摘 要：本文采用我國(guó)1990—2014年的年度經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，建立MSVAR模型研究不同經(jīng)濟(jì)周期下我國(guó)影子銀行規(guī)模與貨幣供給量的相互關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明：在不同的經(jīng)濟(jì)周期下，我國(guó)影子銀行規(guī)模與貨幣供給量之間存在非線性關(guān)系且相互之間的影響表現(xiàn)為明顯的區(qū)制依賴(lài)性；在“經(jīng)濟(jì)繁榮”區(qū)制中，影子銀行規(guī)模增速和貨幣供給量增速均較快；而在“經(jīng)濟(jì)蕭條”區(qū)制中，影子銀行規(guī)模增速和貨幣供給量增速均較低。

關(guān)鍵詞：影子銀行；貨幣供給量；經(jīng)濟(jì)周期；MSVAR模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F822.0 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-9031（2015）06-0004-05

一、前言及文獻(xiàn)回顧

20世紀(jì)70年代以來(lái)，隨著影子銀行體系的迅速發(fā)展，它已經(jīng)成為宏觀經(jīng)濟(jì)體系中不可或缺的組成部分，深刻影響著國(guó)民經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行和貨幣政策的調(diào)控。雖然國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者對(duì)影子銀行問(wèn)題進(jìn)行了相關(guān)研究，但對(duì)于影子銀行的定義卻尚未達(dá)成一致。Paul Tucker（2010）將影子銀行定義為以單獨(dú)或合作的方式提供傳統(tǒng)商業(yè)銀行相關(guān)服務(wù)的金融工具、機(jī)構(gòu)或活動(dòng)[1]。金融穩(wěn)定委員會(huì)（2011）認(rèn)為影子銀行是除正規(guī)銀行體系外，可為金融活動(dòng)提供信用媒介的中介機(jī)構(gòu)[2]。周莉萍（2011）從金融功能的視角理解現(xiàn)代影子銀行的本質(zhì)，認(rèn)為影子銀行就是平行替代了商業(yè)銀行傳統(tǒng)職能的非銀行類(lèi)機(jī)構(gòu)，其信用創(chuàng)造機(jī)制對(duì)商業(yè)銀行具有有限替代功能[3]。黃益平（2012）認(rèn)為中國(guó)的影子銀行主要包括向公眾銷(xiāo)售理財(cái)產(chǎn)品的信托融資和由金融機(jī)構(gòu)作中介的委托融資[4]。巴曙松（2013）認(rèn)為中國(guó)的影子銀行與歐美的有著本質(zhì)的不同，中國(guó)影子銀行處于金融監(jiān)管的范圍內(nèi)并且不具備明顯的高杠杠率和期限錯(cuò)配的特征，也尚不存在引發(fā)系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的可能[5]。

針對(duì)影子銀行與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系方面， Rydstorm（2007）認(rèn)為影子銀行體系的產(chǎn)生對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了一定的積極作用[6]。Nersisyan Wray（2010）認(rèn)為正是由于影子銀行的高杠杠性，導(dǎo)致金融虛擬化異常嚴(yán)重，這使得實(shí)體經(jīng)濟(jì)更容易受金融不穩(wěn)定的影響[7]。Adrian Shin（2009）深入研究了影子銀行與金融危機(jī)的關(guān)系，認(rèn)為影子銀行的信貸擴(kuò)張模式是造成經(jīng)濟(jì)崩潰的主要因素[8]。薛昊旸（2013）認(rèn)為影子銀行體系的出現(xiàn)推動(dòng)了金融市場(chǎng)的發(fā)展并通過(guò)貨幣供給和需求促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[9]。丁曉峰（2014）發(fā)現(xiàn)我國(guó)地方融資平臺(tái)的債償風(fēng)險(xiǎn)與影子銀行體系有著緊密的聯(lián)系，并認(rèn)為次貸危機(jī)后，我國(guó)影子銀行給經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)了正面的效應(yīng)以及一定的風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)[810。沈悅、謝坤鋒（2013）的實(shí)現(xiàn)分析發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也能夠促進(jìn)影子銀行規(guī)模的擴(kuò)張[11]。

隨著影子銀行的快速發(fā)展，如今其不僅與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系密切，也成為影響貨幣政策調(diào)控的最重要的因素。Fabio Verono（2011）構(gòu)建包含影子銀行部門(mén)的動(dòng)態(tài)一般均衡模型，通過(guò)分析后發(fā)現(xiàn)影子銀行體系可以制約貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[12]。Panageas（2009）認(rèn)為影子銀行系統(tǒng)能夠通過(guò)持續(xù)的證券化活動(dòng)產(chǎn)生“私人制造的貨幣”，從而在廣義“流動(dòng)性”上發(fā)揮信用創(chuàng)造功能，對(duì)央行的貨幣政策調(diào)整效果產(chǎn)生巨大的沖擊[13]。李波、伍戈（2011） 以次級(jí)貸款為案例，說(shuō)明了影子銀行的信用創(chuàng)造過(guò)程并總結(jié)出其對(duì)貨幣政策的四大挑戰(zhàn)[14]。張健興（2013）認(rèn)為由于存在影子銀行體系，貨幣政策的傳導(dǎo)方向和傳導(dǎo)過(guò)程均會(huì)增加不確定性，從而影響了貨幣政策的調(diào)控效果[15]。李新功（2014）認(rèn)為影子銀行運(yùn)用自身信用創(chuàng)造功能向社會(huì)增加了信貸供給，實(shí)際擴(kuò)大了貨幣供應(yīng)量，這對(duì)當(dāng)前我國(guó)貨幣供應(yīng)量中介目標(biāo)產(chǎn)生了沖擊，影響了貨幣政策調(diào)控效果[16]。

有關(guān)影子銀行非對(duì)稱(chēng)性作用的文獻(xiàn)不多。駱振心、馮科（2012）認(rèn)為影子銀行對(duì)貨幣政策影響具有非對(duì)稱(chēng)性[17]。周莉萍（2013）認(rèn)為影子銀行活動(dòng)的順周期特性能夠影響傳統(tǒng)信貸和廣義流動(dòng)性，導(dǎo)致貨幣政策效果扭曲，宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)加劇[18]。

縱觀國(guó)內(nèi)外已有文獻(xiàn)，大部分文獻(xiàn)討論的是影子銀行對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)或貨幣政策的影響，有關(guān)影子銀行非對(duì)稱(chēng)作用研究的文獻(xiàn)并不多，也很少見(jiàn)到對(duì)影子銀行、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和貨幣供給量三者之間非線性關(guān)系進(jìn)行估計(jì)的文獻(xiàn)，僅有Landau（2009）認(rèn)為影子銀行活動(dòng)對(duì)貨幣政策的影響因經(jīng)濟(jì)周期階段不同而存在差異[19]。很多文獻(xiàn)只是簡(jiǎn)單的研究影子銀行對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)或貨幣供給量的線性影響，并未涉及非線性關(guān)系的研究。我們認(rèn)為宏觀經(jīng)濟(jì)變量是具有非對(duì)稱(chēng)特性的，在受到隨機(jī)變量沖擊時(shí)有可能發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變，某些因素的改變可能影響到變量之間的關(guān)系。因此，筆者認(rèn)為在不同的經(jīng)濟(jì)周期下，影子銀行規(guī)模與貨幣供給量的關(guān)系可能是非線性的。為探討這種關(guān)系，本文應(yīng)用馬爾科夫轉(zhuǎn)移向量自回歸模型（MSVAR）來(lái)研究不同經(jīng)濟(jì)周期下，影子銀行規(guī)模與貨幣供給量的相互關(guān)系。

二、 數(shù)據(jù)的選取和處理

關(guān)于影子銀行的統(tǒng)計(jì)口徑，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們尚未達(dá)成一致，而為確定影子銀行的統(tǒng)計(jì)范圍，首先應(yīng)對(duì)影子銀行作出相應(yīng)的界定。本文認(rèn)為影子銀行是能夠代替?zhèn)鹘y(tǒng)商業(yè)銀行功能，并且不受或少受監(jiān)管的信用中介活動(dòng)的總稱(chēng)。

李建軍（2010）曾經(jīng)提出過(guò)未觀測(cè)金融的概念。從定義上講，未觀測(cè)金融指的是具有較強(qiáng)的隱蔽性，未受到嚴(yán)格的監(jiān)管也沒(méi)有納入到金融統(tǒng)計(jì)體系中的金融活動(dòng)。通過(guò)對(duì)比可知，本文定義的影子銀行與未觀測(cè)金融與擁有很多相似的地方，如都具有隱蔽性，未被納入金融統(tǒng)計(jì)體系，少受或者未受監(jiān)管，但它們卻活躍在現(xiàn)階段的金融市場(chǎng)中。由此，參考李建軍（2008）的研究成果，本文認(rèn)為未觀測(cè)金融活動(dòng)是指具有較強(qiáng)隱蔽性的金融機(jī)構(gòu)（可以是銀行也可以非銀行）通過(guò)吸收存款等方式來(lái)獲得資金，再通過(guò)貸款的形式將這些資金借給從事經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的組織或個(gè)人，這種運(yùn)作模式也可以被稱(chēng)為未觀測(cè)信貸[20]。因此，根據(jù)本文對(duì)影子銀行的界定，可以把中國(guó)未觀測(cè)信貸規(guī)模當(dāng)作中國(guó)影子銀行規(guī)模。

因此，依據(jù)上述分析結(jié)果再借鑒封思賢（2014）的測(cè)算方法對(duì)影子銀行規(guī)模進(jìn)行量化[21]，計(jì)算公式如下：

其中，Shb表示影子銀行規(guī)模；Noe表示未觀測(cè)經(jīng)濟(jì)規(guī)模，等于國(guó)民總收入GNP減去可觀測(cè)收入INC；Loan表示金融機(jī)構(gòu)貸款余額；Gdp表示國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值。通過(guò)上述公式計(jì)算出影子銀行規(guī)模增速DShb來(lái)衡量我國(guó)影子銀行的發(fā)展?fàn)顩r。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r方面，本文選取國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Gdp的增長(zhǎng)率來(lái)衡量我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展?fàn)顩r，記為DGdp。通過(guò)這個(gè)指標(biāo)可以反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)情況。

貨幣供應(yīng)量方面，本文選取我國(guó)的廣義貨幣M2的增長(zhǎng)率作為貨幣供應(yīng)量的度量指標(biāo)，記為DM2。M2不僅反映潛在購(gòu)買(mǎi)力，也反映現(xiàn)實(shí)購(gòu)買(mǎi)力，而且影子銀行系統(tǒng)中相關(guān)金融工具與M2具有較強(qiáng)的相關(guān)性。

為消除異方差影響，以上數(shù)據(jù)在實(shí)證分析前全部進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。

上述原始數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)金融年鑒》，樣本區(qū)間：1990—2014年。分析軟件包括Eviews6.0、OxMetrics6、GiveWin2以及OX-MSVAR軟件包。

三、 基于MSVAR模型的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）模型說(shuō)明

傳統(tǒng)VAR模型具有參數(shù)不變的特征，但在實(shí)際情況中，不同變量之間的關(guān)系會(huì)受到環(huán)境背景和變量自身狀況等諸多因素的影響而有可能發(fā)生改變。VAR模型沒(méi)有描述這種關(guān)系的能力，而馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移的向量自回歸模型能較好地刻畫(huà)樣本期內(nèi)變量之間非線性的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

Krozlig在Hamilton的研究基礎(chǔ)上，將MS模型與VAR模型結(jié)合起來(lái)稱(chēng)為馬爾科夫轉(zhuǎn)移向量自回歸模型。其主要特征是模型回歸參數(shù)伴隨著區(qū)制變量的變化而變化，即意味著不同的區(qū)制狀態(tài)下，模型回歸參數(shù)是不一樣的，而該區(qū)制變量的實(shí)現(xiàn)服從一個(gè)離散時(shí)間、離散狀態(tài)馬爾可夫隨機(jī)過(guò)程。MSVAR模型的基本原理是：對(duì)于可觀測(cè)的時(shí)間序列向量di，其變動(dòng)生成過(guò)程中的參數(shù)依賴(lài)于不可觀測(cè)的區(qū)制變量，這里dt表示模型所處不同區(qū)制中概率。

假設(shè)滯后為P，區(qū)制數(shù)為m，則MS-VAR（p）的一般形式為：

依據(jù)模型回歸參數(shù)對(duì)區(qū)制狀態(tài)的依賴(lài)性，MS-VAR模型可分為MSM-VAR、MSMH-VAR、MSMA-VAR、MSMAH-VAR、MSI-VAR、MSIH-VAR、MSIA-VAR、MSIAH-VAR等形式。

（二）實(shí)證結(jié)果分析

1.穩(wěn)定性檢驗(yàn)

穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果表明數(shù)據(jù)差分后在1%水平上均為平穩(wěn)序列。

構(gòu)建包含DShb、DM2和DGdp的MSVAR模型。根據(jù)對(duì)數(shù)似然值、AIC、HQ和SC準(zhǔn)則判定模型的滯后階數(shù)為1。依據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的劃分，確定經(jīng)濟(jì)繁榮和經(jīng)濟(jì)蕭條兩個(gè)區(qū)制，并通過(guò)不同模型的分析比較，最終確定最優(yōu)模型MSIA（2）-VAR（1）。即存在兩個(gè)區(qū)制，滯后1階且截距和自回歸系數(shù)隨狀態(tài)的變化而變化。

從MSIA（2）-VAR（1）模型的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看，LR線性統(tǒng)計(jì)量為56.758，卡方統(tǒng)計(jì)量的P值和Davies檢驗(yàn)P值均為0，顯著的拒絕線性模型假設(shè)，說(shuō)明設(shè)定的非線性模型是合適的。因此，數(shù)據(jù)變量的形成中應(yīng)該存在不同狀態(tài)的條件均值區(qū)域，利用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型去描述時(shí)間序列的動(dòng)態(tài)特征是合理的。下表給出了MSVAR模型的估計(jì)結(jié)果：

從上表模型估計(jì)結(jié)果可以看出，區(qū)制1表示的是經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，區(qū)制2表示的是經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期。在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，影子銀行規(guī)模增速和貨幣供給量增速均加快，而在經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期，影子銀行規(guī)模增速和貨幣供給量增速均減慢。

在區(qū)制1中，滯后1期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期的自身變動(dòng)和影子銀行規(guī)模增速變動(dòng)均存在著顯著的正向作用，即在區(qū)制1中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的提升會(huì)促進(jìn)影子銀行規(guī)模增速的加快；滯后1期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期貨幣供給量增速的變動(dòng)則具有負(fù)向的影響，即在區(qū)制1中，若經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率持續(xù)處于高位，會(huì)引起貨幣供給量的減少。滯后1期的影子銀行規(guī)模增速變動(dòng)對(duì)當(dāng)期存在正向影響，但不是很顯著；而滯后1期的影子銀行規(guī)模增速變動(dòng)對(duì)當(dāng)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)和貨幣供給量增速的變動(dòng)均存在較為顯著的正向影響，即在區(qū)制1中，規(guī)模增速較快的影子銀行對(duì)自身的影響較為微弱但卻能顯著影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和貨幣供給量。滯后1期的貨幣供給量增速的變動(dòng)對(duì)當(dāng)期自身變動(dòng)和影子銀行規(guī)模增速變動(dòng)及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)均存在負(fù)向作用，即表示在區(qū)制1中，當(dāng)貨幣供給量達(dá)到較大的數(shù)量，影子銀行規(guī)模會(huì)縮小，而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率會(huì)降低。

在區(qū)制2中，滯后1期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)存在負(fù)向作用但不是很顯著，而滯后1期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)對(duì)當(dāng)期影子銀行規(guī)模增速變動(dòng)和貨幣供給量增速變動(dòng)均存在顯著的正向影響。滯后1期影子銀行規(guī)模增速變動(dòng)對(duì)當(dāng)期自身變動(dòng)存在微弱的負(fù)向影響，而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)和貨幣供給量變動(dòng)的正向影響則較為顯著。滯后1期的貨幣供給量增速的變動(dòng)對(duì)影子銀行規(guī)模增速變動(dòng)和自身的變動(dòng)均有顯著的負(fù)向作用，而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率變動(dòng)則存在正向的影響。

總的來(lái)說(shuō)，當(dāng)處于經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，影子銀行規(guī)模和貨幣供給量的增速均加快；當(dāng)處于經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期，影子銀行規(guī)模和貨幣供給量的增速均減慢，且在不同的區(qū)制內(nèi)影子銀行規(guī)模與貨幣供給量之間的關(guān)系是不同的。

表4是時(shí)間序列中區(qū)制轉(zhuǎn)移概率Pij的估計(jì)結(jié)果。表5給出了各區(qū)制狀態(tài)持續(xù)期的估計(jì)結(jié)果，其中經(jīng)濟(jì)運(yùn)行處于同一區(qū)制的平均持續(xù)期為：D（Si）=

表4給出了不同區(qū)制之間的轉(zhuǎn)移概率。從估計(jì)結(jié)果中可以看出，系統(tǒng)維持在經(jīng)濟(jì)繁榮狀態(tài)的概率為0.8032，由經(jīng)濟(jì)繁榮期轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟(jì)蕭條期的概率為0.1968；系統(tǒng)維持在經(jīng)濟(jì)蕭條狀態(tài)的概率為0.7654，由經(jīng)濟(jì)蕭條期轉(zhuǎn)移到經(jīng)濟(jì)繁榮期的概率0.2346。

表5說(shuō)明系統(tǒng)54.39%的時(shí)間處于經(jīng)濟(jì)繁榮狀態(tài)，平均持續(xù)期為5.08年；45.61%的時(shí)間處于經(jīng)濟(jì)蕭條狀態(tài)，平均持續(xù)期為4.26年。

圖1給出了各區(qū)制階段的概率估計(jì)結(jié)果。從中我們可以看出，“經(jīng)濟(jì)繁榮”區(qū)制的樣本集中于1991—1996年、2003—2007年和2009年，這段時(shí)間內(nèi)我國(guó)影子銀行規(guī)模增長(zhǎng)速度和貨幣供給量增長(zhǎng)速度都比較高?！敖?jīng)濟(jì)蕭條”區(qū)制的樣本集中在1997—2002年、2008年和2010—2014年，這段時(shí)間內(nèi)我國(guó)影子銀行規(guī)模增長(zhǎng)速度和貨幣供給量增長(zhǎng)速度均比較低。不同區(qū)制狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率和持續(xù)概率期隨區(qū)制狀態(tài)的不同而不同，這說(shuō)明不同經(jīng)濟(jì)周期下，我國(guó)影子銀行規(guī)模與貨幣供給量之間存在非線性關(guān)系。

四、 結(jié)論及建議

（一）結(jié)論

本文利用MSVAR模型實(shí)證研究了不同經(jīng)濟(jì)周期下，我國(guó)影子銀行規(guī)模與貨幣供給量的關(guān)系并得出以下兩點(diǎn)結(jié)論：

1.MSIA（2）-VAR（1）模型擬合效果較優(yōu)，非線性模型參數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)且具有明顯的兩區(qū)制結(jié)構(gòu)變化。區(qū)制1表示的是經(jīng)濟(jì)繁榮狀態(tài)，區(qū)制2表示的是經(jīng)濟(jì)蕭條狀態(tài)，在不同的區(qū)制內(nèi)影子銀行規(guī)模與貨幣供給量的關(guān)系是有不相同的。大部分樣本處于區(qū)制1中，樣本頻率較高，持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng)；小部分樣本處于區(qū)制2中，樣本頻率較低，持續(xù)時(shí)間較短。

2.1991—1996年、2003—2007年和2009年，在這三個(gè)時(shí)間段內(nèi)我國(guó)影子銀行規(guī)模增長(zhǎng)速度和貨幣供給量增長(zhǎng)速度都比較高；1997—2002年、2008年和2010—2014年，這三個(gè)時(shí)間段內(nèi)我國(guó)影子銀行規(guī)模增長(zhǎng)速度和貨幣供給量增長(zhǎng)速度比較低。不同區(qū)制狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率和持續(xù)概率期隨區(qū)制狀態(tài)的不同而不同，這說(shuō)明不同經(jīng)濟(jì)周期下，我國(guó)影子銀行規(guī)模與貨幣供給量之間存在非線性關(guān)系。

（二）政策建議

實(shí)證結(jié)果表明，我國(guó)影子銀行的發(fā)展與貨幣供給量存在著非線性關(guān)系，影子銀行的發(fā)展關(guān)系著我國(guó)金融體系和國(guó)民經(jīng)濟(jì)體系的穩(wěn)定。為了使得貨幣政策更好的實(shí)施，筆者認(rèn)為可采取以下幾種措施。

1.中央銀行應(yīng)與監(jiān)管部門(mén)加強(qiáng)合作。通過(guò)各部門(mén)的合作，堵塞監(jiān)管漏洞，統(tǒng)一銀行與非銀行金融機(jī)構(gòu)的監(jiān)管口徑，防止影子銀行超常發(fā)展造成貨幣政策傳導(dǎo)路徑扭曲，降低影子銀行活動(dòng)對(duì)貨幣政策調(diào)控的干擾。

2.應(yīng)完善貨幣政策中介目標(biāo)體系。央行應(yīng)擴(kuò)大金融活動(dòng)監(jiān)測(cè)范圍，綜合使用多種數(shù)量型指標(biāo)，并盡可能采用價(jià)格型政策工具和間接調(diào)控方式引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。此外，貨幣政策的制定與實(shí)施應(yīng)尊重市場(chǎng)規(guī)律基礎(chǔ)，增強(qiáng)政策的前瞻性和平滑性，防止流動(dòng)性大起大落，造成政策效果異化與金融體系不穩(wěn)定。

3.應(yīng)完善利率市場(chǎng)化形成機(jī)制。中國(guó)影子銀行是金融抑制下金融創(chuàng)新的產(chǎn)物，通過(guò)深化金融體制改革，完善利率市場(chǎng)化形成機(jī)制，擴(kuò)大正規(guī)金融體系服務(wù)覆蓋領(lǐng)域、規(guī)范非正規(guī)金融機(jī)構(gòu)（活動(dòng)）運(yùn)行秩序，盡量減少影子銀行對(duì)貨幣供給統(tǒng)計(jì)的影響。

4.應(yīng)構(gòu)建和完善金融市場(chǎng)征信體系。當(dāng)前，我國(guó)的信用體系尚不夠健全，建立在信用體系上的影子銀行業(yè)務(wù)活動(dòng)缺乏基本保障。盡管影子銀行體系中過(guò)度的信用擴(kuò)張會(huì)給貨幣政策帶來(lái)極大的干擾，但在健全的監(jiān)管制度之下的信用創(chuàng)新對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。因此，我國(guó)需進(jìn)一步加強(qiáng)和完善征信機(jī)制，為貨幣政策的調(diào)控和國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供切實(shí)保障。

（特約編輯：苗啟虎）

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