我國影子銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究

李澤成

?

我國影子銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系研究

李澤成

（華東交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330013）

通過構(gòu)建影子銀行發(fā)展和國民經(jīng)濟(jì)增長的MSVAR模型并選取我國1978年至2012年度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明：我國影子銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性關(guān)系且相互之間的影響表現(xiàn)為明顯的區(qū)制依賴性。在“高速增長”區(qū)制中，影子銀行發(fā)展較快，GDP增長率較高，兩者間有較明顯的相互促進(jìn)作用；而在“適速增長”區(qū)制中，影子銀行規(guī)模增長速度和GDP增長速度均較低，兩者間的促進(jìn)作用不太明顯。

影子銀行；經(jīng)濟(jì)增長；MS-VAR模型

一、前言

2014年5月底，就“當(dāng)前經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大威脅是什么”的問題，G20金融穩(wěn)定委員會(FSB)主管Mark Carney認(rèn)為，影子銀行已成為如今經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大威脅。他表示，影子銀行的激增是因?yàn)閭鹘y(tǒng)銀行在競爭中處于劣勢，但影子銀行在結(jié)構(gòu)上更加脆弱，所需承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)更高。

影子銀行目前在國際上還沒有統(tǒng)一界定，但是都具備了期限轉(zhuǎn)換、高杠桿率和流動(dòng)性轉(zhuǎn)換的三個(gè)主要特征。2011年，金融穩(wěn)定委員會（FSB）將影子銀行體系描述為常規(guī)銀行體系之外的主體與活動(dòng)提供信用媒介的體系[1]，這是目前較為普遍接受的國外影子銀行的概念。

就我國而言，由于金融體系長期結(jié)構(gòu)性失衡，并與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展存在矛盾，在這種特殊背景下催生出了影子銀行。影子銀行在發(fā)展的初期規(guī)模較小，它的出現(xiàn)在一定程度上滿足了實(shí)體經(jīng)濟(jì)對于資金的“渴求”，填補(bǔ)了金融市場的“空白”，對中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展起著積極的作用。然而自從金融危機(jī)之后，我國對金融的監(jiān)管愈加規(guī)范，這導(dǎo)致商業(yè)銀行體系儲蓄轉(zhuǎn)化為投資的中介功能出現(xiàn)弱化現(xiàn)象，金融脫媒現(xiàn)象呈加劇趨勢，影子銀行規(guī)模不斷擴(kuò)大，據(jù)中國人民銀行數(shù)據(jù)顯示：在全社會融資中，影子銀行融資占比從2003年的9%躥升至2013年的30%，而人民幣貸款占比從2003年的82%下降到2013年的52%。影子銀行規(guī)?？焖倥蛎洠庞脽o限擴(kuò)張，卻游離于監(jiān)管體系之外，一旦發(fā)生流動(dòng)性緊縮，影子銀行遭到擠兌，將會引發(fā)巨大風(fēng)險(xiǎn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展將會受到嚴(yán)重制約。

二、影子銀行與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

（一）指標(biāo)選取

在影子銀行發(fā)展?fàn)顩r方面，本文把金融活動(dòng)未觀測信貸規(guī)?？醋魑覈白鱼y行體系的發(fā)展規(guī)模。因此，借鑒李建軍（2010）的計(jì)算方法，從信貸需求角度入手對影子銀行規(guī)模進(jìn)行測算。[2]

因此，利用全社會未償還貸款余額、全社會所實(shí)現(xiàn)GDP、農(nóng)戶正規(guī)貸款額、農(nóng)戶實(shí)現(xiàn)的GDP等統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，通過上述數(shù)學(xué)公式來計(jì)算出影子銀行規(guī)模并求得其年度增長率，記為DSHB。

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r方面，本文選取國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP的年度增長率作為反映我國經(jīng)濟(jì)增長的度量指標(biāo)，記為DGDP。

以上原始數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國金融年鑒》，樣本區(qū)間：1978~2012年。為消除異方差影響，將數(shù)據(jù)進(jìn)行對數(shù)處理，記為LDSHB，LDGDP。分析軟件包括Eviews6.0、OxMetrics6、GiveWin2以及Krolig開發(fā)的OX-MSVAR軟件包。

（二）模型說明

如果影子銀行規(guī)模與國民經(jīng)濟(jì)的時(shí)間序列會受到其所處背景環(huán)境的影響，又由于穩(wěn)態(tài)的VAR模型具有參數(shù)不變特征，因此VAR模型就沒有準(zhǔn)確描述這樣的過程能力。但是，可以基于區(qū)制轉(zhuǎn)移的框架下，運(yùn)用基于馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移向量自回歸模型（MSVAR）來刻畫時(shí)間序列之間的非線性關(guān)系。

Krolig（1998）在Hamilton（1989）的研究基礎(chǔ)上，將MS模型與VAR模型結(jié)合起來稱為馬爾科夫轉(zhuǎn)移向量自回歸模型。[3-4]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)過程。MSVAR模型的基本原理是：對于可觀測的時(shí)間序列向量，其變動(dòng)生成過程中的參數(shù)依賴于不可觀測的區(qū)制變量，這里表示模型所處不同區(qū)制中概率。

依據(jù)模型回歸參數(shù)對區(qū)制狀態(tài)的依賴性，MSVAR模型可分為MSM-VAR、MSMH-VAR、MSMA-VAR、MSMAH-VAR、MSI-VAR、MSIH-VAR、MSIA-VAR、MSIAH-VAR等形式。本文根據(jù)模型假設(shè)和所研究的問題，選擇MSIAH-VAR模型，即截距、自回歸系數(shù)、方差均隨著狀態(tài)變化而變化。關(guān)于區(qū)制數(shù)的選擇，本文依據(jù)國家實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況來定。1978年至今，我國影子銀行規(guī)模和國內(nèi)生產(chǎn)總值均保持著增長的態(tài)勢，但不同階段的增長速度是不相同的。由此，本文選擇“適速增長”和“高速增長”這兩種區(qū)制狀態(tài)，模型區(qū)制數(shù)選擇2。確定模型和區(qū)制后，根據(jù)對數(shù)似然值、AIC、HQ和SC準(zhǔn)則判定模型的滯后階數(shù)為2，因此，最終模型選擇為MSIAH（2）-VAR（2）。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

1．單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示LDSHB、LDGDP在5%水平上均為平穩(wěn)序列，如表1所示。

表1 單位根檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))

注：以上表格中數(shù)據(jù)來源于Eviews6.0

協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果表明，兩個(gè)變量在5%的顯著水平上存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系。

表2 協(xié)整檢驗(yàn)

注：以上表格中數(shù)據(jù)來源于Eviews6.0

2．MSVAR模型分析

從MSIAH(2)-VAR(2)模型的檢驗(yàn)結(jié)果來看，卡方統(tǒng)計(jì)量的P值和Davies檢驗(yàn)P值均小于0.001，顯著的拒絕線性模型假設(shè)，說明設(shè)定的非線性模型是非常合適的。因此，影子銀行規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長數(shù)據(jù)的形成中應(yīng)該存在不同狀態(tài)的條件均值區(qū)域，因此利用馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型去對時(shí)間序列上的動(dòng)態(tài)特征進(jìn)行描述是較為合理的。表3給出了MSVAR模型的估計(jì)結(jié)果。

表3 模型估計(jì)結(jié)果

注：()為參數(shù)估計(jì)相應(yīng)t統(tǒng)計(jì)量；以上表格中數(shù)據(jù)來源于OxMetrics6和Givewin2

Hamilton認(rèn)為，在馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的設(shè)定下，原線性設(shè)定的各種檢驗(yàn)效果都非常差，在t檢驗(yàn)下大部分參數(shù)是不顯著的。由此，根據(jù)模型回歸結(jié)果，影子銀行規(guī)模增速和經(jīng)濟(jì)增長率在兩個(gè)區(qū)制中具有比較明顯差異，表現(xiàn)出較為明顯的區(qū)制依賴性。在區(qū)制一和區(qū)制二中，影子銀行規(guī)模增速均值分別為0.105(區(qū)制一)和0.165(區(qū)制二)，國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率均值則分別為0.081(區(qū)制一)和0.122(區(qū)制二)；影子銀行增長率和經(jīng)濟(jì)增長率的標(biāo)準(zhǔn)差在區(qū)制一中分別為0.027和0.013，在區(qū)制二中為0.074和0.041。因此，我們可以把區(qū)制一劃為“適速增長”狀態(tài)，把區(qū)制二劃為“高速增長”狀態(tài)。從以上所述數(shù)據(jù)的差異可以看出，區(qū)制二內(nèi)的影子銀行波動(dòng)幅度和經(jīng)濟(jì)增長波動(dòng)幅度要比區(qū)制一中兩變量幅度大；在“高速增長”階段，影子銀行規(guī)模增長速度和經(jīng)濟(jì)增長率均較高，而在“適速增長”階段，影子銀行規(guī)模增長速度和經(jīng)濟(jì)增長率均較低。

影子銀行方面。在“適速增長”區(qū)制中，滯后1期的影子銀行規(guī)模變動(dòng)對當(dāng)期影子銀行規(guī)模存在較為顯著的正向作用，即如果滯后1期的影子銀行規(guī)模增加，則在當(dāng)期存在0.442的動(dòng)量使得當(dāng)期影子銀行規(guī)模增加；滯后2期的影子銀行規(guī)模變動(dòng)對當(dāng)期影子銀行規(guī)模存在顯著的負(fù)向作用，影響系數(shù)為-0.496。綜合滯后2期的影響來看，影子銀行規(guī)模變動(dòng)對當(dāng)期影子銀行規(guī)模有一定的負(fù)向影響。因此，在“適速增長”階段，影子銀行規(guī)模增速可能受到其本身滯后的影響而變得較為緩慢；而在“高速增長”區(qū)制中，影子銀行規(guī)模變動(dòng)受自身滯后1期的影響系數(shù)為0.310而受滯后2期的影響系數(shù)則為-0.104。綜合2期影響來看，影子銀行規(guī)模變動(dòng)對當(dāng)期影子銀行規(guī)模的作用方向?yàn)檎@也可能印證了在“高速增長”階段影子銀行規(guī)模發(fā)展較快的情況。在“適速增長”區(qū)制中，滯后1期的影子銀行規(guī)模變動(dòng)對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長率均存在不太顯著的正向作用，影響系數(shù)為0.063；滯后2期的影子銀行規(guī)模變動(dòng)對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長率有著一定的負(fù)向作用，影響系數(shù)為-0.262?？傮w上看，影子銀行規(guī)模變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長率存在較顯著的負(fù)向影響，即滯后的影子銀行規(guī)模增加，經(jīng)濟(jì)增長速度變緩。這可能是“適速增長”階段內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長速度不高的原因之一；在“高速增長”區(qū)制中，滯后1到2期的影子銀行規(guī)模變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長率存在著或正或負(fù)的影響，影響系數(shù)前者為0.155，后者為-0.137。因此，綜合滯后2期影響來看，影子銀行規(guī)模變動(dòng)對經(jīng)濟(jì)增長率的影響是正方向的，即影子銀行規(guī)模增加，經(jīng)濟(jì)增長速度加快，這可能是“高速增長”階段內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長速度較快的一個(gè)原因。將“高速增長”區(qū)制中影子銀行與經(jīng)濟(jì)增長之間的影響系數(shù)與“適速增長”區(qū)制中兩者之間影響系數(shù)作比較可知：影子銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是非均勻、非線性的。在“適速增長”狀態(tài)下影子銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響是負(fù)方向的，而在“高速增長”狀態(tài)下其影響方向是正方向的，并且兩狀態(tài)下的作用力度也不相同。

經(jīng)濟(jì)增長方面。在“適速增長”區(qū)制中，滯后1到2期的經(jīng)濟(jì)增長率對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長均存在正向影響，影響系數(shù)分別為0.177和0.248，顯然滯后2期的作用力度更大；而在“高速增長”區(qū)制中，滯后1到2期的經(jīng)濟(jì)增長率對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長存在或正或負(fù)的影響，系數(shù)分別為0.698和-0.203。綜合滯后2期來看，經(jīng)濟(jì)增長率對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長呈正向影響。顯然，從總的影響上來分析，相比于“適速增長”階段，在“高速增長”階段內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長率對當(dāng)期經(jīng)濟(jì)增長的影響更為顯著。這可能是“高速增長”階段經(jīng)濟(jì)增長速度比“適速增長”階段的經(jīng)濟(jì)增長速度大的一個(gè)原因。在“適速增長”區(qū)制和“高速增長”區(qū)制中，滯后1到2期的經(jīng)濟(jì)增長率對影子銀行規(guī)模變動(dòng)均呈或正或負(fù)的影響，其中在“適速增長”階段，影響系數(shù)分別為-0.217和0.344；而在“高速增長”階段，影響系數(shù)分別為0.719和-0.294。綜合滯后2期的影響來看，在“高速增長”階段和“適速增長”階段，經(jīng)濟(jì)增長率對影子銀行規(guī)模變動(dòng)的影響均為正方向，但在不同區(qū)制中經(jīng)濟(jì)增長率對影子銀行規(guī)模的作用力度是不同的。

表4 區(qū)制轉(zhuǎn)移概率矩陣

表5 各區(qū)制持續(xù)期估計(jì)

注：以上表格中數(shù)據(jù)來源于OxMetrics6和Givewin2

估計(jì)結(jié)果顯示，我國影子銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在較為顯著的兩區(qū)制狀態(tài)，影子銀行規(guī)模變量與經(jīng)濟(jì)增長變量的區(qū)制之間具有一定的對應(yīng)關(guān)系。具體來說，當(dāng)影子銀行規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)入“高速增長”階段后，維持在該狀態(tài)下的概率為0.7835，具有較高的穩(wěn)定性，且進(jìn)入“高速增長”區(qū)制的樣本數(shù)量為19.4，處于此狀態(tài)頻率較高為0.5835，平均持續(xù)期為4.62。而當(dāng)進(jìn)入“適速增長”階段后，其自身持續(xù)概率也較高，達(dá)到0.6967，樣本數(shù)量為13.6，頻率為0.4165，平均持續(xù)期為3.30。從“適速增長”區(qū)制轉(zhuǎn)移到“高速增長”區(qū)制的概轉(zhuǎn)移率為0.3033，而反向的轉(zhuǎn)移概率為0.2165，這種情況表明了我國影子銀行規(guī)模和經(jīng)濟(jì)增長的階段性轉(zhuǎn)移在某種程度上具有一定的次序，從“適速增長”區(qū)制轉(zhuǎn)移到“高速增長”區(qū)制的“跳躍式”提速可能小于從“高速增長”區(qū)制轉(zhuǎn)移到“適速增長”區(qū)制的緩慢提速。

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，“適速增長”區(qū)制的樣本集中于1980~1983年、1986年、1989~1990年、1997~2002年和2012年。這段時(shí)間是我國影子銀行規(guī)模增長速度和GDP增長速度較低的時(shí)期?！案咚僭鲩L”區(qū)制的樣本集中在1984~1985年、1987~1988年、1991~1996年和2003~2011年。這段時(shí)間內(nèi)，我國影子銀行規(guī)模增長速度和GDP增長速度較高的時(shí)期。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，這說明我國影子銀行發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長區(qū)制狀態(tài)具有非對稱性質(zhì)。

圖1 影子銀行規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長平滑、擬合和預(yù)期概率

從以上不同區(qū)制的樣本分布來看，基本符合我國經(jīng)濟(jì)這20多年的運(yùn)行軌跡。1989~1990年，我國此時(shí)正經(jīng)歷著經(jīng)濟(jì)的低潮期，金融市場和GDP增長速度均較為緩慢。1991年經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整期，到1992年鄧小平同志南巡講話后，我國市場經(jīng)濟(jì)體制發(fā)生重大變革，經(jīng)濟(jì)增長潛力大幅釋放，進(jìn)入了一段經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期。1997年下半年起，東南亞經(jīng)濟(jì)危機(jī)爆發(fā)波及了我國的金融市場，我國經(jīng)濟(jì)萎靡不振，這種情況一直持續(xù)至2003年才有些好轉(zhuǎn)。2008~2009年，美國發(fā)生次貸危機(jī)，進(jìn)而演變成全球金融危機(jī)。我國政府及時(shí)推出“四萬億”政策成功穩(wěn)住了經(jīng)濟(jì)增長的勢頭，使得我國經(jīng)濟(jì)盡量少的受到這次危機(jī)的波及。

三、結(jié)論及建議

1．結(jié)論

本文采用了1978年至2012年影子銀行規(guī)模和國內(nèi)生產(chǎn)總值的年度增長率數(shù)據(jù)，選擇了MSIAH(2)-VAR(2)模型來分析我國影子銀行規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長之間存在的非線性關(guān)系，得出下述一些實(shí)證結(jié)論：（1）回歸結(jié)果表明：MSIAH(2)-VAR(2)模型擬合效果較優(yōu)，非線性模型參數(shù)均通過顯著性檢驗(yàn)且具有明顯的兩區(qū)制結(jié)構(gòu)變化。模型的兩區(qū)制狀態(tài)分別為“適速增長”階段（區(qū)制一）和“高速增長”階段（區(qū)制二）。在模型估計(jì)結(jié)果中，綜合滯后兩期的影響來看，在“適速增長”區(qū)制中，影子銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)方向的作用，在“高速增長”區(qū)制中，影子銀行發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長存在正方向影響；而無論在“適速增長”區(qū)制還是在“高速增長”區(qū)制中經(jīng)濟(jì)增長對影子銀行發(fā)展均呈正方向作用，只不過在“高速增長”區(qū)制中經(jīng)濟(jì)增長對影子銀行發(fā)展的影響程度更大。在“高速增長”區(qū)制中，我國市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行較為“活躍”，影子銀行發(fā)展較快，GDP增長率較高，兩變量間有較為明顯的相互促進(jìn)作用；而在“適速增長”區(qū)制中，影子銀行規(guī)模增長速度和GDP增長速度均較低，兩變量間相互促進(jìn)作用不明顯。這意味著，我國影子銀行發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在非線性關(guān)系且相互之間的影響表現(xiàn)為明顯的區(qū)制依賴性。（2）非線性模型具有較為明顯的兩區(qū)制結(jié)構(gòu)變化。較大部分樣本處于“高速增長”區(qū)制中，樣本頻率較高，持續(xù)期較長，影子銀行規(guī)模增速和GDP增長速度均較高；小部分樣本處于“適速增長”區(qū)制中，樣本頻率較低，持續(xù)期較短，影子銀行規(guī)模增速和經(jīng)濟(jì)增長速度均較低。

2．建議

依據(jù)本文實(shí)證結(jié)果表明，我國影子銀行的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長存在著非線性關(guān)系，影子銀行的發(fā)展關(guān)系著我國金融體系和國民經(jīng)濟(jì)體系的穩(wěn)定。為了追求經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)處于穩(wěn)態(tài)，筆者認(rèn)為可采取以下幾種措施。

（1）理性地對待影子銀行的發(fā)展，科學(xué)地防范影子銀行的風(fēng)險(xiǎn)。實(shí)證表明，影子銀行的發(fā)展在一定程度上能夠促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。由此，影子銀行的發(fā)展對經(jīng)濟(jì)金融體系而言是一把雙刃劍。當(dāng)正規(guī)金融機(jī)構(gòu)的信貸難以滿足實(shí)體經(jīng)濟(jì)的需要時(shí)，影子銀行就成為了我國經(jīng)濟(jì)金融體系的有機(jī)成分與必要補(bǔ)充，在發(fā)展實(shí)體經(jīng)濟(jì)的同時(shí)增加了社會生產(chǎn)總值。而由于影子銀行體系自身運(yùn)作機(jī)制的脆弱性，使其在信用擴(kuò)張中蘊(yùn)含著巨大的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。因此，我們必須重視已經(jīng)出現(xiàn)的和潛在的風(fēng)險(xiǎn)，防微杜漸，審慎分析影子銀行發(fā)展對我國宏觀經(jīng)濟(jì)可能造成的各種效應(yīng)。

（2）加快推進(jìn)影子銀行體系信息透明制度的建立和完善。影子銀行信用工具中所涉及的金融創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)不確定因素很大，因此很難識別。因而要通過推進(jìn)風(fēng)險(xiǎn)披露機(jī)制的實(shí)施，確保任何的金融市場交易的隱藏風(fēng)險(xiǎn)信息都在監(jiān)管當(dāng)局掌控之下，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步完善監(jiān)管制度，力求把影子銀行體系風(fēng)險(xiǎn)降到最低。

（3）構(gòu)建和完善金融市場征信體系。當(dāng)前，我國的信用體系依然不夠健全，需要進(jìn)一步完善和加強(qiáng)，此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度的信用擴(kuò)張會給市場經(jīng)濟(jì)帶來巨大的風(fēng)險(xiǎn)，但在健全的監(jiān)管制度之下的信用創(chuàng)新對加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著重要的現(xiàn)實(shí)意義。因此，我國需進(jìn)一步加強(qiáng)和完善征信機(jī)制，為影子銀行體系和社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展提供切實(shí)保障。

FSB.Shadow Banking:Scoping the Issues——A Background Note of the Financial Stability Board. .2011

Krolzig H M. Econometric modelling of Markov-switching vector autoregressions using MSVAR for Ox[J].1998.

Hamilton JD.A new approach to the economic analysis of nonstationary time series and the business cycle.Econometrica.1989

（責(zé)任編輯 夏菊子）

Study on the Relationship between the Development of Shadow Banking System and Economic Growth in China

LI Ze-cheng

This paper carries out an empirical study on the relationship between the development of shadow banking system and economic growth in China based on the annual data from the year 1978 to 2012 in China by constructing a MS-VAR model, concluding that the two are non-linearly related and their influences over each other vary according to the corresponding regimes. In the “high speed” regime, both shadowing banking system and GDP develop rapidly and they have a positive influence on each other, while in a “medium speed” regime, both shadowing banking system and GDP develop at a relatively low speed and their interactive influence on each other is not so obvious.

shadow banking system; economic growth; MS-VAR( Markov-switching Vector Autoregressive) model

F830

A

1671-9255（2015）01-0029-05

2015-03-09

李澤成（1990－ ），男，江西宜春人，華東交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院碩士研究生。

10.13685/j.cnki.abc. 000101

網(wǎng)絡(luò)出版時(shí)間：2015-03-17 17:23

網(wǎng)絡(luò)出版地址：http://www.cnki.net/kcms/detail/34.1242.Z.20150318.0904.003.html