趙 宇，于 震，劉世偉

(1.長春財(cái)經(jīng)學(xué)院 金融學(xué)院，吉林 長春 130122; 2.吉林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長春 130012)

一、引 言

預(yù)期是經(jīng)濟(jì)主體從自身利益出發(fā)，利用掌握的信息集，對經(jīng)濟(jì)趨勢或經(jīng)濟(jì)變量做出的主觀估計(jì)及判斷，而預(yù)期變動(dòng)會(huì)通過微觀層面影響經(jīng)濟(jì)主體在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的決策，進(jìn)而產(chǎn)生宏觀層面的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。西方學(xué)者對預(yù)期在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)中扮演角色的討論最早可以追溯到庇古的《工業(yè)波動(dòng)論》，這一經(jīng)典文獻(xiàn)從投資角度出發(fā)，闡述了經(jīng)濟(jì)主體對未來經(jīng)濟(jì)預(yù)期如何通過影響投資規(guī)模變動(dòng)最終引發(fā)實(shí)體經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。其后，凱恩斯在《通論》中通過提出“動(dòng)物精神”概念從需求和供給均衡角度同樣闡釋了經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。然而，早期普遍缺乏更為直觀的經(jīng)驗(yàn)研究，而且對于經(jīng)濟(jì)主體類型的辨析也不夠深入。

經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中存在的預(yù)期形式隨著經(jīng)濟(jì)主體的不同而不同，預(yù)期變動(dòng)所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果也有所差異。近年來，金融市場和機(jī)構(gòu)的重要性隨著金融發(fā)展與深化而不斷提升，促使金融市場主體預(yù)期，尤其是銀行家預(yù)期的影響力在眾多經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期中脫穎而出。所謂“銀行家”指的是商業(yè)銀行業(yè)務(wù)經(jīng)營活動(dòng)的高級管理人員，尤其是信貸業(yè)務(wù)的重要決策者。[1]遺憾的是，總結(jié)經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期的文獻(xiàn)不難發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究一部分普遍基于消費(fèi)者預(yù)期或證券市場投資者預(yù)期等買方視角，還有一部分聚焦于企業(yè)家預(yù)期等賣方視角，但對于聯(lián)接買賣雙方的信貸市場主體預(yù)期研究卻嚴(yán)重缺失。而從中國的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐可知，銀行家預(yù)期至少在兩個(gè)方面發(fā)揮著不可忽視的影響。一方面，與金融市場發(fā)達(dá)的國家不同，中國證券市場成熟度不夠，實(shí)體經(jīng)濟(jì)融資對銀行信貸渠道的依賴程度較高，間接融資仍是解決資金需求最主要且最普遍的方式。根據(jù)中國人民銀行《社會(huì)融資規(guī)模存量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)報(bào)告》，2018年對實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)放的人民幣貸款余額占同期社會(huì)融資規(guī)模存量的比例高達(dá)67.1%，商業(yè)銀行作為金融市場規(guī)模最龐大的核心經(jīng)濟(jì)主體，不僅掌控了社會(huì)融資的主要來源，而且還控制著信貸資金的投放規(guī)模和去向，銀行家預(yù)期顯然可以通過改變信貸決策引起信貸規(guī)模和結(jié)構(gòu)波動(dòng)，從而最終影響經(jīng)濟(jì)運(yùn)行軌跡。另一方面，銀行家預(yù)期還是中國貨幣政策傳導(dǎo)鏈條上的重要一環(huán)。例如，在面對經(jīng)濟(jì)過熱情況下的貨幣政策緊縮時(shí)，銀行家會(huì)隨著貨幣當(dāng)局政策意圖調(diào)低未來經(jīng)濟(jì)預(yù)期，并通過評估政策沖擊對資產(chǎn)負(fù)債表產(chǎn)生的影響，采取信貸標(biāo)準(zhǔn)提高、貸款利率上浮等決策行為調(diào)整信貸發(fā)放數(shù)量及投向，配合貨幣當(dāng)局實(shí)現(xiàn)回收流動(dòng)性的政策目標(biāo)，為經(jīng)濟(jì)降溫；當(dāng)然，反向過程亦有銀行家預(yù)期的參與。綜上可見，銀行家預(yù)期完全可以通過信貸波動(dòng)最終引發(fā)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，同時(shí)也是貨幣政策傳導(dǎo)的重要一環(huán)。

然而，本文對銀行信貸渠道的討論不再局限于傳統(tǒng)的表內(nèi)信貸渠道，而是擴(kuò)展到影子銀行。近年來，影子銀行的迅速崛起使得信貸內(nèi)涵由銀行表內(nèi)信貸所代表的“狹義”信貸擴(kuò)展到“廣義”信貸。這一變化所帶來的表現(xiàn)之一是以銀行表內(nèi)信貸所計(jì)算的信貸運(yùn)行呈現(xiàn)“強(qiáng)擴(kuò)張弱收縮”的非對稱性特征，導(dǎo)致表內(nèi)信貸作為“數(shù)量型”貨幣政策中介目標(biāo)的實(shí)際作用明顯減弱，貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制不暢(鄧創(chuàng)等，2019)。[2]而影子銀行業(yè)務(wù)作為資金需求方和供給方相互作用的產(chǎn)物，是在利率“雙軌制”并行、銀行業(yè)創(chuàng)新深化、同業(yè)競爭加劇和銀行表內(nèi)監(jiān)管力度加大所交疊構(gòu)成的金融環(huán)境下，商業(yè)銀行為彌補(bǔ)傳統(tǒng)信貸業(yè)務(wù)利潤空間不足所拓展的表外業(yè)務(wù)類型。而且，影子銀行不僅通過滿足實(shí)體經(jīng)濟(jì)對傳統(tǒng)表內(nèi)信貸形成替代，也同時(shí)改變了傳統(tǒng)的信用創(chuàng)造過程。根據(jù)央行發(fā)布的《中國金融穩(wěn)定報(bào)告(2017)》，截至2016年末，銀行業(yè)表外業(yè)務(wù)余額253.52萬億元，表外資產(chǎn)規(guī)模相當(dāng)于表內(nèi)總資產(chǎn)規(guī)模的109.6%。由于大多數(shù)表外業(yè)務(wù)在資本監(jiān)管、信息披露和風(fēng)險(xiǎn)管理等內(nèi)外部監(jiān)管要求上都大大低于表內(nèi)業(yè)務(wù)，因此成為銀行規(guī)避監(jiān)管限制，突破貸款結(jié)構(gòu)、規(guī)模和投向管制的工具，并與新型同業(yè)業(yè)務(wù)交叉嵌套，成為“影子銀行”的重要組成部分。影子銀行系統(tǒng)將一部分資金輸送到國家限制發(fā)展的“三去一降一補(bǔ)”行業(yè)及地方融資平臺(tái)，從而弱化了貨幣政策的宏觀調(diào)控功能，卻顯著影響著實(shí)體經(jīng)濟(jì)。綜上，從中國式影子銀行的功能屬性和所受到的寬松監(jiān)管看，信貸的內(nèi)涵已經(jīng)發(fā)生了重要變化，因此，銀行家預(yù)期完全可以通過影響影子銀行資金作用于經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)，這也是后文從中國的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)出發(fā)，同時(shí)實(shí)證檢驗(yàn)了兩類信貸傳遞渠道的主要原因。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

已有文獻(xiàn)提供了銀行家預(yù)期可以通過商業(yè)銀行信貸及影子銀行影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的豐富證據(jù)。首先，經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響已經(jīng)得到廣泛證實(shí)。其中，一類研究表明預(yù)期可以通過影響經(jīng)濟(jì)主體的投資和消費(fèi)等決策引發(fā)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。如Beaudry和Portier(2004)較早發(fā)現(xiàn)預(yù)期可以通過影響市場參與主體的消費(fèi)和勞動(dòng)供給引發(fā)經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)，為后續(xù)研究奠定了基礎(chǔ)。[3]Karnizova(2010)研究表明，在加入預(yù)期驅(qū)動(dòng)機(jī)制后，消費(fèi)、投資和就業(yè)等因素對于生產(chǎn)率沖擊的反應(yīng)提高了傳統(tǒng)模型對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的解釋力。[4]Milani(2017)的研究則表明，美國40%以上的歷史性經(jīng)濟(jì)波動(dòng)可以由預(yù)期波動(dòng)解釋，而且其中與預(yù)期波動(dòng)緊密相關(guān)的投資波動(dòng)是絕大多數(shù)波動(dòng)的源頭。[5]國內(nèi)一些研究可以視為此類研究，如陳彥斌和唐詩磊(2009)率先驗(yàn)證了企業(yè)家信心與宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的因果關(guān)系。[6]祝梓翔和鄧翔(2020)發(fā)現(xiàn)預(yù)期對于經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響具有很強(qiáng)的正向持續(xù)性，當(dāng)以商業(yè)信心指數(shù)作為預(yù)期變量時(shí)，則可以解釋60%的潛在產(chǎn)出波動(dòng)和55%的GDP波動(dòng)。[7]另一類研究則從近年來興起的行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論出發(fā)，考察了經(jīng)濟(jì)主體過度自信、樂觀或悲觀情緒等非理性預(yù)期對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響。如Farmer和Guo(1994)較早地將凱恩斯的“動(dòng)物精神”機(jī)制化，使其與傳統(tǒng)實(shí)際經(jīng)濟(jì)周期模型(RBC)相結(jié)合，研究結(jié)果表明，以“動(dòng)物精神”為代表的非理性預(yù)期可以顯著增強(qiáng)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)周期模型對美國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的解釋力，這一研究也開啟了行為經(jīng)濟(jì)模型在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)分析中的廣泛運(yùn)用。[8]例如，Eusepi和Preston(2011)提出的由經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期驅(qū)動(dòng)的行為經(jīng)濟(jì)模型顯示，經(jīng)濟(jì)主體的過度樂觀會(huì)放大并擴(kuò)散暫時(shí)性基本面沖擊對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的負(fù)面影響。[9]與此同時(shí)，也有研究通過提取情緒成份構(gòu)建非理性預(yù)期指標(biāo)，并利用宏觀經(jīng)濟(jì)模型展開討論。如Benhabib和Spiegel(2019)所使用的情緒變量提取自密歇根大學(xué)消費(fèi)者情緒指數(shù)，其結(jié)論表明樂觀沖擊是美國經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)的顯著驅(qū)動(dòng)因素。[10]上述文獻(xiàn)肯定了預(yù)期是經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的重要推動(dòng)力量，也為本文考察銀行家預(yù)期對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響提供了經(jīng)驗(yàn)支持。

其次，銀行家預(yù)期能夠顯著引發(fā)信貸波動(dòng)已經(jīng)被大量研究所揭示。銀行家作為銀行決策層的核心成員，其預(yù)期可視為銀行內(nèi)部管理者個(gè)體預(yù)期的集合與總體反映，而銀行內(nèi)部人員預(yù)期變化與信貸波動(dòng)聯(lián)系緊密。如Cortés等(2016)的研究表明，預(yù)期顯著影響銀行從業(yè)人員的風(fēng)險(xiǎn)承受能力和主觀判斷，信貸審批人員樂觀預(yù)期與信貸批準(zhǔn)的寬松程度顯著正相關(guān)，而信貸審批人員悲觀預(yù)期造成的負(fù)面影響幅度顯著大于樂觀預(yù)期產(chǎn)生的正向影響幅度。此外，當(dāng)金融決策發(fā)生在人力資源投入增加、自動(dòng)化審查程度降低以及資本約束相對較弱等情況下，預(yù)期的影響更加顯著。[11]與之相似，Agarwal等(2012)也提供了信貸審批人員上述預(yù)期影響的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。該研究表明，在信貸審批人員積極預(yù)期影響下，信貸審批的通過率要比一般情況平均高出4.6%，相比之下，消極預(yù)期可導(dǎo)致0.6%的下降。[12]Ma(2015)研究發(fā)現(xiàn)，銀行經(jīng)營決策與CEO個(gè)人預(yù)期密切相關(guān)。CEO樂觀預(yù)期與繁榮時(shí)期銀行資產(chǎn)中房地產(chǎn)貸款的增加呈正相關(guān)關(guān)系，與危機(jī)時(shí)期銀行股票收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，銀行CEO樂觀預(yù)期加劇了房地產(chǎn)信貸的風(fēng)險(xiǎn)敞口和銀行在危機(jī)期間的虧損。[13]國內(nèi)的一些研究也可以視為此類研究，如于震等(2020)的研究表明，銀行家宏觀信心指數(shù)所代表的銀行信心是信貸波動(dòng)的領(lǐng)先和前瞻性指標(biāo)，而且與表內(nèi)信貸相比，銀行家預(yù)期變動(dòng)與影子銀行的關(guān)聯(lián)性更強(qiáng)。[14]

再次，信貸周期理論研究成果已經(jīng)充分肯定了信貸在經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)中扮演的重要角色。在信貸周期理論發(fā)展過程中，金融市場不完美和金融摩擦被廣泛納入到主流宏觀經(jīng)濟(jì)分析框架中，極大拓展了信貸周期作用于經(jīng)濟(jì)周期的機(jī)制空間，產(chǎn)生了金融加速器等標(biāo)志性理論。在該理論框架下，當(dāng)金融市場存在摩擦?xí)r，借款者和貸款者信息不對稱等摩擦導(dǎo)致企業(yè)外部融資成本高于內(nèi)部融資成本，即存在外部融資溢價(jià)。在此情況下，如果經(jīng)濟(jì)受到負(fù)面沖擊，借款者的凈資產(chǎn)和債務(wù)抵押價(jià)值將隨之萎縮，導(dǎo)致其不得不縮減杠桿與投資，這必然通過降低總需求惡化經(jīng)濟(jì)頹勢，進(jìn)一步?jīng)_擊其資產(chǎn)負(fù)債表，外部融資溢價(jià)繼續(xù)升高，形成惡性循環(huán)，即信貸擴(kuò)張與收縮最終引發(fā)了放大和傳導(dǎo)外部沖擊的金融加速器效應(yīng)(Bernanke等, 1996; Kiyotaki與Moore, 1997)[15-16]，即伴隨信貸波動(dòng)產(chǎn)生的“小沖擊，大波動(dòng)”現(xiàn)象(Guerrieri和Lorenzoni, 2017)。[17]而另一個(gè)經(jīng)典理論—金融脆弱性理論強(qiáng)調(diào)信貸周期對經(jīng)濟(jì)周期影響的內(nèi)生性(Minsky, 1992)。[18]可見，雖然兩個(gè)理論存在機(jī)制上的差異，但都一致肯定了信貸波動(dòng)在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)過程中發(fā)揮的顯著作用。

最后，在影子銀行業(yè)務(wù)迅速崛起的背景下，信貸的涵義發(fā)生了根本性轉(zhuǎn)變，在廣義信貸層面上，影子銀行作為傳統(tǒng)信貸的補(bǔ)充對宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響不斷增強(qiáng)。如Moreira和Savov(2017)發(fā)現(xiàn)影子銀行在信用創(chuàng)造功能上與傳統(tǒng)商業(yè)銀行極其相似，因此，影子銀行擴(kuò)展會(huì)增加經(jīng)濟(jì)體流動(dòng)性過剩。[19]在此情況下，以銀行信貸為傳遞渠道的貨幣政策有效性逐漸弱化，政策實(shí)施難度加大(高然等，2018)。[20]與此同時(shí)，由于影子銀行對傳統(tǒng)銀行信貸渠道具有擠出效應(yīng)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)體內(nèi)關(guān)鍵性指標(biāo)變動(dòng)對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的沖擊會(huì)被放大(Mazelis, 2015)。[21]襲翔和周強(qiáng)龍(2014)研究表明影子銀行具有逆周期性特征，雖然補(bǔ)充了傳統(tǒng)間接融資模式，但削弱了貨幣政策有效性。[22]

綜合以上對現(xiàn)有文獻(xiàn)的梳理，本文推斷，銀行家預(yù)期不僅可以影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，而且其影響渠道既包括傳統(tǒng)銀行表內(nèi)信貸，也包括影子銀行業(yè)務(wù)。因此，本文提出研究假設(shè)“銀行家預(yù)期可以通過銀行表內(nèi)信貸和影子銀行影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)”，并對此在后續(xù)實(shí)證中進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)。

三、變量選取與數(shù)據(jù)處理

(一)變量選取

1.銀行家預(yù)期變量。目前，預(yù)期測度最普遍的方式是根據(jù)“接近理性預(yù)期”學(xué)說，使用調(diào)查問卷采集數(shù)據(jù)。在各國銀行家的相關(guān)調(diào)查問卷中，以美聯(lián)儲(chǔ)開展的商業(yè)銀行高級管理人員意見調(diào)查(SLOOS)最為知名。而由中國人民銀行在2004年開始提供的《銀行家問卷調(diào)查報(bào)告》與SLOOS基本類似，根據(jù)中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)專題研究課題組(2014)[23]的介紹可知，該報(bào)告集中了全國3102家各類商業(yè)銀行總部及分支機(jī)構(gòu)主管的問卷數(shù)據(jù)，共包括12個(gè)指標(biāo)，其中，“銀行家宏觀信心指數(shù)”很好地反映了銀行家預(yù)期。該指數(shù)計(jì)算方法是在全部接受調(diào)查的銀行家中，先分別計(jì)算認(rèn)為本季經(jīng)濟(jì)“正?！焙拖录窘?jīng)濟(jì)“正?！钡恼急?，再計(jì)算兩個(gè)占比的算術(shù)平均值。最終加入到實(shí)證中的銀行預(yù)期變量為“銀行家宏觀信心指數(shù)”的對數(shù)差分(簡稱BCI)。

2.經(jīng)濟(jì)波動(dòng)變量。本文采用已有研究中測度經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的普遍方式，使用GDP實(shí)際值的增長率(簡稱GDP)刻畫經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，計(jì)算方法為名義GDP通過基期CPI平減。由于CPI原始數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，本文采用了每季度內(nèi)的月度平均值作為本季度的CPI數(shù)據(jù)。

3.銀行表內(nèi)信貸變量。由于商業(yè)銀行貸款各項(xiàng)數(shù)據(jù)不可得，所以本文對比了與之構(gòu)成最為接近的“社會(huì)融資規(guī)模人民幣貸款”、“存款類金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款”和“金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款”數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)三者相差很小，因此，本文最后選擇了“金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款”代表商業(yè)銀行表內(nèi)貸款，采用中國人民銀行發(fā)布的金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款季度增量除以上季度存量值作為銀行表內(nèi)信貸的代表變量(簡稱LBF)。

4.影子銀行變量。中國式影子銀行具有“類銀行”特點(diǎn)，也可稱為“信貸型影子銀行”。本文參考方先明等(2017)[24]的思路，從融資總量中剔除影子銀行無關(guān)項(xiàng)后獲得影子銀行規(guī)模。具體計(jì)算方法是“社會(huì)融資規(guī)模-人民幣貸款-外幣貸款-企業(yè)債券-非金融企業(yè)境內(nèi)股票融資”，得出的信貸型影子銀行規(guī)模不僅包括以銀行部門為主導(dǎo)的委托貸款、信托貸款、未貼現(xiàn)銀行承兌匯票等影子銀行業(yè)務(wù)，還包括小額貸款公司貸款、民間借貸等非銀行部門影子銀行業(yè)務(wù)。最終加入到實(shí)證中的影子銀行變量為本季度新增除以上季度存量，等同于規(guī)模增長率(簡稱SB)。

(二)數(shù)據(jù)處理

本文選取變量的原始數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫，樣本區(qū)間為2004Q1～2019Q4，運(yùn)用Eviews 8.0中X12進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整，最后加入實(shí)證檢驗(yàn)的變量均通過了ADF檢驗(yàn)，滿足時(shí)間序列數(shù)據(jù)平穩(wěn)性要求。

四、基于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的假設(shè)檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)及其結(jié)果分析

1969年Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)提出之后，廣泛應(yīng)用于經(jīng)濟(jì)理論研究和政策制定。在傳統(tǒng)的Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中，“解釋變量Xt不是引起被解釋變量Yt變動(dòng)的Granger原因”這一假設(shè)可以通過向量自回歸模型(稱為VAR模型)實(shí)現(xiàn)檢驗(yàn)，具體模型表示如下：

(1)

其中，k為滯后階數(shù)，模型中可以加入常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)?！癤t不是引起Yt變動(dòng)的Granger原因”的零假設(shè)可以表示為H0:β1=β2=…=βk=0，即(1)式中Xt滯后變量的所有回歸系數(shù)均不顯著時(shí)H0成立；如果存在顯著性，那么Xt就是引起Yt變動(dòng)的Granger原因。上述Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法更適合對線性和參數(shù)型時(shí)間序列模型進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

本文對BCI、LBF和GDP的組合，以及BCI、SB和GDP的組合分別建立VAR模型。根據(jù)Akaike信息準(zhǔn)則(AIC)確定滯后階數(shù)，檢驗(yàn)了兩個(gè)系統(tǒng)內(nèi)的線性Granger因果關(guān)系(見表1和表2)。

表1 BCI、LBF和GDP三者線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

表2 BCI、SB和GDP三者線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

前文研究假設(shè)成立的基礎(chǔ)充分非必要條件是，“BCI是引起SB和LBF變動(dòng)的Granger原因”、“SB和LBF是引起GDP變動(dòng)的Granger原因”以及“BCI是引起GDP變動(dòng)的Granger原因”同時(shí)成立。然而，從表1和表2的線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果可以得到以下結(jié)論：LBF不是引起GDP變動(dòng)的Granger原因、BCI不是引起GDP變動(dòng)的Granger原因，從而使得前文研究假設(shè)“銀行家預(yù)期可以通過銀行表內(nèi)信貸和影子銀行影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)”并不成立。那么，線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的結(jié)果是不是就是最終結(jié)論呢？

(二)非線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法

眾所周知，線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)以總體分布已知為前提，因此，基礎(chǔ)假設(shè)根本不符合現(xiàn)實(shí)情況。然而，線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的最大問題來自于對經(jīng)濟(jì)體系中結(jié)構(gòu)突變的忽略。由于經(jīng)濟(jì)政策的非預(yù)期性變化或經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)的沖擊，經(jīng)濟(jì)變量普遍存在結(jié)構(gòu)突變的現(xiàn)象，其中，非線性和非對稱性是這一現(xiàn)象的明顯標(biāo)志。因此，采用線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)容易扭曲或者遺漏經(jīng)濟(jì)變量之間的因果信息，而非參數(shù)(非線性)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)也應(yīng)運(yùn)而生。其中，由Hiemstra和Jones(1994)[25]與Diks和Panchenko(2006)[26]先后提出的HJ檢驗(yàn)和DP檢驗(yàn)應(yīng)用最為廣泛。HJ檢驗(yàn)奠定了非線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的理論基石，但HJ檢驗(yàn)存在嚴(yán)重的過度拒絕問題。對此，Diks和Panchenko(2006)提出了修正和改進(jìn)的DP檢驗(yàn)。[26]該檢驗(yàn)的創(chuàng)新之處在于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量“Tn統(tǒng)計(jì)量”的提出。Tn統(tǒng)計(jì)量可以通過帶寬和條件分布的設(shè)置適應(yīng)更加復(fù)雜的假設(shè)，因此具備了穩(wěn)定和優(yōu)良的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)。DP檢驗(yàn)的簡要過程可以表示如下：

假設(shè)存在兩個(gè)嚴(yán)格平穩(wěn)的時(shí)間序列分別稱為{Xt}與{Yt}，從0～t時(shí)刻{Xt}和{Yt}對應(yīng)觀測值包含的信息集記為FX,t與FY,t。在“{Xt}不是引起{Yt}變動(dòng)的Granger原因”的原假設(shè)下，有以下關(guān)系成立：

H0:Yt+1|(FX,t,FY,t):Yt+1|FY,t

(2)

(3)

經(jīng)過修正后有以下關(guān)系式成立：

q≡E[fX,Y,Z(x,y,z)fY(y)-fX,Y(x,y)fY,Z(y,z)]=0

(4)

(5)

其中，en為帶寬參數(shù)，與樣本數(shù)量相關(guān)。自此，可以構(gòu)造Tn檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量如下：

(6)

帶寬序列en選取適當(dāng)與否，決定了估計(jì)值是否一致、無偏和有效。根據(jù)Powell和Stoker(1996)[27]對帶寬參數(shù)的處理方法，一般可以將帶寬參數(shù)設(shè)置為：

(7)

其中，C表示任意數(shù)。在其基礎(chǔ)上，Diks和Panchenko(2006)[26]對帶寬參數(shù)設(shè)置進(jìn)行改進(jìn)，將其設(shè)置為en=max(Cn-2/7,1.5)。因此，經(jīng)過修正后的DP檢驗(yàn)所運(yùn)用的統(tǒng)計(jì)量Tn服從正態(tài)分布，并有如下關(guān)系成立：

(8)

其中，Sn為Tn漸進(jìn)方差的估計(jì)值。

(三)基于非線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的假設(shè)檢驗(yàn)及結(jié)果分析

本文對BCI、LBF和GDP的組合，以及BCI、SB和GDP的組合分別建立VAR模型。根據(jù)Akaike信息準(zhǔn)則(AIC)確定滯后階數(shù)，并采用大多數(shù)研究中e=1.5σ的帶寬參數(shù)，采用更為穩(wěn)健的非線性Granger因果關(guān)系DP檢驗(yàn)方法，對研究假設(shè)進(jìn)行了再次檢驗(yàn)。

根據(jù)表3的實(shí)證結(jié)果，無論影子銀行業(yè)務(wù)還是銀行表內(nèi)信貸業(yè)務(wù)，在滯后3階和10%的顯著性水平上，都拒絕了“BCI不是引起GDP變動(dòng)的非線性Granger原因”。也就是說，前文的研究假設(shè)成立，即銀行家預(yù)期影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的傳導(dǎo)渠道既包括銀行表內(nèi)信貸，也包括影子銀行，從而證實(shí)了前文的推斷。

表3 BCI與GDP之間非線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

其中，銀行表內(nèi)信貸充當(dāng)銀行家預(yù)期影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的傳導(dǎo)渠道完全在情理之中，而影子銀行同樣傳導(dǎo)了銀行家預(yù)期的影響力也符合中國金融體系的發(fā)展情況。從2004年以來，影子銀行業(yè)務(wù)隨著金融監(jiān)管的放寬而不斷擴(kuò)張，規(guī)模迅速崛起。尤其是在2008年“次貸危機(jī)”之后，由于經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃所帶來的經(jīng)濟(jì)過熱和通脹出現(xiàn)，在貨幣政策由寬松轉(zhuǎn)為穩(wěn)健過程中，實(shí)體經(jīng)濟(jì)中大量的融資需求得不到滿足，以銀行理財(cái)產(chǎn)品為代表的表外業(yè)務(wù)通過“三套利”脫離金融監(jiān)管，替代傳統(tǒng)銀行信貸業(yè)務(wù)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)緊密相連。據(jù)統(tǒng)計(jì)，截至2019年末影子銀行流入實(shí)體經(jīng)濟(jì)的資金規(guī)模達(dá)到60萬億元，相當(dāng)于銀行表內(nèi)信貸的50%。影子銀行的特點(diǎn)決定其受到的金融監(jiān)管不可與銀行表內(nèi)信貸同日而語，在不受存款準(zhǔn)備金等一系列監(jiān)管硬性要求的約束下，影子銀行會(huì)大量流入“三去一降一補(bǔ)”等政策整治行業(yè)和企業(yè)，造成貨幣政策和產(chǎn)業(yè)政策失靈，而這在很大程度上受到銀行家個(gè)人意志的左右。因此，本文的實(shí)證結(jié)果恰恰反映了除傳統(tǒng)銀行表內(nèi)信貸之外銀行家預(yù)期發(fā)揮影響力的另一個(gè)“體系”，對“去杠桿”等宏觀調(diào)控政策的效果具有明顯破壞作用。與此同時(shí)，影子銀行作為傳統(tǒng)銀行表內(nèi)信貸的補(bǔ)充，解決了部分難以匹配傳統(tǒng)信貸渠道的企業(yè)融資需求，在一定程度上服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，與其緊密相連，但也將擠占貨幣政策傳導(dǎo)渠道，導(dǎo)致通過銀行信貸渠道傳導(dǎo)的貨幣政策實(shí)施效果大打折扣。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文將代表銀行家預(yù)期的主觀層面指標(biāo)BCI替換成客觀層面指標(biāo)——信用息差(Credit Spread，簡稱Spread)，并采取相同的檢驗(yàn)方法再次進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。信用息差作為金融市場主要參與者的預(yù)期變量已經(jīng)被大量研究所使用。Spread變量之所以可以代理銀行家預(yù)期，與中國金融體系結(jié)構(gòu)特點(diǎn)有關(guān)。一般情況下，債券市場的預(yù)期由資金需求者和資金提供者根據(jù)資金供需關(guān)系決定，然而，在中國銀行主導(dǎo)型的金融體系中，社會(huì)融資主要來自于商業(yè)銀行，債券市場更是如此。商業(yè)銀行作為債權(quán)市場的核心交易者，其預(yù)期完全決定了債券信用息差的變動(dòng)趨勢，因此，可以將其視為反映銀行家預(yù)期高低的指標(biāo)。

為構(gòu)建Spread變量，本文采用剩余期限小于一年的AAA級8年期中債企業(yè)債與8年期中債國債每季度最后一個(gè)交易日的到期收益率分別代理企業(yè)債和國債的季度到期收益率，然后通過計(jì)算兩者到期收益率的對數(shù)差值得到Spread。AAA級8年期中債企業(yè)債和8年期中債國債的日度數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，共計(jì)46只債券，樣本期間為2007Q3～2019Q4，對季末日數(shù)據(jù)構(gòu)成的季度序列進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。

表4 Spread與GDP之間非線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，在以Spread變量作為銀行家預(yù)期代理變量時(shí)，在VAR模型滯后4～8階時(shí)，無論是在銀行表內(nèi)信貸，還是在影子銀行的系統(tǒng)中，均可以得到Spread是引起經(jīng)濟(jì)波動(dòng)非線性Granger原因的結(jié)論，即Spread的變化可以對經(jīng)濟(jì)波動(dòng)產(chǎn)生非線性影響，而且其傳導(dǎo)渠道既包含傳統(tǒng)銀行表內(nèi)信貸，也同時(shí)包括影子銀行。值得注意的是，從顯著性水平來看，影子銀行作為傳導(dǎo)渠道的顯著程度超過了同期的銀行表內(nèi)信貸作為傳導(dǎo)渠道，這進(jìn)一步揭示了影子銀行在金融和經(jīng)濟(jì)體系中的地位已經(jīng)非常重要。

五、主要結(jié)論與政策建議

在已有研究充分證明銀行家預(yù)期能夠顯著影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的理論支撐下，本文以銀行家宏觀經(jīng)濟(jì)信心指數(shù)作為銀行家預(yù)期的代理變量，通過非線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)方法考察了銀行家預(yù)期是否顯著影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，并重點(diǎn)檢驗(yàn)其傳導(dǎo)機(jī)制。對于傳導(dǎo)機(jī)制的討論，與以往研究不同，本文不僅檢驗(yàn)了傳統(tǒng)銀行表內(nèi)信貸，也檢驗(yàn)了影子銀行。本文還進(jìn)一步采用替換銀行家預(yù)期變量的方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果顯示，銀行家預(yù)期影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的傳導(dǎo)渠道不僅包括銀行表內(nèi)信貸，也包括影子銀行?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，本文提出以下幾點(diǎn)政策建議：

首先，政策制定部門應(yīng)加強(qiáng)對銀行家預(yù)期管理的重視，探索將銀行家預(yù)期納入宏觀調(diào)控政策工具箱。近年來，我國在宏觀預(yù)期管理領(lǐng)域發(fā)展相對落后的情況有所改進(jìn)，但相應(yīng)的政策工具缺乏仍是難題。本文的實(shí)證結(jié)論表明，銀行家預(yù)期具備影響經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的機(jī)制，已經(jīng)在系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)之間形成傳遞路徑，對宏觀審慎監(jiān)管提出了挑戰(zhàn)。當(dāng)然，這也同時(shí)揭示了將銀行家預(yù)期作為重要金融市場主體預(yù)期的實(shí)踐意義。監(jiān)管部門完全可以通過監(jiān)測銀行家預(yù)期變動(dòng)，預(yù)判金融市場主體預(yù)期突變，防范金融風(fēng)險(xiǎn)向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)蔓延，而這正是宏觀審慎監(jiān)管政策的主要職責(zé)。可見，銀行家預(yù)期管理在一定程度上可以視為宏觀審慎監(jiān)管的有力工具。

其次，加強(qiáng)對銀行家預(yù)期的引導(dǎo)，保持貨幣政策傳導(dǎo)通暢。本文的研究結(jié)論表明，銀行家預(yù)期本質(zhì)上屬于貨幣政策傳導(dǎo)中信貸渠道的一部分，貨幣當(dāng)局通過有效溝通勢必有助于銀行家形成合理預(yù)期，保證貨幣政策的有效性。因此，政策制定部門應(yīng)重視溝通手段和形式在預(yù)期管理中的作用，采取適當(dāng)?shù)臏贤C(jī)制闡述和明確貨幣政策意圖，主動(dòng)防范銀行家非理性預(yù)期造成的信貸和宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。對此，可以設(shè)立專門的溝通部門，以便于及時(shí)有效地開展各種形式的溝通活動(dòng)。同時(shí)，需要重視學(xué)者、專業(yè)機(jī)構(gòu)、媒體在溝通過程中的作用，盡量讓溝通內(nèi)容通俗易懂，幫助銀行家更好地理解貨幣政策的反應(yīng)機(jī)制。

最后，應(yīng)在合理監(jiān)管下通過制度引導(dǎo)影子銀行作為傳統(tǒng)信貸業(yè)務(wù)的有益補(bǔ)充。本文實(shí)證結(jié)果加深了對影子銀行在實(shí)體經(jīng)濟(jì)中扮演角色的理解，影子銀行之所以在銀行家預(yù)期與經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的因果關(guān)系鏈條中起到中介作用，本質(zhì)上體現(xiàn)了影子銀行與實(shí)體經(jīng)濟(jì)的密切聯(lián)系。盡管一部分影子銀行資金以銀證合作、銀信合作、抽屜協(xié)議暗保、票據(jù)期限分拆等監(jiān)管套利形式流入“兩高一?！钡刃袠I(yè)，但也會(huì)流向融資資質(zhì)不夠，被正規(guī)金融所排斥的中小企業(yè)，解決了這部分企業(yè)的融資難問題。因此，需要從正反兩個(gè)角度綜合對待影子銀行，既要規(guī)范相應(yīng)制度覆蓋其風(fēng)險(xiǎn)，也需要合理引導(dǎo)影子銀行業(yè)務(wù)更好地服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)。