的控制、对非公经济贷款的限制等。任旭华等(2003)[6]认为金融制度供给与需求出现缺口后，必然存在制度变迁的需求，因为制度变迁后必然在一定程度上弥补旧制度供给的不足。灵活便捷的民间金融正是市场机制诱生的一种制度变迁。
结合现实国情可知，学界对于中国民间金融的分析大多局限于民间金融的微观层面，主要采用定性分析法。尽管如此，学界仍有少数学者如郭为(2004)[7]通过构建虚拟变量进行回归分析的方法证实，“存在一个类似于债券市场的可获利的民间金融市场”，并且运用计量模型证明了“民间金融市场与经济增长存在显著的相关性”。李建军(2005)[8]采用经济金融关系的θ值法测算全国地下信贷规模并进行了系统严密的计量分析。中国人民银行广州分行课题组(2006)[9]就民间信贷监测方法与机制进行了初步的研究。王磊等(2009)[10]认为民间金融和正规金融之间是互补、替代和转化的关系。蒲祖合(2008)[10]认为应建立一种民间金融和正规金融的合作制度，以解决三农融资困境问题。
综上所述，关于民间金融与正规金融交互作用的研究多是规范性分析，有说服力的计量实证研究较少。导致这一现象的主要原因在于，民间金融处于官方监管之外，具有非公开性和隐蔽性的特点，没有官方的、正式的、公开的统计数据。因此，对于这样的一个未知领域，要进行深入、细致的定量研究，难度相当大。本文试图对此做一些有益的探索。
二、民间金融的测算方法
已有的研究以及中国金融改革实践表明，民间金融的客观存在性是不容质疑的。但由于民间金融的“地下性”，它并不在官方统计机构监测范围之内，因此，如何测算民间金融规模一直是理论界的难题。本文根据已有的研究成果，将民间金融规模测算方法归纳如下。
(一)样本推测法
样本推测法是根据所抽取样本中调查出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。该方法可以有多种口径，即按资产比例、负债比例、存款比例、贷款比例、户头比例等进行测算。但该方法有着明显的缺陷，即太过依赖于样本的代表性。而由于民间金融的“地下性”，很难选择具有代表性的样本。为了避免这一缺陷，可以采用多次取样进行平均的方法，根据统计学原理，当样本足够多时，抽样的推算结果就越真实。但要组织实施一次或若干次较大区域大样本的调查，难度很大，因此实际上该方法的应用性十分有限。
(二)资金需求供给轧差法
理论上社会实体经济资金总需求和社会资金总供给是相等的，但是根据现有统计数据，这二者有着很大的差异，撇开统计误差不讲，本文认为官方统计部门忽略的“民间金融部门”是导致这二者差异的主要原因。其中，社会实体经济资金总需求包括消费需求、投资需求；社会资金总供给包括政府财政收入、正规金融融资(银行发放贷款、发行债券股票融资)、实际利用外资、企业自有资金(内源融资)以及非正规金融融资。因此，民间金融规模就可以由上述各项数值轧差算出。这种方法的优点是比样本推测法更为省时省力。但由于考虑数据的可得性，某些数据只能采用相关的指标进行代替或简单推算，这在一定程度上影响了计算的准确性。
(三)θ值法
该方法假定，无论是否包含民间金融，经济活动的投入产出之比都是恒定的。在中国，北京市属于政治中心，该地区的金融监管是相当严格的。因此假定北京市没有非正规金融的存在是符合中国实际国情的；同时，因民间金融大多为短期借贷，故在此处计算时选择正规金融的短期贷款作为参照物。
北京市的正规金融投入包括短期信贷、证券市场融资和外商直接投资等三大类；而其他省市则默认为有非正规金融市场的存在，因此金融投入包括短期信贷、证券市场融资和外商直接投资以及民间金融融资等四项。该方法的优点是能利用现有统计数据直接进行计算，且不需要对经济需求进行估计。考虑促进经济增长的金融资源贡献程度在一国一定时期内是相对稳定的，因此可以默认经济活动与金融之间的关系是不变的，无论有无民间金融，其经济融资需求和融资比例是相同的。
假设：各地区在各年度存在相同的经济金融相关系数θ，令
(四)方法比较与选择
如果对全国的民间金融规模进行测算，那么运用样本推测法显然难度很大；运用资金需求供给轧差法则要求精确的数据，但现有统计部门无法提供完全的资金需求供给数据，也不可行；而θ值法虽然有着较严格的假设条件，但计算的准确性和方法的适用性相对较好，因此结合中国的实际情况，本文选取θ值法进行测算。
三、中国民间金融的规模估算
根据θ值法，本文对中国正规金融数据进行整理计算，结果见表1。
根据中国正规金融数据，应用公式(1)、(2)、(3)计算后测得全国民间金融规模(图1)。图中IF表示民间金融规模，计算方法前面已给出；FF表示正规金融规模，包括本外币贷款、外商直接投资和股票融资。
从图1可以看出，中国正规金融规模和民间金融规模都呈逐年上升趋势。其中，中国正规金融发展比较平稳，曲线斜率缓慢上升。而中国民间金融在20世纪90年代规模则相对较小，发展比较平缓；进入21世纪后，尤其是近5年来，中国民间金融发展迅速，规模庞大，目前甚至可以达到正规金融规模的1/3左右。
四、正规金融与民间金融交互作用的计量分析
(一)基本假设和研究方法
中国正规金融与民间金融之间的关系有以下几种可能。(1)二者互相促进；(2)单向影响，包括两种方向；(3)二者不存在互动关系。本文首先假设二者存在较强的互动关系，并根据计量方法来验证这一假设。
在计量方法选择上，本文分别采取两种方法。一是在协整分析的基础上，进行Granger因果检验，预期结果为双向因果关系；二是建立VAR模型，预期两个向量方程都显著，且脉冲响应都是收敛的。
(二)变量与样本选择
1.正规金融规模(FF)。本文采用本外币贷款(按年初值加年末值除以2计算)、股票市场融资额、外商直接投资额计算汇总得出。
2.民间金融规模(IF)。本文第三部分根据θ值法计算得出。
对以上数据进行贴现，取1994年不变价数据，同时取对数，以维持协整关系并消除异方差①。
(三)计量分析
1.平稳性检验。经过ADF检验，得知FF，IF都是二阶单整序列(表2)。
2.协整分析。根据上文分析可知，正规金融规模和民间金融规模都是二阶单整序列，即FF～I(2)，IF～I(2)，符合协整的必要条件，即变量的单整阶数相同。下面采用EG两步法进行分析。
建立回归方程如下：
对上式的残差e作ADF检验，结果见表3。
由此可知，FF和IF存在长期稳定的(2，2)阶协整关系。IF每增加1个百分点，FF会增加0.51个百分点，IF对FF是促进而非替代作用。
3.Granger因果检验。根据F值、伴随概率以及AIC最小原则，取滞后期为4。检验结果见表4。
由表4可知，在5％的置信水平下，拒绝了“IF不是FF的Granger原因”的原假设，即IF是FF的Granger原因；反之，FF不是IF的Granger原因。因此，非正规金融的增长会促进正规金融的增长，而正规金融的增长并未起到促进非正规金融增长的作用，其作用过程是非对称性的。该方法所得结论与上文假设不一致。
4.VAR模型。首先确定模型滞后期，结果见表5。
由表5可知，5种评价体系中有4种认为滞后期应为3，因此建立VAR(3)模型：
从上面两个向量方程看，方程(4)中民间金融滞后变量对正规金融的影响是显著的，而方程(5)中正规金融滞后变量对民间金融的影响是不显著的。
对该模型进行平稳性检验，结果见图2。如图2所示，该VAR模型没有大于1的单位根，因而是一个平稳的系统。
5.脉冲响应与方差分解。对该模型进行长度为10期脉冲响应分析，结果见图3。
从图3可知，FF对FF本身、FF对IF、IF对IF本身的影响都是发散的，只有IF对FF是收敛的。这说明IF的变化对FF的影响比较明显，而FF对IF的作用不明显。这一结果也验证了上文的结论，即IF是FF的Granger原因，而FF不是IF的Granger原因，且作用过程是非对称性的。
Inverse Roots of AR Characteristic Polynomial
图2 VAR平稳性检验单位圆曲线图
Response to Cholesky One S.D.Innovations±2 S.E.
图3 脉冲响应结果
方差分解分析结果见表6。脉冲响应描述的是模型中的一个内生变量的变化给其他变量带来的影响；而方差分解是把内生变量中的变化分解为多个随机扰动项的影响。从表6中可以看出FF的变化对IF的冲击较弱，而IF的变化对于FF的冲击较强。这再次验证了上文的结论，即中国民间金融和正规金融之间是单向影响的，其作用是非对称性的。
五、计量结果与原因分析
(一)计量结果
第一，协整分析基础上的Granger因果检验显示民间与正规金融之间的作用是单向的，前者在一定程度上促进了后者的发展。
第二，建立的向量自回归模型说明民间金融滞后变量对正规金融的作用是显著的；反之，正规金融滞后变量对民间金融的影响并不显著，两个向量方程中实际上仅有反映IF对FF作用的方程是显著的。脉冲响应与方差分解进一步说明，IF的变化对FF的影响比较明显，而FF对IF的作用不明显。
第三，两种计量检验结果是一致的，这均表明中国民间金融和正规金融之间是单向影响的，其作用过程是非对称性的。
第四，计量检验结果与本文假设不一致，但均一致表明了一种现象，即中国民间金融与正规金融之间的关系是单向关系，体现了前者对后者的促进作用，而后者对前者的引导作用尚未得到充分体现。
(二)原因分析
从上述研究可以看出，中国正规金融规模的增加并不是民间金融规模壮大的原因；相反，民间金融却可以促进正规金融的发展。这种非对称性的关系与本文在进行实证分析前的假设并不一致。进一步分析，可知其原因在于民间金融主要服务于中小企业，处于发展萌芽时期的中小企业很难在银行、证券市场等正规金融部门顺利融资；而中小企业在萌芽时期从民间金融部门获得融资，成长起来以后则倾向于向正规金融融资。因此，民间金融间接推动了正规金融的发展。
此外，本文对中国民间金融规模进行了计算。根据计算结果，民间金融的规模日益庞大，近年来约为正规金融的1/3。本文认为导致这种现象的原因有二，一是中国民间游资庞大，民间金融必然要通过一定的方式作用于国民经济；二是中国中小企业众多，且大多中小企业无法顺利在正规金融市场融资，因此民间金融市场需求日益庞大。
六、建议
在中国民间金融产生和扩张的历史过程中，尽管出现过高利贷等不规范行为，甚至在资金链断裂时出现崩盘从而导致众多投资者血本无归等不良现象，但随着金融市场制度的不断改进与完善，尤其是沿海省份的改革与探索，其正向促进作用日益显现出来，业已成为正规金融的必要补充。中国民间金融体现两个方面的性质，即促进国民经济发展的积极性和影响金融稳定的不良性。因此，对于民间金融，还需要进一步正确引导，必要监管，扬长避短，合理利用。
1.规范民间金融市场，加快相关立法进程。近年来，国内个别地区已经开始“松绑”民间借贷。如2010年浙江高院出台的《关于为中小企业创业创新发展提供司法保障的指导意见》将有利于生产的民间融资行为区别于非法集资，有利于中小企业融资难问题的解决。但《意见》并不是真正意义上的法规，只有建立专门针对民间融资行为的法律法规，才能从根本上规范民间金融市场。
2.监管民间金融主体，建立正规借贷制度。对“标会”等风险性较高的民间金融主体进行注册监管，甚至可以将之“公司化”，在现行“三行一会”体系下建立相关的对民间金融进行调查、统计和监管的部门，严密控制可能出现的金融风险。
3.引导民间金融发展，加快市场化进程。笔者认为，市场化程度越高，民间金融的市场供求机制越完善，资金利率水平和风险溢价也越趋于合理。在规范的民间金融市场中，市场化程度相当高的情况下是不会出现高利贷的。同时，高度市场化下确定的自由利率能为央行制定利率提供参考。
4.发挥正规金融指导作用，推动民间金融规范发展。如何促使正规金融来指导和带动民间金融的规范发展，以及如何利用正规金融和民间金融两大力量来合理配置整个社会资源等问题还有待进一步的研究。
注释：
①本文采用的1994-2008各年数据来源均为《中国统计年鉴》(1994-2009)。