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摘要：本文通过选取1992～2012年度数据，运用VAR模型、Johansen协整检验、格兰杰因果（Granger）关系检验、脉冲响应和方差分解等方式实证分析影子银行对我国货币政策有效性的影响，发现影子银行确实是引起货币政策失效的原因，且随着期数的增加，影子银行对物价波动的解释力逐渐增强。因此，货币当局应创新货币政策工具，把影子银行信用创造纳入社会融资总量的核算并加强对其监管。
关键词：影子银行；货币政策有效性；VAR模型
一、引言
美国金融稳定委员会2011年将影子银行定义为“正规银行体系之外，游离于传统银行监管，易引发监管套利和系统性风险等问题，包括各类相关机构和业务活动在内的信用中介体系”。周莉萍（2011）通过研究发现，影子银行影响美联储货币政策，利率不再由其单独决定，而取决于包括影子银行体系在内的整个社会资金供求，影子银行创造的广义货币供给量影响美联储政策预期。
国内大多学者，如陈剑、张晓龙（2012）实证检验了影子银行对我国货币政策的冲击，发现影子银行对货币政策的首要目标——稳定物价（CPI）的影响较弱，影子银行仅影响货币供给量，但对货币政策有效性的削弱并不明显。影子银行对我国物价稳定是否产生影响及多大程度上影响我国货币政策有效性，成为笔者研究的重点。
本文从实证角度，运用VAR模型检验影子银行信用创造对我国货币政策有效性的影响，为央行把影子银行信用创造纳入社会融资总量控制范围、创造新型货币政策工具及监管当局进行监管提供依据。
二、文献综述
龚明华（2011）认为，影子银行包括民间金融、地下金融、住户内部借贷活动及正规金融体系中由于资料收集和统计监测缺陷而被遗漏的金融活动之和。李波、伍戈（2011）认为，影子银行挑战了货币政策的调控目标，商业银行超额准备金没完全反映到调控结果中，影子银行加快了货币流通速度。周小川（2011）认为，部分影子银行有货币创造功能，央行应关注新情况下货币政策传导机制的变化。骆振心、冯科（2012）认，为影子银行信用创造增加了信贷供给，扩大了货币供应量，影子银行确定的利率更能反映市场资金供求，偏离了央行对利率和货币供应量的调控。于菁（2013）实证检验影子银行对货币政策最终目标的影响，发现影子银行对经济增长和物价稳定都产生一定影响，但首先表现在物价上，对物价影响更加明显，引起物价短期内剧烈波动。
三、基于VAR模型的实证检验
（一）指标的选取及说明
1.本文借鉴龚明华的定义，在李建军和毛泽盛、万亚兰（2012）的研究基础上测量影子银行信用创造规模。
2.肖志勇、刘涛（2009）测量货币政策有效性时，选取指标是CPI。本文将CPI设为因变量，影子银行信用创造设为自变量，选取1992～2012年的CPI（以1992年为基期，根据《中国统计年鉴2012》及国家统计局网站公布的数据测算），由于影响CPI的因素不只影子银行，本文选取M0、M1作为自变量，重点考察影子银行对我国货币政策有效性的影响程度。
（二） 实证检验
1.ADF平稳性检验
从表1可看出，在10%显著水平下，LNCPI、LNM0、LNM1、LNSB的ADF值均高于其临界值，接受原假设，这四个序列均含有单位根，因此都不具平稳性。经过一阶差分后，在10%的显著水平下，这四个一阶差分序列ADF值均小于临界值，满足平稳性检验，故都属于一阶单整变量I（1）。
2.VAR模型检验
图1中的黑点表示AR特征多项式的根的倒数，这些点都位于单位圆之内，表明所估计得VAR模型是稳定的。
3.Johansen协整检验
如表2，第一列“None”表示原假设“存在零个协整关系”，该假设下的迹统计量等于34.78339，而5%的临界值等于27.58434，最大特征值统计量大于临界值，拒绝原假设，至少存在一个协整关系；“At most 1”表示至多存在1个协整关系，迹统计量等于19.27041，小于5%的临界值为21.13162，接受原假设，从而最大特征值统计量检验结果表明在5%显著水平上存在1个协整关系。
4.格兰杰因果（Granger）关系检验
结果表明，1%显著水平下，影子银行LNSB和货币供应量LNM0、LNM1是引起我国货币政策有效性失灵的因素，且LNCPI是引起LNSB变动的因素，但不是引起LNM0和LNCPI变动的原因，LNCPI和LNSB互为因果。
5.脉冲响应和方差分解
图2、图3、图4分别表示变量LNSB、LNM1、LNM0对LNCPI扰动的影响，从中可以看出，影子银行和货币供应量LNM0、LNM1一样在第10期之后，趋于稳定，且在正向冲击上，LNM0对LNCPI的冲击峰值最大，冲击最明显，其次是LNM1，最后才是LNSB。但在负向冲击上，LNSB则是最显著的，在正向冲击上，LNSB滞后3期，另外两个滞后4期，在负向冲击上，LNSB滞后4期。
从表4可看到，在第1期预测中，CPI预测方差全部由其自身扰动所引起的。在第2期预测中，CPI预测方差有60.60719%的部分是由其自身扰动所引起的，有2.057514%的部分是由影子银行扰动引起的，且在第三期的时候，影子银行引起CPI扰动虽下降至1.490107%，但大体呈上升趋势，在所考察的10期范围内，最大达到7.818780%。这说明影子银行是影响我国货币政策有效性的因素，货币当局应把影子银行信用创造纳入社会融资总量调控并创新货币政策工具。
四、结论及建议
随着影子银行信用创造作用的增强，我国传统货币政策调控失效，应在完善数量型工具的基础上推进价格型工具的使用，更加有效地实现宏观调控目标；影子银行不像商业银行受到资本充足率的限制和存款准备金制度的约束，隐藏着巨大风险，也是此次金融危机爆发的主要原因。应将影子银行纳入监管范围，加强对投资银行、对冲基金及场外市场交易的监管，对影子银行设置最低保证金要求，建立新型金融市场信息披露制度，提高金融产品和金融市场的透明度。我国政府宏观金融调控集中于货币信贷，影子银行成为企业规避调控的渠道，货币政策仅关注信贷总量是不够的，还应关注社会融资规模和结构的变化。
参考文献：
[1]骆振心，冯科.影子银行与我国货币政策传导[J].武汉金融，2012（04）.
[2]周莉萍.影子银行体系的信用创造： 机制、效应和应对思路[J].金融评论，2011（04）.
[3]李波，伍戈.影子银行的信用创造功能及其对货币政策的挑战[J].金融研究，2011（12）.
[4] ]陈剑，张晓龙.影子银行对我国经济发展的影响—基于2000-2011年季度数据的实证分析[J].财经问题研究，2012（08）.
[5]肖志勇，刘涛.基于VAR模型的我国货币政策有效性实证分析[J].改革与战略，2012（09）.
（作者单位：上海理工大学管理学院）
关键词：影子银行；货币政策有效性；VAR模型
一、引言
美国金融稳定委员会2011年将影子银行定义为“正规银行体系之外，游离于传统银行监管，易引发监管套利和系统性风险等问题，包括各类相关机构和业务活动在内的信用中介体系”。周莉萍（2011）通过研究发现，影子银行影响美联储货币政策，利率不再由其单独决定，而取决于包括影子银行体系在内的整个社会资金供求，影子银行创造的广义货币供给量影响美联储政策预期。
国内大多学者，如陈剑、张晓龙（2012）实证检验了影子银行对我国货币政策的冲击，发现影子银行对货币政策的首要目标——稳定物价（CPI）的影响较弱，影子银行仅影响货币供给量，但对货币政策有效性的削弱并不明显。影子银行对我国物价稳定是否产生影响及多大程度上影响我国货币政策有效性，成为笔者研究的重点。
本文从实证角度，运用VAR模型检验影子银行信用创造对我国货币政策有效性的影响，为央行把影子银行信用创造纳入社会融资总量控制范围、创造新型货币政策工具及监管当局进行监管提供依据。
二、文献综述
龚明华（2011）认为，影子银行包括民间金融、地下金融、住户内部借贷活动及正规金融体系中由于资料收集和统计监测缺陷而被遗漏的金融活动之和。李波、伍戈（2011）认为，影子银行挑战了货币政策的调控目标，商业银行超额准备金没完全反映到调控结果中，影子银行加快了货币流通速度。周小川（2011）认为，部分影子银行有货币创造功能，央行应关注新情况下货币政策传导机制的变化。骆振心、冯科（2012）认，为影子银行信用创造增加了信贷供给，扩大了货币供应量，影子银行确定的利率更能反映市场资金供求，偏离了央行对利率和货币供应量的调控。于菁（2013）实证检验影子银行对货币政策最终目标的影响，发现影子银行对经济增长和物价稳定都产生一定影响，但首先表现在物价上，对物价影响更加明显，引起物价短期内剧烈波动。
三、基于VAR模型的实证检验
（一）指标的选取及说明
1.本文借鉴龚明华的定义，在李建军和毛泽盛、万亚兰（2012）的研究基础上测量影子银行信用创造规模。
2.肖志勇、刘涛（2009）测量货币政策有效性时，选取指标是CPI。本文将CPI设为因变量，影子银行信用创造设为自变量，选取1992～2012年的CPI（以1992年为基期，根据《中国统计年鉴2012》及国家统计局网站公布的数据测算），由于影响CPI的因素不只影子银行，本文选取M0、M1作为自变量，重点考察影子银行对我国货币政策有效性的影响程度。
（二） 实证检验
1.ADF平稳性检验
从表1可看出，在10%显著水平下，LNCPI、LNM0、LNM1、LNSB的ADF值均高于其临界值，接受原假设，这四个序列均含有单位根，因此都不具平稳性。经过一阶差分后，在10%的显著水平下，这四个一阶差分序列ADF值均小于临界值，满足平稳性检验，故都属于一阶单整变量I（1）。
2.VAR模型检验
图1中的黑点表示AR特征多项式的根的倒数，这些点都位于单位圆之内，表明所估计得VAR模型是稳定的。
3.Johansen协整检验
如表2，第一列“None”表示原假设“存在零个协整关系”，该假设下的迹统计量等于34.78339，而5%的临界值等于27.58434，最大特征值统计量大于临界值，拒绝原假设，至少存在一个协整关系；“At most 1”表示至多存在1个协整关系，迹统计量等于19.27041，小于5%的临界值为21.13162，接受原假设，从而最大特征值统计量检验结果表明在5%显著水平上存在1个协整关系。
4.格兰杰因果（Granger）关系检验
结果表明，1%显著水平下，影子银行LNSB和货币供应量LNM0、LNM1是引起我国货币政策有效性失灵的因素，且LNCPI是引起LNSB变动的因素，但不是引起LNM0和LNCPI变动的原因，LNCPI和LNSB互为因果。
5.脉冲响应和方差分解
图2、图3、图4分别表示变量LNSB、LNM1、LNM0对LNCPI扰动的影响，从中可以看出，影子银行和货币供应量LNM0、LNM1一样在第10期之后，趋于稳定，且在正向冲击上，LNM0对LNCPI的冲击峰值最大，冲击最明显，其次是LNM1，最后才是LNSB。但在负向冲击上，LNSB则是最显著的，在正向冲击上，LNSB滞后3期，另外两个滞后4期，在负向冲击上，LNSB滞后4期。
从表4可看到，在第1期预测中，CPI预测方差全部由其自身扰动所引起的。在第2期预测中，CPI预测方差有60.60719%的部分是由其自身扰动所引起的，有2.057514%的部分是由影子银行扰动引起的，且在第三期的时候，影子银行引起CPI扰动虽下降至1.490107%，但大体呈上升趋势，在所考察的10期范围内，最大达到7.818780%。这说明影子银行是影响我国货币政策有效性的因素，货币当局应把影子银行信用创造纳入社会融资总量调控并创新货币政策工具。
四、结论及建议
随着影子银行信用创造作用的增强，我国传统货币政策调控失效，应在完善数量型工具的基础上推进价格型工具的使用，更加有效地实现宏观调控目标；影子银行不像商业银行受到资本充足率的限制和存款准备金制度的约束，隐藏着巨大风险，也是此次金融危机爆发的主要原因。应将影子银行纳入监管范围，加强对投资银行、对冲基金及场外市场交易的监管，对影子银行设置最低保证金要求，建立新型金融市场信息披露制度，提高金融产品和金融市场的透明度。我国政府宏观金融调控集中于货币信贷，影子银行成为企业规避调控的渠道，货币政策仅关注信贷总量是不够的，还应关注社会融资规模和结构的变化。
参考文献：
[1]骆振心，冯科.影子银行与我国货币政策传导[J].武汉金融，2012（04）.
[2]周莉萍.影子银行体系的信用创造： 机制、效应和应对思路[J].金融评论，2011（04）.
[3]李波，伍戈.影子银行的信用创造功能及其对货币政策的挑战[J].金融研究，2011（12）.
[4] ]陈剑，张晓龙.影子银行对我国经济发展的影响—基于2000-2011年季度数据的实证分析[J].财经问题研究，2012（08）.
[5]肖志勇，刘涛.基于VAR模型的我国货币政策有效性实证分析[J].改革与战略，2012（09）.
（作者单位：上海理工大学管理学院）