江　依

(湖北商貿(mào)學(xué)院，湖北　武漢　430000)

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“影子銀行”對我國貨幣政策傳導(dǎo)機制影響的實證分析

江依

(湖北商貿(mào)學(xué)院，湖北武漢430000)

盡管“影子銀行”近幾年在我國迅速膨脹發(fā)展，但受限于我國不完善的金融體系，中國式“影子銀行”仍處于低層次的發(fā)展水平。本文將從分析“影子銀行”對貨幣政策中間目標(biāo)的作用，引申到對貨幣政策最終目標(biāo)的影響作用，以此來分析我國的“影子銀行”對貨幣政策傳導(dǎo)機制的影響作用程度。

影子銀行；貨幣政策

對中國式“影子銀行”影響貨幣政策的分析研究，有利于了解其對整個金融市場的作用，并進而制定出適應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展趨勢的貨幣政策。

一、數(shù)據(jù)選擇及處理

1.數(shù)據(jù)選擇

本文的研究選用信托貸款和委托貸款的規(guī)模代表“影子銀行”規(guī)模，記作rsb(數(shù)據(jù)來源：wind數(shù)據(jù)庫網(wǎng)站)；選用貨幣供應(yīng)量(M2)作貨幣政策中間目標(biāo)的參考指標(biāo)，記作rm2，(數(shù)據(jù)來源：中國人民銀行網(wǎng)站)；選用國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)來作為反映貨幣政策最終目標(biāo)的指標(biāo)，記作rgdp，(數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站)。

本文選用Eviews6.0計量軟件，相關(guān)變量的數(shù)據(jù)選自2007年第一季度至2014年第四季度數(shù)據(jù)作為樣本，樣本容量為32。

2.數(shù)據(jù)處理

因為此處的實證分析所選取的數(shù)據(jù)皆是來自季度，季度數(shù)據(jù)會呈現(xiàn)季節(jié)性與不規(guī)則性的特征，這些波動的經(jīng)濟數(shù)據(jù)對整體的實證分析結(jié)果造成失真的情況。所以在使用VAR模型之前，會剔除樣本中非規(guī)則的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，然后進行調(diào)整數(shù)據(jù)的季節(jié)性，使得經(jīng)濟數(shù)據(jù)不存在季節(jié)性波動影響，最后處理過的樣本數(shù)據(jù)能反映出我國“影子銀行”對貨幣政策傳導(dǎo)機制的影響程度。

二、數(shù)據(jù)的實證分析

本文選用2007-2014年貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、信托貸款和委托貸款的季度數(shù)據(jù)，先要將各項經(jīng)濟變量進行ADF平穩(wěn)性檢驗，目的是分析各變量的時間序列平穩(wěn)性，而再通過Granger因果檢驗，是為了證實“影子銀行”與貨幣政策的中間目標(biāo)、最終目標(biāo)是否存在相關(guān)關(guān)系，最終能夠建立VAR模型，然后作脈沖響應(yīng)的分析研究，以此探尋各指標(biāo)的動態(tài)性影響與其貢獻程度。

1.ADF平穩(wěn)性檢驗

為了免于因金融活動中的金融指標(biāo)間顯現(xiàn)相似的形勢，即兩組變量數(shù)據(jù)原是不相關(guān)，在回歸分析中也會得出較高的可決系數(shù)，導(dǎo)致出現(xiàn)不實的回歸問題與結(jié)果，就要對原始數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。先要將變量經(jīng)過季節(jié)調(diào)節(jié)，再對數(shù)據(jù)實行ADF平穩(wěn)性檢驗，原始變量都在水平層面不平穩(wěn)，就要進行一階差分檢驗。

表1　各變量ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

經(jīng)過ADF平穩(wěn)性檢驗可得，rgdp、rm2及rsb的變量于水平層面的ADF檢驗值都大于5%的臨界值，p值也不明顯，這表明了變量rgdp、rm2和rsb在水平層面都屬于非穩(wěn)定。而這些變量在一階差分層面時，ADF檢驗值均小于5%臨界值，此時p值顯著，這代表了變量rgdp、rm2、rsb在一階差分層面是屬于穩(wěn)定。由此可得，rgdp、rm2、rsb四個經(jīng)濟指標(biāo)都能通過ADF平穩(wěn)性檢驗，都屬平穩(wěn)序列，并為一階平穩(wěn)序列，所選取的數(shù)據(jù)平穩(wěn)性尚好，符合本文的經(jīng)濟性研究。

2.Granger因果檢驗

構(gòu)建VAR模型前，就先檢驗各變量之間是否具有關(guān)聯(lián)關(guān)系。此文選取的經(jīng)濟指標(biāo)皆屬于一階平穩(wěn)序列，所以對經(jīng)濟指標(biāo)的一階差分項進行Granger因果檢驗。

表2　各變量Granger因果檢驗結(jié)果

經(jīng)過Granger因果檢驗可得：第一，rsb是引起rgdp的原因，而rgdp也是引起rsb的原因；第二，rsb是引起rm2的原因，而rm2也是引起rsb的原因?！坝白鱼y行”的委托貸款和信托貸款的規(guī)模發(fā)生變化對貨幣供給量的變化影響大，相反，貨幣供給量的變化也會導(dǎo)致“影子銀行”的委托貸款和信托貸款的規(guī)模跟著變化。

3.VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

在考量滯后期的選取，應(yīng)持著綜合比較的態(tài)度。如果選取較長的滯后期，要估計到的模型參數(shù)會較多，相應(yīng)VAR模型的自由度會有所下降；相反，選取較短的滯后期，要反映的模型動態(tài)特征則會顯得不完整。因為本文選取的樣本參數(shù)僅剛超過計量統(tǒng)計要求的最少樣本量，此處的滯后期選擇就只能依據(jù)FRE、Akaike信息準(zhǔn)則、Hannan-Quinn信息準(zhǔn)則及Schwarz信息準(zhǔn)則來判斷。

表3　VAR模型滯后期選擇標(biāo)準(zhǔn)(*表示由信息準(zhǔn)則選定的滯后期)

根據(jù)上表，依據(jù)LR、FRE、Akaike信息準(zhǔn)則、Hannan-Quinn信息準(zhǔn)則及Schwarz信息準(zhǔn)則，此處實證分析應(yīng)運用4個滯后期對VAR模型實行穩(wěn)定性檢驗。

4.VAR模型穩(wěn)定性檢驗

VAR模型經(jīng)過一階差分檢驗，可得所有的根皆處于單位圓之內(nèi)。如下圖1：

圖1　VAR模型的AR特征多項式圖

由圖1可得，此處所建立的VAR模型比較穩(wěn)定。這表明，在短時期內(nèi)，如果圖中VAR模型的任意一個變量出現(xiàn)變動，那么模型圖內(nèi)的剩余變量也會隨之變動起來。但是，從長時間來看，這種效應(yīng)就不會如此強烈，模型中任意一個變量發(fā)生變動對圖內(nèi)余下的變量影響會漸漸削弱。即使中國式“影子銀行”的結(jié)構(gòu)或規(guī)模較為復(fù)雜多變，但由rgdp、rm2及rsb所形成的系統(tǒng)仍是屬于穩(wěn)定的。

5.脈沖響應(yīng)分析

橫軸代表沖擊作用的滯后期間數(shù)，縱軸代表被解釋變量的變化；而脈沖響應(yīng)函數(shù)則是各變量如何被擾動項影響作用的分析。后續(xù)分析將在已建立的滯后期為4 的VAR模型之上，探討“影子銀行”的委托貸款和信托貸款規(guī)模的一個標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對季度國內(nèi)生產(chǎn)總值和季度貨幣供給量造成的影響。如圖2描述“影子銀行”的委托貸款和信托貸款規(guī)模對國內(nèi)生產(chǎn)總值的一個標(biāo)準(zhǔn)值的脈沖響應(yīng)；圖3描述“影子銀行”的委托貸款和信托貸款規(guī)模對貨幣供給量的一個標(biāo)準(zhǔn)值的脈沖響應(yīng)。

Response of DGDP_SA to Cholesky One S.D.DRSBSA Innovation

圖2　rsb對rgdp的一個脈沖響應(yīng)

Response of DM2SA to Cholesky One S.D.DRSBSA Innovation

圖3　rsb對rm2的一個脈沖響應(yīng)

以上兩圖中的實線代表國內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給量對“影子銀行”規(guī)模沖擊的反應(yīng)的脈沖響應(yīng)函數(shù)；虛線是代表正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。此處選擇滯后期為24來觀測變量間的影響度。

由圖2可得，短時間內(nèi)，實際國內(nèi)生產(chǎn)總值rgdp的缺口擾動對“影子銀行”委托貸款和信托貸款規(guī)模rsb具有明顯沖擊效應(yīng)，且于第2期時達到最大值，實際rgdp對rsb的正向沖擊導(dǎo)致其下降，于第5期到達階段的最低點，接著又開始漸漸擴大，在第7期達到階段的最高點，最后漸漸趨向平穩(wěn)。

由圖3可得，貨幣供給量rm2的缺口擾動對“影子銀行”委托貸款和信托貸款規(guī)模rsb的沖擊有一定的波動性，前2期是負(fù)向沖擊，然后才開始增強，從第3期rm2缺口對rsb的沖擊才始為正向，于第6期rm2缺口對rsb的沖擊才漸漸趨向平緩，最后達成均衡狀態(tài)。

總之，rgdp、rm2受rsb影響作用的時間較長，即國內(nèi)生產(chǎn)總值與貨幣供給量受“影子銀行”委托貸款和信托貸款規(guī)模變動的影響較大。

三、研究結(jié)論與建議

第一，從貨幣政策中間目標(biāo)受“影子銀行”影響的角度分析，貨幣供給量受“影子銀行”影響的程度超過了“影子銀行”對國內(nèi)生產(chǎn)總值的影響作用，且是長期效應(yīng)。

第二，從貨幣政策最終目標(biāo)受“影子銀行”影響的角度分析，我國貨幣政策的四大目標(biāo)之一就是經(jīng)濟增長。經(jīng)濟增長從一開始就受“影子銀行”規(guī)模的一定程度影響，然后導(dǎo)致經(jīng)濟增長的強烈變動，到最后漸漸變?nèi)酢ｉL時間看，“影子銀行”規(guī)模的發(fā)展也是會促進經(jīng)濟的增長。

第三，從貨幣政策傳導(dǎo)機制受“影子銀行”影響的角度分析，目前，統(tǒng)計我國“影子銀行”規(guī)模的口徑不一，因此也影響到貨幣政策的制定、傳導(dǎo)、效果，使得貨幣供給量不受調(diào)控而變動，且其層次劃分顯得模糊，減弱了央行對貨幣供給量的調(diào)控作用。即“影子銀行”拓寬了貨幣政策的傳導(dǎo)渠道，使貨幣政策傳導(dǎo)的穩(wěn)定性減弱，擾亂貨幣政策傳導(dǎo)機制的有效運作。