劉惠好，杜小偉

（中南財經政法大學 金融學院，武漢 430073）

0 引言

影子銀行的概念最早是由美國太平洋投資公司的保羅·麥卡利提出。美國金融危機調查委員會（FCIC）、金融穩(wěn)定理事會（FSB）、歐盟委員會以及一些國內外學者均對影子銀行的概念進行了界定。2013年底國務院發(fā)布的《關于加強影子銀行業(yè)務若干問題的通知》（簡稱107號文）也對我國影子銀行業(yè)務進行了劃分，但學術界關于影子銀行業(yè)務界定仍然存在爭議?？偟膩砜矗M管影子銀行有不同的表現(xiàn)形式，但其本質都是通過杠桿交易和期限轉換實現(xiàn)信用擴張，它不僅可表現(xiàn)金融體系和實體經濟之間的非銀行信貸擴張，也可表現(xiàn)為復雜的金融體系內部不同的信用擴張的方式。根據中國人民銀行公布的我國社會融資規(guī)模結構數(shù)據，2003年我國銀行信貸融資占社會融資規(guī)模比例為87.8%，影子銀行融資的比例為9.1%，隨后影子銀行融資比例逐步上升，而銀行信貸融資比例逐步下降，至2013年這兩項占比分別為54.7%和33.5%。隨著我國金融創(chuàng)新的推進以及企業(yè)融資渠道的多元化，影子銀行的融資規(guī)模會越來越大。一部分文獻通過實證研究認為我國影子銀行及銀行信貸與經濟增長之間有顯著的正相關性。但考慮到我國影子銀行與銀行信貸在監(jiān)管、運行機制、融資對象及資金來源的不同，二者對經濟增長的影響應存在差異，但目前研究此問題的文獻較少。為此本文利用我國2003～2013年的半年度數(shù)據，構建VAR模型，利用脈沖響應以及方差分解對以上問題進行探究。

1 模型及指標數(shù)據介紹

1.1 VAR模型

本文利用向量自回歸模型（VAR）來分析影子銀行、銀行信貸對我國經濟增長影響的差異性。VAR模型在1980年由Sims提出，模型不以經濟理論為基礎,沒有任何約束條件。模型采用多方程聯(lián)立的方式，對于模型中每個方程，用內生變量的當期值對模型中所有內生變量的滯后值進行回歸，可以估計出各內生變量之間的動態(tài)關系。本文研究的是三個變量VAR模型，基本表達式為：

Xt=c+∏1X(t-1)+ ∏2X(t-2)+……+∏kX(t-k)+?t

其中k為滯后期數(shù)，Xt為3×1階時間序列向量，c為3×1階常數(shù)項列向量，∏1……∏k為3×3階參數(shù)矩陣，?t為3×1階隨機誤差列向量。

1.2 變量及數(shù)據說明

我們用gdp代表名義國內生產總值，sh代表影子銀行的融資規(guī)模，ba代表銀行信貸的融資規(guī)模。為了消除數(shù)據可能存在的異方差，對各個變量取對數(shù)記為ln(gdp)、ln(sh)、ln(ba)，而各個變量對數(shù)的一階差分dln(gdp)、dln(sh)、dln(ba)可以近似的看作gdp、sh、ba的增長率。本文的國內生產總值數(shù)據來自于我國國家統(tǒng)計局網站公布的季度數(shù)據并經過計算獲得。本文的銀行信貸包括人民幣貸款和外匯貸款，且用的是增量，代表一定時期實體經濟通過信貸渠道獲得的資金，數(shù)據來自于中國人民銀行網站所公布的社會融資規(guī)模結構月度數(shù)據，并通過計算獲得。為了數(shù)據的準確性以及更長的時間序列，影子銀行的季度數(shù)據來自于央行公布的社會融資規(guī)模結構月度數(shù)據并經過計算獲得，本文用的是增量，代表一定時期實體經濟通過影子銀行渠道獲得的資金。影子銀行計算公式為：影子銀行=社會融資規(guī)模-人民幣貸款-外幣貸款（折合人民幣）-企業(yè)債券-非金融企業(yè)境內股票融資，通過該公式獲得的影子銀行包括委托貸款、信托貸款、銀行承兌匯票以及小額貸款公司貸款等渠道，該口徑大致介于學術界所界定的最窄口徑和最寬口徑之間。最后將gdp、sh以及ba的季度數(shù)據通過eviews7.0中census-x12進行季節(jié)調整并最終計算出三者的半年度數(shù)據。數(shù)據時段為2003～2013年，采用半年度數(shù)據,本文采用統(tǒng)計軟件eviews7.0。

2 實證分析

2.1 變量的ADF檢驗

VAR模型的構建要么保證各個變量是平穩(wěn)的，或者是變量之間具有協(xié)整關系。所以首先應對各個變量數(shù)據進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗采用ADF檢驗，結果如表1。我們通過表1可以發(fā)現(xiàn)變量ln(gdp)、ln(sh)、ln(ba)檢驗結果均不平穩(wěn)，而其一階差分 dln(gdp)、dln(sh)、dln(ba)均為平穩(wěn)序列。所以我們可以用dln(gdp)、dln(sh)、dln(ba)構建VAR模型。

表1 ADF檢驗結果

2.2 格蘭杰因果檢驗

為了能夠更好的分析影子銀行、信貸資金對經濟增長的影響，可以對變量dln(gdp),dln(sh),dln(ba)進行格蘭杰因果檢驗。檢驗結果見表2。由結果可知道我國經濟增長與影子銀行之間有相互格蘭杰因果關系,二者之間相互影響。銀行信貸是經濟增長的格蘭杰原因，但經濟增長不是銀行信貸的格蘭杰原因，說明銀行信貸對經濟增長有影響，但是由于我國存在的信貸管控政策以及金融抑制，使得我國銀行信貸的變動更多來自于外生的因素。銀行信貸是影子銀行的格蘭杰原因，但是影子銀行并不是銀行信貸的格蘭杰原因，此結果也印證了我國影子銀行更多的是商業(yè)銀行監(jiān)管套利的產物。為了最求更大收益以及規(guī)避信貸管控和監(jiān)管要求，商業(yè)銀行將信貸資產出表，將資金提供給無法通過信貸渠道獲得融資的企業(yè)和個體，所以銀行信貸會影響影子銀行。

2.3 模型的滯后期選擇及穩(wěn)定性檢驗

在變量平穩(wěn)性檢驗中，我們發(fā)現(xiàn)dln(gdp),dln(sh),dln(ba)為平穩(wěn)序列，根據構建VAR模型的條件，各個變量必須是平穩(wěn)的或者要具有協(xié)整關系,我們可以構建基于變量dln(gdp),dln(sh),dln(ba)的滯后值為自變量的VAR模型?？紤]到本文樣本區(qū)間較短，故選擇最大滯后期為2期來檢驗最佳滯后期。如表3所示，根據AIC、SC、LR、FPE、HQ五個信息準則所確定的滯后期，其中AIC、LR、FPE、HQ四個信息準則均顯示滯后期選擇2期，經過綜合評價,選擇滯后期為2期，構建VAR(2)模型，判斷主要依據如表3所示。

表2 VAR模型的穩(wěn)定性檢驗

表3 滯后期綜合評價

要利用VAR模型作脈沖響應和方差分解，必須要保證VAR模型是穩(wěn)定的，所以要對VAR模型的系統(tǒng)穩(wěn)定性進行檢驗。通過檢驗發(fā)現(xiàn)VAR（2）模型的特征根的倒數(shù)值均小于1，均在單位圓之內（見圖1），這表明所構建的VAR（2）模型是一個平穩(wěn)系統(tǒng)。

圖1 VAR模型穩(wěn)定性檢驗結果

2.4 脈沖響應分析

脈沖響應主要描述來自于隨機干擾項一個正標準差新息的沖擊對內生變量的當期值和未來值的影響。圖2為經濟增長率對來自于影子銀行增長率及銀行信貸增長率沖擊的響應曲線，圖3為影子銀行增長率和銀行信貸增長率對來自于經濟增長率沖擊的響應曲線。各個坐標系橫軸、縱軸分別代表追蹤的時期數(shù)和因變量對自變量的響應大小,各圖中實線表示脈沖響應曲線，虛線是用來表示正負兩倍標準差偏離帶的曲線。

圖2 dln(gdp)對于來自dln(sh)及dln(ba)沖擊的響應曲線

從圖2可以看到經濟增長率對于影子銀行增長率的一個標準差信息的沖擊后，當期并不發(fā)生變化，但是到第2期響應上升到最大的0.009，隨后開始回落并收斂。同樣經濟增長率對于銀行信貸增長率的一個標準差信息的沖擊后，當期也不發(fā)生變化，第2期響應緩慢上升為0.001，第3期快速上升為0.016，隨后開始震蕩收斂。對比影子銀行與銀行信貸增長率對經濟增長率的沖擊響應曲線，可以發(fā)現(xiàn)銀行信貸與影子銀行短期均對經濟增長有正向沖擊，但是銀行信貸的沖擊力度要強于影子銀行；銀行信貸在第2期對經濟增長幾乎沒有影響，而最大沖擊產生在第3期，要比影子銀行滯后1期；銀行信貸對經濟增長的沖擊有更長的時間效應。以上結果也印證了作為融資渠道的影子銀行和銀行信貸均對經濟增長有推動作用，與影子銀行相比，銀行信貸的推動作用更大，但是有一定的滯后性。我國的銀行信貸的資金主要集中在大型企業(yè)以及基礎設施等領域，而影子銀行主要集中在中小企業(yè)等。由于中小企業(yè)比大型企業(yè)更加靈活，同樣的投資對于中小企業(yè)來說，產生經濟增長效應的時間要比大型企業(yè)及基礎設施投資更短，但是經濟增長效應的強度要小于大型企業(yè)及基礎設施投資，同時大型企業(yè)及基礎設施投資對經濟增長的影響有更長的時間效應。

圖3 dln(sh)及dln(ba)對于來自dln(gdp)沖擊的響應曲線

圖3為影子銀行增長率及銀行信貸增長率對來自于經濟增長率沖擊的響應曲線。從圖上可以看到影子銀行增長率對于經濟增長率的一個標準差信息的沖擊后，當期即產生最大的正響應為0.15，隨后開始回落，第2期的響應為-0.12，到第3期產生最小的負響應為-0.31，隨后開始回落并震蕩收斂。這說明經濟的增長對影子銀行短期即有一個較大的正的推動作用，而且這種推動作用顯現(xiàn)很快，但在第3期即產生最大負向沖擊。銀行信貸增長率對于經濟增長率的一個標準差信息的沖擊后，當期即產生最大的負的響應-0.12，隨后開始回升，第2期及第3期的響應分別為0.03和0.04，最大的正響應產生于第4期，為0.07，隨后開始震蕩收斂。說明經濟增長當期對銀行信貸有一定的抑制作用，而對影子銀行有推動作用；短期經濟增長對二者的沖擊的方向具有非對稱性。從當期來看影子銀行具有一定的順周期效應，但銀行信貸有一定逆周期效應，這也間接說明我國的銀行信貸受到逆周期調節(jié)。

2.5 方差分解

脈沖響應描述的是一個內生變量的變動對其它內生變量帶來的沖擊影響，而通過方差分解可以分析每一個內生變量沖擊對內生變量變化的貢獻度，以此可以評價不同內生變量沖擊的重要性。因此，可以采用方差分解分析模型中影子銀行、銀行信貸與經濟增長發(fā)生波動時各個變量貢獻度的差異性。

表4表示的是各個變量對經濟增長變動的方差貢獻度。從表4看出當期經濟增長變動的方差貢獻全部來自于其自身，但隨后自身貢獻開始下降，而影子銀行與銀行信貸貢獻度逐步增加。第2期銀行信貸的貢獻度仍然幾乎為0，影子銀行的貢獻度為9.1%，從第3期開始經濟增長的貢獻度大幅增加至17.7%，而影子銀行的貢獻度為7.2%，隨后銀行信貸的貢獻度逐步上升，影子銀行貢獻度逐步下降，隨著時間的推移三者的貢獻度基本趨于穩(wěn)定。在穩(wěn)定狀態(tài)銀行信貸的貢獻度大概為27%左右，經濟增長貢獻度大概為67%左右，影子銀行的貢獻度大概為6%左右。，這說明影子銀行和銀行信貸均對經濟增長的變動有影響，但是銀行信貸的影響要大于影子銀行。此結論說明了盡管影子銀行對我國的經濟增長的變動有一定的影響，但是相對于傳統(tǒng)的信貸渠道，但其影響程度仍然較小。

表4 dln(gdp)的方差分解表

表5 dln(ba)的方差分解表

表5表示的是各個變量對銀行信貸波動的方差貢獻度。從表5看出起初銀行信貸對其自身波動的方差貢獻度達到81%，經濟增長的貢獻度接近19%，而影子銀行沒有影響。說明第1期的銀行信貸波動的方差貢獻絕大部分來自于其自身,而經濟增長在初期也對銀行信貸的波動有重要影響。隨著時間的推移，三者的貢獻度基本趨于穩(wěn)定。在穩(wěn)定狀態(tài)銀行信貸的貢獻度大概為65%左右，經濟增長貢獻度大概為22%左右，影子銀行的貢獻度大概為13%左右。這說明在銀行信貸的波動中，影子銀行與經濟增長對銀行信貸均有重要的影響，但是經濟增長對銀行信貸波動的貢獻度超過影子銀行。

表6表示的是各個變量對影子銀行波動的方差貢獻度。從表6看出第1期銀行信貸、經濟增長與影子銀行自身的貢獻度分別大概為3%、13%及84%，說明初期影子銀行波動的貢獻度主要依賴于其自身。隨著時間的推移，三者的貢獻度基本趨于穩(wěn)定。在穩(wěn)定狀態(tài)銀行信貸的貢獻度大概為20%左右，經濟增長貢獻度大概為33%左右，影子銀行自身的貢獻度大概為47%左右。說明在影子銀行的波動中銀行信貸和經濟增長對其波動均有較大的影響，但是經濟增長的貢獻度超過了銀行信貸。

表6 dln(sh)的方差分解表

3 結論

關于影子銀行、銀行信貸對我國經濟增長影響的差異性，根據前文的實證研究可得出以下主要結論：（1）影子銀行與銀行信貸的增加在短期會對經濟增長產生一定的正向沖擊，但是銀行信貸的沖擊作用更強。相對于影子銀行，銀行信貸對經濟增長的沖擊有一定時滯，但有更長的時間效應。（2）經濟的增長在當期即對信貸資金有一定抑制作用，而對影子銀行產生較大的正向沖擊，這說明影子銀行有一定的順周期效應，而我國的銀行信貸具有一定逆周期效應。（3）影子銀行與銀行信貸均對經濟增長的變動有一定的影響，但是銀行信貸的貢獻要超過影子銀行；在銀行信貸與影子銀行的波動中，經濟增長均有較大影響。

以上結論對我國宏觀經濟政策的制定有一定借鑒意義。根據以上實證分析結論本文提出以下建議：（1）政府當局應當加強對影子銀行的統(tǒng)計監(jiān)測，盡可能精確掌握我國影子銀行的規(guī)模、資金流向及其變動趨勢，充分評估影子銀行對我國經濟增長的影響。同時政府在制定宏觀經濟政策時應充分考慮影子銀行與銀行信貸對經濟增長影響的差異性，從而提高政策制定的有效性。（2）監(jiān)管機構要加強對影子銀行微觀審慎監(jiān)管，防范微觀風險，同時要將影子銀行納入宏觀審慎監(jiān)管框架體系內，對影子銀行進行逆周期調節(jié)，平滑其對經濟波動的影響。

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