楊克磊，唐天奇

(天津大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津 300072)

影子銀行與天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)性研究
——基于VAR模型的實(shí)證分析

楊克磊，唐天奇

(天津大學(xué) 管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部，天津 300072)

以1991—2015年天津經(jīng)濟(jì)相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，建立VAR模型，并運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)、平穩(wěn)性檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解方法分析了影子銀行與天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系。結(jié)果表明：影子銀行與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相互作用、相互影響；前期影子銀行對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展為促進(jìn)作用，而后期對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成了阻礙；影子銀行逐漸超過(guò)了傳統(tǒng)勞動(dòng)力的因素，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演著越來(lái)越重要的角色。應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)政府對(duì)影子銀行的引導(dǎo)，完善影子銀行相關(guān)法律，同時(shí)促進(jìn)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)的資金支持，從而減小影子銀行給市場(chǎng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。

影子銀行；天津經(jīng)濟(jì)；VAR模型；Granger因果檢驗(yàn)；脈沖響應(yīng)

“影子銀行”(shadow banking)，又被稱為影子金融體系，其概念于2007年美國(guó)發(fā)生次貸危機(jī)以后逐漸進(jìn)入公眾視野。它由美國(guó)太平洋投資公司CEO麥卡林首次提出，認(rèn)為影子銀行是引發(fā)美國(guó)次貸危機(jī)的罪魁禍?zhǔn)譡1]。在美國(guó)，影子銀行包括對(duì)沖基金、投資性銀行等非銀行類金融機(jī)構(gòu)。中國(guó)銀監(jiān)會(huì)針對(duì)我國(guó)情況，于2011年對(duì)影子銀行做出了定義：游離于監(jiān)管體系外的、從事信用中介與金融行為的機(jī)構(gòu)。銀監(jiān)會(huì)從廣義的角度定義了影子銀行，而在狹義的角度上，許多學(xué)者對(duì)影子銀行進(jìn)行了定義：即那些為中小型企業(yè)提供資金貸款的非銀行類金融機(jī)構(gòu)。

近年來(lái)，我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展十分迅速，傳統(tǒng)的金融機(jī)構(gòu)已經(jīng)無(wú)法滿足整個(gè)社會(huì)日益增加的資金需求量，同時(shí)國(guó)民收入的提高也使社會(huì)上閑散的資金越來(lái)越多。于是影子銀行適時(shí)將這些閑散資金輸送到了各個(gè)實(shí)體經(jīng)濟(jì)部門，為我國(guó)完善市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)做出了貢獻(xiàn)。

天津作為我國(guó)第四大經(jīng)濟(jì)城市、環(huán)渤海地區(qū)經(jīng)濟(jì)中心以及重要港口城市，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了重大貢獻(xiàn)，城市中影子銀行的規(guī)模也十分龐大。而目前國(guó)內(nèi)學(xué)者們對(duì)于影子銀行的研究大多集中在對(duì)貨幣政策影響等宏觀問(wèn)題上，對(duì)天津經(jīng)濟(jì)的影響則鮮有研究?；诖?，本文在參考前人對(duì)影子銀行研究的基礎(chǔ)上，選取天津自1991—2015年的年度數(shù)據(jù)，構(gòu)建VAR模型來(lái)實(shí)證研究影子銀行對(duì)天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響。

1 文獻(xiàn)回顧

國(guó)外學(xué)者對(duì)影子銀行的研究始于美國(guó)次貸危機(jī)之后。Crotty Epstein[2]認(rèn)為影子銀行將短期的債務(wù)以長(zhǎng)期債權(quán)的形式借貸出去，短期償債能力下降，造成了期限錯(cuò)配而無(wú)法應(yīng)對(duì)突如其來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。 Adrian & Shin[3]研究指出：影子銀行由于資產(chǎn)高杠桿化與監(jiān)管的缺失導(dǎo)致了金融系統(tǒng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力大幅下降，同時(shí)將這種風(fēng)險(xiǎn)擴(kuò)散到了實(shí)體經(jīng)濟(jì)，從而阻礙了經(jīng)濟(jì)健康平穩(wěn)發(fā)展。Sinha[4]研究指出：影子銀行的存在降低了交易成本，同時(shí)能對(duì)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)進(jìn)行有效的補(bǔ)充，當(dāng)社會(huì)資金需求量加大時(shí)，影子銀行能有效地填補(bǔ)缺口。Ackermann & Sands[5]在報(bào)告中指出：影子銀行由于自己制定規(guī)則，貸出資金相對(duì)更容易，因此能夠提高資金使用者的借款效率，從而增加投資機(jī)會(huì)并減少對(duì)傳統(tǒng)融資方式的依賴程度。Claessens & Pozsar[6]認(rèn)為：當(dāng)遭遇經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)，政府為了保持資金的流動(dòng)性，會(huì)為影子銀行提供擔(dān)保，這在某種程度上加重了財(cái)政負(fù)擔(dān)，不利于經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)健發(fā)展。Moreira & Savov[7]通過(guò)構(gòu)建模型來(lái)分析影子銀行對(duì)整體經(jīng)濟(jì)環(huán)境的影響，結(jié)果表明：影子銀行的存在加劇了金融環(huán)境的脆弱性。

通過(guò)對(duì)國(guó)外學(xué)者文獻(xiàn)的梳理不難發(fā)現(xiàn)，大多數(shù)研究都認(rèn)為影子銀行對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了不利的影響，且大大減弱了整個(gè)經(jīng)濟(jì)環(huán)境抵抗風(fēng)險(xiǎn)的能力。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)于影子銀行的研究起步相對(duì)較晚。王曉雅[8]指出了影子銀行造成金融系統(tǒng)脆弱的原因，包括期限錯(cuò)配、資產(chǎn)高杠桿率、自我加強(qiáng)的資產(chǎn)拋售循環(huán)以及風(fēng)險(xiǎn)越境傳遞等。張一帆、陳冬愷[9]以我國(guó)2002—2009年宏觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行了實(shí)證分析，指出我國(guó)影子銀行的存在促進(jìn)了社會(huì)整體尤其是中小企業(yè)的發(fā)展，其健康發(fā)展對(duì)我國(guó)具有重要意義。薛昊旸[10]通過(guò)向量誤差模型對(duì)影子銀行進(jìn)行了實(shí)證分析，表明在我國(guó)影子銀行的規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、貨幣供給量以及物價(jià)產(chǎn)生顯著性正向促進(jìn)作用。龍建成[11]研究發(fā)現(xiàn)：影子銀行的存在使得中小企業(yè)的融資變得更加容易，二者為正相關(guān)關(guān)系，并且影子銀行通過(guò)影響短期貸款利率間接影響中小企業(yè)。因此，應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)與鼓勵(lì)影子銀行在我國(guó)的發(fā)展，加強(qiáng)對(duì)其的監(jiān)督。沈悅、謝坤鋒[12]運(yùn)用Granger檢驗(yàn)法進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明：影子銀行的發(fā)展與宏觀經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)為單向因果關(guān)系，即經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)帶動(dòng)了影子銀行的發(fā)展，但是影子銀行的發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并沒(méi)有顯著影響。曹杰[13]認(rèn)為：影子銀行為中小企業(yè)的發(fā)展提供了所必須的資金，但由于缺乏監(jiān)管，也造成了一定資源的浪費(fèi)，政府應(yīng)加強(qiáng)監(jiān)督與引導(dǎo)，使其配置資源更加合理與高效。

通過(guò)對(duì)以上文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)：相比國(guó)外學(xué)者，大部分國(guó)內(nèi)學(xué)者都認(rèn)為影子銀行促進(jìn)了宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，但也有少部分學(xué)者有不同觀點(diǎn)?；诖?，為了探究影子銀行對(duì)天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展的真實(shí)影響，本文以1991—2015年數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)建立VAR模型，并運(yùn)用脈沖函數(shù)、Granger檢驗(yàn)以及方差分解等方法來(lái)進(jìn)行定量分析，并根據(jù)實(shí)證結(jié)果提出建議。

2 變量與數(shù)據(jù)的選取

2.1 變量選取

本文為探究影子銀行與天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及金融穩(wěn)定性之間的關(guān)系擬設(shè)如下變量：

1)GDP，選取天津年度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)點(diǎn)值作為衡量天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展的指標(biāo)。

2)Shadbank，天津影子銀行規(guī)模。由于影子銀行的規(guī)模在國(guó)家公開(kāi)的統(tǒng)計(jì)中并沒(méi)有進(jìn)行單獨(dú)分類核算，因此對(duì)于數(shù)據(jù)的獲得，本文參考了毛澤盛[14]的研究結(jié)果。該結(jié)果認(rèn)為：相對(duì)于傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)，影子銀行提供的信用貸款具有很強(qiáng)的隱蔽性，因而無(wú)法從供給者的角度進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，只能從借款者的角度進(jìn)行測(cè)算分析。這種測(cè)算分析方法的核心思想是：在較長(zhǎng)的一段時(shí)期內(nèi)，全社會(huì)實(shí)現(xiàn)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)點(diǎn)值總額與傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)信用貸款的總額會(huì)保持一個(gè)穩(wěn)定的比例，該比例記為RGL。RGL=傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)貸款余額/GDP，稱之為貸款系數(shù)，即為了實(shí)現(xiàn)單位GDP所需的貸款數(shù)額。該公式中，分子為一段時(shí)間內(nèi)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)貸出資金的累計(jì)數(shù)額，分母為全社會(huì)實(shí)現(xiàn)的GDP數(shù)額。傳統(tǒng)機(jī)構(gòu)貸款余額所需要的數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)金融年鑒》，全社會(huì)實(shí)現(xiàn)的GDP數(shù)額來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。

向影子銀行進(jìn)行貸款的主要是農(nóng)戶、私營(yíng)企業(yè)以及個(gè)體工商戶等較為弱勢(shì)的中小經(jīng)濟(jì)主體。這些中小經(jīng)濟(jì)主體因?yàn)橐?guī)模較小、風(fēng)險(xiǎn)較高、償債能力較弱，從傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)獲取貸款額度有限，未滿足部分只能轉(zhuǎn)向影子銀行尋求幫助。因此，這些中小經(jīng)濟(jì)主體的貸款系數(shù)小于全社會(huì)的平均值，傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)對(duì)中小經(jīng)濟(jì)主體的貸款滿足程度可以用二者的比值來(lái)表示，記為S，則S=RGLF/RGL。RGLF表示中小經(jīng)濟(jì)主體借款人從傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)獲得的貸款額與其對(duì)應(yīng)的GDP的比值。因此，中小經(jīng)濟(jì)主體向影子銀行的借款融資額Shadbank=(1-s)*RGL*GDPF。

上述公式中的Shadbank即為影子銀行規(guī)模，GDPF為中小經(jīng)濟(jì)主體的年生產(chǎn)總值。其中農(nóng)戶的生產(chǎn)總值用天津第一產(chǎn)業(yè)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)點(diǎn)值來(lái)表示，而私營(yíng)企業(yè)以及個(gè)體工商戶的生產(chǎn)總值在國(guó)家公開(kāi)的統(tǒng)計(jì)中并沒(méi)有單獨(dú)核算，但是在從業(yè)人數(shù)中進(jìn)行了公開(kāi)分類統(tǒng)計(jì)。因此在本文中，運(yùn)用天津地區(qū)私營(yíng)企業(yè)以及個(gè)體工商戶從業(yè)人數(shù)占總體的比例對(duì)總體國(guó)內(nèi)生產(chǎn)點(diǎn)值進(jìn)行分割從而得到其年生產(chǎn)總值。

3)FAI(fixed asset investment)，即天津固定資產(chǎn)年投資數(shù)額；K，即天津市年就業(yè)人口。對(duì)于這2個(gè)變量的設(shè)立，本文借鑒了Romer & Paul M.[15]的研究。該研究認(rèn)為：社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展不僅與資金存量有關(guān)，還與固定資產(chǎn)的投資額以及勞動(dòng)力人口有關(guān)。因此，為了保證模型的精確，引入以上2個(gè)變量，同時(shí)可分析相比于傳統(tǒng)因素，影子銀行對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響程度。

4)IAE(import and export)，即天津進(jìn)出口貿(mào)易總額。Balassa B[16]在研究中指出：進(jìn)出口會(huì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，擁有進(jìn)出口貿(mào)易是天津區(qū)別于其他城市的重要特征。因此，本文為了研究天津影子銀行與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的相關(guān)性，引入IAE作為特征變量。

2.2 數(shù)據(jù)選取

本文GDP、FAI、K、IAE等變量的數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站(www.stats.gov.cn)，Shadbank的數(shù)據(jù)通過(guò)查詢國(guó)家統(tǒng)計(jì)局中與其相關(guān)的數(shù)據(jù)間接計(jì)算得出。數(shù)據(jù)處理采用Excel，VAR模型建立與分析通過(guò)Eviews6.0完成。

3 數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

3.1 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于建立VAR模型的前提是各個(gè)變量的時(shí)間序列平穩(wěn)，因此在建立VAR模型之前，需要先對(duì)變量的時(shí)間序列平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)，即ADF檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)的思路是先對(duì)原始變量序列做單位根檢驗(yàn)，觀察是否平穩(wěn)。如果原始序列非平穩(wěn)，則進(jìn)行差分至所有序列均滿足同階平穩(wěn)，再構(gòu)建VAR模型。檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

根據(jù)表1檢驗(yàn)結(jié)果可知：Shadbank、FAI 和K均為平穩(wěn)時(shí)間序列，而GDP和IAE為非平穩(wěn)序列，因此分別對(duì)它們進(jìn)行一階差分，然后再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。在顯著水平0.05下進(jìn)行一階差分后，顯示各個(gè)序列全部達(dá)到平穩(wěn)，實(shí)現(xiàn)了一階單整，滿足了構(gòu)建VAR模型的條件。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)是為了判別各個(gè)時(shí)間序列之間是否具有協(xié)整關(guān)系。如果有，則說(shuō)明序列之間存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)通常有E-G法與Johansen法。E-G法的特點(diǎn)是簡(jiǎn)單，最適合對(duì)于存在唯一協(xié)整系統(tǒng)或者二維協(xié)整系統(tǒng)的檢驗(yàn)，但對(duì)于多維的協(xié)整系統(tǒng)則無(wú)能為力。Johansen法采用的是最大似然估計(jì)法對(duì)協(xié)整系統(tǒng)中長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系進(jìn)行衡量。因此，本文采用的是Johansen檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果Table 1 Variable stationary test results

注：(c,T,d)中c代表序列截距項(xiàng)，T表示時(shí)間趨勢(shì)，d為滯后階數(shù)；滯后階數(shù)根據(jù)赤池信息量準(zhǔn)則(AIC)確定。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Johansen cointegration test results

根據(jù)表2可以看出：前2個(gè)假設(shè)被拒絕，而第3個(gè)假設(shè)未被拒絕。即在0.05的顯著性水平下，各個(gè)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，因此它們之間存在著長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系，可以作為一個(gè)系統(tǒng)進(jìn)行VAR檢驗(yàn)。

4 VAR模型的建立

1980年C.Sims將向量自回歸模型(VAR)模型運(yùn)用到了經(jīng)濟(jì)學(xué)中，開(kāi)辟了一種全新有效的研究方法[17]。本文所研究的問(wèn)題涉及多個(gè)變量在不同時(shí)期的相互影響，VAR可以通過(guò)Granger檢驗(yàn)、脈沖分析以及方差分解對(duì)時(shí)間序列的相互聯(lián)系及其對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的沖擊作用進(jìn)行研究。本文采用VAR模型對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

4.1 模型的構(gòu)建

VAR模型并非理論性模型，在構(gòu)建之前無(wú)需對(duì)變量之間的關(guān)系做任何先驗(yàn)性約束，即無(wú)需對(duì)其相關(guān)程度進(jìn)行分析，而是分析VAR模型受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)對(duì)整個(gè)系統(tǒng)的影響。一個(gè)m階的VAR模型數(shù)學(xué)表達(dá)公式為：

其中：C為n維向量，為n×n維待估計(jì)的參數(shù)矩陣；εt為n維隨機(jī)擾動(dòng)向量。

4.2 Granger因果檢驗(yàn)

因?yàn)閂AR模型是非結(jié)構(gòu)化的，需要確定序列之間的相互作用及彼此之間相互影響的最大可能滯后階數(shù)。在經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列中，常常會(huì)出現(xiàn)偽回歸的問(wèn)題，即兩個(gè)在經(jīng)濟(jì)意義上并不存在關(guān)系的序列反而具有較強(qiáng)的相關(guān)性。因此，本文運(yùn)用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法來(lái)判斷各個(gè)序列之間的變動(dòng)是否存在因果關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

根據(jù)Granger檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：在顯著性0.05的水平下，ΔGDP與ΔShadbank互為Granger原因，即天津影子銀行規(guī)模的變化會(huì)影響天津的經(jīng)濟(jì)，反之亦然，二者相互影響。這與沈悅、謝坤鋒的研究結(jié)果出現(xiàn)了差異。他們認(rèn)為：政府為了保持資金的流動(dòng)性，會(huì)為影子銀行提供隱性信用擔(dān)保，這在某種程度上阻礙了資金流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，因此對(duì)經(jīng)濟(jì)并無(wú)作用。而筆者認(rèn)為隨著我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的逐漸發(fā)展，政府作為主導(dǎo)者對(duì)于經(jīng)濟(jì)的干預(yù)程度正在逐步降低，同時(shí)由于資本的本質(zhì)就是追求收益，所以越來(lái)越多地流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)已成必然趨勢(shì)，影子銀行的規(guī)模勢(shì)必會(huì)影響經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

表3 Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Granger causality test results

ΔGDP與ΔIAE互為Granger原因，即進(jìn)出口額會(huì)影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展，反之亦然。ΔIAE是ΔShadbank的Granger原因，反之不成立。即天津進(jìn)出口額會(huì)對(duì)影子銀行的規(guī)模產(chǎn)生影響，而影子銀行的規(guī)模并不會(huì)對(duì)進(jìn)出口額帶來(lái)影響。同理可知：固定資產(chǎn)投資與就業(yè)人口的變化會(huì)影響天津經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，反之經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響了天津的就業(yè)人口，但對(duì)固定資產(chǎn)投資額卻沒(méi)有影響。由于各變量之間均具有雙向或單向的因果關(guān)系，因此不存在偽回歸問(wèn)題，可以進(jìn)行模型的建立。

4.3 最大滯后階數(shù)的確定

在建立VAR模型之前，需要先確定模型的最大滯后階數(shù)。對(duì)于滯后階數(shù)的確定本文采用信息準(zhǔn)則研究方法，結(jié)果如表4所示。

表4 VAR信息準(zhǔn)則檢驗(yàn)結(jié)果Table 4 Information criteria inspection results

根據(jù)信息準(zhǔn)則法可知：LR、FPE、AIC、SC以及HQ準(zhǔn)則都認(rèn)為最大滯后階數(shù)為3。

4.4 VAR(3)參數(shù)估計(jì)

通過(guò)EViews6.0建立以3為最大滯后階數(shù)的VAR模型：

整個(gè)模型的擬合度(R2)為0.963 9，接近于1，因此模型的整體解釋能力較強(qiáng)。影子銀行規(guī)模滯后3期，2期，1期對(duì)ΔGDP的影響系數(shù)分別為0.31、0.19、-0.04。同時(shí)ΔIAE對(duì)影子銀行規(guī)模的影響系數(shù)分別為0.78，2.01與2.69。

由此可得出以下結(jié)論：前期影子銀行促進(jìn)了天津經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，但隨著時(shí)間的推移帶來(lái)的影響逐漸減弱，并最終對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來(lái)了較弱的負(fù)面作用。同時(shí)，天津進(jìn)出口額對(duì)影子銀行的規(guī)模起到了正向促進(jìn)作用，并且影響力越來(lái)越大。

4.5 VAR平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在VAR模型參數(shù)估計(jì)完后，需對(duì)模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，只有當(dāng)檢驗(yàn)結(jié)果平穩(wěn)時(shí)，才能對(duì)VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，檢驗(yàn)結(jié)果如圖1所示。

圖 1 VAR(3)平穩(wěn)性檢驗(yàn)Fig.1 VAR(3)stationary test results

依圖1可知：VAR(3)模型的單位特征根的倒數(shù)都處于單位圓范圍內(nèi)，表明VAR(3)模型滿足平穩(wěn)性條件，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

4.6 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析的是模型中任意一個(gè)變量的擾動(dòng)或沖擊是如何通過(guò)模型影響其他變量，關(guān)注的是變量之間相互影響的動(dòng)態(tài)關(guān)系[18]。圖2為天津經(jīng)濟(jì)對(duì)影子銀行的動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)。

圖2 ΔGDP對(duì)ΔShadbank的脈沖響應(yīng)函數(shù)Fig.2 Impulse response function of ΔGDP to ΔShadbank

圖2中實(shí)線表示天津經(jīng)濟(jì)對(duì)于影子銀行一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的脈沖響應(yīng)，虛線表示對(duì)于實(shí)線加減兩倍標(biāo)準(zhǔn)差的置信帶。根據(jù)脈沖圖可以看出:當(dāng)給影子銀行一個(gè)正向標(biāo)準(zhǔn)差沖擊時(shí)，經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了大幅增長(zhǎng)，但是隨著期數(shù)的增加，這種影響逐漸減弱，并在第5期時(shí)達(dá)到了最低點(diǎn)，即對(duì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展產(chǎn)生了最大的負(fù)面影響，并從第8期始漸趨平穩(wěn)。這一結(jié)果與張一帆、陳冬愷等學(xué)者的結(jié)論出現(xiàn)了差異。他們認(rèn)為影子銀行的存在促進(jìn)了宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，而本文的結(jié)論為：影子銀行起初對(duì)天津經(jīng)濟(jì)起到促進(jìn)作用，但后期卻阻礙了天津經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

圖3為影子銀行對(duì)進(jìn)出口貿(mào)易額的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的脈沖響應(yīng)?？梢钥闯觯涸诮o進(jìn)出口貿(mào)易額一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，天津影子銀行規(guī)模出現(xiàn)了大幅度的增長(zhǎng)，并在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)一直為正向促進(jìn)作用。該結(jié)果在一定程度上解釋了影子銀行對(duì)天津經(jīng)濟(jì)的影響與對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響之間的差異：由于天津進(jìn)出口貿(mào)易的存在，相比其他地區(qū)帶來(lái)了更多的資本，影子銀行規(guī)模也急劇增加。由于市場(chǎng)并不完善，影子銀行規(guī)模過(guò)快地增長(zhǎng)給市場(chǎng)帶來(lái)了一定的風(fēng)險(xiǎn)，這反而對(duì)天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)了阻礙作用。

圖3 ΔShadbank對(duì)ΔIAE的脈沖響應(yīng)函數(shù)Fig.3 Impulse response function of ΔShadbank to ΔIAE

4.7 方差分解分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)分析了影子銀行在一定時(shí)期內(nèi)對(duì)天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響，而方差分解分析可以確定影子銀行在天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用大小[19]，具體結(jié)果如圖4所示。

圖4 天津經(jīng)濟(jì)方差分解結(jié)果Fig.4 Tianjin economic variance decomposition results

根據(jù)方差分解圖以及之前設(shè)立的模型可以看出：天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響因素分解為進(jìn)出口貿(mào)易額(IAE)、固定資產(chǎn)投資(FAI)、就業(yè)人口數(shù)額(K)以及影子銀行規(guī)模(Shadbank)4個(gè)變量。進(jìn)出口貿(mào)易額對(duì)經(jīng)濟(jì)變化的影響在各個(gè)時(shí)期一直處于領(lǐng)先地位；就業(yè)人口數(shù)額影響力最?。还潭ㄙY產(chǎn)投資與影子銀行分列2、3位。因此，可以得出結(jié)論：天津進(jìn)出口貿(mào)易不論在哪個(gè)時(shí)期都是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的主要決定因素，而隨著時(shí)代的發(fā)展，影子銀行給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的影響力已經(jīng)逐漸超過(guò)了傳統(tǒng)勞動(dòng)力的因素，發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用。

5 結(jié)束語(yǔ)

本文研究結(jié)果表明：天津影子銀行的規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及進(jìn)出口貿(mào)易額之間存在著長(zhǎng)期均衡穩(wěn)定的關(guān)系。影子銀行規(guī)模與經(jīng)濟(jì)發(fā)展互為Granger原因，與進(jìn)出口貿(mào)易額之間為單向Granger原因，即影子銀行與經(jīng)濟(jì)發(fā)展是相互作用相互影響。影子銀行規(guī)模單方面受進(jìn)出口貿(mào)易額的影響，反之不成立。

VAR(3)模型分析結(jié)果表明：前期影子銀行將促進(jìn)天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而后期影響逐漸縮小甚至將阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展。可以從脈沖圖2與圖3中找出造成這一現(xiàn)象的原因。當(dāng)影子銀行規(guī)模對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生最大負(fù)面影響的同時(shí)，進(jìn)出口貿(mào)易對(duì)影子銀行規(guī)模的促進(jìn)作用也達(dá)到了最大值。這表明：在一開(kāi)始，當(dāng)影子銀行規(guī)模較小時(shí)，對(duì)天津的經(jīng)濟(jì)為促進(jìn)作用，但是進(jìn)出口貿(mào)易的發(fā)展為天津地區(qū)帶來(lái)了大量的資本，從而導(dǎo)致影子銀行的規(guī)模急劇增加。由于影子銀行大多進(jìn)行高杠桿業(yè)務(wù)和回購(gòu)抵押品，利率高于傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)且缺乏監(jiān)管，其不正常增長(zhǎng)為市場(chǎng)帶來(lái)了大量的不良資產(chǎn)，破壞了金融市場(chǎng)的穩(wěn)定性，這反而阻礙了經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。天津進(jìn)出口貿(mào)易額對(duì)影子銀行規(guī)模一直為正向促進(jìn)作用。

方差分解分析結(jié)果表明：天津經(jīng)濟(jì)在受到進(jìn)出口貿(mào)易額、固定資產(chǎn)投資、就業(yè)人口數(shù)額以及影子銀行規(guī)模這些因素的影響，其中進(jìn)出口貿(mào)易額是影響經(jīng)濟(jì)的主要因素，而影子銀行已經(jīng)超越了傳統(tǒng)勞動(dòng)力影響力，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演著越來(lái)越重要的作用。

脈沖響應(yīng)分析結(jié)果表明：影子銀行對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)與天津地區(qū)經(jīng)濟(jì)的影響并不完全一致。天津地區(qū)影子銀行對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的正向促進(jìn)作用在一開(kāi)始達(dá)到了最大值，但隨后逐漸降低，在第5期時(shí)達(dá)到了最低點(diǎn)，與此同時(shí)進(jìn)出口貿(mào)易額對(duì)影子銀行規(guī)模的正向促進(jìn)作用達(dá)到最大值。這表明：天津進(jìn)出口貿(mào)易極大地促進(jìn)了影子銀行的發(fā)展，但過(guò)快地發(fā)展反而對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了不利影響。這可能是因?yàn)橛白鱼y行資產(chǎn)高杠桿化同時(shí)缺乏監(jiān)管造成的。因此，天津市政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)影子銀行的引導(dǎo)，及時(shí)對(duì)影子銀行的分布、規(guī)模以及利率等信息進(jìn)行披露，同時(shí)完善影子銀行相關(guān)法律，如限制影子銀行進(jìn)行高杠桿業(yè)務(wù)、限制回購(gòu)抵押品種類等。還應(yīng)該促進(jìn)傳統(tǒng)金融機(jī)構(gòu)對(duì)中小企業(yè)的資金支持，如改變業(yè)務(wù)模式、創(chuàng)新業(yè)務(wù)品種、加大對(duì)中小企業(yè)的扶持力度等，使其減少對(duì)影子銀行的借貸額度，將影子銀行規(guī)模維持在一個(gè)合理的水平，從而在根本上解決問(wèn)題。

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(責(zé)任編輯 陳 艷)

Research on Correlation Between Shadow Banking and Economy Development of Tianjin:Based on Empirical Analysis of VAR

YANG Ke-lei, TANG Tian-qi

(Management and Economics School, Tianjin University, Tianjin 300072, China)

Based on the economic data of Tianjin from 1991—2015, using VAR model，Granger causality test, stationary test, impulse response and variance decomposition, we analyzed the relationship between the economic growth of Tianjin and shadow banking. Research shows that shadow banking and the economic growth of Tianjin have interactions. Shadow banking played a positive role in the economic growth of Tianjin early, but later it caused the obstacle to economic development. Shadow banking gradually exceeded the traditional labor factor, played a more important role in the development of the economy. The government should strengthen the guide of shadow banking, consummate relevant laws and promote the traditional financial support to SMEs, so as to reduce the risk of the shadow banking brings to the market.

shadow banking; Tianjin economy; VAR model; Granger test; impulse response

2016-08-24

國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71171144)；天津市科技創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)環(huán)境評(píng)價(jià)與優(yōu)化研究(11ZLZLZF03600)

楊克磊(1963—)，男，河北懷來(lái)人，博士，副教授，主要從事技術(shù)經(jīng)濟(jì)及管理、公司理財(cái)、管理科學(xué)與工程方面的研究，E-mail: tjuyangkelei@126.com；唐天奇(1991—)，男，江蘇徐州人，碩士研究生，主要從事技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究。

楊克磊，唐天奇.影子銀行與天津經(jīng)濟(jì)發(fā)展相關(guān)性研究——基于VAR模型的實(shí)證分析[J].重慶理工大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué))，2017(1):134-142.

format：YANG Ke-lei, TANG Tian-qi.Research on Correlation Between Shadow Banking and Economy Development of Tianjin:Based on Empirical Analysis of VAR[J].Journal of Chongqing University of Technology(Natural Science)，2017(1):134-142.

10.3969/j.issn.1674-8425(z).2017.01.021

O21

A

1674-8425(2017)01-0134-09