王家華++王瑞

摘 要：2007年美國次貸危機過后，影子銀行被認為是此次危機的始作俑者。通過選取1981-2014年的年度數(shù)據(jù)，利用VAR模型實證分析影子銀行業(yè)務與GDP、CPI、M1和失業(yè)率之間的相互關系。結果表明：影子銀行業(yè)務擴張將使我國城鎮(zhèn)失業(yè)率在短期內(nèi)降低，長期上升，對貨幣供應量的增加具有時滯效應，對GDP和CPI的影響并不顯著；同時影子銀行規(guī)模對GDP和M1的增加均具有兩期時滯效應，但從第三期起影子銀行規(guī)模開始擴張。因此，金融監(jiān)管部門應營造一種健康、可持續(xù)的金融生態(tài)，對影子銀行實行分類監(jiān)管；金融監(jiān)管部門要盡快構建影子銀行官方數(shù)據(jù)庫并進行實時跟蹤監(jiān)管；對影子銀行風險導向政府審計風險模型進行重構，加強商業(yè)銀行表外業(yè)務審計。

關鍵詞：影子銀行；VAR模型；脈沖效應；金融監(jiān)管

中圖分類號：F830.39 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2016）04-0023-06

一、引言

目前，關于影子銀行的概念國際上還沒有統(tǒng)一的定論。2007年，美國太平洋投資管理公司執(zhí)行董事Paul McCulley首先提出“影子銀行”這一概念，他認為影子銀行不同于傳統(tǒng)的商業(yè)銀行，影子銀行所籌集的資金具有短期性和不確定性，并且影子銀行不受或較少受到監(jiān)管。美國金融穩(wěn)定委員會（2011）認為監(jiān)管當局應以更為廣闊的視角來看待影子銀行，任何在正規(guī)銀行體系之外的信用中介機構和信用中介活動都可以被視為影子銀行。國內(nèi)學者也未對影子銀行的定義形成統(tǒng)一的看法。易憲容（2011）認為只要涉及借貸關系和銀行表外業(yè)務都屬于影子銀行。劉煜輝（2011）把影子銀行分成兩部分，第一部分包括銀行合作、委托貸款、擔保公司、信托公司等所進行的放貸業(yè)務，第二部分包括以民間借貸和地下錢莊為主要代表的民間金融。近幾年，中國影子銀行業(yè)務發(fā)展迅速，金融穩(wěn)定委員會（FSB）報告顯示，2013年中國影子銀行資產(chǎn)規(guī)模接近三萬億美元，僅次于美國和英國。而根據(jù)穆迪的最新估測，2014年底中國影子銀行資產(chǎn)達到人民幣41萬億元，相當于GDP的65%。影子銀行體系作為一種跨越直接融資和間接融資的新型金融運作方式，本身是中性的，是一把雙刃劍，既有促進實體經(jīng)濟和金融體系發(fā)展的正向積極作用，同時也蘊含了極高的風險。本文旨在通過對我國影子銀行的研究，發(fā)現(xiàn)影子銀行對我國經(jīng)濟發(fā)展的利和弊，并及時提出應對措施，從而使得我國經(jīng)濟在轉型升級過程中得以健康穩(wěn)定地發(fā)展。

二、文獻綜述

大部分學者都認為影子銀行有利于經(jīng)濟發(fā)展。Feng et al（2011）提出，影子銀行雖然是導致2008年美國金融危機爆發(fā)的罪魁禍首，但影子銀行在促進國民經(jīng)濟發(fā)展方面也起著非常重要的作用[1]。樊曉靜 等（2013）通過統(tǒng)計數(shù)據(jù)分析得出：影子銀行與GDP、CPI之間表現(xiàn)出正相關關系且呈邊際效應遞減規(guī)律，說明影子銀行的發(fā)展有利于促進我國經(jīng)濟發(fā)展，但是影子銀行對經(jīng)濟增長的貢獻度呈遞減趨勢[2]。王曉楓 等（2014）實證分析了影子銀行的流動性及其對宏觀經(jīng)濟的影響，結果表明：自2007年以來，影子銀行的流動性創(chuàng)造對我國經(jīng)濟增長發(fā)揮了一定的積極作用；雖然短期內(nèi)影子銀行產(chǎn)生的流動性變化較為頻繁，可能會阻礙經(jīng)濟的發(fā)展，但是從長期看將趨于穩(wěn)定[3]。

有些學者認為影子銀行和經(jīng)濟發(fā)展之間互為促進作用。陳劍（2012）對中國影子銀行體系與經(jīng)濟增長之間的關系進行了實證檢驗，選取2000—2011年的季度數(shù)據(jù)構建了SVAR模型，結果表明影子銀行體系的發(fā)展確實促進了我國的經(jīng)濟增長，但卻影響到了央行貨幣政策的實施效果；另外經(jīng)濟發(fā)展反過來也對影子銀行的發(fā)展造成了顯著影響[4]。索暢 等（2014）采用1992—2013年的樣本數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果關系檢驗，結果顯示我國影子銀行和經(jīng)濟增長之間具有互為促進作用[5]。李建偉 等（2015）認為影子銀行在推動我國利率市場化改革以及促進實體經(jīng)濟發(fā)展方面發(fā)揮著不可替代的作用，但波動性較大，不具有持續(xù)性。同時實體經(jīng)濟的復蘇和發(fā)展反過來也會推動影子銀行規(guī)模的擴大[6]。

也有部分學者認為影子銀行對經(jīng)濟發(fā)展的影響并不顯著，而經(jīng)濟增長卻促進了影子銀行規(guī)模的擴大。沈悅（2013）運用格蘭杰因果檢驗法對影子銀行體系的規(guī)模與經(jīng)濟增長的關系進行實證檢驗，指出影子銀行體系規(guī)模與經(jīng)濟增長之間只存在單向的因果關系，經(jīng)濟增長刺激了影子銀行體系的擴張，但是反過來，影子銀行體系對經(jīng)濟增長的促進作用并不顯著[7]。許付常 等（2015）通過研究得出結論：經(jīng)濟增長與影子銀行發(fā)展存在單向因果關系，即經(jīng)濟增長促進了影子銀行發(fā)展，反之則不成立[8]。

只有少數(shù)學者認為影子銀行對經(jīng)濟發(fā)展會產(chǎn)生不利影響。唐紅娟（2012）指出影子銀行借短貸長的期限錯配特征將導致流動性風險較為突出，并且影子銀行與商業(yè)銀行之間具有錯綜復雜的關系，極易導致風險的傳染與擴散，影響經(jīng)濟的健康發(fā)展[9]。楊旭（2012）指出影子銀行追求的是利潤最大化，企業(yè)將資金拿去放貸比做實業(yè)獲利更多，這將導致產(chǎn)業(yè)空心化[10]。

整體上看，現(xiàn)有研究文獻主要是分析影子銀行規(guī)模與GDP增長之間的關系，而對其他經(jīng)濟變量比如CPI、M1以及失業(yè)率等卻鮮有提及。另外，現(xiàn)有文獻主要使用金融危機之后的數(shù)據(jù)，而從較長時間跨度量化分析影子銀行對經(jīng)濟增長的文獻并不多。本文將基于向量自回歸模型（VAR），以1981—2014年的數(shù)據(jù)為樣本，對影子銀行及經(jīng)濟發(fā)展之間的關系進行量化分析，對影子銀行在國民經(jīng)濟中發(fā)揮的作用進行實證分析。

三、變量選擇和模型設計

（一）變量選取和數(shù)據(jù)來源說明

因為本文主要研究影子銀行與我國經(jīng)濟增長的相互關系，因此本文選取的主要研究變量包括影子銀行的規(guī)模、國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應量、物價指數(shù)以及失業(yè)率，采用從1981—2014年的年度數(shù)據(jù)作為樣本。本文選用如下變量：

1. 影子銀行規(guī)模。國內(nèi)學者目前對影子銀行還沒有統(tǒng)一的界定，因而我國還沒有關于影子銀行統(tǒng)一或官方的數(shù)據(jù)。本文借鑒李建軍（2010）[11]的研究成果，基于經(jīng)濟金融基本關系原理：一段時間內(nèi)經(jīng)濟主體實現(xiàn)的GDP是由這段時間金融機構的全部信貸支持的，從借款人的角度測度出影子銀行的規(guī)模。通過影子銀行借款的客戶主要包括農(nóng)民、私營企業(yè)等中小經(jīng)濟體。這些借款人由于自身的局限性很難從銀行獲得足夠的信貸支持，因而這些中小經(jīng)濟主體需要向影子銀行進行借貸。用RYL表示借款人從傳統(tǒng)商業(yè)銀行所借款項與GDP之比，同理，可以得到農(nóng)民的RFL和中小企業(yè)的REL。從而，影子銀行規(guī)?？梢越票硎緸椋篠B=（RYL-RFL）*GDPF+（RYL-REL）*GDPE。其中，SB表示影子銀行的規(guī)模。GDPF表示農(nóng)民在一年中所創(chuàng)造的國內(nèi)生產(chǎn)總值。GDPE表示中小企業(yè)在一年中所創(chuàng)造的國內(nèi)生產(chǎn)總值。本文依據(jù)上述理論對我國1981—2014年影子銀行規(guī)模的年度數(shù)據(jù)進行測算。用SB表示影子銀行的規(guī)模，因為本文實證部分主要是采用時間序列分析，而時間序列往往存在異方差現(xiàn)象，因此本文取影子銀行規(guī)模的對數(shù)，記作lnSB。相關數(shù)據(jù)來源于《中國金融年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》、中國人民銀行網(wǎng)站以及國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。