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美國次貸危機(jī)的爆發(fā)使影子銀行這一概念逐漸為人們所熟知，影子銀行的成因、發(fā)展和影響成為了學(xué)術(shù)界研究和探討的焦點(diǎn)。Bernanke將影子銀行體系定義為一系列與傳統(tǒng)存款機(jī)構(gòu)不同，不受監(jiān)管，但功能與傳統(tǒng)銀行類似的信貸中介機(jī)構(gòu)或市場[1].我國證券市場發(fā)展仍處于初步階段，影子銀行系統(tǒng)并沒有形成成熟的資產(chǎn)證券化信用鏈條，目前主要表現(xiàn)為對傳統(tǒng)融資方式的補(bǔ)充，形式上包括委托款、理財(cái)產(chǎn)品、民間借貸等銀行表外業(yè)務(wù)。近年來，我國的金融體系結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大改變，影子銀行已經(jīng)成為了社會融資的一個重要途徑，影子銀行體系所涉及的非傳統(tǒng)信貸融資規(guī)模不斷擴(kuò)大，在社會融資規(guī)模中的比重也日益提升，對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響愈加凸顯。據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國2014年廣義影子銀行體系所涉及的非傳統(tǒng)信貸融資規(guī)模約為27萬億元，占銀行業(yè)資產(chǎn)的19%,同一時期影子銀行規(guī)模同比增速則達(dá)到38%①。
房地產(chǎn)作為我國國民經(jīng)濟(jì)的重要支柱，是典型資金密集型產(chǎn)業(yè)，特別是2000年以來，房地產(chǎn)價格持續(xù)快速上漲，投資收益高，企業(yè)高負(fù)債經(jīng)營，資金需求量巨大，而在我國以銀行信貸為主導(dǎo)的特殊金融體制下，很多企業(yè)都普遍面臨著嚴(yán)重融資約束問題[2],加上商業(yè)銀行存在明顯的信貸配置偏好[3],很多房地產(chǎn)企業(yè)的資金需求都難以從現(xiàn)有的銀行系統(tǒng)中得到滿足②。此外，自2005年以來，中央銀行頻頻出臺貨幣政策，以期限制銀行信貸投向房地產(chǎn)領(lǐng)域，進(jìn)而達(dá)到穩(wěn)定房價、抑制房市過熱的目的，但貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果卻一直難如預(yù)期，并頗受詬病。影子銀行系統(tǒng)作為傳統(tǒng)融資方式的重要補(bǔ)充，具有高杠桿率的特征，擁有強(qiáng)大的信用創(chuàng)造功能，且其*的運(yùn)行機(jī)制使其獨(dú)立于傳統(tǒng)貨幣政策的調(diào)控范圍之外[4].在此背景之下，影子銀行是否能為房地產(chǎn)市場的發(fā)展提供信用供給，其規(guī)模的擴(kuò)張是否助推了房價的持續(xù)上漲？ 我國房地產(chǎn)市場的貨幣調(diào)控政策為何屢屢失效，是否是影子銀行系統(tǒng)為房地產(chǎn)企業(yè)提供了融資渠道，降低了貨幣政策的有效性？
基于以上人們普遍關(guān)注的問題，本文將影子銀行，貨幣政策與房地產(chǎn)市場納入了一個統(tǒng)一的研究框架，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR） 實(shí)證考察了影子銀行對房地產(chǎn)市場及貨幣政策實(shí)施的影響機(jī)制與作用效果，以期為明晰三者之間的關(guān)系提供新的研究視角，并為改善貨幣政策的調(diào)控效果提供建議。
二、文獻(xiàn)回顧與理論分析
（ 一） 文獻(xiàn)回顧與簡要評述
從現(xiàn)有的文獻(xiàn)看，目前國內(nèi)外研究大多集中在影子銀行的產(chǎn)生原因，以及對貨幣政策和金融系統(tǒng)穩(wěn)健性的影響等方面。Gorton、程小可等人認(rèn)為，社會上的融資需求無法得到滿足是影子銀行產(chǎn)生的重要原因，由于金融市場上資金的供不應(yīng)求，使市場利率高于商業(yè)銀行利率，而影子銀行不受管制，可以提供更高的收益率，使得大量資金從正規(guī)的金融系統(tǒng)流向影子銀行[5 - 6]; 此外，李揚(yáng)和巴曙松認(rèn)為，影子銀行的發(fā)展與金融界一直所倡導(dǎo)的金融創(chuàng)新有關(guān)，而影子銀行本身也是金融創(chuàng)新[7 - 8].黃益平認(rèn)為，我國影子銀行的產(chǎn)生與發(fā)展是對緊縮貨幣政策的反應(yīng)，在信貸緊縮的情況下，企業(yè)無法從正規(guī)渠道獲得資金，因而求助于影子銀行[9].裘翔和周強(qiáng)龍認(rèn)為，中國影子銀行產(chǎn)生于信貸大幅緊縮的背景之下，一方面是為了規(guī)避“定向式”的行政管制，另一方面是為了逃避金融監(jiān)管[10].
也有一些文獻(xiàn)探討了影子銀行可能產(chǎn)生的影響。由于影子銀行不受監(jiān)管，通過信托產(chǎn)品，理財(cái)產(chǎn)品和委托款等表外業(yè)務(wù)向無法從正規(guī)渠道獲得資金的企業(yè)和個人提供款，因此影子銀行能夠擴(kuò)大信用供給，影響貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[2、11 - 12]; 還有研究發(fā)現(xiàn)影子銀行的高杠桿操作和期限錯配機(jī)制等固有的脆弱性會影響金融市場的穩(wěn)健性，并引發(fā)金融危機(jī)[1、12 - 13].當(dāng)然，不少學(xué)者也承認(rèn)了影子銀行對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用，他們認(rèn)為影子銀行區(qū)別于傳統(tǒng)銀行的運(yùn)行機(jī)制和金融中介功能，滿足了籌資者和投資者的多樣化需求[6 - 7],有利于金融創(chuàng)新，提供更有效金融服務(wù)，緩解企業(yè)融資約束，改善企業(yè)金融生態(tài)環(huán)境，從而提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率[4、14 - 15].綜上所述，國內(nèi)外的研究大多集中在影子銀行的產(chǎn)生原因及其影響等方面，一定程度上加深了我們對影子銀行問題的認(rèn)識。然而，雖然眾多學(xué)者都承認(rèn)了影子銀行與房地產(chǎn)市場發(fā)展和貨幣政策有效性具有密切關(guān)系[10、17],但影子銀行系統(tǒng)究竟會對我國房地產(chǎn)市場，以及對貨幣政策的調(diào)控效果產(chǎn)生什么樣的影響，以及這三者之間存在何種內(nèi)在聯(lián)系與互動關(guān)系，目前仍然有待進(jìn)行深入的考察與探究； 同時，現(xiàn)有觀點(diǎn)都比較零碎，大多都局限于國外經(jīng)驗(yàn)的介紹和對國內(nèi)情況定性層面的討論上，缺少系統(tǒng)的論述和實(shí)證方法的驗(yàn)證。為此，本文將三者納入一個統(tǒng)一的分析框架，在考察影子銀行規(guī)模對房地產(chǎn)市場影響的基礎(chǔ)上，還重點(diǎn)分析了影子銀行對貨幣政策調(diào)控效果的影響機(jī)制與作用效果，以期為明晰三者之間的關(guān)系提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。
我國影子銀行的發(fā)展與房地產(chǎn)市場的發(fā)展及貨幣政策的實(shí)施效果有著密不可分的關(guān)系。一方面，傳統(tǒng)商業(yè)銀行偏向與向大型企業(yè)或國有企業(yè)款，影子銀行愿意為一些高風(fēng)險的中、小型房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)提供款支持，直接促進(jìn)了房地產(chǎn)業(yè)的投資。另一方面，緊縮的貨幣政策限制了資金流向房地產(chǎn)行業(yè)，而影子銀行受宏觀調(diào)控的影響程度較低，可以隨時向房地產(chǎn)開發(fā)商提供資金，增大了中央銀行通過貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)市場的難度，影響了貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。
先，影子銀行的發(fā)展在一定程度上拓寬了房地產(chǎn)企業(yè)的融資渠道，能緩解潛在的融資約束問題，從而直接促進(jìn)房地產(chǎn)市場的發(fā)展。房地產(chǎn)屬于資金密集型產(chǎn)業(yè)，企業(yè)高負(fù)債經(jīng)營，資金需求旺盛，尤其在市場繁榮時期，房地產(chǎn)價格持續(xù)上漲，房地產(chǎn)投資收益高，對各方面資金吸引力很強(qiáng)。而在我國以銀行信貸為主導(dǎo)的特殊金融體制下，很多企業(yè)都普遍面臨著嚴(yán)重融資約束的問題[2、6].此外，傳統(tǒng)的商業(yè)銀行存在明顯的信貸配置偏好，它們更偏向于向風(fēng)險較低，資信較好的國有企業(yè)或大型上市公司提供款，而中小企業(yè)通常被認(rèn)為經(jīng)營風(fēng)險和違約風(fēng)險較高，傳統(tǒng)的商業(yè)銀行并不愿意向中小型企業(yè)和開發(fā)商發(fā)放款，導(dǎo)致了很多房地產(chǎn)企業(yè)的資金需求無法從現(xiàn)有的銀行系統(tǒng)中得到滿足。作為傳統(tǒng)商業(yè)信貸的重要替代和補(bǔ)充方式，影子銀行為獲得更高的風(fēng)險補(bǔ)償，傾向于承擔(dān)較高風(fēng)險[10],有動機(jī)通過銀信合作理財(cái)產(chǎn)品、委托款以及合同業(yè)務(wù)等形式向高風(fēng)險的房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)提供信貸支持[6].因此，影子銀行的存在大大緩解了無法從銀行等傳統(tǒng)融資渠道中獲取資金的中、小房地產(chǎn)開發(fā)商的融資約束，從而促進(jìn)房地產(chǎn)市場的投資。
其次，影子銀行的發(fā)展會削弱貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的調(diào)控效果。Sheng發(fā)現(xiàn)影子銀行體系的存在會擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量，提出了以M2和影子銀行之和作為貨幣總供給的新衡量標(biāo)準(zhǔn)[11].此外，影子銀行作為金融創(chuàng)新的一種重要形式，能通過生成新的投資和放大了現(xiàn)有的投資總量來促進(jìn)企業(yè)的借貸行為[18].Adrian等認(rèn)為，影子銀行的成長增加了信貸的可得性，并對中央銀行的信用供給有著重要影響[3].Ve-rona等將影子銀行體系納入到DSGE模型中考察了影子銀行體系與貨幣政策的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)影子銀行體系會嚴(yán)重影響貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[19].周小川也認(rèn)為，影子銀行具有像商業(yè)銀行一樣的貨幣創(chuàng)造功能，使得貨幣政策乘數(shù)被放大，增加信用供給與流動，從而在一定程度上沖擊了貨幣政策的調(diào)控效果[20].
后，影子銀行的發(fā)展削弱了貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。從理論上講，緊縮的貨幣政策通過信貸渠道，利率渠道與資產(chǎn)負(fù)債表渠道等影響了房地產(chǎn)企業(yè)的融資成本，進(jìn)一步縮減了房地產(chǎn)市場的投資規(guī)模。但在信貸配給、存款準(zhǔn)備金率約束等宏觀調(diào)控措施下，由于影子銀行的活動不受中央銀行監(jiān)管限制，能在監(jiān)管體系之外從事與傳統(tǒng)銀行類似的資金融通活動，因此在貨幣政策緊縮時期，影子銀行能夠通過委托款、理財(cái)產(chǎn)品、民間借貸等銀行表外業(yè)務(wù)繞開監(jiān)管，給原本無法通過傳統(tǒng)商業(yè)銀行獲得款的房地產(chǎn)企業(yè)提供資金，在一定程度上削弱了貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。另一方面，房地產(chǎn)企業(yè)的融資需求往往對利率的上升不太敏感，其款規(guī)模與投資規(guī)模很大程度上取決于信貸的可獲得性，其綜合融資成本不僅僅由利率決定，很大程度上也受到抵押率的影響。由于此時房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險較高，為了補(bǔ)償這一部分風(fēng)險，影子銀行憑借其壟斷地位可以設(shè)定一個較高的利率，同時相應(yīng)放寬對抵押率的要求[10],考慮到抵押率的影響，房地產(chǎn)企業(yè)的綜合借貸成本可能反而是下降的，為維持資金鏈，滿足投資需求，在無法從商業(yè)銀行直接獲得款時，房地產(chǎn)企業(yè)往往會求助于影子銀行。因此，雖然緊縮的貨幣政策提高了利率，抑制了整個房地產(chǎn)市場的信貸規(guī)模，但影子銀行的行為能繞開監(jiān)管，為房地產(chǎn)市場提供資金支持，從而影響貨幣政策的對房地產(chǎn)市場調(diào)控效果。
三、變量定義與模型選擇
（ 一） 影子銀行概念及其范圍界定
Mc Culley先提出影子銀行的概念，他指出影子銀行是“游離于傳統(tǒng)商業(yè)銀行體系之外，不受監(jiān)管但卻從事著與商業(yè)銀行類似的金融活動的中介機(jī)構(gòu)”,產(chǎn)生于70年代貨幣市場基金的發(fā)展[21].金融穩(wěn)定理事會認(rèn)為影子銀行從廣義上來講是除正規(guī)銀行體系外，其活動可能引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險和監(jiān)管套利隱患的信貸中介系統(tǒng)[22].Bernanke將影子銀行體系定義為一系列與傳統(tǒng)存款機(jī)構(gòu)不同，不受監(jiān)管，但功能與傳統(tǒng)銀行類似的機(jī)構(gòu)和市場[1].
在我國，不少學(xué)者出于研究需要從不同的角度估算了影子銀行的規(guī)模。巴曙松認(rèn)為，我國的影子銀行包括了委托款，銀信合作，理財(cái)產(chǎn)品等[8]; 沈悅在區(qū)分內(nèi)外部影子銀行的基礎(chǔ)上，認(rèn)為銀信合作產(chǎn)品，委托款和未貼現(xiàn)票據(jù)三項(xiàng)占了內(nèi)部影子銀行的絕大部分，而外部影子銀行則涉及到信托公司，投資銀行，貨幣市場基金和民間金融等[23]; 陸曉明認(rèn)為，中國的影子銀行與傳統(tǒng)商業(yè)銀行并行，是傳統(tǒng)銀行的替代品，從而也更加依賴于傳統(tǒng)商業(yè)銀行，并不涉及復(fù)雜的金融的衍生品，而是通過一些制度創(chuàng)新開展銀行表外資產(chǎn)負(fù)債業(yè)務(wù)[24]; 王浡力和李建軍認(rèn)為，影子銀行涉及了銀行的表外業(yè)務(wù)，回購業(yè)務(wù)，貨幣市場基金業(yè)務(wù)，沖基金，信托公司資產(chǎn)，銀信合作產(chǎn)品，民間借貸等[25].中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司將中國的影子銀行寬泛的定義為“從事金融中介活動，具有與傳統(tǒng)銀行類似的信用、期限或流動性轉(zhuǎn)換功能，但未受巴塞爾Ⅲ或同等監(jiān)管程度的實(shí)體或準(zhǔn)實(shí)體”[26].
借鑒以往學(xué)者的研究，本文認(rèn)為我國影子銀行系統(tǒng)是能夠提供信用轉(zhuǎn)換，流動性轉(zhuǎn)換和企業(yè)轉(zhuǎn)換的金融中介，主要包括了銀行理財(cái)產(chǎn)品、未貼現(xiàn)承兌匯票、委托款、信托款、民間借貸等。
（ 二） 模型選擇
在宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，VAR模型得到了廣泛的應(yīng)用，它通過將所有內(nèi)生變量的當(dāng)期變量對其若干滯后值進(jìn)行回歸，進(jìn)而估計(jì)出全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。然而，由于簡化式VAR模型假設(shè)變量之間沒有當(dāng)期影響，因而不能很好的揭示宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。為解決這一問題，一些學(xué)者對VAR模型提出修正，建立結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）[27].SVAR模型允許變量之間存在當(dāng)期影響，因而更符合實(shí)際的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境。
一般p階SVAR模型可由（1） 式表示：
Ayt= AΓ1yt -1+ … + AΓpyt - p+ Aμt（1）
其中，矩陣A來自經(jīng)濟(jì)理論對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的建模，為內(nèi)生變量滯后項(xiàng)的系數(shù)矩陣，是簡化式VAR的擾動項(xiàng)，移項(xiàng)可得：
A（1 - Γ1L - … - ΓpLp）yy= Aμt（2）
對于SVAR模型，分析的重點(diǎn)在于正交化的脈沖響應(yīng)，故一般假設(shè)SVAR的結(jié)構(gòu)擾動項(xiàng)正交，即假設(shè)Aμt= E其中B為MM的矩陣，（2） 式可轉(zhuǎn)化為（3） 式
A（1 - Γ1L - … - ΓpLp）yt= Aμt= Bεt（3）
（3） 式則為SVAR模型的“AB模型”.若令A(yù)= IM,則為B模型，若令B = IM,則為A模型。為了識別AB模型，少需要對A和B施加2M2- M（M+ 1）/2個約束，對于B模型，則少需要對B施加M（M - 1）/2個約束條件，對于A模型，則少需要對A施加M（M - 1）/2個約束條件。如果正好施加如此多的約束條件，則為恰好識別，如果施加更多的約束條件，則為過度識別。對A和B所施加的約束稱為“短期約束”,“AB模型”的SVAR也被稱為是“短期SVAR”.
（ 三） 變量選擇及數(shù)據(jù)處理
本文選擇國民生產(chǎn)總值 （gdp） ,實(shí)際房地產(chǎn)價格 （p） ,利率（r） 和影子銀行規(guī)模（sb） ,住房投資額（inv） 和貨幣總供給（M2） 進(jìn)入SVAR模型。
國民生產(chǎn)總值 （gdp） 可以用來反應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長。實(shí)際房地產(chǎn)價格 （p） 等于商品房銷售額除以商品房銷售面積； 影子銀行規(guī)模的測度目前還未有一個統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，較多的學(xué)者[26、28 - 30]選取了社會融資總規(guī)模中的委托款、信托款、未貼現(xiàn)承兌匯票之和作為影子銀行規(guī)模的測度，本文也使用委托款、信托款、未貼現(xiàn)承兌匯票之和作為影子銀行的代理變量； 利率為當(dāng)月銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率，用來反映貨幣政策的走向[29]; 住房投資額 （inv） 反應(yīng)來自供給方面的影響。
上述所有變量均使用了X - 12濾波法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整； 所有變量都做了去通貨膨脹處理得到真實(shí)值，且對利率（r） 外的其他變量取自然對數(shù)以消除指數(shù)增長趨勢。
本文的所有數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。由于中央銀行自2002年開始發(fā)布社會融資規(guī)模的數(shù)據(jù)，本文的數(shù)據(jù)區(qū)間設(shè)為2002年一季度到2014年第四季度，并利用stata12. 0進(jìn)行分析。
四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析
（ 一） 單位根檢驗(yàn)
構(gòu)造結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR） 的前提條件是模型中的各個變量均為平穩(wěn)時間序列，否則兩個相互獨(dú)立的單位根變量可能會出現(xiàn)偽回歸或者偽相關(guān)。因此，本文先采用DF - GLS檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表2中變量單位根檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，各個變量的原始序列不平穩(wěn)，一階差分均為平穩(wěn)，因此各序列為一階單整（I（1） ） 序列，可以進(jìn)行結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR） 的建模。
上述單位根檢驗(yàn)表明協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的條件得到了滿足，考慮到觀察點(diǎn)數(shù)的限制，我們終選擇滯后2階的SVAR模型。使用Johansen檢驗(yàn)法對各個變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。包含常數(shù)項(xiàng)和時間趨勢項(xiàng)的協(xié)整秩跡檢驗(yàn)和大特征值檢驗(yàn)都表明，有1個線性無關(guān)的協(xié)整向量。當(dāng)幾個變量存在協(xié)整關(guān)系時，可以用變量的水平值構(gòu)造SVAR模型，因此，本文使用原始序列進(jìn)入模型。
Johansen 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
（ 三）SVAR模型參數(shù)估計(jì)
參照以往的研究成果[31 - 35],本文建立了SVAR的“B”型模型，如下式所示。
上述方程一行表明，當(dāng)期實(shí)際GDP并不會受其他任何變量的同期影響，但是，GDP可能會影響其他變量； 第二行表明貨幣供給受到經(jīng)濟(jì)基本面，貨幣政策和房地產(chǎn)投資額的同期影響； 利率是滯后變量，因此第三行表示利率不能對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和房屋價格等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的產(chǎn)生同期反饋[35]; 第四行表示同期影子銀行的規(guī)模會受到貨幣政策和房價的影響； 由于房價是先變量，因此同期會受到當(dāng)期貨幣政策的影響，而房地產(chǎn)投資額會受到經(jīng)濟(jì)基本面，影子銀行和房價的同期影響。由于SVAR模型分析的重點(diǎn)在于正交化的脈沖效應(yīng)，因此，所估計(jì)出的系數(shù)結(jié)果在此省略。
（ 四） 脈沖響應(yīng)分析
脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是單個變量變化一個擾動項(xiàng)對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，它可以反映變量與變量之間影響的正負(fù)關(guān)系，并且能夠反映這種影響隨時間推移的變化趨勢，揭示了變量之間的動態(tài)關(guān)系。本文以SVAR模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對變量之間的動態(tài)交互作用進(jìn)行分析。結(jié)果如圖1所示，圖中橫軸代表沖擊作用的滯后期間（ 單位，季度） ,縱軸表示響應(yīng)數(shù)。實(shí)線代表了脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了其他變量對影子銀行規(guī)模變動的反應(yīng)，兩側(cè)虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)誤差的偏離帶。
如圖1（1） 所示，給定影子銀行規(guī)模變動一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，即影子銀行規(guī)模擴(kuò)張，會對GDP產(chǎn)生持續(xù)的正向影響，并且在第2季度達(dá)到大值0. 004左右，隨后有所降低，但在第4季度該正向響應(yīng)有所上升，在第10個季度趨于穩(wěn)定并響應(yīng)值一直保持在0. 002左右。這表明影子銀行規(guī)模的變動對GDP有持續(xù)的正向沖擊。圖1（2） 表明，在影子銀行規(guī)模的正向沖擊下，房價的反饋雖然存在一定的滯后期，但4季度之后表現(xiàn)為持續(xù)的正向反饋，并在第7季度達(dá)到大值（0. 003左右） ,表明影子銀行中的大量資金會投入到房地產(chǎn)中，從而促進(jìn)房價的增長。圖1（3） 顯示，房地產(chǎn)市場的投資額對影子銀行的反饋存在為期6季度的滯后期，6季度之后為持續(xù)的正向反饋并在第10個季度達(dá)到穩(wěn)定值（0. 003左右） ,說明長期而言，影子銀行的發(fā)展會促進(jìn)房地產(chǎn)市場投資。
影子銀行規(guī)模變動一個單位標(biāo)準(zhǔn)差對其他內(nèi)生變量的影響
圖1（4） 和圖1（5） 還表述了影子銀行規(guī)模變動對貨幣政策的沖擊。圖1（4） 表明影子銀行規(guī)模的變動對貨幣供給量的影響有一定的滯后性，在第4期之后為持續(xù)的正向影響，并在第6個季度基本達(dá)到穩(wěn)定，響應(yīng)值維持在0. 002左右，即影子銀行的發(fā)展會擴(kuò)大社會的貨幣供給，這與李揚(yáng)（2011） ,Sheng（2010） 等人的研究結(jié)果一致。從圖1（5） 可以看出，影子銀行對利率的沖擊的反饋在前3個季度表現(xiàn)為正響應(yīng)，第3個季度之后轉(zhuǎn)為負(fù)，并在第5個季度達(dá)到大值- 0. 07,即影子銀行的發(fā)展在短期內(nèi)會提升利率，但隨著時間的推移，利率反而下降，因此，雖然影子銀行在短期內(nèi)由于借貸利率較高會提升融資成本，但長久來看，影子銀行的發(fā)展提高了社會的信貸規(guī)模，會促進(jìn)利率自由化，降低融資成本，這與美國的經(jīng)驗(yàn)研究也是一致的，即影子銀行拓寬了資金來源渠道，降低了企業(yè)的融資成本?？偟膩碚f，影子銀行對貨幣供給和利率等貨幣政策指標(biāo)會有影響，增加當(dāng)局通過貨幣政策工具調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的難度。
（ 五） 反事實(shí)模擬驗(yàn)證
本文參照反事實(shí)模擬方法[35 - 37],分析在沒有影子銀行的影響下，房價和房地產(chǎn)投資對緊縮貨幣政策的響應(yīng)情況。該方法意味著將式（4） 中影子銀行的待估計(jì)系數(shù)變?yōu)?,即沒有將影子銀行納入SVAR系統(tǒng)，將其變?yōu)橄到y(tǒng)外生變量。因此，在當(dāng)期以及滯后的兩個季度內(nèi)，影子銀行不會對房價產(chǎn)生內(nèi)生影響。然后對GDP、貨幣供給量、房價、實(shí)際利率和房地產(chǎn)投資額這五個變量構(gòu)建SVAR模型，將影子銀行作為系統(tǒng)外生變量，進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，并比較在該模擬條件下的響應(yīng)和原響應(yīng)。
如圖2所示，給定利率變動的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，即利率上升對房價的沖擊均為正，但初始沖擊較強(qiáng)，之后迅速衰減。房價的原反饋和房價的新反饋的響應(yīng)速度和收斂速度基本保持一致，但程度有所差異，而從第1季度到第6季度，房價的原反饋（ 影子銀行影響） 程度會弱于房價的新反饋（ 不受影子銀行影響） ,意味在有影子銀行的作用下，相同的緊縮貨幣政策沖擊對房價的作用效果增強(qiáng)。房價原反饋和房價新反饋二者之間的大差異出現(xiàn)在第3季度，第3季度新反饋的響應(yīng)值為- 0. 01113,原反饋的響應(yīng)值- 0. 00766,相差將近31%,進(jìn)一步驗(yàn)證了影子銀行在貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)市場時的重要作用。上述結(jié)果表明，影子銀行規(guī)模的擴(kuò)張確實(shí)會降低貨幣政策對房價的調(diào)控效果。第6季度之后，新反饋和原反饋的響應(yīng)值趨于一致。
利率沖擊對房價的脈沖影響對比圖
如圖3所示，緊縮的貨幣政策可以有效的抑制房地產(chǎn)行業(yè)的投資規(guī)模。在考慮影子銀行和不考慮影子銀行影響的情況下，貨幣政策對房地產(chǎn)投資的沖擊效應(yīng)的區(qū)別在第2季度開始顯現(xiàn)，表明從第2季度第10季度，投資額的原響應(yīng)程度弱于投資額的新響應(yīng)程度，投資額原反饋和投資額新反饋二者之間的大差異出現(xiàn)在第4季度，第4季度新反饋的響應(yīng)值為- 0. 006,原反饋- 0. 00455,相差 約24%,意味著在有影子銀行的影響下，緊縮貨幣政策對房地產(chǎn)投資的負(fù)向沖擊效應(yīng)受到了削弱。也就是說，影子銀行的發(fā)展沖擊了貨幣政策的對房地產(chǎn)投資規(guī)模的調(diào)控效果。第10季度之后，新反饋和原反饋的響應(yīng)值趨于一致。
中國影子銀行規(guī)模的迅速擴(kuò)張，對我國金融系統(tǒng)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了越來越重要的影響。本文將影子銀行、貨幣政策與房地產(chǎn)市場納入了一個統(tǒng)一的分析框架，通過構(gòu)建SVAR模型探究了影子銀行對房地產(chǎn)市場，以及在影子銀行的影響下貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果的影響機(jī)制與作用效果。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)： （1） 影子銀行可以為房地產(chǎn)企業(yè)提供信貸支持，從而直接推動了房價的抬升和房地產(chǎn)投資規(guī)模的擴(kuò)張，對支撐房價和支持房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到了促進(jìn)作用。（2） 影子銀行的發(fā)展擴(kuò)大了社會信貸供給，降低了利率水平，增加當(dāng)局通過貨幣政策工具調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的難度。（3） 影子銀行弱化了房價和房地產(chǎn)投資規(guī)模對緊縮型貨幣政策的響應(yīng)程度，其規(guī)模的上升在一定程度上抑制了貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。本文研究發(fā)現(xiàn)影子銀行具有信用創(chuàng)造功能，在一定程度上推動了房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，降低了貨幣政策的實(shí)施效果。因此，中央銀行必須高度重視影子銀行發(fā)展的影響，增強(qiáng)監(jiān)管力度，以期改善貨幣政策的實(shí)施效果。
由于受到數(shù)據(jù)的限制，目前我們的研究只能從宏觀層面上考察影子銀行對我國房地產(chǎn)市場及貨幣政策調(diào)控效應(yīng)的影響。從2013年開始，央行開始頒布社會融資規(guī)模省級層面的數(shù)據(jù)，隨著數(shù)據(jù)可得性的提高，我們可以進(jìn)一步分析影子銀行對房地產(chǎn)市場影響的區(qū)域異質(zhì)性； 其次，關(guān)于影子銀行的微觀作用機(jī)制的研究目前尚不多見，因此從微觀層面探究影子銀行對企業(yè)的融資約束、資金成本、風(fēng)險承擔(dān)以及投資效率等的影響也將是未來重要的研究方向；后，我國的影子銀行的發(fā)展還處于初級階段，無論是從職能和風(fēng)險特征方面與西方發(fā)達(dá)國家存在較大差異，因此分析在不同制度環(huán)境背景下影子銀行對于房地產(chǎn)市場和經(jīng)濟(jì)的影響的區(qū)別，對如何更好的監(jiān)管影子銀行以及發(fā)揮影子銀行促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，也具有重要意義。
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投資現(xiàn)貨SCHUNK氣缸夾爪JGP 40-1-IS
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美國次貸危機(jī)的爆發(fā)使影子銀行這一概念逐漸為人們所熟知，影子銀行的成因、發(fā)展和影響成為了學(xué)術(shù)界研究和探討的焦點(diǎn)。Bernanke將影子銀行體系定義為一系列與傳統(tǒng)存款機(jī)構(gòu)不同，不受監(jiān)管，但功能與傳統(tǒng)銀行類似的信貸中介機(jī)構(gòu)或市場[1].我國證券市場發(fā)展仍處于初步階段，影子銀行系統(tǒng)并沒有形成成熟的資產(chǎn)證券化信用鏈條，目前主要表現(xiàn)為對傳統(tǒng)融資方式的補(bǔ)充，形式上包括委托款、理財(cái)產(chǎn)品、民間借貸等銀行表外業(yè)務(wù)。近年來，我國的金融體系結(jié)構(gòu)發(fā)生了重大改變，影子銀行已經(jīng)成為了社會融資的一個重要途徑，影子銀行體系所涉及的非傳統(tǒng)信貸融資規(guī)模不斷擴(kuò)大，在社會融資規(guī)模中的比重也日益提升，對實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響愈加凸顯。據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國2014年廣義影子銀行體系所涉及的非傳統(tǒng)信貸融資規(guī)模約為27萬億元，占銀行業(yè)資產(chǎn)的19%,同一時期影子銀行規(guī)模同比增速則達(dá)到38%①。
房地產(chǎn)作為我國國民經(jīng)濟(jì)的重要支柱，是典型資金密集型產(chǎn)業(yè)，特別是2000年以來，房地產(chǎn)價格持續(xù)快速上漲，投資收益高，企業(yè)高負(fù)債經(jīng)營，資金需求量巨大，而在我國以銀行信貸為主導(dǎo)的特殊金融體制下，很多企業(yè)都普遍面臨著嚴(yán)重融資約束問題[2],加上商業(yè)銀行存在明顯的信貸配置偏好[3],很多房地產(chǎn)企業(yè)的資金需求都難以從現(xiàn)有的銀行系統(tǒng)中得到滿足②。此外，自2005年以來，中央銀行頻頻出臺貨幣政策，以期限制銀行信貸投向房地產(chǎn)領(lǐng)域，進(jìn)而達(dá)到穩(wěn)定房價、抑制房市過熱的目的，但貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果卻一直難如預(yù)期，并頗受詬病。影子銀行系統(tǒng)作為傳統(tǒng)融資方式的重要補(bǔ)充，具有高杠桿率的特征，擁有強(qiáng)大的信用創(chuàng)造功能，且其*的運(yùn)行機(jī)制使其獨(dú)立于傳統(tǒng)貨幣政策的調(diào)控范圍之外[4].在此背景之下，影子銀行是否能為房地產(chǎn)市場的發(fā)展提供信用供給，其規(guī)模的擴(kuò)張是否助推了房價的持續(xù)上漲？ 我國房地產(chǎn)市場的貨幣調(diào)控政策為何屢屢失效，是否是影子銀行系統(tǒng)為房地產(chǎn)企業(yè)提供了融資渠道，降低了貨幣政策的有效性？
基于以上人們普遍關(guān)注的問題，本文將影子銀行，貨幣政策與房地產(chǎn)市場納入了一個統(tǒng)一的研究框架，通過構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR） 實(shí)證考察了影子銀行對房地產(chǎn)市場及貨幣政策實(shí)施的影響機(jī)制與作用效果，以期為明晰三者之間的關(guān)系提供新的研究視角，并為改善貨幣政策的調(diào)控效果提供建議。
二、文獻(xiàn)回顧與理論分析
（ 一） 文獻(xiàn)回顧與簡要評述
從現(xiàn)有的文獻(xiàn)看，目前國內(nèi)外研究大多集中在影子銀行的產(chǎn)生原因，以及對貨幣政策和金融系統(tǒng)穩(wěn)健性的影響等方面。Gorton、程小可等人認(rèn)為，社會上的融資需求無法得到滿足是影子銀行產(chǎn)生的重要原因，由于金融市場上資金的供不應(yīng)求，使市場利率高于商業(yè)銀行利率，而影子銀行不受管制，可以提供更高的收益率，使得大量資金從正規(guī)的金融系統(tǒng)流向影子銀行[5 - 6]; 此外，李揚(yáng)和巴曙松認(rèn)為，影子銀行的發(fā)展與金融界一直所倡導(dǎo)的金融創(chuàng)新有關(guān)，而影子銀行本身也是金融創(chuàng)新[7 - 8].黃益平認(rèn)為，我國影子銀行的產(chǎn)生與發(fā)展是對緊縮貨幣政策的反應(yīng)，在信貸緊縮的情況下，企業(yè)無法從正規(guī)渠道獲得資金，因而求助于影子銀行[9].裘翔和周強(qiáng)龍認(rèn)為，中國影子銀行產(chǎn)生于信貸大幅緊縮的背景之下，一方面是為了規(guī)避“定向式”的行政管制，另一方面是為了逃避金融監(jiān)管[10].
也有一些文獻(xiàn)探討了影子銀行可能產(chǎn)生的影響。由于影子銀行不受監(jiān)管，通過信托產(chǎn)品，理財(cái)產(chǎn)品和委托款等表外業(yè)務(wù)向無法從正規(guī)渠道獲得資金的企業(yè)和個人提供款，因此影子銀行能夠擴(kuò)大信用供給，影響貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[2、11 - 12]; 還有研究發(fā)現(xiàn)影子銀行的高杠桿操作和期限錯配機(jī)制等固有的脆弱性會影響金融市場的穩(wěn)健性，并引發(fā)金融危機(jī)[1、12 - 13].當(dāng)然，不少學(xué)者也承認(rèn)了影子銀行對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的積極作用，他們認(rèn)為影子銀行區(qū)別于傳統(tǒng)銀行的運(yùn)行機(jī)制和金融中介功能，滿足了籌資者和投資者的多樣化需求[6 - 7],有利于金融創(chuàng)新，提供更有效金融服務(wù)，緩解企業(yè)融資約束，改善企業(yè)金融生態(tài)環(huán)境，從而提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率[4、14 - 15].綜上所述，國內(nèi)外的研究大多集中在影子銀行的產(chǎn)生原因及其影響等方面，一定程度上加深了我們對影子銀行問題的認(rèn)識。然而，雖然眾多學(xué)者都承認(rèn)了影子銀行與房地產(chǎn)市場發(fā)展和貨幣政策有效性具有密切關(guān)系[10、17],但影子銀行系統(tǒng)究竟會對我國房地產(chǎn)市場，以及對貨幣政策的調(diào)控效果產(chǎn)生什么樣的影響，以及這三者之間存在何種內(nèi)在聯(lián)系與互動關(guān)系，目前仍然有待進(jìn)行深入的考察與探究； 同時，現(xiàn)有觀點(diǎn)都比較零碎，大多都局限于國外經(jīng)驗(yàn)的介紹和對國內(nèi)情況定性層面的討論上，缺少系統(tǒng)的論述和實(shí)證方法的驗(yàn)證。為此，本文將三者納入一個統(tǒng)一的分析框架，在考察影子銀行規(guī)模對房地產(chǎn)市場影響的基礎(chǔ)上，還重點(diǎn)分析了影子銀行對貨幣政策調(diào)控效果的影響機(jī)制與作用效果，以期為明晰三者之間的關(guān)系提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。
我國影子銀行的發(fā)展與房地產(chǎn)市場的發(fā)展及貨幣政策的實(shí)施效果有著密不可分的關(guān)系。一方面，傳統(tǒng)商業(yè)銀行偏向與向大型企業(yè)或國有企業(yè)款，影子銀行愿意為一些高風(fēng)險的中、小型房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)提供款支持，直接促進(jìn)了房地產(chǎn)業(yè)的投資。另一方面，緊縮的貨幣政策限制了資金流向房地產(chǎn)行業(yè)，而影子銀行受宏觀調(diào)控的影響程度較低，可以隨時向房地產(chǎn)開發(fā)商提供資金，增大了中央銀行通過貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)市場的難度，影響了貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。
先，影子銀行的發(fā)展在一定程度上拓寬了房地產(chǎn)企業(yè)的融資渠道，能緩解潛在的融資約束問題，從而直接促進(jìn)房地產(chǎn)市場的發(fā)展。房地產(chǎn)屬于資金密集型產(chǎn)業(yè)，企業(yè)高負(fù)債經(jīng)營，資金需求旺盛，尤其在市場繁榮時期，房地產(chǎn)價格持續(xù)上漲，房地產(chǎn)投資收益高，對各方面資金吸引力很強(qiáng)。而在我國以銀行信貸為主導(dǎo)的特殊金融體制下，很多企業(yè)都普遍面臨著嚴(yán)重融資約束的問題[2、6].此外，傳統(tǒng)的商業(yè)銀行存在明顯的信貸配置偏好，它們更偏向于向風(fēng)險較低，資信較好的國有企業(yè)或大型上市公司提供款，而中小企業(yè)通常被認(rèn)為經(jīng)營風(fēng)險和違約風(fēng)險較高，傳統(tǒng)的商業(yè)銀行并不愿意向中小型企業(yè)和開發(fā)商發(fā)放款，導(dǎo)致了很多房地產(chǎn)企業(yè)的資金需求無法從現(xiàn)有的銀行系統(tǒng)中得到滿足。作為傳統(tǒng)商業(yè)信貸的重要替代和補(bǔ)充方式，影子銀行為獲得更高的風(fēng)險補(bǔ)償，傾向于承擔(dān)較高風(fēng)險[10],有動機(jī)通過銀信合作理財(cái)產(chǎn)品、委托款以及合同業(yè)務(wù)等形式向高風(fēng)險的房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)提供信貸支持[6].因此，影子銀行的存在大大緩解了無法從銀行等傳統(tǒng)融資渠道中獲取資金的中、小房地產(chǎn)開發(fā)商的融資約束，從而促進(jìn)房地產(chǎn)市場的投資。
其次，影子銀行的發(fā)展會削弱貨幣政策對經(jīng)濟(jì)的調(diào)控效果。Sheng發(fā)現(xiàn)影子銀行體系的存在會擴(kuò)大貨幣供應(yīng)量，提出了以M2和影子銀行之和作為貨幣總供給的新衡量標(biāo)準(zhǔn)[11].此外，影子銀行作為金融創(chuàng)新的一種重要形式，能通過生成新的投資和放大了現(xiàn)有的投資總量來促進(jìn)企業(yè)的借貸行為[18].Adrian等認(rèn)為，影子銀行的成長增加了信貸的可得性，并對中央銀行的信用供給有著重要影響[3].Ve-rona等將影子銀行體系納入到DSGE模型中考察了影子銀行體系與貨幣政策的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)影子銀行體系會嚴(yán)重影響貨幣政策目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)[19].周小川也認(rèn)為，影子銀行具有像商業(yè)銀行一樣的貨幣創(chuàng)造功能，使得貨幣政策乘數(shù)被放大，增加信用供給與流動，從而在一定程度上沖擊了貨幣政策的調(diào)控效果[20].
后，影子銀行的發(fā)展削弱了貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。從理論上講，緊縮的貨幣政策通過信貸渠道，利率渠道與資產(chǎn)負(fù)債表渠道等影響了房地產(chǎn)企業(yè)的融資成本，進(jìn)一步縮減了房地產(chǎn)市場的投資規(guī)模。但在信貸配給、存款準(zhǔn)備金率約束等宏觀調(diào)控措施下，由于影子銀行的活動不受中央銀行監(jiān)管限制，能在監(jiān)管體系之外從事與傳統(tǒng)銀行類似的資金融通活動，因此在貨幣政策緊縮時期，影子銀行能夠通過委托款、理財(cái)產(chǎn)品、民間借貸等銀行表外業(yè)務(wù)繞開監(jiān)管，給原本無法通過傳統(tǒng)商業(yè)銀行獲得款的房地產(chǎn)企業(yè)提供資金，在一定程度上削弱了貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。另一方面，房地產(chǎn)企業(yè)的融資需求往往對利率的上升不太敏感，其款規(guī)模與投資規(guī)模很大程度上取決于信貸的可獲得性，其綜合融資成本不僅僅由利率決定，很大程度上也受到抵押率的影響。由于此時房地產(chǎn)企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險較高，為了補(bǔ)償這一部分風(fēng)險，影子銀行憑借其壟斷地位可以設(shè)定一個較高的利率，同時相應(yīng)放寬對抵押率的要求[10],考慮到抵押率的影響，房地產(chǎn)企業(yè)的綜合借貸成本可能反而是下降的，為維持資金鏈，滿足投資需求，在無法從商業(yè)銀行直接獲得款時，房地產(chǎn)企業(yè)往往會求助于影子銀行。因此，雖然緊縮的貨幣政策提高了利率，抑制了整個房地產(chǎn)市場的信貸規(guī)模，但影子銀行的行為能繞開監(jiān)管，為房地產(chǎn)市場提供資金支持，從而影響貨幣政策的對房地產(chǎn)市場調(diào)控效果。
三、變量定義與模型選擇
（ 一） 影子銀行概念及其范圍界定
Mc Culley先提出影子銀行的概念，他指出影子銀行是“游離于傳統(tǒng)商業(yè)銀行體系之外，不受監(jiān)管但卻從事著與商業(yè)銀行類似的金融活動的中介機(jī)構(gòu)”,產(chǎn)生于70年代貨幣市場基金的發(fā)展[21].金融穩(wěn)定理事會認(rèn)為影子銀行從廣義上來講是除正規(guī)銀行體系外，其活動可能引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險和監(jiān)管套利隱患的信貸中介系統(tǒng)[22].Bernanke將影子銀行體系定義為一系列與傳統(tǒng)存款機(jī)構(gòu)不同，不受監(jiān)管，但功能與傳統(tǒng)銀行類似的機(jī)構(gòu)和市場[1].
在我國，不少學(xué)者出于研究需要從不同的角度估算了影子銀行的規(guī)模。巴曙松認(rèn)為，我國的影子銀行包括了委托款，銀信合作，理財(cái)產(chǎn)品等[8]; 沈悅在區(qū)分內(nèi)外部影子銀行的基礎(chǔ)上，認(rèn)為銀信合作產(chǎn)品，委托款和未貼現(xiàn)票據(jù)三項(xiàng)占了內(nèi)部影子銀行的絕大部分，而外部影子銀行則涉及到信托公司，投資銀行，貨幣市場基金和民間金融等[23]; 陸曉明認(rèn)為，中國的影子銀行與傳統(tǒng)商業(yè)銀行并行，是傳統(tǒng)銀行的替代品，從而也更加依賴于傳統(tǒng)商業(yè)銀行，并不涉及復(fù)雜的金融的衍生品，而是通過一些制度創(chuàng)新開展銀行表外資產(chǎn)負(fù)債業(yè)務(wù)[24]; 王浡力和李建軍認(rèn)為，影子銀行涉及了銀行的表外業(yè)務(wù)，回購業(yè)務(wù)，貨幣市場基金業(yè)務(wù)，沖基金，信托公司資產(chǎn)，銀信合作產(chǎn)品，民間借貸等[25].中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計(jì)司將中國的影子銀行寬泛的定義為“從事金融中介活動，具有與傳統(tǒng)銀行類似的信用、期限或流動性轉(zhuǎn)換功能，但未受巴塞爾Ⅲ或同等監(jiān)管程度的實(shí)體或準(zhǔn)實(shí)體”[26].
借鑒以往學(xué)者的研究，本文認(rèn)為我國影子銀行系統(tǒng)是能夠提供信用轉(zhuǎn)換，流動性轉(zhuǎn)換和企業(yè)轉(zhuǎn)換的金融中介，主要包括了銀行理財(cái)產(chǎn)品、未貼現(xiàn)承兌匯票、委托款、信托款、民間借貸等。
（ 二） 模型選擇
在宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域，VAR模型得到了廣泛的應(yīng)用，它通過將所有內(nèi)生變量的當(dāng)期變量對其若干滯后值進(jìn)行回歸，進(jìn)而估計(jì)出全部內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系。然而，由于簡化式VAR模型假設(shè)變量之間沒有當(dāng)期影響，因而不能很好的揭示宏觀經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)。為解決這一問題，一些學(xué)者對VAR模型提出修正，建立結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR）[27].SVAR模型允許變量之間存在當(dāng)期影響，因而更符合實(shí)際的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境。
一般p階SVAR模型可由（1） 式表示：
Ayt= AΓ1yt -1+ … + AΓpyt - p+ Aμt（1）
其中，矩陣A來自經(jīng)濟(jì)理論對經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的建模，為內(nèi)生變量滯后項(xiàng)的系數(shù)矩陣，是簡化式VAR的擾動項(xiàng)，移項(xiàng)可得：
A（1 - Γ1L - … - ΓpLp）yy= Aμt（2）
對于SVAR模型，分析的重點(diǎn)在于正交化的脈沖響應(yīng)，故一般假設(shè)SVAR的結(jié)構(gòu)擾動項(xiàng)正交，即假設(shè)Aμt= E其中B為MM的矩陣，（2） 式可轉(zhuǎn)化為（3） 式
A（1 - Γ1L - … - ΓpLp）yt= Aμt= Bεt（3）
（3） 式則為SVAR模型的“AB模型”.若令A(yù)= IM,則為B模型，若令B = IM,則為A模型。為了識別AB模型，少需要對A和B施加2M2- M（M+ 1）/2個約束，對于B模型，則少需要對B施加M（M - 1）/2個約束條件，對于A模型，則少需要對A施加M（M - 1）/2個約束條件。如果正好施加如此多的約束條件，則為恰好識別，如果施加更多的約束條件，則為過度識別。對A和B所施加的約束稱為“短期約束”,“AB模型”的SVAR也被稱為是“短期SVAR”.
（ 三） 變量選擇及數(shù)據(jù)處理
本文選擇國民生產(chǎn)總值 （gdp） ,實(shí)際房地產(chǎn)價格 （p） ,利率（r） 和影子銀行規(guī)模（sb） ,住房投資額（inv） 和貨幣總供給（M2） 進(jìn)入SVAR模型。
國民生產(chǎn)總值 （gdp） 可以用來反應(yīng)經(jīng)濟(jì)增長。實(shí)際房地產(chǎn)價格 （p） 等于商品房銷售額除以商品房銷售面積； 影子銀行規(guī)模的測度目前還未有一個統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，較多的學(xué)者[26、28 - 30]選取了社會融資總規(guī)模中的委托款、信托款、未貼現(xiàn)承兌匯票之和作為影子銀行規(guī)模的測度，本文也使用委托款、信托款、未貼現(xiàn)承兌匯票之和作為影子銀行的代理變量； 利率為當(dāng)月銀行間同業(yè)拆借加權(quán)平均利率，用來反映貨幣政策的走向[29]; 住房投資額 （inv） 反應(yīng)來自供給方面的影響。
上述所有變量均使用了X - 12濾波法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整； 所有變量都做了去通貨膨脹處理得到真實(shí)值，且對利率（r） 外的其他變量取自然對數(shù)以消除指數(shù)增長趨勢。
本文的所有數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。由于中央銀行自2002年開始發(fā)布社會融資規(guī)模的數(shù)據(jù)，本文的數(shù)據(jù)區(qū)間設(shè)為2002年一季度到2014年第四季度，并利用stata12. 0進(jìn)行分析。
四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析
（ 一） 單位根檢驗(yàn)
構(gòu)造結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR） 的前提條件是模型中的各個變量均為平穩(wěn)時間序列，否則兩個相互獨(dú)立的單位根變量可能會出現(xiàn)偽回歸或者偽相關(guān)。因此，本文先采用DF - GLS檢驗(yàn)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。從表2中變量單位根檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，各個變量的原始序列不平穩(wěn)，一階差分均為平穩(wěn)，因此各序列為一階單整（I（1） ） 序列，可以進(jìn)行結(jié)構(gòu)向量自回歸模型（SVAR） 的建模。
上述單位根檢驗(yàn)表明協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的條件得到了滿足，考慮到觀察點(diǎn)數(shù)的限制，我們終選擇滯后2階的SVAR模型。使用Johansen檢驗(yàn)法對各個變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。包含常數(shù)項(xiàng)和時間趨勢項(xiàng)的協(xié)整秩跡檢驗(yàn)和大特征值檢驗(yàn)都表明，有1個線性無關(guān)的協(xié)整向量。當(dāng)幾個變量存在協(xié)整關(guān)系時，可以用變量的水平值構(gòu)造SVAR模型，因此，本文使用原始序列進(jìn)入模型。
Johansen 協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)
（ 三）SVAR模型參數(shù)估計(jì)
參照以往的研究成果[31 - 35],本文建立了SVAR的“B”型模型，如下式所示。
上述方程一行表明，當(dāng)期實(shí)際GDP并不會受其他任何變量的同期影響，但是，GDP可能會影響其他變量； 第二行表明貨幣供給受到經(jīng)濟(jì)基本面，貨幣政策和房地產(chǎn)投資額的同期影響； 利率是滯后變量，因此第三行表示利率不能對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和房屋價格等經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的產(chǎn)生同期反饋[35]; 第四行表示同期影子銀行的規(guī)模會受到貨幣政策和房價的影響； 由于房價是先變量，因此同期會受到當(dāng)期貨幣政策的影響，而房地產(chǎn)投資額會受到經(jīng)濟(jì)基本面，影子銀行和房價的同期影響。由于SVAR模型分析的重點(diǎn)在于正交化的脈沖效應(yīng)，因此，所估計(jì)出的系數(shù)結(jié)果在此省略。
（ 四） 脈沖響應(yīng)分析
脈沖響應(yīng)函數(shù)描述的是單個變量變化一個擾動項(xiàng)對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值的影響，它可以反映變量與變量之間影響的正負(fù)關(guān)系，并且能夠反映這種影響隨時間推移的變化趨勢，揭示了變量之間的動態(tài)關(guān)系。本文以SVAR模型為基礎(chǔ)，構(gòu)建正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù)，對變量之間的動態(tài)交互作用進(jìn)行分析。結(jié)果如圖1所示，圖中橫軸代表沖擊作用的滯后期間（ 單位，季度） ,縱軸表示響應(yīng)數(shù)。實(shí)線代表了脈沖響應(yīng)函數(shù)，代表了其他變量對影子銀行規(guī)模變動的反應(yīng)，兩側(cè)虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)誤差的偏離帶。
如圖1（1） 所示，給定影子銀行規(guī)模變動一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊，即影子銀行規(guī)模擴(kuò)張，會對GDP產(chǎn)生持續(xù)的正向影響，并且在第2季度達(dá)到大值0. 004左右，隨后有所降低，但在第4季度該正向響應(yīng)有所上升，在第10個季度趨于穩(wěn)定并響應(yīng)值一直保持在0. 002左右。這表明影子銀行規(guī)模的變動對GDP有持續(xù)的正向沖擊。圖1（2） 表明，在影子銀行規(guī)模的正向沖擊下，房價的反饋雖然存在一定的滯后期，但4季度之后表現(xiàn)為持續(xù)的正向反饋，并在第7季度達(dá)到大值（0. 003左右） ,表明影子銀行中的大量資金會投入到房地產(chǎn)中，從而促進(jìn)房價的增長。圖1（3） 顯示，房地產(chǎn)市場的投資額對影子銀行的反饋存在為期6季度的滯后期，6季度之后為持續(xù)的正向反饋并在第10個季度達(dá)到穩(wěn)定值（0. 003左右） ,說明長期而言，影子銀行的發(fā)展會促進(jìn)房地產(chǎn)市場投資。
影子銀行規(guī)模變動一個單位標(biāo)準(zhǔn)差對其他內(nèi)生變量的影響
圖1（4） 和圖1（5） 還表述了影子銀行規(guī)模變動對貨幣政策的沖擊。圖1（4） 表明影子銀行規(guī)模的變動對貨幣供給量的影響有一定的滯后性，在第4期之后為持續(xù)的正向影響，并在第6個季度基本達(dá)到穩(wěn)定，響應(yīng)值維持在0. 002左右，即影子銀行的發(fā)展會擴(kuò)大社會的貨幣供給，這與李揚(yáng)（2011） ,Sheng（2010） 等人的研究結(jié)果一致。從圖1（5） 可以看出，影子銀行對利率的沖擊的反饋在前3個季度表現(xiàn)為正響應(yīng)，第3個季度之后轉(zhuǎn)為負(fù)，并在第5個季度達(dá)到大值- 0. 07,即影子銀行的發(fā)展在短期內(nèi)會提升利率，但隨著時間的推移，利率反而下降，因此，雖然影子銀行在短期內(nèi)由于借貸利率較高會提升融資成本，但長久來看，影子銀行的發(fā)展提高了社會的信貸規(guī)模，會促進(jìn)利率自由化，降低融資成本，這與美國的經(jīng)驗(yàn)研究也是一致的，即影子銀行拓寬了資金來源渠道，降低了企業(yè)的融資成本?？偟膩碚f，影子銀行對貨幣供給和利率等貨幣政策指標(biāo)會有影響，增加當(dāng)局通過貨幣政策工具調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的難度。
（ 五） 反事實(shí)模擬驗(yàn)證
本文參照反事實(shí)模擬方法[35 - 37],分析在沒有影子銀行的影響下，房價和房地產(chǎn)投資對緊縮貨幣政策的響應(yīng)情況。該方法意味著將式（4） 中影子銀行的待估計(jì)系數(shù)變?yōu)?,即沒有將影子銀行納入SVAR系統(tǒng)，將其變?yōu)橄到y(tǒng)外生變量。因此，在當(dāng)期以及滯后的兩個季度內(nèi)，影子銀行不會對房價產(chǎn)生內(nèi)生影響。然后對GDP、貨幣供給量、房價、實(shí)際利率和房地產(chǎn)投資額這五個變量構(gòu)建SVAR模型，將影子銀行作為系統(tǒng)外生變量，進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，并比較在該模擬條件下的響應(yīng)和原響應(yīng)。
如圖2所示，給定利率變動的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊，即利率上升對房價的沖擊均為正，但初始沖擊較強(qiáng)，之后迅速衰減。房價的原反饋和房價的新反饋的響應(yīng)速度和收斂速度基本保持一致，但程度有所差異，而從第1季度到第6季度，房價的原反饋（ 影子銀行影響） 程度會弱于房價的新反饋（ 不受影子銀行影響） ,意味在有影子銀行的作用下，相同的緊縮貨幣政策沖擊對房價的作用效果增強(qiáng)。房價原反饋和房價新反饋二者之間的大差異出現(xiàn)在第3季度，第3季度新反饋的響應(yīng)值為- 0. 01113,原反饋的響應(yīng)值- 0. 00766,相差將近31%,進(jìn)一步驗(yàn)證了影子銀行在貨幣政策調(diào)控房地產(chǎn)市場時的重要作用。上述結(jié)果表明，影子銀行規(guī)模的擴(kuò)張確實(shí)會降低貨幣政策對房價的調(diào)控效果。第6季度之后，新反饋和原反饋的響應(yīng)值趨于一致。
利率沖擊對房價的脈沖影響對比圖
如圖3所示，緊縮的貨幣政策可以有效的抑制房地產(chǎn)行業(yè)的投資規(guī)模。在考慮影子銀行和不考慮影子銀行影響的情況下，貨幣政策對房地產(chǎn)投資的沖擊效應(yīng)的區(qū)別在第2季度開始顯現(xiàn)，表明從第2季度第10季度，投資額的原響應(yīng)程度弱于投資額的新響應(yīng)程度，投資額原反饋和投資額新反饋二者之間的大差異出現(xiàn)在第4季度，第4季度新反饋的響應(yīng)值為- 0. 006,原反饋- 0. 00455,相差 約24%,意味著在有影子銀行的影響下，緊縮貨幣政策對房地產(chǎn)投資的負(fù)向沖擊效應(yīng)受到了削弱。也就是說，影子銀行的發(fā)展沖擊了貨幣政策的對房地產(chǎn)投資規(guī)模的調(diào)控效果。第10季度之后，新反饋和原反饋的響應(yīng)值趨于一致。
中國影子銀行規(guī)模的迅速擴(kuò)張，對我國金融系統(tǒng)與實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了越來越重要的影響。本文將影子銀行、貨幣政策與房地產(chǎn)市場納入了一個統(tǒng)一的分析框架，通過構(gòu)建SVAR模型探究了影子銀行對房地產(chǎn)市場，以及在影子銀行的影響下貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果的影響機(jī)制與作用效果。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)： （1） 影子銀行可以為房地產(chǎn)企業(yè)提供信貸支持，從而直接推動了房價的抬升和房地產(chǎn)投資規(guī)模的擴(kuò)張，對支撐房價和支持房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到了促進(jìn)作用。（2） 影子銀行的發(fā)展擴(kuò)大了社會信貸供給，降低了利率水平，增加當(dāng)局通過貨幣政策工具調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的難度。（3） 影子銀行弱化了房價和房地產(chǎn)投資規(guī)模對緊縮型貨幣政策的響應(yīng)程度，其規(guī)模的上升在一定程度上抑制了貨幣政策對房地產(chǎn)市場的調(diào)控效果。本文研究發(fā)現(xiàn)影子銀行具有信用創(chuàng)造功能，在一定程度上推動了房地產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，降低了貨幣政策的實(shí)施效果。因此，中央銀行必須高度重視影子銀行發(fā)展的影響，增強(qiáng)監(jiān)管力度，以期改善貨幣政策的實(shí)施效果。
由于受到數(shù)據(jù)的限制，目前我們的研究只能從宏觀層面上考察影子銀行對我國房地產(chǎn)市場及貨幣政策調(diào)控效應(yīng)的影響。從2013年開始，央行開始頒布社會融資規(guī)模省級層面的數(shù)據(jù)，隨著數(shù)據(jù)可得性的提高，我們可以進(jìn)一步分析影子銀行對房地產(chǎn)市場影響的區(qū)域異質(zhì)性； 其次，關(guān)于影子銀行的微觀作用機(jī)制的研究目前尚不多見，因此從微觀層面探究影子銀行對企業(yè)的融資約束、資金成本、風(fēng)險承擔(dān)以及投資效率等的影響也將是未來重要的研究方向；后，我國的影子銀行的發(fā)展還處于初級階段，無論是從職能和風(fēng)險特征方面與西方發(fā)達(dá)國家存在較大差異，因此分析在不同制度環(huán)境背景下影子銀行對于房地產(chǎn)市場和經(jīng)濟(jì)的影響的區(qū)別，對如何更好的監(jiān)管影子銀行以及發(fā)揮影子銀行促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用，也具有重要意義。
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