影子銀行對貨幣流通的影響研究

焦高樂，嚴明義

（西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061）

影子銀行對貨幣流通的影響研究

焦高樂，嚴明義

（西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061）

摘要：影子銀行作為金融創(chuàng)新的一種產(chǎn)品在近年來得到了迅速的發(fā)展，但是其自身風險和對整個金融系統(tǒng)的不利影響也越來越受到人們的關注。文章以銀信合作理財產(chǎn)品入手，從理論和實證兩個角度分析了影子銀行對于我國貨幣流通的影響。研究發(fā)現(xiàn)：影子銀行改變了傳統(tǒng)的貨幣創(chuàng)造的過程，具有信用夸大的作用；銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行規(guī)模會通過影響貨幣供應量而對貨幣流通量產(chǎn)生影響，會提高物價水平、壓低利率。監(jiān)管當局應從完善內(nèi)部控制、加強信息披露、規(guī)范金融創(chuàng)新和推進利率市場化改革等方面強化對影子銀行的監(jiān)管。

關鍵詞：影子銀行；貨幣流通；銀信合作理財產(chǎn)品

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2016.08.016

一、引　言

2008年，美國次貸危機的爆發(fā)，使得“影子銀行”這種源于金融創(chuàng)新不斷發(fā)展，隱藏于資產(chǎn)證券化產(chǎn)品背后的信貸關系重新暴露在人們面前。近年來，為了規(guī)避監(jiān)管、變相放貸，我國也出現(xiàn)了以“銀信合作理財”為主的影子銀行業(yè)務。銀信合作理財作為銀行的一種表外業(yè)務，以信托產(chǎn)品的形式間接為企業(yè)提供貸款、實現(xiàn)了信用創(chuàng)造的功能，干擾了國家宏觀政策的正常執(zhí)行，同時，也蘊含著巨大的漏洞與風險。“影子銀行”這一概念，最早是在2007年的美聯(lián)儲年度會議上由保羅·麥克雷提出來的［1-3］。保羅·麥克雷認為“影子銀行”是“一些不在監(jiān)管范圍之內(nèi)的，與接受正規(guī)監(jiān)管的商業(yè)銀行體系相對應的投資渠道、投資工具或結構化產(chǎn)品，主要包括對沖基金、投資銀行、資產(chǎn)支持商業(yè)票據(jù)、結構性投資工具、銀信合作理財產(chǎn)品等”［4-7］?？偟膩砜矗坝白鱼y行”是一類處在監(jiān)管體系之外的，不受中央銀行流動性支持，也不受政府部門信貸擔保，但卻行使與傳統(tǒng)商業(yè)銀行相類似的功能，進行期限配置、信用擴展、流動性轉換的一類金融機構、業(yè)務或產(chǎn)品［8-12］。

國內(nèi)外相關學者對影子銀行和貨幣政策之間的關系研究成果頗為豐碩。從國外相關研究文獻來看，Nelson Benjamin D，et al（2015）利用向量自回歸模型，發(fā)現(xiàn)對美國而言一個緊縮性貨幣政策沖擊對商業(yè)銀行的資產(chǎn)增長雖然有持續(xù)的負面影響，但擴張了影子銀行的規(guī)模［13］。Meeks.R（2013）利用商業(yè)銀行的有關數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)金融危機后影子銀行對貨幣市場的影響相對有限［14］。Nicola Gennaioli（2013）研究表明在理性預期下，影子銀行體系穩(wěn)定有助于提高社會福利，然而當投資者和中介機構忽視尾部風險，利率風險隨著時間的推移和流動性的波動會逐步增加［15］。Fabio Verona（2015）基于DSGE模型研究了影子銀行在金融危機中的作用，得出了長時間的貨幣寬松政策有利于影子銀行的擴張，但影子銀行的擴張并不會引起金融危機的發(fā)生［16］。但是Gali（2014）與Boivin（2015）研究表明緊縮貨幣政策對影子銀行資產(chǎn)的增長起到正面作用，這一結論與傳統(tǒng)觀點相反［17-18］。Bean，C（2014）、Fana（2011）等人分別使用脈沖響應函數(shù)和方差分解等計量分析方法研究了中國貨幣政策對影子銀行的響應程度和影響路徑［19-20］。

張作云（2014）、郭迎峰等（2014）和易憲容（2009）提出信用擴張過度是金融危機中金融體系不穩(wěn)定的根源，而影子銀行就是信用擴張的工具，并研究了影子銀行對經(jīng)濟危機的影響［21-23］。巴曙松（2009）等人認為影子銀行通過信用的無限擴張，使得金融資產(chǎn)的杠桿率不斷提高，以此來謀取利潤的最大化。由于其信用擴張的范圍十分之廣，因而其風險會對整個金融體系帶來影響［24-26］。裘翔和周強龍（2014）在DNK-DSGE框架下引入了包含影子銀行的金融中介部門，認為影子銀行是傳統(tǒng)信貸在高風險領域的延伸，會影響到貨幣政策的執(zhí)行效果［27］；李毓（2015）通過向量自回歸（VAR）模型對我國影子銀行規(guī)模、小微企業(yè)融資規(guī)模、商業(yè)銀行貸款利率、經(jīng)濟增長的關系分析發(fā)現(xiàn)，我國影子銀行是經(jīng)濟發(fā)展的產(chǎn)物，它在一定程度上緩解了小微企業(yè)的融資困難［28］；王銘利（2015）則利用中國上市公司數(shù)據(jù)從微觀層面證明廣義信貸傳導渠道已成為中國貨幣政策傳導的重要路徑，并發(fā)現(xiàn)在貨幣政策緊縮時影子銀行弱化了貨幣政策效力，央行在推進利率市場化的同時，需要監(jiān)測更廣義的信貸才能保證貨幣政策效果［29］。

由此可見，研究影子銀行體系對我國金融體系的影響程度，明確影子銀行給金融市場帶來的風險，并合理規(guī)范其運作模式、及時防范其潛在風險，對于現(xiàn)階段處于重要轉型時期的我國經(jīng)濟而言是十分必要的。但是，國內(nèi)外當前的研究多數(shù)都是基于宏觀數(shù)據(jù)研究了影子銀行和宏觀貨幣政策效果的關系，但是囿于統(tǒng)計口徑和數(shù)據(jù)的限制，并不能完整地展現(xiàn)出影子銀行影響信用創(chuàng)造的具體機理，也缺乏從微觀層面的實證分析［30-35］。本文就以我國影子銀行主要表現(xiàn)形式銀信合作理財產(chǎn)品為例，從理論和實證兩個方面研究了銀信合作理財產(chǎn)品對我國貨幣流通的影響，發(fā)現(xiàn)銀信合作理財產(chǎn)品作為一種信用創(chuàng)造的方式，導致我國市場上的貨幣供應量增加，進而對我國的貨幣流通產(chǎn)生了顯著的影響，銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行會導致物價水平的上升和利率水平的下降，影響了我國貨幣的流通穩(wěn)定，增加了整個市場的金融風險，因此國家應當加強對于影子銀行的監(jiān)督和管理［36］。

二、理論分析

貨幣的供求均衡是對一國貨幣在整個經(jīng)濟活動中供求狀況的總體衡量，其具體標志可以反映為：物價、利率以及匯率等方面。其中，物價水平反映了貨幣的對內(nèi)價值，一般認為貨幣供給越多則其價值越低；利率水平反映了一國內(nèi)部貨幣的供需狀況；匯率水平綜合反映貨幣的對外價值和在國際上的供需狀況。由于匯率通常受到一國政治和國際方面的影響較大，因此，本文選取物價和利率作為對貨幣流通穩(wěn)定性的衡量指標，基于信用創(chuàng)造這一貨幣銀行學基礎的理論，結合商業(yè)銀行存款派生機制，具體研究銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行對物價、利率的影響，進而反映出影子銀行對貨幣流通穩(wěn)定的影響。

（一）基準模型：不存在銀信合作

模型的基本假設條件如下：

（1）一國銀行體系既包括傳統(tǒng)商業(yè)銀行，也包括中央銀行。

（2）商業(yè)銀行活期存款法定準備金比率為rd，定期存款法定準備金比率為rt，定期存款與活期存款的比例為t。商業(yè)銀行在繳納法定存款準備金的同時，還持有一部分超額存款準備金E，設超額存款準備金率為e。

（3）社會公眾可支配貨幣包括：流通中的現(xiàn)金C和活期存款總和D。社會公眾持有的通貨C占存款總額的比率為c。

根據(jù)商業(yè)銀行信用創(chuàng)造原理，假設商業(yè)銀行吸收了規(guī)模為的原始存款，則在沒有銀信合作的情況下：

其中，H為基礎貨幣；R為存款準備金總額；rd為活期存款法定準備金比率；rt為定期存款法定準備金比率；e為超額存款準備金率；t為定期存款與活期存款的比例；c為通貨/存款比率。

因此，貨幣供給量M為：

（二）模型擴展：引入銀信合作

當存在銀信合作理財產(chǎn)品時，設銀信合作理財產(chǎn)品規(guī)模為T，因此，貨幣供給總量為：

從以上分析可以看出，當存在銀信合作理財產(chǎn)品的情況下，商業(yè)銀行將募集到的資金以貸款形式發(fā)放出去，將使得金融市場上的貨幣供給增加T+T/（rd+rtt+c+e），比同等規(guī)模的直接放貸增加了貨幣供給。此外，盡管理財產(chǎn)品的收益率通常比存款利率高，即便是最保守的貨幣型理財產(chǎn)品其收益率也高于同期的銀行存款利率，但是社會公眾對通貨、存款和理財產(chǎn)品之間仍然具有選擇性的，為了分析公眾的不同選擇偏好是否能夠造成不同的影響，我們就以下3種情況分別討論：

（1）考慮銀行存款和銀信合作理財產(chǎn)品之間的資金轉移情況。假如公眾購買銀信合作理財產(chǎn)品的資金來源于銀行存款，設購買金額為T，那么在這個過程中，銀行系統(tǒng)的存款減少T+T/（rd+rtt+c+e）［8］。當購買了理財產(chǎn)品之后，根據(jù)銀信合作理財產(chǎn)品貨幣創(chuàng)造過程，銀行系統(tǒng)的存款將增加T+T/（rd+rtt+c+e），總體看來，整個過程中貨幣供給增加了T。

（2）考慮通貨和銀信合作理財產(chǎn)品之間的資金轉移情況。假如公眾購買銀信合作理財產(chǎn)品的資金來源于通貨C，設購買金額為T，那么在這個過程中，通貨減少了T（）T＜C，銀行系統(tǒng)存款減少了T/（rd+rtt+c+e）。當購買了理財產(chǎn)品之后，銀行系統(tǒng)的存款將增加T/（rd+rtt+c+e），通貨增加了T，總體看來，整個過程中貨幣供給增加了T。

（3）考慮部分存款和部分通貨同時轉移到銀信合作理財產(chǎn)品的情況。假如公眾購買銀信合作合作理財產(chǎn)品的資金一部分來源于銀行存款，一部分來源于其所持有的通貨，設aT（）0＜a＜1部分的資金來源于其所持有的通貨，而（）1-a T部分的資金來源于銀行存款。根據(jù)前面兩種情況的分析，我們可以知道，資金從通貨轉移到理財產(chǎn)品的過程，將使貨幣供給增加aT，而從銀行存款轉移到理財產(chǎn)品的過程，將使貨幣供給增加（）1-a T，因此，總的貨幣供給仍然增加了T。

三、實證研究

（一）假設與指標

物價和利率是衡量貨幣流通穩(wěn)定與否的重要標志，基于前面的理論分析，本文認為，銀信合作理財產(chǎn)品發(fā)行規(guī)模的增加會引起貨幣供應量增加，進而引起物價上漲和與利率下降，由此本文提出如下兩個假設：

假設1：銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行會引起物價上漲，其發(fā)行規(guī)模與物價水平呈正相關；

假設2：銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行會引起市場利率水平下降，其發(fā)行規(guī)模與利率水平負相關。

在貨幣因素以外，商品供應量、稅收、生產(chǎn)力水平也是影響物價變動的重要因素，且物價會隨著商品供應量的增加而降低，隨著稅收水平的提高而提高，隨著生產(chǎn)力水平的提高而降低。影響市場利率（在此指名義利率）的因素不僅包括貨幣供給，還包括貨幣需求，物價等因素，并與貨幣需求規(guī)模以及物價水平正相關。因此在實證分析中，我們也將控制影響物價和利率因素的其他變量。

基于以上假設，本文以稅收總額代表稅收水平，以人均GDP代表生產(chǎn)力水平，以商業(yè)銀行存貸比表示貨幣需求，以CPI代表物價水平，以社會商品零售總額代表商品供應量，以3個月期SHIBOR利率表示名義市場利率水平。

對于上述指標，CPI、銀信合作理財產(chǎn)品發(fā)行規(guī)模T、社會商品零售總額均選取的是2010年1月至2014年12月60個月的數(shù)據(jù)。商業(yè)銀行存貸比根據(jù)人民銀行網(wǎng)站2010年到2014年的金融機構本外幣信貸收支表中存款總額和貸款總額計算而來。SHIBOR利率選取3個月期限的數(shù)據(jù)進行研究，且根據(jù)各月實際工作日的算術平均值對當月SHIBOR利率進行估算［9］。而人均GDP由于只有季度數(shù)據(jù)，因此對于各月的人均GDP，以所在季度的平均增長率為依據(jù)進行估算。表1給出了各指標數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述。

表1　主要變量描述性統(tǒng)計表

（二）模型構建

根據(jù)實證需要，本文構建如下兩個模型：

其中，CPI為居民消費價格指數(shù)；SRG為社會商品零售總額、Tax為稅收總額、pGDP為人均GDP、LDR為商業(yè)銀行存貸比、T為銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行規(guī)模、SHIBOR為上海銀行間同業(yè)拆放利率。

下面將對以上兩個回歸方程進行回歸，并采用Granger因果分析的方法，具體分析銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行規(guī)模對物價水平和利率水平的影響程度。

（三）回歸及Granger檢驗

1.數(shù)據(jù)處理與平穩(wěn)性檢驗

從表2不難發(fā)現(xiàn)，本文所選取的指標均為宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，因受到季節(jié)性、政策性等因素的影響，數(shù)據(jù)的波動較大，因而在對數(shù)據(jù)進行分析之前，首先要對數(shù)據(jù)進行季節(jié)性調(diào)整，以消除季節(jié)性因素對數(shù)據(jù)之間相關性的影響。

此外，本文所選取的變量中，例如銀信合作理財產(chǎn)品發(fā)行規(guī)模、社會商品零售總額、稅收、人均GDP等，通常是不穩(wěn)定的，因此要確定各個變量之間是同階穩(wěn)定的才可以進一步分析。本文采用ADF平穩(wěn)性檢驗的方法確定變量之間的同階穩(wěn)定性，具體檢驗結果見表2所列。

表2　ADF數(shù)據(jù)原值檢驗

由表2可以看出各個變量在其原值（即level）水平下的檢驗結果，T值都大于其在10%水平下的臨界值，因此，各個變量在其原值水平下的ADF檢驗都是不平穩(wěn)的。需要進行ADF一階差分（1st Difference），甚至二階差分（2nd Difference），以此來確保各個變量之間是同階平穩(wěn)的。一階差分檢驗檢驗結果見表3。

表3　ADF一階差分檢驗

可以看出，除了lnSRG的T值小于5%水平下的臨界值，其余各個變量在一階差分水平下的檢驗結果，其T值都小于1%水平下的臨界值，因此，各個變量之間都是一階差分平穩(wěn)的，具有良好的平穩(wěn)性，滿足協(xié)整檢驗的前提條件，因此我們可以繼續(xù)下一步的協(xié)整檢驗。

2.協(xié)整檢驗

從經(jīng)濟學角度上看變量 lnCPI、lnSRG、lnTax、lnpGDP、lnLDT、lnT之間存在著長期穩(wěn)定關系。根據(jù)上一小節(jié)的結論，我們得出各個變量lnCPI、lnSRG、lnTax、lnpGDP、lnLDT、lnT的一階差分方程在5%的顯著性水平下則都是平穩(wěn)的，均滿足一階單整。如果變量都是單整變量，只有當它們的單整階相同時，才可能協(xié)整。因此，這一小節(jié)內(nèi)容，我們主要對銀信合作理財產(chǎn)品發(fā)行規(guī)模T與CPI 和SHIBOR利率進行協(xié)整性檢驗，通過協(xié)整性檢驗以后，才可以對各個變量進行回歸分析和Granger因果檢驗。因此，我們分別將CPI和SHIBOR對銀信合作理財產(chǎn)品規(guī)模T進行回歸，然后分別對殘差序列進行了ADF檢驗，結果表明銀信理財產(chǎn)品月發(fā)行規(guī)模T 與CPI、銀信理財產(chǎn)品月發(fā)行規(guī)模T與SHIBOR之間都是協(xié)整的。

3.OLS回歸結果

通過上述數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整性檢驗，我們可以確保所得的回歸方程不存在“偽回歸”的情況。因此，可以進一步進行模型回歸。

（1）銀信理財產(chǎn)品月發(fā)行規(guī)模T與CPI。利用Eviews做銀信合作理財產(chǎn)品月發(fā)行規(guī)模T與CPI的回歸方程，得到的具體方程如下：

具體分析結果見表4所列。

表4　T與CPI回歸分析

（2）銀信理財產(chǎn)品月發(fā)行規(guī)模T與SHIBOR。利用Eviews對銀信理財產(chǎn)品月發(fā)行規(guī)模T與SHIBOR進行回歸分析，所得的回歸方程為：

具體分析結果見表5所列。

表5　T與SHIBOR回歸分析

4.Granger檢驗

通過上述數(shù)據(jù)之間的平穩(wěn)性檢驗和協(xié)整性檢驗，我們可以看出模型4-1與4-2中的各個變量是同階平穩(wěn)的，且具有顯著的協(xié)整關系，符合Granger檢驗的前提條件。因此，我們可以進一步進行Granger檢驗。具體的檢驗結果匯總見表6所列。

表6　Granger因果檢驗結果

根據(jù)表4、表5和表6，我們可以得到如下信息：

第一，模型（5）的R2=0.68，模型（6）的R2=0.88，說明這兩個模型的擬合程度都較好，兩個模型均成立。

第二，從表4可以看出，模型（5）的各個變量P值均小于0.05，這說明各個變量在95%的置信水平下都是顯著的，其對都有較為顯著的影響。且銀信合作理財產(chǎn)品發(fā)行規(guī)模的系數(shù)為0.02＞0，說明銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行規(guī)模與物價水平呈正相關。從表6可以看出，銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行規(guī)模對CPI有明顯的Granger因果關系，而反過來CPI對T的Granger關系則不顯著。綜上，說明銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行會引起物價上漲，其發(fā)行規(guī)模與物價水平呈正相關，假設1通過驗證。

第三，從表5可以看出，模型（6）的各個變量P值均小于0.01，這說明各個變量在99%的置信水平下都是顯著的，其對SHIBOR利率都有較為顯著的影響。且銀信合作理財產(chǎn)品發(fā)行規(guī)模T的系數(shù)為-0.20＜0，說明銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行規(guī)模與利率水平呈負相關。從表6可以看出，T在接近90%的置信水平下對SHIBOR利率有Granger因果關系，而反過來SHIBOR利率對T的Granger關系則不顯著。綜上，說明銀信合作理財產(chǎn)品的發(fā)行會引起利率水平下降，其發(fā)行規(guī)模與利率水平呈負相關，假設2通過驗證。

第四，從表4還可以看出，代表稅收水平的稅收總額的系數(shù)為0.05＞0，代表商品供應量的社會商品零售總額的系數(shù)為-0.25＜0，而代表生產(chǎn)力水平的人均GDP的系數(shù)為0.34＞0。這說明稅收總額與CPI正相關，社會商品零售總額與CPI負相關，而人均GDP與正相關，這一點與常識不完全相符，主要原因可能有以下兩點：①從2010年底到2012年初的這段時間，為了緩解人民幣升值的壓力，我國央行大規(guī)模買入美元同時賣出人民幣，向市場上注入過多的流動性，導致物價非正常上漲。同時，美國的第二輪量化寬松政策，使得國際上的熱錢大量流入我國，推高了我國的通脹水平。此外，還受到日本地震的影響，能源價格大幅提高，由此引發(fā)成本推動型通貨膨脹。CPI在這些因素的影響下，這段時間我國一直處于較高的通貨膨脹水平，曾一度高達106.5%。因此，盡管同期我國生產(chǎn)力水平不斷提升，但這種短期的生產(chǎn)力水平小幅提升并不能抵消上述因素的影響。②由于人均只有季度數(shù)據(jù)，因此以季度平均增長率為依據(jù)對各月的人均進行估算的結果，與當月真實的人均之間存在誤差，并不能反應當月真實的生產(chǎn)力水平和實際的生產(chǎn)力水平變化趨勢。

四、結論與對策

影子銀行體系是一把雙刃劍，在合理的政策環(huán)境和良好的運行情況下，會使整個金融市場更加具有活力；若是政策環(huán)境不合理或者其運行狀況不佳，影子銀行將會增加整個金融市場的風險水平，嚴重影響一國宏觀經(jīng)濟的調(diào)控與發(fā)展，因此應加強對影子銀行的監(jiān)管。

（一）明確影子銀行范疇，完善影子內(nèi)控機制

遵循宏觀審慎的監(jiān)管原則，加快建立統(tǒng)一、系統(tǒng)的監(jiān)管體系。金融監(jiān)管當局需依據(jù)微觀審慎的監(jiān)管思路，對影子銀行機構制定相應內(nèi)部風險控制指導措施。影子銀行機構需提高自身對風險要素的敏感性，重視自身風險來源和積聚路徑，建立有效的內(nèi)部風險預警機制，提升風險的早起預警水平。

（二）加強信息披露，提高影子銀行透明度

提高影子銀行的透明度，完善信息披露制度，是確保影子銀行健康、快速發(fā)展的必經(jīng)之路。監(jiān)管部門應建立起完善的、及時的信息披露平臺，對影子銀行的重要信息及時進行收集、匯總、分析，對相關數(shù)據(jù)信息進行嚴格的披露。具體到影子銀行不同業(yè)務與產(chǎn)品，監(jiān)管部門應要求相關機構加強對其風險真實、詳細的披露，杜絕只提收益不提風險，增強投資者對風險的認識。

（三）加快推進利率市場化改革，限制影子銀行杠桿率

進一步推動我國利率市場化改革進程，逐步放開銀行信貸管制和存款利率上限，充分發(fā)揮金融市場的定價和資源配置功能，讓資金價格“隨行入市”。同時，監(jiān)管部門應當循序漸進的引導金融產(chǎn)品和服務的創(chuàng)新，有效的控制其負面影響。具體而言，一方面要在確保金融創(chuàng)新穩(wěn)健地發(fā)展的同時，將創(chuàng)新型金融產(chǎn)品和服務規(guī)范到監(jiān)管框架中去。另一方面，要規(guī)范影子銀行機構之間的合作和創(chuàng)新，從根源上防范風險的傳遞和發(fā)展。

參考文獻：

［1］李波，伍戈.影子銀行的信用創(chuàng)造功能及其對貨幣政策的挑戰(zhàn)［J］.金融研究，2011（12）：77-84.

［2］裘翔，周強龍.影子銀行與貨幣政策傳導［J］.經(jīng)濟研究，2014（5）：91-105.

［3］黃衛(wèi)東.人民幣與美元相互可兌換狀況分析與政策建議［J］.管理學刊，2015（1）：43-52.

［4］饒品貴，姜國華.貨幣政策對銀行信貸與商業(yè)信用互動關系影響研究［J］.經(jīng)濟研究，2013（1）：68-82.

［5］金中夏，洪浩，李宏瑾.利率市場化對貨幣政策有效性和經(jīng)濟結構調(diào)整的影響［J］.經(jīng)濟研究，2013（4）：69-82.

［6］祝繼高，胡詩陽，陸正飛.商業(yè)銀行從事影子銀行業(yè)務的影響因素與經(jīng)濟后果——基于影子銀行體系資金融出方的實證研究［J］.金融研究，2016（1）：66-82.

［7］方先明，謝雨菲.影子銀行及其交叉?zhèn)魅撅L險［J］.經(jīng)濟學家，2016（3）：58-65.

［8］李恩，張軍委.市場配置資源的歷史演進及對改革的啟示［J］.管理學刊，2015（2）：32-35.

［9］許友倫.全面理解政府職能［J］.管理學刊，2014（4）：63-67.

［10］朱寧.剛性泡沫的風險［J］.中國金融，2016（6）：104.

［11］李叢文.中國影子銀行與貨幣政策調(diào)控——基于時變Copula動態(tài)相關性分析［J］.南開經(jīng)濟研究，2015（5）：40-58.

［12］謝長安，郭艷青.美元金融資本與中國新型城鎮(zhèn)化［J］.管理學刊，2014（6）：61-65.

［13］NelsonB D，Pinter G，Theodoridis K.Do contractionary monetary policy shocks expand shadow banking？［R］.London：Bank of England Working Paper，2015.

［14］Meeks R，Nelson B，Alessandri P.Shadow banks and macroeconomic instability［R］.Bank of Italy Temi diDiscussione（Working Paper）No.939，2013.

［15］Nicola Gennaioli，Andrei Shleifer，Robert W.A model of shadow banking［J］.Journal of Finance，American Finance Association，2013，68（4）：1331-1363.

［16］Verona F，Martins M F，Drumond I.Monetary policy shocks in a DSGE model with a shadow banking system ［J］.CEP-UP Working Paper，2011（6）：1101-1110.

［17］Boivin J，Giannoni M P.Global forces and monetary policy effectiveness［J］.The Journal of Finance，2008，44（2）：1275-1288.

［18］Gali J.Monetary policy and rational asset price bubbles［J］. The American Economic Review，2015，104（3）：721-752.

［19］Nelson B，Pinter G，Theodoridis K.Does a surprise tightening of monetary policy expand shadow banking？［J］.Vox-EU Organisation，2011（3）：16-23.

［20］Bean C.The future of monetary policy［R］.Speech at the London School of Economics，2014.

［21］張作云.國際金融和經(jīng)濟危機后我國發(fā)展面臨的挑戰(zhàn)［J］.管理學刊，2014（3）：28-43.

［22］郭迎鋒，沈尤佳.本輪危機前后德國國有化研究概況及實踐評析［J］.管理學刊，2014（5）：36-48.

［23］易憲容.影子銀行體系信貸危機的金融分析［J］.江海學刊，2009（3）：70-76.

［24］巴曙松.加強對影子銀行系統(tǒng)的監(jiān)管［J］.中國金融，2009 （14）：24-25.

［25］李建軍，薛瑩.中國影子銀行部門系統(tǒng)性風險的形成、影響與應對［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟究，2014（8）：117-130.

［26］杜翔宇，楊洋，尹為.基于動態(tài)監(jiān)測的可疑金融交易識別體系重構［J］.管理學刊，2015（6）：46-53.

［27］裘翔，周強龍.影子銀行與貨幣政策傳導［J］.經(jīng)濟研究，2014（3）：91-105.

［28］李毓，趙素芳.新常態(tài)下中國影子銀行對小微企業(yè)融資的影響——基于VAR模型的實證研究［J］.管理學刊，2015 （5）：61-65.

［29］王銘利.影子銀行、信貸傳導與貨幣政策有效性——一個基于微觀視角的研究［J］.中國軟科學，2015（4）：173-182.

［30］王森，周茜茜.影子銀行、信用創(chuàng)造與貨幣政策傳導機制［J］.經(jīng)濟問題，2015（5）：48-52.

［31］王桂堂，石婧雯.我國擔保業(yè)發(fā)育中的功能變異及對策研究［J］.管理學刊，2014（2）：51-58.

［32］靳慶魯，孔祥，侯青川.貨幣政策、民營企業(yè)投資效率與公司期權價值［J］.經(jīng)濟研究，2012（5）：96-106.

［33］李建偉，李樹生.影子銀行、利率市場化與實體經(jīng)濟景氣程度——基于SVAR模型的實證研究［J］.中南財經(jīng)政法大學學報，2015（3）：56-62.

［34］崔九九.國有商業(yè)銀行不良貸款的防范及化解策略［J］.管理學刊，2015（4）：29-32.

［35］于建忠，劉海飛，宋素榮.中國影子銀行的行為模型［J］.金融研究，2016（2）：163-171.

［36］何干強.政府職能、所有制和市場關系的整體協(xié)同性——評《2030年的中國：建設現(xiàn)代、和諧、有創(chuàng)造力的社會》［J］.管理學刊，2014（2）：1-10.

［責任編輯：張兵］

嚴明義（1963-），男，陜西西安人，教授，博士生導師，研究方向：計量經(jīng)濟學。

中圖分類號：F82；F83

文獻標志碼：A

文章編號：1007-5097（2016）08-0102-06

收稿日期：2016-04-05

基金項目：國家社會科學基金重大項目（12ZD079）；國家社會科學基金重點項目（14AZD033）

作者簡介：焦高樂（1991-），男，陜西渭南人，博士研究生，研究方向：金融計量經(jīng)濟學；

A Study on the Impact of Shadow Banking on Currency Circulation

JIAO Gao-le，YAN Ming-yi
（School of Economics and Finance，Xi'an Jiaotong University，Xi'an 710061，China）

Abstract：Shadow banking，as a product of financial innovation in recent years，has been developed rapidly，and more and more people have attached attention to its own risks and adverse effects on the entire financial system.In this paper，from the perspective of bank and trust cooperation financial products，we analyze the impact of shadow banking on currency circulation in China from both theoretical and empirical aspects.The study finds that：Shadow banking has changed the traditional process of money creation，it has exaggerated the role of credit；The issuance scale of bank and trust cooperation financial products affects currency circulation by influencing currency supply，and raise price level and lower interest rates；The supervisory authorities should improve internal control，strengthen information disclosure，regulate financial innovation and promote market-oriented interest rate reform，etc.，in order to strengthen the supervision on shadow banking.

Keywords：shadow banking；currency circulation；bank and trust cooperation financial products