影子银行对货币政策有效性的影响研究

张海军，岳 华，b

(华东师范大学 a.经济与管理学部；b.中国金融研究院，上海 200241)

一、引 言

2007年底，发端于美国的次级抵押贷款危机最终演变为一场严重的全球性金融危机，全球经济接受了这场金融危机的洗礼，至今仍有不少国家深陷泥潭无法自拔。学术界对这场金融危机产生的原因进行了广泛的讨论，越来越多的矛头指向了影子银行体系。为应对危机，中国政府采取了宽松的货币政策和积极财政政策，即通过4万亿基础设施建设投资和采取下调基准利率的政策来刺激经济增长。这一举措短期内确实给中国经济注入了活力，避免了经济发展的停滞，基本面好转。然而长期来看，这一政策组合带来了两个问题：一是流动性过剩造成了资产泡沫扩大、资产价格飙升以及通货膨胀；二是货币政策的刺激作用难以为继，致使金融资产绕开实体行业转投虚拟经济，从而导致了“货币空转”和“金融脱媒”现象的发生，助长了影子银行体系的发展。

影子银行作为金融创新的主要载体和手段，日益成为投融资者绕道商业银行进行资金配置的重要渠道。中国式影子银行主要包括银行理财产品、信托租赁公司、小额信贷公司、网络金融机构等类型，并且近年来发展迅速。自“双宽”政策组合实施以来，中国影子银行体系经历了井喷式发展(2009—2013)、迅速萎缩(2014—2015)、高速发展(2016—2017)和断崖式缩水(2018)四个阶段。不难发现，影子银行体系的发展状况与各段时间内货币政策的取向有着密切的联系。具体而言，在2012年之前实行宽松的货币政策是影子银行在2009年—2013年出现井喷式发展的一个重要的原因；2013年和2014年中国货币政策重点放在了结构调整上，表现为稳健偏紧缩，从而2014年和2015年影子银行规模遭遇“大萎缩”；2016年开始央行又将货币政策定性为稳健，实则为稳健偏宽松，因此影子银行在2016年和2017年发展迅速；2018年央行对商业银行实行了较为严格的监管措施，货币政策也更多地聚焦于实体经济的发展，留给商业银行的可操作空间下降。对商业银行而言，在强监管政策和货币政策定向宽松的背景下，商业银行表外业务、资产证券化业务等影子银行业务实际上面临的是较为紧缩的货币政策，从而中国影子银行表外业务在2018年大幅缩水，影子银行规模同比下降了15.2%(1)考虑到影子银行体系规模庞大、难以准确统计，本文近似地用当年委托贷款、信托贷款和银行未贴现票据总额占当年社会融资规模的比重来分析影子银行体系的发展状况，数据来源于国家统计局和中国人民银行网站。。

货币政策取向与影子银行之间存在相互影响关系，中央银行在制定货币政策取向时，不能忽略影子银行的影响，尤其是其信用创造功能[1]。既有研究认为，影子银行是金融资产泡沫化和货币政策丧失调控有效性的助推器。从功能视角分析，影子银行与商业银行发挥着类似的作用，如吸收存款、发放小额贷款、信用结算等功能，从而具备信用创造能力，因此具有改变央行货币政策有效性的能力[2]。学术界对影子银行与货币政策有效性之间的关系进行了广泛而深入的研究，取得了丰硕的成果。然而，现有文献一是缺少对该影响机制的分析，二是其分析都是基于理性人角度展开，并未考虑人的社会属性。因此，有必要分析影子银行影响货币政策有效性的机制，并针对投资者的投资意愿进行讨论，这样才能准确评估影子银行对货币政策有效性的影响效果。对此，本文通过改进货币乘数方程，将投资者的风险偏好和收益率差值敏感性引入传统的货币乘数方程进行推演，从而对这一空档问题进行解析和评价。

需要补充说明的是，货币政策有效性具有两层含义：一是货币政策的实施能否对经济产出、物价水平等经济目标产生影响，此为货币政策的理论有效；二是央行能否通过制定货币政策实现特定的宏观经济目标，此为货币政策的实施有效。本文通过数理模型演绎来验证货币政策理论有效性，通过实证分析来验证货币政策实施有效性。

二、货币政策有效性的度量及条件

(一)模型基本假设

货币供应量的变动是判断货币政策是否有效的准绳，因此基于货币供求匹配视角可以判断货币政策是否有效。根据Friedman的货币需求理论，实际货币需求取决于实际财富数量、预期通货膨胀率、金融资产和其它资产的实际收益以及个人偏好[3]。基于此，可将货币需求函数设定为：

(1)

其中md为实际货币余额，Md为名义货币余额，P为价格指数，f为货币需求函数，Yp为持久性收入，Pe表示预期通货膨胀率，r表示各种资产的实际收益率，u表示投资者的货币效用及其影响因素的综合函数。

货币供给方面，Friedman和Schwartz认为货币供给独立于货币需求[4]，由此可将货币供给函数设定为：

MS=mB

(2)

其中，m为货币乘数；B为基础货币，是银行进行信用扩张和创造派生存款的基础，主要由流通中的通货(C)和存款准备金(BR)构成，即B=C+BR；MS为货币供应量，由流通中的通货(C)、活期存款(D)和定期存款(T)组成，即MS=C+D+T。

影子银行与传统商业银行都具有信用扩张能力，因此需要去分析影子银行对货币供给量的影响[5-6]。国内学者如王锦阳和刘锡良、吴丹的一些研究也证实了影子银行会对货币政策有效性产生影响[7-8]。基于现有文献的论断，本文将从货币乘数方程角度展开分析。Friedman和Schwartz的开创性贡献使得本文的分析得以实现，即将货币乘数方程(m)表达为存款准备金率(rBR)、现金漏损率(c)和活期存款转换为定期存款比率(t)的函数，从而分析影子银行对各要素的影响，进而探讨对货币政策有效性的影响[4]。本文的货币乘数方程表达式为：

(3)

其中，rD为活期存款准备金率；rT为定期存款准备金率；RR为法定存款准备金，由活期存款准备金(rDD)和定期存款准备金(rTT)两部分组成；ER为超额存款准备金。

(二)均衡条件

根据上述关于货币供给和需求的假设及模型求解，当货币政策有效时，货币供应量与货币需求量相吻合。需要补充的是，上述的货币供应量为名义值，为得到实际值，本文参照叶子荣和赵煜坚的设计，假设基础货币的实际效用为k(k=B/P)[9]，那么实际货币需求和实际货币供给之间的均衡关系为：

(4)

上式说明货币乘数(m)的增加，一方面将造成社会总需求增加，有助于经济的增长，另一方面也将造成名义货币供给量的增大，从而导致通货膨胀率提高。

三、影子银行对货币政策有效性影响的灵敏度分析

既有的研究鲜有讨论影子银行对投资者个体行为的影响，显然也就难以准确评估影子银行对货币政策有效性的影响。经济人理论认为消费者的偏好是不变的，然而现实中，投资者总是在风险与收益之间进行着权衡。由此，影子银行在提供高收益率产品的同时也对投资者的风险承担能力提出了更高的要求，从而促使投资者改变资产配置偏好，因此在分析影子银行体系对货币政策有效性影响的过程中，需要重视影子银行对投资者资产配置偏好的影响。本文在传统信用创造模型的基础上，首先分析经济人假设条件下影子银行体系对货币乘数的影响；其次在假设投资者的收益率敏感性和风险偏好的基础上，从投资者有限理性的角度分析影子银行的发展对投资者资本配置偏好的影响机制，进而分析对货币政策调控效果的影响，这既是本文的理论创新之处，也是本文的重点工作。

(一)静态分析：经济人假设下的货币函数

为便于分析，本文将货币政策有效性狭义地看成央行通过调控货币供应量实现宏观经济目标的有效性，从而可从影子银行体系对货币供应量影响角度进行剖析。由实际货币需求和实际货币供给之间的均衡关系可知，存在影响货币供求均衡的两种机制：其一，在不改变货币乘数的条件下，任何能够使基础货币(B)发生变动的因素，都将对社会总需求产生影响，从而影响社会总产出；其二，在基础货币的实际效用(k)不改变的条件下，任何能够改变货币乘数的因素都将使货币供求短暂失衡，从而影响社会总产出和价格。本文将主要从这两个角度展开分析。需要说明的是，在基础货币构成要素中，公众持有的通货以及游离在银行体系之外的金融资产不能直接用于信用创造，本文假设影子银行不直接影响基础货币量[10]。换言之，影子银行体系的信用派生功能是通过影响公众持有的通货和游离在商业银行体系之外的金融资产进而改变货币乘数来实现的。这一作用机制会造成流动性过度释放而偏离中央银行的政策意图，最终削弱货币政策的有效性。本文认为影子银行体系影响货币乘数可能存在三条途径：一是影响存款准备金率(rBR)；二是改变现金漏损率(c)；三是改变活期存款转换为定期存款的比率(t)。对此，本文将具体展开分析。

1.存款准备金率角度

一般而言，除受央行规定的法定存款准备金率(rR)约束外，为应对短期流动性的不足，商业银行会将一部分资金以超额准备金的形式存放于中央银行，因此商业银行的实际存款准备金率通常要高于法定存款准备金率。影子银行的兴起对商业银行的储蓄存款形成了分流，进而影响到商业银行存款余额，从而改变实际存款准备金率。具体而言，影子银行业务的发展会对银行的存款业务形成分流，在盈利性的推动下，商业银行会通过降低超额存款准备金的形式来弥补收益的损失。本文对(4)式中的超额存款准备金率(rE)求导进行分析，(5)式可以看出影子银行业务的发展造成的超额存款准备金率的下降，将促使实际货币供给增加，从而有可能推高通货膨胀率，弱化了货币政策的有效性：

(5)

2.现金漏损率角度

对于具有风险偏好和部分风险中性的投资者而言，影子银行为其资产配置提供了一条可行的选择路径。一方面，影子银行会吸收部分公众手中的通货，从而使得流通中的通货减少；另一方面，影子银行对商业银行的活期存款业务形成分流，从而使商业银行的储蓄存款余额下降，而影子银行吸收的通货和储蓄存款以及部分创造出的流动性会以协议存款的方式回流到商业银行体系，从而造成现金漏损率下降。对式(4)中的c求导，可以判断现金漏损率变动对货币乘数的影响：

(6)

商业银行具备理性人特征，通常会选择持有较低的超额准备金，本文假定rE→0、rD=rT=rR。显然fc(Yp；Pe，r，u)<0，由此可知影子银行通过降低现金漏损率将使货币乘数增大，最终过度放大了央行货币政策的意图。

3.活期存款转换为定期存款比率角度

在影子银行吸收的通货和从商业银行分流出的储蓄存款中，将有一定比例的资金会通过协议存款的方式回流至商业银行，然而商业银行的定期存款短期内却难以变动，这便提高了活期转换为定期比率。对式(4)中的t进行求导来分析对货币政策有效性的影响：

(7)

根据上文分析给出的条件rD=rT=rR、rE→0，可以求出fc(Yp；Pe，r，u)>0，表明影子银行发展有放大货币政策的意图。

(二)动态分析：有限理性视角下的货币函数

假设存款利率为r、影子银行体系的收益率为r′，不失一般性，存在r′>r。接下来，本文的分析将基于人的有限理性假说展开，即考虑投资者风险偏好和对收益率差值敏感性的变化，从而将投资者行为与货币乘数有机地结合在一起进行分析。

事实上，投资者偏好并非一成不变，一些研究表明投资者的风险偏好会随着一些条件的变动而转变。张琳琬和吴卫星发现投资者财富的变化能够改变居民的风险厌恶程度[13]；周业安指出人是有限理性的，人的社会偏好和自立偏好的互动关系，形成了人行为的丰富性和多样性，存在偏好反转现象[14]。无论是出于对理性人基本假设的考虑，还是出于对有限理性假设的考虑，都有理由相信投资者会关注预期收入或潜在收入，因此有必要考虑投资者对风险态度的转变。对此，本文假设一部分风险中立和风险厌恶的投资者会随着影子银行体系收益率与存款利率的差值(Irma)的变动而转变风险态度，也即当Irma不超过阈值r*时，投资者没有动力去改变他们对风险的偏好；反之，收益率的差值会驱使投资者承担一定的风险。据此，假设具有风险中性和风险厌恶特征的投资者转变为风险轻度偏好型投资者的比例为ϑ，且ϑ满足：

(8)

其次，考虑投资者的收益率差值敏感性(Int_sens)，可将投资者分为利差敏感型和非利差敏感型两类。同样出于对理性人基本假设的考虑，本文认为可能会存在如下的机制：若影子银行体系收益率与存款利率的差值(Irma)大于特定的阈值(rt)时，那么收益率差值敏感型的投资者会观测到这一套利空间，从而对货币资产的投向进行重新安排。同时为便于分析，本文假定风险偏好型投者在商业银行和影子银行之间偏好于选择影子银行作为其资产配置的渠道；风险厌恶型投资者偏好于选择商业银行作为资产配置的渠道；风险中性型投资在收益率差值变动时会改变其资产配置的渠道，并且假定不同投资者收益率差值敏感性是一致的，也即对部分利差敏感性较强的风险中性偏好型投资者而言，利差敏感性的取值不恒定。基于以上分析，本文假设收益率差值敏感性是收益率的差值的函数，函数设定为：

(9)

综上所述，无论是基于偏好反转还是投资者对收益率差值的敏感性的分析，投资者都有改变其资产配资渠道的动力。在下文的分析中，假设导致投资者对风险偏好转变和对收益率差值的敏感性转变的收益率差值的阈值相同，即rt=r*。

需要补充的是，本文将消费者在Irmart=r*时，消费者投资行为的变化及对货币政策意图的影响。对此，本文从存款准备金率(rBR)、现金漏损率(c)和活期转换为定期比率(t)三个角度展开分析。

(θD，iϑD，iInt_sensD，i)]D≜(1-β)D；再次，影子银行会将一部分资金以协议存款的方式存入商业银行，不妨假设转存比例为φ，那么商业银行的定期存款为T′=T+φ(αC+βD)，此时货币供求均衡条件为：

(10)

其中rD=rT=rR、rE→0，将c′、t′代入(10)式，可得：

f′(Yp；Pe，r，u)=

(11)

1.存款准备金率角度

影子银行难以直接影响存款准备金率。首先，尽管在理论上影子银行存在对商业银行存款准备金率影响的可能性，但实际上，在中央银行制定法定存款准备金率的背景下，影子银行难以通过直接影响存款准备金率对货币政策有效性产生影响。其次，影子银行对超额存款准备金率的影响也相当有限，因为商业银行在保证流动性的条件下，会极大限度的利用吸收的储蓄存款创造利润，超额存款准备金率(e)几近为零。因此，本文认为商业银行的存款准备金率无限接近法定存款准备金率，即rBR≅rR，可见影子银行对存款准备金率不存在显著地影响。

影子银行对法定存款准备金率的间接影响。中央银行设定法定存款准备金率的目的是保持银行资产的流动性，加强银行的清偿能力，保证和应付客户提取存款。影子银行可以通过分流商业银行存款业务间接地影响流动性，迫使中央银行对法定存款准备金做出调整。然而，中央银行会存在两难的选择：一方面，影子银行对商业银行的存款业务分流造成的流动性紧缺危机，要求中央银行下调法定存款准备金率；另一方面，影子银行易导致商业银行资产负债业务结构失衡，清偿能力下降，这又要求中央银行上调法定存款准备金率。可见影子银行提高了央行对货币乘数准确预测的难度，从而迫使央行频繁地动用货币政策工具进行调控，加大了运用货币政策调控的难度。对该机制的分析，本文对(11)式中的rR求导，可得：

(12)

2.现金漏损率角度

根据凯恩斯的货币需求理论，投资者持有通货一般是基于交易动机、投机动机和预防动机，而影子银行主要通过影响投资者的交易动机和投机动机来影响持有通货的数量，进而影响现金漏损率。对式(11)中c求导，可以分析这一机制：

(13)

(14)

当通货转移比例等于活期存款转存比例时，有c′=c，表明影子银行不会对货币乘数产生影响。

当通货转移比例大于活期存款转存比例时，有c′

当通货转移比例小于活期存款转存比例时，有c′>c，表明影子银行导致了货币乘数的减小，存在放大央行货币政策的意图。

由于通货的流动性要强于活期存款，在对资产进行投资渠道重新安排时，相比转移活期存款而言转移通货成本更低，因此可认为，影子银行的出现使得投资者通货转移比例大于活期存款的转存比例，使原有的现金漏损率下降，造成货币乘数的增大，从而过度放大了央行货币政策的意图。需要说明的是，上述结论是在使风险态度(ϑ)和收益率差值敏感性(Int_sens)转变的收益率差值阈值相等(rt=r*)的假设条件下分析得出。但现实中，投资者投资意愿存在较强的异质性，即便是对风险偏好相同的投资者而言，其收益率差值敏感性的阈值也存在不同。因此，基于投资者有限理性角度分析认为，影子银行对现金漏损率的影响机制极其复杂，对货币政策有效性的影响通常也是难以准确评估的。

3.活期存款转换为定期存款比率角度

根据上文的分析，影子银行对活期存款转换为定期存款的影响主要体现在两个方面：一是投资者出于对高回报率的要求，可能会将存放在商业银行的活期存款转存至影子银行，从而降低了原商业银行活期存款的数量；二是影子银行以协议存款的方式将资金存放到商业银行，造成商业银行体系定期存款量的增加。这两个机制共同作用，便提高了活期存款转换为定期存款的比率。分析影子银行通过这一机制影响货币政策有效性的效果，对(11)式中的t进行求导，可得：

(15)

综上所述，影子银行体系对货币政策有效性的影响存在不同的效应，既可能过度放大央行货币政策意图，也可能弱化央行货币政策的意图，央行在制定货币政策时，需要对政策的波及面和影响力度进行评估，从而提高宏观调控能力。

四、实证检验

(一)变量选取与描述性统计

本文从货币政策的理论有效性和实施有效性两个角度选择指标体系进行分析，由于无法估计投资者的偏好情况，因此在实证部分不对消费者的行为进行分析。本文的主要解释变量为影子银行规模(sb)，为了更准确的去描述影子银行发展状况，本文用当年委托贷款、信托贷款和银行未贴现票据总额来量化影子银行的规模；选取经济增长率(rgdp)、通货膨胀率(cpi)和失业率(rnonep)三个指标作为货币政策理论有效性的代理变量；选取货币乘数(m)、广义货币供应量增长率(rm2)和利率水平(i)作为货币政策实施有效性的代理变量。其中，由于货币乘数通常难以衡量，本文用当年广义货币供应量增量(ΔM2)和流通中现金的增量(ΔM0)的比值作为货币乘数值；参照宋翠玲和乔桂明的做法，用一年期的存款利率作为利率水平的代理变量[15]。本文选取2002年—2017年的数据作为样本，数据来源于国家统计局、人社部和新浪财经全球宏观经济数据库。表1为样本数据的描述性统计结果。

表1 样本描述性统计结果表

(二)平稳性、滞后阶数与模型设定

向量自回归模型(VAR)要求数据平稳，于是本文对sb、rgdp、cpi、rnonep、m、rm2和i分别进行单位根检验。表2的检验结果显示，除了cpi为零阶单整数据之外，其余变量均是一阶单整数据。由于向量自回归模型要求数据平稳或同阶单整，因此为了保障回归结果的准确性，在构建模型时舍去变量cpi。本文根据AIC和SC信息准则统计量，确定模型最优的滞后阶数为2阶，进而模型构建如下：

(16)

表2 数据平稳性检验表

(三)协整检验与Granger因果检验

由于本文的原数据不平稳，因此需要对变量之间是否存在长期均衡关系进行判定，本文首先进行协整检验。在初步检验过程中发现m、rm2和i之间可能存在着多重共线性，为了更全面和更准确地分析影子银行对货币政策实施有效性的影响，本文分别以m、rm2和i为基础构建三个模型进行分析(见表3)。

表3 Johansen协整分析检验结果表

由表3可知，模型1在1%的显著性水平下拒绝了不存在协整关系的原假设，接受了至多存在一个协整关系的原假设，说明模型1存在两个协整关系；模型2和模型3都在1%的显著性水平下拒绝了不存在协整关系的原假设，并接受了至多存在一个协整关系的原假设，说明模型2和模型3均存在一个协整关系。上述结果说明，通过迹统计量可以判断sb、rgdp、rnonep、m、rm2和i之间存在长期稳定的均衡关系。

协整关系仅说明了变量之间存在着长期稳定关系，但是并未说明变量之间的因果关系，本文进一步通过Granger因果检验来确定变量之间的因果关系(见表4)。结果表明：一是影子银行会对货币政策的理论有效性产生影响。其一，在影子银行与经济增长率的因果判断中，检验结果表明，影子银行是经济增长的格兰杰原因，但经济增长不是影子银行发展的格兰杰原因，二者不存在双向因果关系；其二，影子银行与失业率之间也不存在双向因果关系。分析结果表明影子银行规模变动是导致失业率变动的格兰杰原因，而失业率变动不是导致影子银行规模变动的格兰杰原因。二是影子银行会对货币政策实施的有效性产生影响。其一，影子银行规模变动与货币乘数变动之间存在着单向格兰杰因果关系，即影子银行规模变动是货币乘数变动的格兰杰原因；其二，影子银行规模变动与货币供应量之间不存在显著的格兰杰因果关系，本文认为可能的原因是基础货币的供应量不受影子银行的影响；其三，影子银行与利率之间也不存在着格兰杰因果关系，然而本文发现 “sb不是i的格兰杰原因”原假设检验的P值为0.102，因此也可以认为两者之间存在着微弱的格兰杰因果关系，但“i不是sb的格兰杰原因”却是显著成立的，说明影子银行规模变动是利率变动的格兰杰原因。

表4 Granger因果检验结果表

(四)VAR模型估计结果

上文检验了变量之间的协整关系和格兰杰因果关系，结果说明影子银行能够对货币政策的有效性产生影响。本文并不关注VAR模型中繁多复杂的回归式和估计系数，因为这种系数是参数在经过平均后回归而得，不能捕捉变量之间复杂的动态变动关系，因此不具有参照性。本文用与VAR模型相关的脉冲响应函数来分析影子银行规模的变动对货币政策有效性的冲击，脉冲反映函数表示来自随机扰动项的一个标准差冲击(正向新息)对因变量短期和长期影响的轨迹，从而能够动态地刻画这种影响过程。图1为VAR模型的稳定性检验图，结果显示三个模型的单位特征根的倒数都在单位圆内，说明VAR模型是稳定的。图2、图3和图4分别是模型1、模型2和模型3的脉冲响应函数图。其中横轴代表滞后期，本文考虑10期的影响过程；纵轴是变化率；实线表示脉冲响应函数，表示响应变量对冲击变量的反应；虚线表示正负两倍标准差偏离带。

由图2～图4可知，变量响应是曲线收敛的，说明VAR模型估计结果有效。根据研究目的，本文主要分析影子银行规模(sb)的一个正向新息的冲击对货币政策理论有效性(rgdp、rnonep)和货币政策实施有效性(m、rm2、i)的响应及变动趋势。

图1VAR模型的稳定性检验图

图2 模型1脉冲响应函数图

图3 模型2 脉冲响应函数图

图4 模型3 脉冲响应函数图

从图2和图3可以看出，影子银行规模的一个正向新息的冲击会导致经济增长率(rgdp)短暂性提高，但在长期中会抑制经济的增长；影子银行规模的一个正向新息的冲击会使失业率(rnonep)出现短暂性下降，但在长期中会造成失业率的提高。影子银行的发展在短期内有助于改善经济状况，但长期来看，影子银行规模的扩大会阻碍经济的发展。图4反映的情况与图2和图3完全相反，说明影子银行能通过影响一些经济因素对货币政策最终目标产生影响，但图4也表明了长期和短期会出现影响关系对立的情况。总之，图2～图4均表明长期中影子银行的发展弱化了货币政策的理论有效性。

从货币政策的实施有效性角度看，图2表明影子银行规模的一个正向新息的冲击会在长期中导致货币供应量(rm2)的下降；图3说明影子银行会使货币乘数提高，但也存在短暂性的负向影响；图4表明影子银行规模的一个正向新息的冲击会使利率短期内下降，但在长期中能够促使利率的提高，这与理论部分相呼应，即影子银行分流了商业银行的业务，迫使商业银行提高存款利率。

综上，脉冲响应函数图清晰地描述了影子银行对货币政策有效性的动态影响，并且这种影响机制及其复杂，既存在正向影响，又存在负向影响，甚至在长期和短期会出现影响关系对立，从而造成中央银行难以预测政策实行效果，加大了中央银行货币政策调控的难度。

五、结论与政策启示

(一)研究结论

本文基于弗里德曼的货币函数，从货币乘数构成角度通过数理模型求解方式，分析了影子银行的信用创造机制及其对货币政策有效性的影响，并借助VAR模型实证分析了影子银行对货币政策有效性的影响。研究发现：影子银行的信用创造功能是通过改变现金漏损率、存款准备金率以及定期转化为活期比率，进而改变货币乘数间接实现的；影子银行对货币政策有效性的影响机制极其复杂，既有正向的，又有负向的。具体而言，一是影子银行导致了超额存款准备金率的下降，进而造成了实际货币供给增加以及通货膨胀率的提高，从而过度放大了央行货币政策的意图。二是在不考虑投资者投资偏好时，影子银行造成的现金漏损率下降，将使货币乘数扩大，从而过度放大央行货币政策的意图。然而，投资者的投资意愿是影响货币政策调控效果的重要因素，投资者风险偏好程度以及对收益率差值的敏感性将导致投资者重新配置其资产，从而使得货币乘数的变化变得扑朔迷离，进一步加大了央行货币政策调控的难度。三是影子银行体系提高了活期存款转换为定期存款的比率，导致货币乘数的增大，从而过度放大了央行货币政策的意图。总之，影子银行信用创造功能提高了中央银行预测货币乘数的难度，从而造成了货币政策有效性的下降。四是实证层面分析验证了影子银行具备改变货币政策有效性的能力。影子银行的扩张对货币政策的影响存在不同的效应，既存在正向影响，又存在负向影响，并且影响关系会随着时间的推移而发生改变，这便加大了央行运用货币政策控的难度，进一步弱化了货币政策调控的效果。

(二)政策启示

本文的研究结论表明，影子银行的信用创造能力对货币政策有效性构成了挑战，基于这一事实，本文提出如下几点建议：

第一，扩大法定存款准备金的计提范围。中央银行要将开展类商业银行业务的非银行类金融机构作为存款准备金制度的实施对象，为此需要提高甄别影子银行的能力，提高影子银行数据跟踪技术，更需要加快建立影子银行跟踪数据库。

第二，加快利率市场化制度的完善。价格管制带来的价格扭曲是金融非市场化背景下的典型特征，套利空间助长了影子银行体系发展，从而成为“货币空转”和“金融脱媒”现象产生的根本原因。因此，“后利率市场化”阶段需要加快利率市场化的建设与完善，加快培育利率市场化微观建设机制，加快培育商业银行自主定价能力，最终应将利率定价权交予商业银行，增强商业银行与影子银行的竞争力，从而达到巩固商业银行主体地位的效果，起到疏通货币政策传导机制作用，达到提高宏观调控有效性的目的。

第三，加快优化并创新货币政策工具。一方面，央行需要强化三大货币政策工具的作用效力，回归三大货币政策工具设计的初衷，避免使之变相成为中国金融去中介化、资产泡沫化和影子银行继续狂飙突进的助推器；另一方面，需要实时创新货币政策工具，尤其需要加大价格型货币政策工具的创新力度，从而适应多层次的金融市场体系。

第四，加快完善金融监管体制体系。需要意识到，监管缺位是金融过度创新、金融脱媒、资金空转的主要原因，但也不能忽视，金融创新是不可逆转的趋势，是形成多层次多功能金融市场体系重要推动力，影子银行正是金融创新的最典型产物。对影子银行的监管要遵循“政策适应趋势”的原则，即需要加快法律规章制度的完善，强化对影子银行体系的微观审慎监管，加快构建风险传导的“防火墙”，从而降低影子银行体系风险及对宏观经济的冲击，守住不发生系统性金融风险的底线，维护金融安全。

第五，稳定投资者信心，培育风险意识。在投资者有限理性的现实情况中，投资者的信心是货币政策调控宏观经济成败的重要因素。为达到稳定投资者信心的目的，可从以下几个方面作出安排：一是监管部门需要加强对宏观风险的防控，避免恐慌性的资金抽逃；二是商业银行等正规金融机构需要提高资本回报率，避免投资者大量转向影子银行体系；三是需要加快打破刚性兑付，阻止影子银行野蛮生长；最后，金融机构需要加强投资者风险意识的培育，采取“风险自担、盈亏自负”的交易规则，将投资者引向理性的方向。