民间金融规模测算及其规范发展研究

摘要：民间金融历史悠久，是我国金融体系的重要补充。随着市场开放程度的提高和经济的不断发展，民间金融已成为中小企业及“三农”经济等获得资金支持的重要渠道，是经济发展不可或缺的因素。然而，如何测算民间金融规模，以及怎样规范民间金融发展，一直是理论界的难点，本文尝试对此进行探索。

关键词：民间金融；规模测算；Granger因果检验；规范途径

一、民间金融内涵的界定

“民间金融”一词是在中国特殊的历史背景下产生并一直被沿用下来的。目前，国内对民间金融的定义并不完善，也尚未形成统一意见。本文通过比较分析，结合最新趋势，认为民间金融应具备如下两个特征：

第一，民间金融是自发产生的，而不是由政府主导建立的。民间金融的产生、发展是经济体本身所需要和催生的，是经济中自发产生的金融活动。从信息经济学的角度来看，金融中介的存在是为了降低信息不对称，如果一种金融形式可以自发产生并长期存在，那么它必定在解决信息不对称的问题上有其比较优势。因此，民间会融的内生性是其重要特征，成为其比较优势。

第二，民间金融游离于金融监管调控体系之外，即没有与之对应的成熟的金融监管调控制度。在我国，正规金融系统诸如银行、保险、证券等均已有较成熟的金融监管和宏观调控制度，在这范围之外的经济主体所从事的融资活动则很少受到监管和调控，均属于民间金融范畴。需要提及的是，如果某种金融组织在国内处于起步阶段，尚未进入国家的金融监管和调控体系，如典当公司、小贷公司等，尽管其接受政府某些部门（如地方金融证券办）的宏观管理，本文仍将其视为民间金融。

据此，本文将民间金融定义为：经济中自发产生的，游离于国家金融监管调控体系之外的金融行为和组织；相应地，将正规金融定义为已纳入国家金融监管调控体系之内的金融行为和组织。

二、民间金融规模的理论测算与分析

（一）民间金融的测算方法――θ值法

民间金融由于其“地下性”，目前并不在官方统计机构监测范围之内，而如何测算民间金融规模一直是理论界的难题。本文结合民间金融特征，将其测算建立于两个假设基础之上，并选用θ作为衡量各地区经济金融相关性的中间变量，因此，这一方法也被称为“θ值法”。

假设l：各地区在各年度存在相同的经济金融相关系数。

在《中国地下金融规模与宏观经济影响研究》一书中，李建军认为从全局看无论是公开经济还是地下经济，其存在和发展环境是相同的，而经济活动与金融之间的发展关系是一定的，因此，李建军假定地下经济与公开经济有着相同的信贷融资需求，并以此为基础测算了地下信贷的规模。借鉴李建军的方法，本文假设各地区有相同比例的经济金融系数。我们将全国视为一个大的环境，而劳动力与资本是具有较强流动性的生产要素。假设在资金充足的情况下，劳动力和资本在各个地区可以达到这样一种状态：相同的劳动收入、资本投入将得到相同的产出，即资本对经济的贡献是一致的。在收入分配政策全国统一的情况下，对于规模、收益率大体一致的企业，为了实现相同的利润率，他们扩大规模的融资欲望也必然是大体相同的，因此我们假设融资量/GDP的值在各地相同。

由于我国民间金融主要以短期信贷居多，为了使民间金融与正规金融相对应从而具有可比性，我们选取正规金融机构一年期以内的短期信贷及各类直接融资作为研究对象。在直接融资方式中，鉴于债券融资数额相对较少且数据不完全，我们只选取了股票融资与外商投资，由此，（1）式可变换为：

假设2：正规金融资源越充足，正规金融越发达，则民间金融的相对规模就越小。

民间金融是在主流金融体制之外而生的体制外金融，它是对主流金融的有益补充。可以认为，正规金融资源的不充足，正规金融体制的不完善导致了民间金融的存在与发展。越是经济落后的地区，农户从银行、信用社等正规金融机构借贷的比重就越低。因而，我们对此进行延伸，认为北京、上海等作为我国的政治中心和金融中心，经济比较发达，其正规金融资源必然远远丰富于其它地区，那么这两个地区的民间金融数量相对来讲就少得多，在此忽略不计，即假定这两个地区不存在民间金融。正是根据这一点，我们选取北京和上海作为考虑其它地区民间金融资源状况的坐标系或者说是参考点。需要说明的是，即使正规金融资源很充足也很难保证没有民间金融的存在，因此本文的假定必然存在一定偏差，但这一偏差仍在可接受和允许范围内。

对于北京、上海而言：

对于株洲等其他地区而言：

其中，北京、上海的正规金融投入包括短期信贷、股权融资和外商直接投资等三大类；而其他地区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、股权融资、外商直接投资以及民间金融等四项。

（二）株洲市民间金融规模的测算

根据资料的可得性，分别选取北京和上海地区2000-2011年的数据，运用公式（3）计算其θ值见表1。

从上表可以看出，北京地区θ值的取值范围为0.43-0.62，平均θ值为0.53。上海地区θ值的取值范围为0.44-0.58，平均θ值为0.52。两地区θ值的取值范围和均值总体上较为一致，大多集中在0.5左右。

进一步地计算北京和上海两地的平均θ值，以此作为测算其他地区民间金融规模的重要参数，使这一参照值具有更好的代表性和均衡性。根据表1数据逐年计算两地的平均θ值见表2。

以表2中各年θ值为参照点，并结合株洲市GDP及正规金融数据（见表3），应用公式（4）计算得到株洲市2000-2011年民间金融规模（见图1）。

从图1的测算值可以看出，2000年至2011年，株洲市民间金融规模逐渐上升，特别是自2006年开始，民间金融发展迅速，年均增速达到14%以上，目前规模已突破300亿元，约占正规金融规模的40%左右。结合我们对株洲辖内各县市的实际调查情况看，在经济较为发达的市区民间金融规模较小，但在金融体系尚不完善的县域地区，民间金融则较为活跃，从估算情况看，醴陵市民间金融规模不低于100亿元，攸县在50亿元以上，再结合其他三县，对株洲市目前民间金融规模在300亿以上的测算是较为合理的。

三、对株洲市民间金融与经济增长关系的实证分析

（一）研究方法

本文选用Granger因果检验来验证民间金融与经济增长之间的相互影响关系，具体分为三个步骤：（1）单方根检验，检验样本时间序列的平稳性：（2）协整检验，得出时间序列间的协整关系；（3）在VAR模型中进行Granger因果检验。

（二）变量与样本选择

为剔除人口的影响，我们选择人均国内生产总值（AGDP，单位：元/人）和人均民间金融资源（AIF，单位：元/人）来衡量经济增长与民间金融发展的关系，其中，人均民间金融资源根据上文采用θ值法测算得到的民间金融规模除以当年常住人口数计算而来，具体见表4。同时，由于数据的自然对数变化不仅不会改变原来的协整关系，而且可以消除时间序列的异方差现象，使其趋势线性化，因此我们对数据进行了对数化处理。分别用LNAGDP、LNAIF表示。考虑到数据可得性，仍然采用以上指标2000-2011年的数据进行分析。

（三）计量分析

1、平稳性检验

在传统的回归分析中，时间序列的非平稳性可能会产生“伪回归”问题，因此，在计量分析时，首先要对时间序列数据进行平稳性检验，即单位根检验。通过Eviews6.0软件对LNAGDP、LNAIF进行ADF检验的结果见表5，其中显示，LNAGDP和LNAIF都是二阶单整序列。

2、协整分析

以上单位根检验证明，株洲地区人均GDP及人均民间金融资源的对数序列都是二阶单整的，符合协整的必要条件。本文采用EG两步法对株洲市人均GDP及人均民间金融资源两个变量进行协整分析，即先建立变量LNAGDP与LNAIF的回归方程，再检验回归方程的残差是否平稳。以LNAIF为解释变量，LNAGDP为被解释变量，用Eviews6.0软件做回归分析，得到如下模型：

对上述模型的残差e做单位根检验，结果表明残差e在5%的显著水平下已经没有单位根，是平稳时间序列，所以LNAGDP与LNAIF之间存在协整关系，即株洲市民间金融的发展与该地区经济增长之间存在长期稳定的动态均衡关系。人均民间金融资源每增长1个百分点，会促进株洲市经济增长约0.69个百分点，可见民间金融对经济发展的影响十分明显。

3、Granger因果关系检验

协整检验结果表明，株洲市民间金融与经济发展之间存在长期均衡关系，但这种均衡关系是否构成因果关系，还需要进一步的验证。Granger（1969）和Sims（1972）提出的Granger因果检验为此提供了解决问题的办法。根据F值、伴随概率及AIC最小原则，取滞后期为2，检验结果见表6。

由表6可知，在5%的置信水平下，拒绝了“LNAIF不是LNAGDP的Granger原因”的原假设，即LNAIF是LNAGDP的Granger原因；同时，不能拒绝“LNAGDP不是LNAIF的Granger原因”的原假设，因而可以认为LNAGDP不是LNAIF的Granger原因。因此，就株洲市而言，民间金融是构成当地经济发展的Granger原因，然而，经济增长并不构成其民间金融发展的Granger原因。

（四）小结

采用株洲市2000-2011年人均GDP与人均民间金融资源两个指标进行Granger因果检验的结果如下：协整分析表明，株洲市经济增长与民间金融增长之间存在长期稳定的动态均衡关系，两者同方向变动；但Granger因果关系检验表明，经济增长与民间金融增长间的关系表现为单方向的因果关系，也就是说，民间金融的发展确实拉动了当地经济的增长，但这种作用并非相互的，经济增长并不是民间金融发展的主因。这就从定量的角度证明民间金融的存在与发展是必然的也是必要的，如何规范和引导民间金融健康发展，以更好地服务于实体经济，是非常值得探讨的问题。

四、民间金融规范发展途径

民间金融在解决中小企业资金需求和促进经济发展等方面已充当着越来越重要的角色，但另一方面，其潜存的弊端也逐渐暴露，集中表现为：民间金融交易隐蔽、监管主体缺位等容易滋生非法集资、洗钱犯罪问题；民众风险意识薄弱，规避和降低融资风险的能力不强，潜存信用风险大；民间金融利率偏高，加重了企业经营负担，使企业经营管理风险进一步加大，等等。解决民间金融的无序化、高风险状况，关键在于加强政府监管、规范行业自律、畅通民间资金流动渠道。

（一）明确监管主体，加大监管力度

政府部门要强化对民间金融的监管，建立事前事中事后全方位、多层次的监管体系。首先是明确“谁审批，谁监管”，确立监管主体和责任，加大监管力度；其次是明确“监管什么，采取怎样的监管手段”，建立监管的指标和监管标准，尽快出台规范民间金融管理的政策、法规，确保监管的有效性；要组织有关部门对所有民间金融机构进行一次全面清查，提高其运行透明度；对有实力、运行良好的机构要帮助其申报取得合法资质，并纳入政府监管范围；对那些严重违反法律法规、带有黑社会性质的融资机构要坚决予以打击和取缔；当地政府和公安、金融机构要在民间借贷、融资活跃地区设立风险监测点，定期采集数据，及时掌握和分析民间融资情况，加大对非法集资的防范和打击力度，确保民间金融平稳可控。

（二）成立行业协会，实行自律管理

难以对民间金融机构实施有效监管是现阶段必须面对的现实，而成立行业协会、强化行业自律不失为一种有效办法。要根据有关法规，督促民间金融机构及时成立行业自律组织，制定行业自律章程，树立组织权威，加强自我管理。同时，督促行业协会切实履行职能，在行业内积极宣传金融法规和专业知识，帮助培训管理人员，确定行业规模和利率，规范融资行为，促进民间金融机构在规范中发展、在发展中成熟、在成熟中壮大，逐步建立和完善市场经济基础上的规范有序、运转透明的民间金融秩序。

（三）选择合理模式，引导合规发展

一方面，应运用市场化机制疏导民间资金的流通渠道，通过参股等形式引导民间资金参与重点项目建设，缓解金融机构信贷投入压力。另一方面，应选择合理的模式，引导民间金融机构实现合法化、规范化。对民间金融合法化模式的选择，大体上有以下三种：第一，采取股份制形式将民间金融纳入正规金融组织范围。第二，采取合作制形式将民间金融组织合并到信用社组织。第三，采取信托制度形式实行民间金融组织与正规金融机构的合作。

参考文献：

[1]姜旭朝.中国民间金融研究[M].山东：山东人民出版社，1996， 105-126.

[2]李建军.中国地下金融规模与宏观经济影响研究[M].北京：中国金融出版社，2005：26-27，162-184.

[3]高发.中国民间金融问题研究[J].金融教学与研究，2005，（4）： 19-22.

[4]张桃.我国民间金融规范化发展研究[D].武汉：华中师范大学，2009.

[5]张建华，卓凯.非正规金融、制度变迁与经济增长：一个文献综述[J].改革，2004，（3）：13-19.

[6]彭建刚，王惠，何靖.引导民间资本进入新型农村金融机构[J].湖南大学学报（社科版），2008（3）：41-46.

[7]卢慧.经济增长与民间金融发展：市场化制度的转轨[J].财经论坛，2008，（3）：43-51.