影子銀行對貨幣政策的影響

孟憲卿

（吉林大學，吉林長春 130051）

一、引言

影子銀行最初發(fā)源于美國，是指游離于銀行監(jiān)管體系之外、可能引發(fā)系統(tǒng)性風險和監(jiān)管套利等問題的信用中介體系。然而因各國的國情、資本市場的發(fā)達程度以及監(jiān)管當局的措施和適用法規(guī)不同，因此各國的影子銀行作用實質的主體在形式上存在著一定的差異。根據(jù)我國銀監(jiān)會對影子銀行的定義闡述，我們需要注意到我國的商業(yè)銀行的理財業(yè)務等表外業(yè)務不屬于影子銀行，這與我國的商業(yè)銀行國有成分持股比例較高且受到監(jiān)管機構較為嚴格的監(jiān)管有一定的關系；商業(yè)銀行與信托公司所構成的銀信合作雖然在一定程度上具有影子銀行的實質，但是很有可能不被列為影子銀行。

那么結合我國現(xiàn)有國情，筆者認為證券投資公司、保險公司、互聯(lián)網(wǎng)金融公司、民間借貸融資機構構成我國影子銀行的主要實體，并且隨著我國的電子商務和第三方支付的快速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)金融公司構成我國的影子銀行體系屬于我國與歐州和美國影子銀行構成體系的較大的不同之處。

二、文獻綜述

高然、陳忱、曾輝（2018）通過反事實模擬，驗證得出影子銀行造成傳統(tǒng)商業(yè)銀行的信貸渠道被部分替代，從而降低了貨幣政策的有效性。以我國互聯(lián)網(wǎng)金融的蓬勃發(fā)展和社會現(xiàn)狀進行佐證，其體現(xiàn)了影子銀行對于傳統(tǒng)商業(yè)銀行信貸的替代，并且這種替代效果隨著互聯(lián)網(wǎng)金融服務用戶的快速增加和服務涉及面的擴大而逐步增強。根據(jù)肖衛(wèi)國，蘭曉梅（2019）的研究得出：非保本理財產(chǎn)品和同業(yè)業(yè)務均促使我國貨幣供應量正向增長，非保本理財產(chǎn)品對貨幣供應增速正向貢獻度更大。我們注意到上文所提到的互聯(lián)網(wǎng)金融公司在經(jīng)營第三方支付、網(wǎng)上信貸等業(yè)務的同時也會經(jīng)營理財?shù)确?，其與我國商業(yè)銀行傳統(tǒng)的理財業(yè)務或者是銀信合作的形式都不相同，我們可以將其理解為嚴格監(jiān)管外的非保本理財投資，在這種情況下無論是根據(jù)經(jīng)濟學定義還是我國銀保監(jiān)會的闡述，此項投資都屬于影子銀行體系內(nèi)。

我們以螞蟻金服為例已經(jīng)感知到我國影子銀行體系擴大和發(fā)展的速度，但是還需要有經(jīng)濟統(tǒng)計學的宏觀數(shù)據(jù)為指導，衡量我國的影子銀行體系的規(guī)模。在本文中筆者依據(jù)高然、陳忱、曾輝（2018）的變量設置，以信托貸款、委托貸款與未貼現(xiàn)銀行承兌匯票三者之和確定影子銀行融資規(guī)模，以人民幣貸款衡量商業(yè)銀行融資規(guī)模。

李錦成（2018）則注意到貨幣的需求與供應與影子銀行之間的關聯(lián)，采用M2占GDP比值的加權平均值測算出貨幣需求系數(shù)，并得出中國的影子銀行規(guī)模變動與A股市場波動存在相關性的結論。在本文將采取此方式計算貨幣需求乘數(shù)。

三、數(shù)據(jù)與論證分析

（一）我國商業(yè)銀行融資與影子銀行體系融資對比

筆者根據(jù)國際統(tǒng)計局發(fā)布的2008—2017年的10年年度社會融資規(guī)模（億元人民幣）構成數(shù)據(jù)分別計算商業(yè)銀行與影子銀行所提供的融資規(guī)模并進行比較，得到表1。

我們從表1中可以發(fā)現(xiàn)在2007年次貸危機后，我國的影子銀行融資規(guī)模的增速大于商業(yè)銀行融資規(guī)模的增速，而且影子銀行融資與商業(yè)銀行融資比總體上在增大，并且在2010年出現(xiàn)了顯著的提高，因此也需要格外關注2010年前后的宏觀經(jīng)濟環(huán)境與貨幣政策。2008—2017年影子銀行融資與商業(yè)銀行融資比算術平均值為0.28102，若用十年間影子銀行融資總量與商業(yè)銀行融資總量進行比例計算結果為0.26655。表1中顯示共有四年超過算術平均值，為2010—2013年。

表1 我國影子銀行與商業(yè)銀行融資規(guī)模及對比表

表2 2008—2017年中國存貸款基準利率匯總表

（二）商業(yè)銀行利率數(shù)據(jù)分析

由于我國的商業(yè)銀行和全國性股份制銀行大多有較大的國有股份且受到各監(jiān)管部門的較為嚴格的監(jiān)管，因此我國的商業(yè)銀行利率總體上可以用中國人民銀行所制定的存貸款基準利率進行衡量，表2為次貸危機后我國的各期存貸款基準利率匯總表。

根據(jù)表2的數(shù)據(jù)我們可以發(fā)現(xiàn)我國的存款基準利率與貸款基準利率在調(diào)整的方向上和幅度上都有比較明顯地同步性。在2008年、2011年、2015年中國人民銀行都進行了較為頻繁的存貸款基準利率的調(diào)整，但總體上調(diào)整幅度較小，其中存款基準利率每次調(diào)整幅度均在0.25%，2015年后至今我國的存貸款基準利率保持穩(wěn)定。

（三）影子銀行資金成本分析

利率與市盈率二者的計算方式進行合理類比產(chǎn)生市盈利率的概念。由于影子銀行缺乏有效的監(jiān)管和信息披露，因此難以獲得加權平均后的影子銀行融資利率，因此衡量影子銀行資金成本具有一定的困難。然而我們需要承認資金具有逐利性，因此我們可以參照較長期限區(qū)間的市盈率給與利率水平的參考。筆者收集了國家統(tǒng)計局公布的10年間年平均市盈率并計算出其倒數(shù)，如表3所示。

在宏觀經(jīng)濟學和微觀經(jīng)濟學以及會計學中無論是居民個體、企業(yè)、政府或者是市場整體的行為都會受到期限的影響而有所差異，因此經(jīng)濟學與管理學都在各自的領域范圍內(nèi)強調(diào)期限的重要性和假設前提。短期、中期、長期之分也由此產(chǎn)生，而其界定在具體判例中往往又是模糊不清的。市盈利率成立的前提是肯定了資本的逐利性，而逐利所獲得收益與資金的成本就在股權市場中與貨幣資本市場中進行合理類比得出的，但是目前的市場仍無法稱之為完美的有效市場，故而筆者認為當期的市盈利率所反映的上期資金成本，但是當期與上期的區(qū)間長短的界定并不明確。筆者依據(jù)會計學中關于流動性以一年為界定和金融學中的短期貨幣交易為一年內(nèi)，認為一年足以使得資金依照逐利進行調(diào)配，因此選用的是年平均市盈率進行計算。

表3 2008年—2017年滬深股市市盈利率計算匯總表

同時筆者將中國人民銀行2008年—2017年存貸款基準利率進行每年調(diào)整，由于M2貨幣供應量為動態(tài)變化故而筆者未進行加權平均而是進行每年的調(diào)整后算術平均計算，若當年為進行基準利率調(diào)整則采用上年調(diào)整后基準利率作為本年的基準利率，與平均市盈利率進行逐年對比，得到表4。

對比十年間平均市盈利率和貸款基準利率修正，我們發(fā)現(xiàn)有七年貸款基準利率修正是高于平均市盈利率的，分別為：2009年、2010年、2011年、2014年、2015—2017年，長期以來金融學界常將股市看作是國家宏觀經(jīng)濟運行的晴雨表，因此貨幣政策的制定也需要參考股市等市場的情況。

（四）貨幣供應量及貨幣需求的分析

筆者借鑒李錦成（2018）的方法，利用貨幣供應量M2占GDP比值的加權平均值測算貨幣需求系數(shù)，并求出各年份貨幣需求量，得到表5。

筆者按照上文貨幣需求系數(shù)計算方式，以各年國內(nèi)生產(chǎn)總值為權重進行加權計算得出2008年—2017年間我國貨幣需求系數(shù)平均為1.897906137。基于此長期貨幣需求系數(shù)，筆者計算出各年國內(nèi)生產(chǎn)總值對應下的貨幣需求量，發(fā)現(xiàn)我國2014——2017年間的貨幣需求量小于實際貨幣供應量，2008—2013年貨幣需求量大于實際貨幣供應量，具體結果如表6所示。

表4 2008—2017年基準利率與平均市盈利率對比

表5 貨幣供應量與國內(nèi)生產(chǎn)總值對比表

表6 理論貨幣需求量及其與實際貨幣供應量差值對照表

通過表中數(shù)據(jù)我們可以得知，在2014—2017年期間我國可能出現(xiàn)了相對顯著的貨幣超量發(fā)行的狀況，超量發(fā)行占實際貨幣供應量的百分比為6.488%—9.387%，結合物價水平考慮，應屬于溫和的通貨膨脹范圍內(nèi)。

（五）影子銀行與商業(yè)銀行體系對市場利率的影響

筆者通過閱讀關于影子銀行規(guī)模確認和利率計算的研究文獻，確定采取國債到期收益率作為影子銀行利率衡量的參照指標。因上文的指標大多以年作為時間跨度單位，因此采用中央結算公司——中國債券信息網(wǎng)所公布的代償期為1年的國債收益率作為影子銀行利率。筆者認為影子銀行利率水平與商業(yè)銀行的利率共同決定了市場實際利率水平。因此設定市場利率為Y，商業(yè)銀行貸款利率為X1，影子銀行體系實際利率為X2，得到y(tǒng)=αx1+βx2+γx1x2。因利率市場僅分為商業(yè)銀行體系與影子銀行體系，故而不存在常數(shù)變量。

表7 變量觀測值表

表8 初步回歸參數(shù)表

在設置常數(shù)為零的情況下進行回歸分析可得回歸統(tǒng)計的Multiple R為0.97860517、R Square為0.957668078、 Adjusted R Square 為 0.802716101、標準誤差為0.012127306，說明該模型相對顯著并且可以解釋百分之八十以上的個因變量變化。方差分析中的Significance F=0.00010495小于所設置顯著性水平0.05，該回歸方程回歸效果顯著，方程中至少有一個回歸系數(shù)顯著不為0。

根據(jù)回歸參數(shù)表所得到的系數(shù)關系，市場利率的表達關系式如下所示：

y=0.605x1-0.547x2+19.007x1x2（保留三位小數(shù)），但是在設置百分之九十五的置信區(qū)間的水平下，X Variable 1的P－value值小于0.05，但余下的兩個變量仍大于0.05，故而x2和x1x2項的回歸系數(shù)不顯著。

因此筆者進行了取自然對數(shù)修正，模型改為y=αx1+βln（x2）+γx1x2，在設置常數(shù)為零的情況下進行回歸分析可得回歸統(tǒng)計的Multiple R為0.986313897、R Square為0.972815103、Adjusted R Square為0.822190847、標準誤差為0.009718387，說明該模型相對顯著并且可以解釋82%以上的因變量變化。方差分析中的Significance F=2.77534E-05，該回歸方程回歸效果顯著。

表9 改進回歸參數(shù)表

根據(jù)回歸參數(shù)表所得到的系數(shù)關系，市場利率的表達關系式如下所示：

y=1.467x1+0.014ln（x2）+5.509x1x2（保留三位小數(shù)），但是在設置百分之九十五的置信區(qū)間的水平下，X Variable 1與X Variable 2的P－value值小于0.05，X Variable 3的P－value值大于0.05，因此x1x2項的回歸系數(shù)不顯著。最終可得市場利率的表達關系式為y=1.467x1+0.014ln（x2）。

四、理論分析

（一）影子銀行與商業(yè)銀行對于社會資金成本的影響

通過上文分析比較2008—2017年中國人民銀行的存貸款基準利率及其修正結果與利用滬深股市年度平均市盈率計算出的平均市盈利率，筆者發(fā)現(xiàn)滬深年度平均市盈利率十年間共有七年小于央行公布的貸款基準利率，單純從這點來看影子銀行體系似乎降低了社會融資所需要的成本。商業(yè)銀行融資受到監(jiān)管部門較為嚴厲的監(jiān)管，并且雖然商業(yè)銀行同樣追求營利性目標，然而其還必須著重考量安全性與流動性目標。在這點上世界體系內(nèi)似乎已經(jīng)達到共識，譬如巴塞爾協(xié)議的簽訂就是很好的佐證。影子銀行體系則恰恰相反，其應用金融創(chuàng)新和金融科技進行一定的監(jiān)管逃避并且還存在著地下交易，從這點來看影子銀行體系的風險應該比商業(yè)銀行體系的風險更大。筆者認為融資的成本如果從資金的借貸關系入手則是資金貸出方的收益，經(jīng)典的資本資產(chǎn)定價模型給出了關于收益與風險之間的關系，即資金貸出方承擔越高的風險，則會要求越高的風險溢價。如果從這點評述，那么上文的結果不能夠完全符合該規(guī)律。

資本資產(chǎn)定價模型的前提假設在實際中不能完全成立，影子銀行和商業(yè)銀行體系符合資本資產(chǎn)定價模型前提的程度不同。筆者認為二者存在于相同的宏觀經(jīng)濟環(huán)境，所以主要的差異存在于稅收和交易費用和借入或貸出資金的限制。排除人員的專業(yè)性的因素，在我國商業(yè)銀行個體規(guī)模總體上大于影子銀行體系個體，那么商業(yè)銀行應該在金融體系內(nèi)相較于影子銀行具有外部規(guī)模經(jīng)濟，自身由于其規(guī)模而具有內(nèi)部規(guī)模經(jīng)濟。

那么在這種情況下，影子銀行體系具有更高的風險，故而其需要更高的溢價并且在效率相同的情況下，其經(jīng)營成本應大于商業(yè)銀行。但是根據(jù)上文的結果，存在影子銀行降低社會融資成本的情況。在這種情況下，商業(yè)銀行的經(jīng)營成本應該是高于影子銀行，也就是說規(guī)模經(jīng)濟也沒有按照預期更好地降低其成本。筆者認為這種情況下，商業(yè)銀行可能會在普遍情況上存在管理學上的“大企業(yè)病”，其很大程度上增加了商業(yè)銀行的經(jīng)營成本，從而在一定程度上提高商業(yè)銀行的貸款融資成本。從稅收角度分析，商業(yè)銀行由于受到高監(jiān)管，因此進行避稅近乎成為不可能的事情；然而由于影子銀行的脫離監(jiān)管的特性，其進行避稅是相對可能發(fā)生的。綜合上述觀點，筆者在相關學者關于影子銀行對金融安全影響的研究基礎上認為影子銀行在一定程度上能夠降低社會總體的融資成本，提高資本配置的效率。

（二）影子銀行利率與商業(yè)銀行基準利率對市場利率的解釋

上文所確定的市場利率的表達關系式為y=1.467x1+0.014ln（x2）。根據(jù)實際的結果來看，影子銀行利率的自然對數(shù)為負值，這也驗證了上文所得的影子銀行體系在實際上降低社會融資的總體成本?？偟膩砜矗槍ι虡I(yè)銀行體系的基準利率仍是影響市場利率的主要因素，但影子銀行體系的影響作用也比較顯著。上文所得的影子銀行利率的自然對數(shù)作為變量體現(xiàn)影子銀行體系主要以影子銀行利率的彈性而非絕對數(shù)值影響市場總體利率。在西方經(jīng)濟學理論中，彈性主要取決于供求雙方對于價格變動的敏感性，也就是說當采用影子銀行融資體系進行融資的居民與實體對于影子銀行資金價格的變動越敏感，則影子銀行利率對于市場利率的影響作用越大。價格敏感度與市場供求雙方的地位相關，處于市場劣勢的一方對與價格變動的敏感度較低，而處于市場優(yōu)勢的一方對于價格變動的敏感度較高。因此宏觀貨幣政策可以通過影響貨幣市場總體的市場供求優(yōu)劣勢關系來影響影子銀行體系內(nèi)資金供求雙方的市場地位，進而影響影子銀行體系利率水平對于市場利率水平的影響作用。

（三）影子銀行對貨幣流通的影響

大量文獻指出第三方支付至少會在短期內(nèi)加快我國的貨幣流通速度，結合我國實際情況，我國的影子銀行體系中互聯(lián)網(wǎng)金融公司占有很大的比重而很多互聯(lián)網(wǎng)公司同時經(jīng)營著第三方支付和電子商務平臺以及網(wǎng)絡信貸服務，故而影子銀行體系中的此部分實體使得我國貨幣的流通速度至少在短期內(nèi)加快。在上文關于影子銀行融資與商業(yè)銀行融資成本的比較分析中也指出影子銀行在有些情況下相較于商業(yè)銀行具有更高的效率，而這種高效率是體現(xiàn)在決策行為與操作時間上的，這也使得影子銀行體系所控制的貨幣資金被更頻繁的進行金融操作，勢必使得社會整體的貨幣流通速度加快，結合我國自2014年后可能存在的貨幣超需求發(fā)行的情況，筆者認為二者的共同作用可能會加劇我國通貨膨脹的情況。

（四）影子銀行的托賓Q理論分析

在財務管理理論中，企業(yè)的實體融資成本為股權融資與債務融資成本之和，企業(yè)的實體融資成本即為企業(yè)價值是企業(yè)價值創(chuàng)造能力的某種程度上的折現(xiàn)，而企業(yè)的價值創(chuàng)造能力短期內(nèi)不變。因此筆者認為在短期內(nèi)企業(yè)實體融資成本基本固定不變。而上文提到影子銀行體系的存在使得社會總體融資成本降低，也就是說債務融資成本會隨之降低，因此公司的股權融資成本也就隨之提高，反映在資本市場上則是企業(yè)的股票股價隨之提高。

托賓Q理論的貨幣政策傳導機制為：

根據(jù)托賓Q理論的貨幣政策傳導機制，股價的上升使得托賓Q值增大，從而經(jīng)過傳導增大總產(chǎn)出，并且社會的總體融資成本的降低使得資金的貸出方的收益相對降低，人們更愿意以較低的成本借入資金并將其用于其他收益率更高的投資項目中，故而托賓Q理論貨幣政策傳導機制的投資支出上升也成立。

（五）影子銀行對貨幣政策工具的影響

長期以來，存款準備金制度、再貼現(xiàn)政策、公開市場業(yè)務一直是各國中央銀行進行宏觀調(diào)控和制定貨幣政策的主要工具。然而上文指出自2015年之后，我國的存貸款基準利率基本保持不變，表明利率工具在貨幣政策工具中的使用頻次的降低。2008年我國的存款準備金率共進行了10次的調(diào)整，2010年進行了6次的調(diào)整，2011年進行了7次的調(diào)整，2012年2次調(diào)整，而2015年僅進行了1次調(diào)整并且此后未進行存款準備金率的調(diào)整。存款準備金率的2008年之后的數(shù)次調(diào)整也具有調(diào)整幅度逐漸減小，調(diào)整頻次逐漸減小的特點。

綜合上述幾點，我們可以發(fā)現(xiàn)存款準備金率與再貼現(xiàn)政策及利率政策的使用程度的減弱，盡管上述政策具有較強的貨幣政策調(diào)節(jié)能力，但是其也存在著調(diào)整不靈活、外在時滯較長的特點，因此近年來公開市場業(yè)務成為央行的主要貨幣工具。

我們需要注意的是公開市場業(yè)務的交易對象主要是中國人民銀行與我國的各大商業(yè)銀行，而上文中本文所提到的譬如互聯(lián)網(wǎng)金融公司、地下錢莊和投資公司基本上不涉及與中央銀行進行有價證券的買賣，這也在某種程度上佐證了紀敏，李宏瑾（2018）的觀點：影子銀行體系迅猛發(fā)展且結構日趨復雜化，不僅加劇了市場流動性風險和系統(tǒng)性風險，還在一定程度上干擾了貨幣政策調(diào)控。

五、結論

我國的影子銀行體系構成與國外存在著差異，互聯(lián)網(wǎng)金融企業(yè)隨著電子商務和第三方支付的快速發(fā)展逐漸在影子銀行體系中占據(jù)重要地位。影子銀行融資在一定程度上可以降低我國的社會總體融資成本，優(yōu)化我國宏觀經(jīng)濟的資源配置。

同時根據(jù)托賓Q理論，影子銀行也會在一定程度上增大我國的投資支出和總產(chǎn)出。但是影子銀行體系的擴大和發(fā)展現(xiàn)狀可能會增強我國的通貨膨脹程度和在短期內(nèi)加快我國貨幣流通速度，并且降低我國的貨幣政策有效性。通過計算筆者認為我國在2014年后可能存在著相對顯著的貨幣超需求發(fā)行問題，而目前影子銀行體系的擴張不能有助于解決此問題。我國目前的影子銀行體系在短期內(nèi)有助于實現(xiàn)貨幣政策的促進經(jīng)濟增長的目標，即優(yōu)化社會資源的配置，但可能對幣值穩(wěn)定和金融風險防控及金融穩(wěn)定帶來一定的壓力。

六、建議

隨著2019年3月兩會的召開，房產(chǎn)稅的征收工作籌備有了新一步的進展，而我國的房地產(chǎn)市場吸納了我國大量的資金，也是我國居民和企業(yè)重要的投資市場。房產(chǎn)稅的征收可能會使得部分進入到房地產(chǎn)行業(yè)的資金流出進入資本市場和貨幣市場以及流通領域，也就是說釋放了一部分流動性。這將會對我國的商業(yè)銀行體系與影子銀行體系帶來一定的影響。我國自2015年來的貨幣政策工具主要是公開市場業(yè)務，其雖具有調(diào)節(jié)靈活和外在時滯較短的特點，但其作用范圍較小、作用時間較短、影響程度有限，并且對于影子銀行體系的調(diào)控作用若于商業(yè)銀行體系，這將給我國的貨幣政策有效制定和實施帶來一定的挑戰(zhàn)。

有關部門在此基礎上也應該密切關注我國房地產(chǎn)市場的動向，合理調(diào)整并時刻關注國民的預期引導。我國的房地產(chǎn)市場地區(qū)差異大且城鄉(xiāng)兩極分化，部分大城市仍存在剛需不足的問題而中小城市則出現(xiàn)房產(chǎn)過量庫存的問題，二者應區(qū)別預測和對待。同時上文提到，我國商業(yè)銀行體系也可能存在著效率不高、管理不當?shù)葐栴}，這些都應著重加以改正。金融和技術的創(chuàng)新也伴隨著影子銀行體系，我國在保持宏觀審慎的同時也應正確看待影子銀行的諸多裨益。