[摘要]本文在影子银行的发展对信贷传导机制的理论分析基础上，选取了2007年至2018年的季度数据建立VAR模型进行实证检验。结果表明，影子银行具有信用创造的功能，影响了传统银行信贷，降低了货币政策中介目标的可测性和可控性，对信贷传导机制产生干扰，削弱货币政策工具的调控作用。根据分析结果，论文从完善我国影子银行监管机制、实行动态风险预警模式、扩大货币供应量的统计范围三方面提出相关政策建议。
[关键词]影子银行；货币政策；信贷传导；VAR模型
一、引言
影子银行是指处于监管灰色地带难以具体统计其规模的一些非银行金融系统，其自身业务和复杂的机构使具有高杠杆率、期限错配、逆周期性等特点。随着我国经济近年快速发展和对金融创新的鼓励，影子银行规模迅速膨胀，2016年中国影子银行规模达到64.5万亿元，占GDP总量的87%，影子银行对货币政策产生的影响也逐步受到重视。新冠疫情发生后，我国政府采取加速信用扩张、提升杠杆率等逆周期政策。随着疫情缓解，部分风险开始暴露，金融资产盲目扩张、影子银行层层嵌套规避监管，使得存量金融风险更容易突然爆发。因此，研究影子银行我国货币政策的干扰机制，防止高风险影子银行反弹回潮，保证宏观调控的有效性与针对性，具有重要意义。Gorton(2009)[1]系统了阐述影子银行通过回购交易进行信用创造的机制，这种信用创造功能正是影响货币政策有效性的重要原因(Sunderam，2014)[2]。影子银行通过发行具有类货币性质的短期融资工具使得影子银行具有货币创造的能力(Stein，2012)[3]。在信用创造过程中，影子银行创造了一种不包括在M2指标中的广义流动性，加大了货币层次的划分难度(张喜玲、周远慧，2015)[4]，并且影子银行业务中的同业业务、债券投资业务对银行信贷有挤出效应(肖卫国、兰晓梅，2019)[5]。影子银行还使得货币乘数的形式更加繁琐(李宏谨、苏乃芳，2017)[6]，降低货币乘数和单位社会融资对应的流动性比例，影响了准备金等工具对货币量的调控力度(何平等，2018)[7]。利率管制、利率双轨制等金融抑制因素是影子银行规模快速扩张的重要原因(赵金鑫，2019)[8]。在利率冲击下，影子银行可以通过提高风险补偿而实现逆周期扩张(严佳佳、吴必源，2020)[9]，也会引发银行间市场利率上升，形成一种恶性循环(吕思聪、赵栋，2019)[10]。尽管关于影子银行的文献较多，但综合研究影子银行对贷款、M2、GDP和CPI之间关系的较少，且对于影子银行的创造机制少有提供解释。本文将影子银行纳入到社会信贷配给中，探究影子银行体系对信贷的作用机理，将新增贷款规模、GDP、M2、CPI加入到模型中，通过实证分析综合考虑影子银行对货币政策目标的影响效果。
二、影子银行信贷传导理论分析
我国的信贷传导机制主要是通过银行渠道来实施的。银行信贷渠道也被成为狭义信贷渠道，是指货币政策影响央行调节对银行体系的信贷规模，使货币政策不通过利率，直接作用于银行信贷，从而改变社会上可贷资金规模。其传导过程如下：M(货币供给)↑→L(银行贷款能力)↑→C(获得的贷款)↑→I(投资)↑→Y↑(产出)。影子银行对信贷渠道的影响有以下两方面：首先，影子银行降低了中央银行通过货币供应量调节银行贷款的能力(M—L阶段)。我国影子银行多采用间接信用创造提供流动性，其实质就是商业银行将一部分信贷业务转移到监管真空区的表外业务。影子银行产品的收益率普遍高于商业银行，因此替代了商业银行的一部分储蓄存款，使得商业银行对流动性需求减小。当国家采用紧缩货币政策以缩减货币供给量，提高存款准备金率虽然减少了银行可贷资金量，但是通过表外业务如信托、委托贷款业务以及民间借贷、网络借贷等依然可提供流动性，使社会融资增加，因此可能会产生相反调控效果，弱化央行的调控能力。其次，影子银行为企业提供更多的融资选择和机会(L—C阶段)。我国信贷市场一直存在着金融资源供求不平衡和融资歧视的问题，致使规模较小的企业很难通过抵押贷款向商业银行进行融资，只能选择信贷门槛较低的民间借贷、互联网金融借贷平台等业务来获得资金。影子银行的出现扩宽了融资渠道并提供不同种类的产品，满足更多企业的需求，但同时也使得货币供给量与测算值有一定偏差。
三、实证模型与变量选择
(一)模型选取
本文选择的实证分析模型是向量自回归(VAR)模型，此模型可以有效预测所研究的时间序列的相关性，并量化随机扰动对模型系统的动态影响，进而有利于解释经济变量在不同冲击下的动态变化。其数学形式为：Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ANYt-n+μt+c(μt为误差向量，Ai为系数矩阵，c是常数向量)
(二)变量选择
影子银行规模SB：由于难以准确界定影子银行范围和全面数据，多数学者也只是间接估算，没有一种公开的确定规范方法。现有文献主要有三种方法：一是从经济增长与信贷支持两者间的关系进行测算，侧重未观测信贷规模的估计(王浡力、李建军，2013)[11]。二是将影子银行的所有具有似信用创造功能的业务加总起来计算其规模(张青超，2013[12])。三是采用表外融资规模来估计影子银行的规模大小(王振，2014[13]；温信祥、苏乃芳，2018[14])。方法一把估算对象范围限制在个体工商业、农户和私营企业的小范围内，忽视了对政府或房地产其他行业的支持，统计口径过于狭隘。方法二没有统一指标只是单纯加总所有业务，计算出的规模差异会较大，存在负债方加资产方的重复计算问题，加总所有的业务十分困难，也不具有绝对的权威性。因此本文将采用第三种方法，即：影子银行规模=信托贷款+委托贷款+未贴现银行承兑汇票。本文使用在狭义货币供给量M1的基础上加上个人储蓄存款和单位定期存款作为M2；人民币贷款余额作为新增人民币贷款LOAN；居民消费价格指数CPI和国内生产总值GDP作为货币政策最终目标可以反映反映通货膨胀率和经济发展水平。由于2007年前影子银行发展较慢，且考虑到数据的可得性，本文选取2007年1月-2018年12月的季度数据，数据来源于中国统计局、国泰安数据库。将数据作同比增长率处理，记作RSB、RM2、RCPI、RGDP、RLOAN。
四、实证检验结果
(一)数据平稳性检验
为建立VAR模型，需要检验各指标的平稳性，以防止“伪回归”现象出现。ADF检验结果如表1所示。从1表可以看出，在显著性水平选5%的情况下，五个变量都不能拒绝原假设。一阶差分处理后得到的一阶差分后的序列DRGDP、DRCPI、DRSB、DRLOAN、DRM2在5%的显著性水平下，都拒绝原假设，即原序列是一阶单整序列。
(二)滞后阶数确定
在进行协整检验和建立VAR模型前需要确定最优滞后阶数，滞后阶数选择不当会降低自由度和模型可靠性。如表2，由于AIC和SC准则无法取到最小来选择滞后阶，因此根据LR准则，最优滞后阶为3阶。
(三)模型稳定性检验
对所构建VAR模型检验是否稳定，以保证脉冲分析的有效性。结果如图1，模型中所有单位根的倒数都小于1，说明模型平稳，可以进行脉冲分析。
(四)脉冲响应分析
脉冲响应可以反应变量之间的一种动态影响，它可以刻画出某一变量变化对另一变量的影响轨迹，容易直观观测到动态变化。利用Eviews8.0得到脉冲冲击图。从图2中可以看出，对于RM2施加一个冲击后，在1期中期有正向冲击且逐渐变大，在第4期达到最大值，然后冲击减弱并逐渐趋于零，说明影子银行对货币供应量的影响具有较持续性。M2并没有在第1期开始立刻变化，说明短期内影子银行对货币供给量影响有一定的滞后性，随着时间延长，这种冲击会先增大后减弱。原因可能是影子银行的信用创造为社会提供流动性，其间接提供的资金使得货币供给量大幅增加。此外，此冲击效应和持续性较强，降低了M2的可控可测性。国家对影子银行业务的规范监管和调整会使得影子银行的影响减弱。从图3中可以看出，对人民币贷款施加一个冲击后，会有一定滞后期，在1期末才有负向冲击效应，冲击逐渐增强，在第6期达到峰值，之后减弱并在第10期变为零。影子银行对银行贷款冲击时间持续较长。由于影子银行很多产品和业务都属于金融创新类，是将表内业务表外化，属于间接信用创造，这种信贷渠道监管相对较少。影子银行的存在相当于创造出一个平行的信贷渠道，对传统的银行信贷有分流作用。因此，当央行实行紧缩性货币政策时，虽然目的是减少货币供给，减少商业银行可贷资金量，然而影子银行可以提供其他融资途径，使得央行无法达到调控目的，信贷传导机制受到干扰。从图4中可以看出，当GDP受到冲击后，会在第一期立刻出现正向冲击效应，且变化逐渐减弱，在2期转为负向冲击，并在2期中旬达到峰值，随之负向冲击减弱并趋于零转为正向冲击，如此反复，直到第10期中期为零。这说明影子银行的规模变化对经济的冲击具有持久波动性，但冲击会慢慢减弱。影子银行提供流动性可以为企业的融资提供更多的机会和途径，进而促进经济的发展。从图5中可以看出，在给CPI冲击后会在1上半期就发上变化，到第3期达到顶峰以后冲击响应开始减缓并于7期趋于零。影子银行规模的扩张会增加广义货币，在短期内对物价水平带来很大冲击，使通货膨胀加剧，但是此影响会随时间而减弱。相比较于对GDP的影响此影响时间较短。
(五)方差分解结果分析
方差分解可以显示在不同滞后期中，模型中的所有变量对受到冲击的内生变量的影响贡献程度。由表3可知，影子银行对CPI、GDP、LOAN、M2的影响贡献程度从第一期到第十期总体上均呈上升趋势。从CPI、GDP的方差分解结果来看，影子银行对我国经济指标具有一定的影响贡献程度，但是较微弱。从RLOAN的方差分解结果来看，影子银行对银行信贷的影响贡献度从第一期的0到最终第十期的13.05%，整体上影响程度呈递增趋势。在短期内贡献程度增长较快，在第四期达到11.93%，在第八期达到峰值后开始呈下降趋势，但依然稳定在12%左右。说明影子银行对银行信贷的影响程度短期内冲击较强，且影响具有持续性，在后期影响程度会减弱。除GDP对信贷的影响外，影子银行贡献程度最大，由此也间接说明影子银行对我国信贷渠道具有较强的干扰程度。结合M2的方差分解来看，影子银行对货币供给量的影响程度从一期的0到第十期的8.53%，在第八期贡献程度最大。影子银行信用规模的扩张对货币供给量影响较大，在一定程度上削弱了信贷传导渠道目标指数的测算难度。
五、结论与建议
通过上述检验，可以发现：第一，SB、CPI、M2、LOAN、GDP之间存在着稳定的联系，影子银行规模的变动会引起其他国内生产总值、消费者价格指数、货币供给量、人民币贷款的相应变化。第二，影子银行对银行贷款具有负冲击效应。影子银行为资金需求者提供了其他的融资途径，甚至会创新高收益率产品吸引客户，导致对传统的银行贷款有分流作用，产生不完全替代效应，降低了信贷传导机制原有的作用，也弱化了央行的宏观调控效果。此外，对于货币政策中介目标来说，影子银行存在会增加实际货币供应量。影子银行的信用创造机制分流了一部分商业银行贷款同时也为社会提供很多融资机会，一些商业银行也会因为逐利性和逃避监管扩大表外业务，使得社会实际货币总供给量增加，而M2统计却没有包含这些隐藏流动性，从而使得M2统计失真，可控性下降。第三，影子银行规模的变化对GDP的影响较为持续且呈波动趋势，对CPI的影响较短。若央行采取紧缩性政策以降低通货膨胀和经济过热时，影子银行的存在会使实际货币供给量增大，反而促进GDP和CPI的增加，使效果减弱。根据研究结论提出以下建议：(1)完善我国影子银行的监管机制，规范影子银行信息披露制度，建立专门的信息统计和公布平台，强制要求影子银行公布杠杆率、流动性比率和资本负债率等指标。(2)实行动态风险预警模式，重视对影子银行风险传递机制的研究，研究其内部的关联性，找寻风险易发环节并进行着重监督，根据影子银行的不同特点进行差别化预警监测。(3)扩大货币供应量的统计范围，将影子银行中具有货币功能的金融工具、创造的货币量纳入统计范围内。此外，央行根据不同的影子银行业务建立准备金差额制度，并设置合理的准备金率，有助于影子银行信用创造的流动性的监测。
作者：蒋抒博 赵小涵 单位：哈尔滨商业大学经济学院
