1、影子银行与货币政策传导：理论分析与实证检验摘要：文章依托于现有研究，梳理了影子银行影响货币政策传导的基本渠道，在此基础上，将委托贷款、信托贷款和未兑现的银行承兑汇票作为反映影子银行规模的变量，实证分析了影子银行规模变动对货币供给渠道与信贷渠道的影响，实证结果显示，无论在长期还是短期内，货币供给量对物价均存在较强的正相关关系，影子银行规模变动对货币供给渠道的冲击相对有限；而物价水平与信贷规模的相关关系则不显著，影子银行对货币政策传导的信贷渠道具有明显的阻滞效果；此外，影子银行规模在长期和短期内均对物价具有推动作用。 关键词：影子银行；货币传导；货币供给渠道；信贷渠道 一、 引言 随着信息化与金融
2、自由化的发展，以投资银行、对冲基金、私募基金等为代表的影子银行体系对金融稳定与宏观经济运行产生着日益重要的影响，特别是作为 2008 年美国次贷危机的肇因而引起理论界与货币当局的广泛关注。在我国，金融市场化改革与金融创新的发展为影子银行信用规模扩张提供了必要的宏观环境，特别 2010 年以来日趋紧缩的货币政策刺激了影子银行体系信用规模的膨胀，以信托贷款、委托贷款、民间信贷为代表的信用中介的快速发展。数据显示，2002 年至今，人民币贷款占社会融资总额的比重由原来的 92%下降到现在的 52%，而以影子银行为主体的其它融资渠道所占比重则由原来的 8%攀升至如今的 48%，影子银行在融资结构中比重
3、的上升大大改变了传统货币政策传导机制的理论基础，特别是其游离于监管与调控体系之外的运行机制，对我国货币政策制定与执行带来诸多挑战。 在对次贷危机进行反思的基础上，国外学者围绕影子银行的产生、特征、影响及其监管等问题进行了比较细致的研究。相比之下，中国影子银行发展时间短，运作及功能相对简单，加之相关数据的可得性，理论界对影子银行的研究大多局限于一般性的描述分析，进行实证研究的比较少，本文根据中国影子银行的实际构成，以未兑现的银行承兑汇票、委托贷款与信托贷款数据来反映影子银行的规模，在此基础上构建实证模型尝试分析影子银行信用规模对货币政策传导的影响。 二、 影子银行与货币政策传导 根据世界货币基金
4、组织（IMF）与金融稳定理事会（FSB）发布的报告，现阶段我国影子银行体系主要包括金融资产管理公司、信托公司、小额贷款公司、私募基金以及民间借贷机构等，尽管影子银行尚处于发展的初期阶段，证券化率与杠杆率相对比较低，但其产品却已具备期限转换与流动性转换的功能，更重要的是，影子银行信用中介业务的开展仍游离于常规监管体系之外，对货币政策的传导机制产生着日益重要的影响。 （1）影子银行规模的扩张降低了货币供给的可测性与可控性。在可测性方面，影子银行信用规模的扩大提高了金融资产与货币替代性，使得不同层次货币的边界划分更加模糊，对货币数量的测算更加困难。同时，在影子银行信用创造机制下产生的货币供给，并未准
5、确纳入央行统计范围，这也导致官方统计的货币供给规模小于经济系统中的货币需求。在可控性方面，主要指影子银行以其高流动性的金融产品，提高了资金流动速度，使得货币乘数的稳定性大大降低，最终削弱了中央银行对货币供给的管理与调控能力。 （2）影子银行通过分流商业银行的信贷资金，削弱了货币政策信贷渠道的传导效果。相比于传统的商业银行，影子银行凭借其多样化的金融产品与相对宽松的监管环境，可以从市场获取充足的流动性，通过委托贷款、信托贷款、民间借贷等形式将资金贷出。当中央银行实行紧缩性货币政策，压缩商业银行信贷规模时，独立于调控体系之外的影子银行仍可以投放贷款，从而稀释了紧缩性货币政策效果。不仅如此，随着影子
6、银行信用中介业务的发展，也使得原来依托于商业银行存款的法定准备金率以及依托于中央银行贷款的在贷款率等货币政策调控工具的执行效果大打折扣。 （3）影子银行复杂的产品结构与多元化的业务模式增强了货币政策传导时滞的不确定性，加大了货币政策制定与实施的难度。影子银行参与交易产品往往具有易变现与高流动性的特征，并且与多样化的业务模式相互交叉，使得市场上的资产结构处于复杂多变的状态，货币政策的调控时滞也更加不确定，中央银行进行货币政策调控的时机选择更加困难。 通过上述分析可知，影子银行规模的膨胀从货币供给渠道、信贷渠道以及货币政策传导时滞等方面对货币政策传导产生影响。据此，本文在下一部分构建了向量自回归（
7、VECM）模型来实证分析影子银行对货币供给渠道与信贷渠道的具体影响。 三、 实证分析 1. 指标选取与数据说明。在实证分析中应纳入影子银行规模变量、货币政策最终目标变量与货币政策传导的中介变量。货币政策的最终目标一般选取产出与物价水平，考虑到较短样本期内影子银行对产出的作用不可能充分发挥，因此本文选择物价水平（CPI）的同比增长率作为货币政策最终目标的代表变量。由于当前我国利率市场化程度比较低，在货币政策传导中的作用相对有限，故选择广义货币供给量（M1）的同比增长率作为货币政策传导中货币供给渠道的代表变量，以金融机构月贷款增加额（DEBT）的同比增长率作为信贷渠道的代表变量。影子银行数据难以获
8、取，不过从其构成来看，未贴现银行承兑汇票、委托贷款与信托贷款三类信用中介活动在其中占优相当比重 ，其规模的变化基本可以反映影子银行整体发展状况，因此选取以上三类信用中介活动规模的同比增长率（SHB）作为影子银行规模的替代变量。实证分析的样本期为2008 年 1 月至 2013 年 6 月，样本容量为 66，影子银行构成数据来自于wind 数据库，新增贷款月度数据来自中国人民银行，其他数据均来自于CCER 经济金融数据库。考虑到各组序列可能受季节变化影响，对各序列取环比增长率之前首先运用 Census X12 方法对样本数据进行季节调整以消除季节因素影响，更真实地反映时间序列变动的客观规律。 2
9、. 单位根检验与协整分析。为避免出现伪回归，在进行协整分析之前，首先对各序列进行平稳性检验以确定其单整阶数，具体的检验形式及检验结果如见表 1。 由表 1 可以看出，CPI、M2、DEBT 和 SHB 均在 5%的显著性水平上拒绝原假设，不存在单位根，可以对各时间序列进行协整检验以确定其长期均衡关系。一般来讲，检验一组序列是否存在协整关系，可以通过 Engle-Granger 两步法或者 Johansen 检验来实现，Engle-Granger 两步法多用于检验两变量的协整关系，所以在此用Johansen 的最大似然法来检验上述变量间的协整关系。在进行 Johansen协整检验之前，首先利用无
10、约束 VAR 模型来确定模型的最优滞后阶数，综合考虑各项准则后选取的最优滞后阶数为滞后 8 阶。在该滞后阶数下，对各序列进行协整检验，具体的检验结果见表 2。 Johansen 检验结果显示，迹统计量在 5%显著性水平上拒绝了协整向量个数最多为 0、1 和 2 个的原假设，认为序列间至少存在 3 个协整向量；最大特征值检验则在 5%显著性水平上拒绝了协整向量个数最多为 0、和1 个的原假设。两种检验方法均支持 CPI、M2、DEBT 和 SHB 之间存在协整关系，且存在多个协整向量。本文仅考察其中一个协整关系，并将标准化以后的协整方程表示如下： CPI=0.078 4-0.026 8DEBT+
11、0.455 4M2+0.021 2SHB （1.718 0） （-2.035 1） （-4.746 0） 上式中，括号内为各系数的 t 统计量，通过长期均衡方程可以看出，DEBT 对应的 t 统计量在 95%置信水平上不具有统计显著性；CPI 与M2、SHB 均呈正相关关系，且具有统计显著性。从数量上看，CPI 与M2、SHB 的弹性系数分别为 0.455 4%和 0.021 2%；即，广义货币供给量的增长率增加 1%，消费者物价指数增长率增加 0.455 4%，同时，影子银行规模增长率提高 1%，相应消费者物价指数增长率提高 0.021 2%。上述结果说明，长期内物价水平增长与广义货币供给变
12、动具有较强的正相关性，物价水平增长与贷款规模增长之间的相关性则不显著，这在一定程度上说明信贷渠道在货币政策传导中的地位有所下降，而物价水平增长与影子银行规模扩张之间的具有显著的正相关关系。 3. 向量误差修正模型（VECM）分析。在上述均衡关系基础上，进一步通过向量误差修正模型（VECM）来考察各因素与物价水平之间的短期动态关系，剔除估计结果中 t 统计量不显著的滞后项，向量误差修正模型估计结果的简化式如下： ？驻 CPIt=-0.285 5ECM-0.500 2？驻 CPIt-2+0.175 2？驻 M2t-1+0.165 9？驻 M2t-2+0.243 6？驻 M2t-3+0.220 2？
13、驻 M2t-4+0.189 4？驻 M2t-5+0.005？驻 SHBt-1+0.005 5？驻 SHBt-2+0.004 3？驻 SHBt-3+0.003 6？驻 SHBt-4+0.002 9？驻 SHBt-5+0.002 3？驻 SHBt-6+0.001 5？驻 SHBt-7+0.001？驻 SHBt-8 模型调整后的可决系数为 0.748 6，拟合效果比较理想，短期调整系数为-0.285 5，表明短期内模型一旦受到冲击偏离均衡状态，系统将会以 28.55%的速度进行反向调整，自动恢复至均衡状态。分析各变量的滞后期系数可以发现，短期内？驻 CPI 与其滞后 2 期的值存在负相关关系，这在一
14、定程度上体现了经济系统自动稳定特征；DEBT 在短期内对 CPI 的影响也不显著，说明信贷渠道在调控物价方面的作用十分有限；而广义货币供给则对物价水平表现出很强的正相关性，？驻 M2 滞后 1 期到 5 期均对物价水平具有正向影响，且这种影响在滞后 3 期时达到最大；？驻SHB 在短期内同样与 CPI 存在较强的正相关关系，尽管在数值上小于？驻M2 各期滞后值，但？驻 SHB 对？驻 CPI 的影响更加持久，将？驻 SHB 各滞后期系数相加，短期内物价波动与影子银行规模之间的弹性系数达0.026 1，影子银行规模变动已经成为物价波动不可忽视的因素。 四、 结论与启示 本文在理论上梳理了影子银行
15、对货币政策传导的影响，并将物价水平作为货币政策最终目标，实证分析了影子银行规模扩大与物价水平变动之间的相关关系，研究结果显示：（1）货币供给量与物价水平无论在长期还是在短期均表现出较强的正相关关系，说明货币供给量在当前仍是货币政策传导的主要渠道。 （2）信贷规模与物价水平之间的相关关系在长期和短期内均不显著，一定程度上说明影子银行日益增强的信用规模使得信贷渠道在货币政策传导中的地位受到严重冲击。 （3）影子银行无论在长期还是短期与物价水平均存在正相关关系，不过相关系数相对较小，分别为 0.021 2 和 0.026 1。 据此，可以得出如下启示： 首先，影子银行发展对货币供给渠道的冲击并不显著
16、。货币供给量仍是调控物价，稳定经济的有效调控方式。这可能跟影子银行的发展阶段与产品结构有关，目前我国影子银行产品一般不涉及证券化，整体杠杆率较低，影子银行缺乏信用创造的基本载体，因此对货币供给量的可测性与可控性影响有限。 其次，影子银行的构成决定了其对货币政策传导的信贷渠道具有明显的削弱作用。委托贷款、信托贷款、民间贷款等信贷业务构成了现阶段影子银行发展的主体，这部分信贷在调控体系之外循环，大大降低了中央银行信贷调节的效力。特别当中央银行实施紧缩性货币政策，减少商业银行信贷投放时，影子银行迎合市场需求，大量放出贷款，最终抵消了银行体系的信贷收缩效果。 最后，影子银行日益成为影响物价水平的重要因
17、素，必须加强对其监测与引导。尽管当前影子银行规模与物价水平间的关联关系还比较弱，但影子银行体系的运行特征决定了其对物价水平及宏观金融稳定的影响具有较大的不确定性，在监管缺位的情况下，出于逐利动机，影子银行资金往往倾向于流向高风险领域，极易引发危机性事件，对宏观金融及经济的稳定产生严重威胁。因此，监管机构必须将影子银行纳入统计范围与监管体系，提高其信息披露程度，同时建立影子银行风险预警与动态监测机制，将影子银行对经济运行可能造成的负面影响降至最低。 参考文献： 1. 李波，伍戈.影子银行的信用创造功能及其对货币政策的挑战.金融研究，2011， （12）. 2.陈剑，张晓龙.影子银行对我国经济发展的影响：基于 2000-2011年季度数据的实证分析.财经问题研究，2012， （8）. 3.Adrian，T.，Shin，H.S.Shadow Banking Syst- em：Implications for Financial Regulation.New York： Federal Reserve Bank of New York，2009. 4.王增武.影子银行体系对我国货币供应量的影响.中国金融，2010， （23）. 作者简介：刘林川，南开大学经济学院博士生。 收稿日期：2013-08-20。
