影子银行对货币政策的影响

孟宪卿

（吉林大学，吉林长春 130051）

一、引言

影子银行最初发源于美国，是指游离于银行监管体系之外、可能引发系统性风险和监管套利等问题的信用中介体系。然而因各国的国情、资本市场的发达程度以及监管当局的措施和适用法规不同，因此各国的影子银行作用实质的主体在形式上存在着一定的差异。根据我国银监会对影子银行的定义阐述，我们需要注意到我国的商业银行的理财业务等表外业务不属于影子银行，这与我国的商业银行国有成分持股比例较高且受到监管机构较为严格的监管有一定的关系；商业银行与信托公司所构成的银信合作虽然在一定程度上具有影子银行的实质，但是很有可能不被列为影子银行。

那么结合我国现有国情，笔者认为证券投资公司、保险公司、互联网金融公司、民间借贷融资机构构成我国影子银行的主要实体，并且随着我国的电子商务和第三方支付的快速发展，互联网金融公司构成我国的影子银行体系属于我国与欧州和美国影子银行构成体系的较大的不同之处。

二、文献综述

高然、陈忱、曾辉（2018）通过反事实模拟，验证得出影子银行造成传统商业银行的信贷渠道被部分替代，从而降低了货币政策的有效性。以我国互联网金融的蓬勃发展和社会现状进行佐证，其体现了影子银行对于传统商业银行信贷的替代，并且这种替代效果随着互联网金融服务用户的快速增加和服务涉及面的扩大而逐步增强。根据肖卫国，兰晓梅（2019）的研究得出：非保本理财产品和同业业务均促使我国货币供应量正向增长，非保本理财产品对货币供应增速正向贡献度更大。我们注意到上文所提到的互联网金融公司在经营第三方支付、网上信贷等业务的同时也会经营理财等服务，其与我国商业银行传统的理财业务或者是银信合作的形式都不相同，我们可以将其理解为严格监管外的非保本理财投资，在这种情况下无论是根据经济学定义还是我国银保监会的阐述，此项投资都属于影子银行体系内。

我们以蚂蚁金服为例已经感知到我国影子银行体系扩大和发展的速度，但是还需要有经济统计学的宏观数据为指导，衡量我国的影子银行体系的规模。在本文中笔者依据高然、陈忱、曾辉（2018）的变量设置，以信托贷款、委托贷款与未贴现银行承兑汇票三者之和确定影子银行融资规模，以人民币贷款衡量商业银行融资规模。

李锦成（2018）则注意到货币的需求与供应与影子银行之间的关联，采用M2占GDP比值的加权平均值测算出货币需求系数，并得出中国的影子银行规模变动与A股市场波动存在相关性的结论。在本文将采取此方式计算货币需求乘数。

三、数据与论证分析

（一）我国商业银行融资与影子银行体系融资对比

笔者根据国际统计局发布的2008—2017年的10年年度社会融资规模（亿元人民币）构成数据分别计算商业银行与影子银行所提供的融资规模并进行比较，得到表1。

我们从表1中可以发现在2007年次贷危机后，我国的影子银行融资规模的增速大于商业银行融资规模的增速，而且影子银行融资与商业银行融资比总体上在增大，并且在2010年出现了显著的提高，因此也需要格外关注2010年前后的宏观经济环境与货币政策。2008—2017年影子银行融资与商业银行融资比算术平均值为0.28102，若用十年间影子银行融资总量与商业银行融资总量进行比例计算结果为0.26655。表1中显示共有四年超过算术平均值，为2010—2013年。

表1 我国影子银行与商业银行融资规模及对比表

表2 2008—2017年中国存贷款基准利率汇总表

（二）商业银行利率数据分析

由于我国的商业银行和全国性股份制银行大多有较大的国有股份且受到各监管部门的较为严格的监管，因此我国的商业银行利率总体上可以用中国人民银行所制定的存贷款基准利率进行衡量，表2为次贷危机后我国的各期存贷款基准利率汇总表。

根据表2的数据我们可以发现我国的存款基准利率与贷款基准利率在调整的方向上和幅度上都有比较明显地同步性。在2008年、2011年、2015年中国人民银行都进行了较为频繁的存贷款基准利率的调整，但总体上调整幅度较小，其中存款基准利率每次调整幅度均在0.25%，2015年后至今我国的存贷款基准利率保持稳定。

（三）影子银行资金成本分析

利率与市盈率二者的计算方式进行合理类比产生市盈利率的概念。由于影子银行缺乏有效的监管和信息披露，因此难以获得加权平均后的影子银行融资利率，因此衡量影子银行资金成本具有一定的困难。然而我们需要承认资金具有逐利性，因此我们可以参照较长期限区间的市盈率给与利率水平的参考。笔者收集了国家统计局公布的10年间年平均市盈率并计算出其倒数，如表3所示。

在宏观经济学和微观经济学以及会计学中无论是居民个体、企业、政府或者是市场整体的行为都会受到期限的影响而有所差异，因此经济学与管理学都在各自的领域范围内强调期限的重要性和假设前提。短期、中期、长期之分也由此产生，而其界定在具体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资本的逐利性，而逐利所获得收益与资金的成本就在股权市场中与货币资本市场中进行合理类比得出的，但是目前的市场仍无法称之为完美的有效市场，故而笔者认为当期的市盈利率所反映的上期资金成本，但是当期与上期的区间长短的界定并不明确。笔者依据会计学中关于流动性以一年为界定和金融学中的短期货币交易为一年内，认为一年足以使得资金依照逐利进行调配，因此选用的是年平均市盈率进行计算。

表3 2008年—2017年沪深股市市盈利率计算汇总表

同时笔者将中国人民银行2008年—2017年存贷款基准利率进行每年调整，由于M2货币供应量为动态变化故而笔者未进行加权平均而是进行每年的调整后算术平均计算，若当年为进行基准利率调整则采用上年调整后基准利率作为本年的基准利率，与平均市盈利率进行逐年对比，得到表4。

对比十年间平均市盈利率和贷款基准利率修正，我们发现有七年贷款基准利率修正是高于平均市盈利率的，分别为：2009年、2010年、2011年、2014年、2015—2017年，长期以来金融学界常将股市看作是国家宏观经济运行的晴雨表，因此货币政策的制定也需要参考股市等市场的情况。

（四）货币供应量及货币需求的分析

笔者借鉴李锦成（2018）的方法，利用货币供应量M2占GDP比值的加权平均值测算货币需求系数，并求出各年份货币需求量，得到表5。

笔者按照上文货币需求系数计算方式，以各年国内生产总值为权重进行加权计算得出2008年—2017年间我国货币需求系数平均为1.897906137。基于此长期货币需求系数，笔者计算出各年国内生产总值对应下的货币需求量，发现我国2014——2017年间的货币需求量小于实际货币供应量，2008—2013年货币需求量大于实际货币供应量，具体结果如表6所示。

表4 2008—2017年基准利率与平均市盈利率对比

表5 货币供应量与国内生产总值对比表

表6 理论货币需求量及其与实际货币供应量差值对照表

通过表中数据我们可以得知，在2014—2017年期间我国可能出现了相对显著的货币超量发行的状况，超量发行占实际货币供应量的百分比为6.488%—9.387%，结合物价水平考虑，应属于温和的通货膨胀范围内。

（五）影子银行与商业银行体系对市场利率的影响

笔者通过阅读关于影子银行规模确认和利率计算的研究文献，确定采取国债到期收益率作为影子银行利率衡量的参照指标。因上文的指标大多以年作为时间跨度单位，因此采用中央结算公司——中国债券信息网所公布的代偿期为1年的国债收益率作为影子银行利率。笔者认为影子银行利率水平与商业银行的利率共同决定了市场实际利率水平。因此设定市场利率为Y，商业银行贷款利率为X1，影子银行体系实际利率为X2，得到y=αx1+βx2+γx1x2。因利率市场仅分为商业银行体系与影子银行体系，故而不存在常数变量。

表7 变量观测值表

表8 初步回归参数表

在设置常数为零的情况下进行回归分析可得回归统计的Multiple R为0.97860517、R Square为0.957668078、 Adjusted R Square 为 0.802716101、标准误差为0.012127306，说明该模型相对显著并且可以解释百分之八十以上的个因变量变化。方差分析中的Significance F=0.00010495小于所设置显著性水平0.05，该回归方程回归效果显著，方程中至少有一个回归系数显著不为0。

根据回归参数表所得到的系数关系，市场利率的表达关系式如下所示：

y=0.605x1-0.547x2+19.007x1x2（保留三位小数），但是在设置百分之九十五的置信区间的水平下，X Variable 1的P－value值小于0.05，但余下的两个变量仍大于0.05，故而x2和x1x2项的回归系数不显著。

因此笔者进行了取自然对数修正，模型改为y=αx1+βln（x2）+γx1x2，在设置常数为零的情况下进行回归分析可得回归统计的Multiple R为0.986313897、R Square为0.972815103、Adjusted R Square为0.822190847、标准误差为0.009718387，说明该模型相对显著并且可以解释82%以上的因变量变化。方差分析中的Significance F=2.77534E-05，该回归方程回归效果显著。

表9 改进回归参数表

根据回归参数表所得到的系数关系，市场利率的表达关系式如下所示：

y=1.467x1+0.014ln（x2）+5.509x1x2（保留三位小数），但是在设置百分之九十五的置信区间的水平下，X Variable 1与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项的回归系数不显著。最终可得市场利率的表达关系式为y=1.467x1+0.014ln（x2）。

四、理论分析

（一）影子银行与商业银行对于社会资金成本的影响

通过上文分析比较2008—2017年中国人民银行的存贷款基准利率及其修正结果与利用沪深股市年度平均市盈率计算出的平均市盈利率，笔者发现沪深年度平均市盈利率十年间共有七年小于央行公布的贷款基准利率，单纯从这点来看影子银行体系似乎降低了社会融资所需要的成本。商业银行融资受到监管部门较为严厉的监管，并且虽然商业银行同样追求营利性目标，然而其还必须着重考量安全性与流动性目标。在这点上世界体系内似乎已经达到共识，譬如巴塞尔协议的签订就是很好的佐证。影子银行体系则恰恰相反，其应用金融创新和金融科技进行一定的监管逃避并且还存在着地下交易，从这点来看影子银行体系的风险应该比商业银行体系的风险更大。笔者认为融资的成本如果从资金的借贷关系入手则是资金贷出方的收益，经典的资本资产定价模型给出了关于收益与风险之间的关系，即资金贷出方承担越高的风险，则会要求越高的风险溢价。如果从这点评述，那么上文的结果不能够完全符合该规律。

资本资产定价模型的前提假设在实际中不能完全成立，影子银行和商业银行体系符合资本资产定价模型前提的程度不同。笔者认为二者存在于相同的宏观经济环境，所以主要的差异存在于税收和交易费用和借入或贷出资金的限制。排除人员的专业性的因素，在我国商业银行个体规模总体上大于影子银行体系个体，那么商业银行应该在金融体系内相较于影子银行具有外部规模经济，自身由于其规模而具有内部规模经济。

那么在这种情况下，影子银行体系具有更高的风险，故而其需要更高的溢价并且在效率相同的情况下，其经营成本应大于商业银行。但是根据上文的结果，存在影子银行降低社会融资成本的情况。在这种情况下，商业银行的经营成本应该是高于影子银行，也就是说规模经济也没有按照预期更好地降低其成本。笔者认为这种情况下，商业银行可能会在普遍情况上存在管理学上的“大企业病”，其很大程度上增加了商业银行的经营成本，从而在一定程度上提高商业银行的贷款融资成本。从税收角度分析，商业银行由于受到高监管，因此进行避税近乎成为不可能的事情；然而由于影子银行的脱离监管的特性，其进行避税是相对可能发生的。综合上述观点，笔者在相关学者关于影子银行对金融安全影响的研究基础上认为影子银行在一定程度上能够降低社会总体的融资成本，提高资本配置的效率。

（二）影子银行利率与商业银行基准利率对市场利率的解释

上文所确定的市场利率的表达关系式为y=1.467x1+0.014ln（x2）。根据实际的结果来看，影子银行利率的自然对数为负值，这也验证了上文所得的影子银行体系在实际上降低社会融资的总体成本。总的来看，针对商业银行体系的基准利率仍是影响市场利率的主要因素，但影子银行体系的影响作用也比较显著。上文所得的影子银行利率的自然对数作为变量体现影子银行体系主要以影子银行利率的弹性而非绝对数值影响市场总体利率。在西方经济学理论中，弹性主要取决于供求双方对于价格变动的敏感性，也就是说当采用影子银行融资体系进行融资的居民与实体对于影子银行资金价格的变动越敏感，则影子银行利率对于市场利率的影响作用越大。价格敏感度与市场供求双方的地位相关，处于市场劣势的一方对与价格变动的敏感度较低，而处于市场优势的一方对于价格变动的敏感度较高。因此宏观货币政策可以通过影响货币市场总体的市场供求优劣势关系来影响影子银行体系内资金供求双方的市场地位，进而影响影子银行体系利率水平对于市场利率水平的影响作用。

（三）影子银行对货币流通的影响

大量文献指出第三方支付至少会在短期内加快我国的货币流通速度，结合我国实际情况，我国的影子银行体系中互联网金融公司占有很大的比重而很多互联网公司同时经营着第三方支付和电子商务平台以及网络信贷服务，故而影子银行体系中的此部分实体使得我国货币的流通速度至少在短期内加快。在上文关于影子银行融资与商业银行融资成本的比较分析中也指出影子银行在有些情况下相较于商业银行具有更高的效率，而这种高效率是体现在决策行为与操作时间上的，这也使得影子银行体系所控制的货币资金被更频繁的进行金融操作，势必使得社会整体的货币流通速度加快，结合我国自2014年后可能存在的货币超需求发行的情况，笔者认为二者的共同作用可能会加剧我国通货膨胀的情况。

（四）影子银行的托宾Q理论分析

在财务管理理论中，企业的实体融资成本为股权融资与债务融资成本之和，企业的实体融资成本即为企业价值是企业价值创造能力的某种程度上的折现，而企业的价值创造能力短期内不变。因此笔者认为在短期内企业实体融资成本基本固定不变。而上文提到影子银行体系的存在使得社会总体融资成本降低，也就是说债务融资成本会随之降低，因此公司的股权融资成本也就随之提高，反映在资本市场上则是企业的股票股价随之提高。

托宾Q理论的货币政策传导机制为：

根据托宾Q理论的货币政策传导机制，股价的上升使得托宾Q值增大，从而经过传导增大总产出，并且社会的总体融资成本的降低使得资金的贷出方的收益相对降低，人们更愿意以较低的成本借入资金并将其用于其他收益率更高的投资项目中，故而托宾Q理论货币政策传导机制的投资支出上升也成立。

（五）影子银行对货币政策工具的影响

长期以来，存款准备金制度、再贴现政策、公开市场业务一直是各国中央银行进行宏观调控和制定货币政策的主要工具。然而上文指出自2015年之后，我国的存贷款基准利率基本保持不变，表明利率工具在货币政策工具中的使用频次的降低。2008年我国的存款准备金率共进行了10次的调整，2010年进行了6次的调整，2011年进行了7次的调整，2012年2次调整，而2015年仅进行了1次调整并且此后未进行存款准备金率的调整。存款准备金率的2008年之后的数次调整也具有调整幅度逐渐减小，调整频次逐渐减小的特点。

综合上述几点，我们可以发现存款准备金率与再贴现政策及利率政策的使用程度的减弱，尽管上述政策具有较强的货币政策调节能力，但是其也存在着调整不灵活、外在时滞较长的特点，因此近年来公开市场业务成为央行的主要货币工具。

我们需要注意的是公开市场业务的交易对象主要是中国人民银行与我国的各大商业银行，而上文中本文所提到的譬如互联网金融公司、地下钱庄和投资公司基本上不涉及与中央银行进行有价证券的买卖，这也在某种程度上佐证了纪敏，李宏瑾（2018）的观点：影子银行体系迅猛发展且结构日趋复杂化，不仅加剧了市场流动性风险和系统性风险，还在一定程度上干扰了货币政策调控。

五、结论

我国的影子银行体系构成与国外存在着差异，互联网金融企业随着电子商务和第三方支付的快速发展逐渐在影子银行体系中占据重要地位。影子银行融资在一定程度上可以降低我国的社会总体融资成本，优化我国宏观经济的资源配置。

同时根据托宾Q理论，影子银行也会在一定程度上增大我国的投资支出和总产出。但是影子银行体系的扩大和发展现状可能会增强我国的通货膨胀程度和在短期内加快我国货币流通速度，并且降低我国的货币政策有效性。通过计算笔者认为我国在2014年后可能存在着相对显著的货币超需求发行问题，而目前影子银行体系的扩张不能有助于解决此问题。我国目前的影子银行体系在短期内有助于实现货币政策的促进经济增长的目标，即优化社会资源的配置，但可能对币值稳定和金融风险防控及金融稳定带来一定的压力。

六、建议

随着2019年3月两会的召开，房产税的征收工作筹备有了新一步的进展，而我国的房地产市场吸纳了我国大量的资金，也是我国居民和企业重要的投资市场。房产税的征收可能会使得部分进入到房地产行业的资金流出进入资本市场和货币市场以及流通领域，也就是说释放了一部分流动性。这将会对我国的商业银行体系与影子银行体系带来一定的影响。我国自2015年来的货币政策工具主要是公开市场业务，其虽具有调节灵活和外在时滞较短的特点，但其作用范围较小、作用时间较短、影响程度有限，并且对于影子银行体系的调控作用若于商业银行体系，这将给我国的货币政策有效制定和实施带来一定的挑战。

有关部门在此基础上也应该密切关注我国房地产市场的动向，合理调整并时刻关注国民的预期引导。我国的房地产市场地区差异大且城乡两极分化，部分大城市仍存在刚需不足的问题而中小城市则出现房产过量库存的问题，二者应区别预测和对待。同时上文提到，我国商业银行体系也可能存在着效率不高、管理不当等问题，这些都应着重加以改正。金融和技术的创新也伴随着影子银行体系，我国在保持宏观审慎的同时也应正确看待影子银行的诸多裨益。