影子銀行對信貸傳導機制的影響

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[摘要]本文在影子銀行的發展對信貸傳導機制的理論分析基礎上，選取了2007年至2018年的季度數據建立VAR模型進行實證檢驗。結果表明，影子銀行具有信用創造的功能，影響了傳統銀行信貸，降低了貨幣政策中介目標的可測性和可控性，對信貸傳導機制產生干擾，削弱貨幣政策工具的調控作用。根據分析結果，論文從完善我國影子銀行監管機制、實行動態風險預警模式、擴大貨幣供應量的統計范圍三方面提出相關政策建議。

[關鍵詞]影子銀行；貨幣政策；信貸傳導；VAR模型

一、引言

影子銀行是指處于監管灰色地帶難以具體統計其規模的一些非銀行金融系統，其自身業務和復雜的機構使具有高杠桿率、期限錯配、逆周期性等特點。隨著我國經濟近年快速發展和對金融創新的鼓勵，影子銀行規模迅速膨脹，2016年中國影子銀行規模達到64.5萬億元，占GDP總量的87%，影子銀行對貨幣政策產生的影響也逐步受到重視。疫情發生后，我國政府采取加速信用擴張、提升杠桿率等逆周期政策。隨著疫情緩解，部分風險開始暴露，金融資產盲目擴張、影子銀行層層嵌套規避監管，使得存量金融風險更容易突然爆發。因此，研究影子銀行我國貨幣政策的干擾機制，防止高風險影子銀行反彈回潮，保證宏觀調控的有效性與針對性，具有重要意義。Gorton(2009)[1]系統了闡述影子銀行通過回購交易進行信用創造的機制，這種信用創造功能正是影響貨幣政策有效性的重要原因(Sunderam，2014)[2]。影子銀行通過發行具有類貨幣性質的短期融資工具使得影子銀行具有貨幣創造的能力(Stein，2012)[3]。在信用創造過程中，影子銀行創造了一種不包括在M2指標中的廣義流動性，加大了貨幣層次的劃分難度(張喜玲、周遠慧，2015)[4]，并且影子銀行業務中的同業業務、債券投資業務對銀行信貸有擠出效應(肖衛國、蘭曉梅，2019)[5]。影子銀行還使得貨幣乘數的形式更加繁瑣(李宏謹、蘇乃芳，2017)[6]，降低貨幣乘數和單位社會融資對應的流動性比例，影響了準備金等工具對貨幣量的調控力度(何平等，2018)[7]。利率管制、利率雙軌制等金融抑制因素是影子銀行規?？焖贁U張的重要原因(趙金鑫，2019)[8]。在利率沖擊下，影子銀行可以通過提高風險補償而實現逆周期擴張(嚴佳佳、吳必源，2020)[9]，也會引發銀行間市場利率上升，形成一種惡性循環(呂思聰、趙棟，2019)[10]。盡管關于影子銀行的文獻較多，但綜合研究影子銀行對貸款、M2、GDP和CPI之間關系的較少，且對于影子銀行的創造機制少有提供解釋。本文將影子銀行納入到社會信貸配給中，探究影子銀行體系對信貸的作用機理，將新增貸款規模、GDP、M2、CPI加入到模型中，通過實證分析綜合考慮影子銀行對貨幣政策目標的影響效果。

二、影子銀行信貸傳導理論分析

我國的信貸傳導機制主要是通過銀行渠道來實施的。銀行信貸渠道也被成為狹義信貸渠道，是指貨幣政策影響央行調節對銀行體系的信貸規模，使貨幣政策不通過利率，直接作用于銀行信貸，從而改變社會上可貸資金規模。其傳導過程如下：M(貨幣供給)↑→L(銀行貸款能力)↑→C(獲得的貸款)↑→I(投資)↑→Y↑(產出)。影子銀行對信貸渠道的影響有以下兩方面：首先，影子銀行降低了中央銀行通過貨幣供應量調節銀行貸款的能力(M—L階段)。我國影子銀行多采用間接信用創造提供流動性，其實質就是商業銀行將一部分信貸業務轉移到監管真空區的表外業務。影子銀行產品的收益率普遍高于商業銀行，因此替代了商業銀行的一部分儲蓄存款，使得商業銀行對流動性需求減小。當國家采用緊縮貨幣政策以縮減貨幣供給量，提高存款準備金率雖然減少了銀行可貸資金量，但是通過表外業務如信托、委托貸款業務以及民間借貸、網絡借貸等依然可提供流動性，使社會融資增加，因此可能會產生相反調控效果，弱化央行的調控能力。其次，影子銀行為企業提供更多的融資選擇和機會(L—C階段)。我國信貸市場一直存在著金融資源供求不平衡和融資歧視的問題，致使規模較小的企業很難通過抵押貸款向商業銀行進行融資，只能選擇信貸門檻較低的民間借貸、互聯網金融借貸平臺等業務來獲得資金。影子銀行的出現擴寬了融資渠道并提供不同種類的產品，滿足更多企業的需求，但同時也使得貨幣供給量與測算值有一定偏差。

三、實證模型與變量選擇

(一)模型選取

本文選擇的實證分析模型是向量自回歸(VAR)模型，此模型可以有效預測所研究的時間序列的相關性，并量化隨機擾動對模型系統的動態影響，進而有利于解釋經濟變量在不同沖擊下的動態變化。其數學形式為：Yt=A1Yt-1+A2Yt-2+…+ANYt-n+μt+c(μt為誤差向量，Ai為系數矩陣，c是常數向量)

(二)變量選擇

影子銀行規模SB：由于難以準確界定影子銀行范圍和全面數據，多數學者也只是間接估算，沒有一種公開的確定規范方法。現有文獻主要有三種方法：一是從經濟增長與信貸支持兩者間的關系進行測算，側重未觀測信貸規模的估計(王浡力、李建軍，2013)[11]。二是將影子銀行的所有具有似信用創造功能的業務加總起來計算其規模(張青超，2013[12])。三是采用表外融資規模來估計影子銀行的規模大小(王振，2014[13]；溫信祥、蘇乃芳，2018[14])。方法一把估算對象范圍限制在個體工商業、農戶和私營企業的小范圍內，忽視了對政府或房地產其他行業的支持，統計口徑過于狹隘。方法二沒有統一指標只是單純加總所有業務，計算出的規模差異會較大，存在負債方加資產方的重復計算問題，加總所有的業務十分困難，也不具有絕對的權威性。因此本文將采用第三種方法，即：影子銀行規模=信托貸款+委托貸款+未貼現銀行承兌匯票。本文使用在狹義貨幣供給量M1的基礎上加上個人儲蓄存款和單位定期存款作為M2；人民幣貸款余額作為新增人民幣貸款LOAN；居民消費價格指數CPI和國內生產總值GDP作為貨幣政策最終目標可以反映反映通貨膨脹率和經濟發展水平。由于2007年前影子銀行發展較慢，且考慮到數據的可得性，本文選取2007年1月-2018年12月的季度數據，數據來源于中國統計局、國泰安數據庫。將數據作同比增長率處理，記作RSB、RM2、RCPI、RGDP、RLOAN。

四、實證檢驗結果

(一)數據平穩性檢驗

為建立VAR模型，需要檢驗各指標的平穩性，以防止“偽回歸”現象出現。ADF檢驗結果如表1所示。從1表可以看出，在顯著性水平選5%的情況下，五個變量都不能拒絕原假設。一階差分處理后得到的一階差分后的序列DRGDP、DRCPI、DRSB、DRLOAN、DRM2在5%的顯著性水平下，都拒絕原假設，即原序列是一階單整序列。

(二)滯后階數確定

在進行協整檢驗和建立VAR模型前需要確定最優滯后階數，滯后階數選擇不當會降低自由度和模型可靠性。如表2，由于AIC和SC準則無法取到最小來選擇滯后階，因此根據LR準則，最優滯后階為3階。

(三)模型穩定性檢驗

對所構建VAR模型檢驗是否穩定，以保證脈沖分析的有效性。結果如圖1，模型中所有單位根的倒數都小于1，說明模型平穩，可以進行脈沖分析。

(四)脈沖響應分析

脈沖響應可以反應變量之間的一種動態影響，它可以刻畫出某一變量變化對另一變量的影響軌跡，容易直觀觀測到動態變化。利用Eviews8.0得到脈沖沖擊圖。從圖2中可以看出，對于RM2施加一個沖擊后，在1期中期有正向沖擊且逐漸變大，在第4期達到最大值，然后沖擊減弱并逐漸趨于零，說明影子銀行對貨幣供應量的影響具有較持續性。M2并沒有在第1期開始立刻變化，說明短期內影子銀行對貨幣供給量影響有一定的滯后性，隨著時間延長，這種沖擊會先增大后減弱。原因可能是影子銀行的信用創造為社會提供流動性，其間接提供的資金使得貨幣供給量大幅增加。此外，此沖擊效應和持續性較強，降低了M2的可控可測性。國家對影子銀行業務的規范監管和調整會使得影子銀行的影響減弱。從圖3中可以看出，對人民幣貸款施加一個沖擊后，會有一定滯后期，在1期末才有負向沖擊效應，沖擊逐漸增強，在第6期達到峰值，之后減弱并在第10期變為零。影子銀行對銀行貸款沖擊時間持續較長。由于影子銀行很多產品和業務都屬于金融創新類，是將表內業務表外化，屬于間接信用創造，這種信貸渠道監管相對較少。影子銀行的存在相當于創造出一個平行的信貸渠道，對傳統的銀行信貸有分流作用。因此，當央行實行緊縮性貨幣政策時，雖然目的是減少貨幣供給，減少商業銀行可貸資金量，然而影子銀行可以提供其他融資途徑，使得央行無法達到調控目的，信貸傳導機制受到干擾。從圖4中可以看出，當GDP受到沖擊后，會在第一期立刻出現正向沖擊效應，且變化逐漸減弱，在2期轉為負向沖擊，并在2期中旬達到峰值，隨之負向沖擊減弱并趨于零轉為正向沖擊，如此反復，直到第10期中期為零。這說明影子銀行的規模變化對經濟的沖擊具有持久波動性，但沖擊會慢慢減弱。影子銀行提供流動性可以為企業的融資提供更多的機會和途徑，進而促進經濟的發展。從圖5中可以看出，在給CPI沖擊后會在1上半期就發上變化，到第3期達到頂峰以后沖擊響應開始減緩并于7期趨于零。影子銀行規模的擴張會增加廣義貨幣，在短期內對物價水平帶來很大沖擊，使通貨膨脹加劇，但是此影響會隨時間而減弱。相比較于對GDP的影響此影響時間較短。

(五)方差分解結果分析

方差分解可以顯示在不同滯后期中，模型中的所有變量對受到沖擊的內生變量的影響貢獻程度。由表3可知，影子銀行對CPI、GDP、LOAN、M2的影響貢獻程度從第一期到第十期總體上均呈上升趨勢。從CPI、GDP的方差分解結果來看，影子銀行對我國經濟指標具有一定的影響貢獻程度，但是較微弱。從RLOAN的方差分解結果來看，影子銀行對銀行信貸的影響貢獻度從第一期的0到最終第十期的13.05%，整體上影響程度呈遞增趨勢。在短期內貢獻程度增長較快，在第四期達到11.93%，在第八期達到峰值后開始呈下降趨勢，但依然穩定在12%左右。說明影子銀行對銀行信貸的影響程度短期內沖擊較強，且影響具有持續性，在后期影響程度會減弱。除GDP對信貸的影響外，影子銀行貢獻程度最大，由此也間接說明影子銀行對我國信貸渠道具有較強的干擾程度。結合M2的方差分解來看，影子銀行對貨幣供給量的影響程度從一期的0到第十期的8.53%，在第八期貢獻程度最大。影子銀行信用規模的擴張對貨幣供給量影響較大，在一定程度上削弱了信貸傳導渠道目標指數的測算難度。

五、結論與建議

通過上述檢驗，可以發現：第一，SB、CPI、M2、LOAN、GDP之間存在著穩定的聯系，影子銀行規模的變動會引起其他國內生產總值、消費者價格指數、貨幣供給量、人民幣貸款的相應變化。第二，影子銀行對銀行貸款具有負沖擊效應。影子銀行為資金需求者提供了其他的融資途徑，甚至會創新高收益率產品吸引客戶，導致對傳統的銀行貸款有分流作用，產生不完全替代效應，降低了信貸傳導機制原有的作用，也弱化了央行的宏觀調控效果。此外，對于貨幣政策中介目標來說，影子銀行存在會增加實際貨幣供應量。影子銀行的信用創造機制分流了一部分商業銀行貸款同時也為社會提供很多融資機會，一些商業銀行也會因為逐利性和逃避監管擴大表外業務，使得社會實際貨幣總供給量增加，而M2統計卻沒有包含這些隱藏流動性，從而使得M2統計失真，可控性下降。第三，影子銀行規模的變化對GDP的影響較為持續且呈波動趨勢，對CPI的影響較短。若央行采取緊縮性政策以降低通貨膨脹和經濟過熱時，影子銀行的存在會使實際貨幣供給量增大，反而促進GDP和CPI的增加，使效果減弱。根據研究結論提出以下建議：(1)完善我國影子銀行的監管機制，規范影子銀行信息披露制度，建立專門的信息統計和公布平臺，強制要求影子銀行公布杠桿率、流動性比率和資本負債率等指標。(2)實行動態風險預警模式，重視對影子銀行風險傳遞機制的研究，研究其內部的關聯性，找尋風險易發環節并進行著重監督，根據影子銀行的不同特點進行差別化預警監測。(3)擴大貨幣供應量的統計范圍，將影子銀行中具有貨幣功能的金融工具、創造的貨幣量納入統計范圍內。此外，央行根據不同的影子銀行業務建立準備金差額制度，并設置合理的準備金率，有助于影子銀行信用創造的流動性的監測。

作者：蔣抒博 趙小涵 單位：哈爾濱商業大學經濟學院