沈 欣

(江蘇財會職業(yè)學(xué)院,連云港222000)

金融改革的持續(xù)深化推動了金融市場結(jié)構(gòu)與金融資源配置情況的變化,信息不對稱、逆向選擇等因素對于民營中小企業(yè)貸款需求與融資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化產(chǎn)生限制作用。影子銀行作為介于正規(guī)金融機構(gòu)與中小企業(yè)間的新型金融機構(gòu),憑借高利率放貸一定程度上緩解了民營企業(yè)融資缺口,但同時也在長期層面對于中小企業(yè)發(fā)展以及金融市場的穩(wěn)定運行構(gòu)成一定影響,成為當(dāng)前亟待解決的問題。

一、研究方法與樣本數(shù)據(jù)選取

(一)數(shù)據(jù)來源

本文選取中國人民銀行、國家統(tǒng)計局等機構(gòu)于2002-2009年發(fā)布的中國影子銀行季度監(jiān)測報告作為樣本數(shù)據(jù),采用二次指數(shù)平滑法針對缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測及填補,經(jīng)整合計算得出各項數(shù)據(jù)的統(tǒng)計指標(biāo)。

(二)指標(biāo)測度

1.影子銀行規(guī)模

由于我國影子銀行的規(guī)模增長多源于財富管理產(chǎn)品,所以倘若對客戶承諾的高收益率無法兌現(xiàn),則極易造成投資鏈條斷裂,并且因影子銀行與傳統(tǒng)銀行間存在一定的滲透關(guān)系,還有可能對以傳統(tǒng)銀行為代表的正規(guī)金融機構(gòu)造成影響,甚至引發(fā)金融危機。因此,缺乏有效監(jiān)管成為影子銀行的主要特征,對于銀行機構(gòu)的資金流向、資金配置情況以及金融市場發(fā)展具有重要影響[1]?？紤]到未觀測信貸等金融活動缺乏準(zhǔn)確的計量標(biāo)準(zhǔn),因此選取未觀測經(jīng)濟規(guī)模(NOES)、金融機構(gòu)貸款余額(L)、國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)、國民生產(chǎn)總值(GNP)與城鄉(xiāng)人口總收入(OI)五項指標(biāo)進(jìn)行影子銀行總規(guī)模數(shù)據(jù)的間接測算,則影子銀行規(guī)模(SBK)計算公式為:

將本文收集到的統(tǒng)計數(shù)據(jù)代入公式中,得出影子銀行規(guī)模的均值為54.89億元,最大、最小值分別為5946億元和-80.78億元,標(biāo)準(zhǔn)差為94.14,觀測值為94。

2.中小企業(yè)融資規(guī)模

選取民營企業(yè)作為研究對象。民營中小企業(yè)的融資規(guī)模數(shù)據(jù)(PEL)主要來源于私營企業(yè)與個體貸款數(shù)據(jù),指我國以商業(yè)銀行為代表的正規(guī)金融機構(gòu)在單位時間內(nèi)利用人民幣為私營企業(yè)與個體企業(yè)提供短期貸款的總額。本文選取私營企業(yè)、個體企業(yè)的月度貸款數(shù)據(jù)計算中小企業(yè)的融資規(guī)模,利用二次指數(shù)平滑法進(jìn)行缺失數(shù)據(jù)的填補。選取民營中小企業(yè)作為樣本數(shù)據(jù),其融資規(guī)模的均值為455.87億元,最大、最小值分別為430.45億元和-2833.1億元,標(biāo)準(zhǔn)差為1162.15,觀測值為94。

3.金融穩(wěn)定性

選取金融穩(wěn)定性指數(shù)(DD)作為深化金融改革效果的衡量因素,圍繞金融機構(gòu)與市場環(huán)境、股票、利率與外匯市場四個維度進(jìn)行金融穩(wěn)定性評價。各維度指標(biāo)之下均包含相應(yīng)二級指標(biāo),基于主成分分析法篩選出具有代表性的指標(biāo),分別為銀行表外業(yè)務(wù)(X1)、其他金融機構(gòu)表外業(yè)務(wù)(X2)、未觀測社會信貸(X3)與金融穩(wěn)定性指數(shù)(Y),并采用SPSS22.0軟件進(jìn)行主成分分析,得出KMO檢驗結(jié)果為0.695＞0.6、Bartlett球性檢驗結(jié)果P值為0＜0.05,由此說明生成的指標(biāo)數(shù)據(jù)滿足因子分析需求。針對上述四個維度的主成分指標(biāo)進(jìn)行分析,其方差貢獻(xiàn)率分別為52.44%、19.23%、10.19%和7.02%,累積方差貢獻(xiàn)率為88.88%,說明提取出的主成分指標(biāo)在原始數(shù)據(jù)信息量中占比達(dá)88.88%,滿足分析要求?；谥鞒煞趾奢d矩陣獲取到各主成分的得分Yi,利用ZXi代指各指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化后的變量數(shù)據(jù),采用綜合評價法將四個主成分指標(biāo)進(jìn)行匯總,結(jié)合權(quán)重Wn生成金融穩(wěn)定性指數(shù),其計算公式為:

(三)研究方法選擇

采用向量自回歸(VAR)方法針對隨機擾動為變量系統(tǒng)帶來的沖擊進(jìn)行動態(tài)分析,用于描述不同類型的經(jīng)濟沖擊對于經(jīng)濟變量指標(biāo)構(gòu)成的影響。由于影子銀行應(yīng)當(dāng)具備期限轉(zhuǎn)換、流動性轉(zhuǎn)換、信用轉(zhuǎn)換等功能,且缺乏有效的金融監(jiān)管,與民營中小企業(yè)融資間的傳導(dǎo)鏈條較短、影響速度較快,而VAR模型無法用于描述變量當(dāng)期間的作用關(guān)系[2]。因此,擬在向量自回歸模型的基礎(chǔ)上建立結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR),采用AB型SVAR模型用于描述影子銀行規(guī)模與中小企業(yè)融資規(guī)模、金融穩(wěn)定性指標(biāo)間的當(dāng)期動態(tài)關(guān)系,其計算公式為:

其中,A、B為可逆矩陣,且Aεt=But,E(ut)=0k,E(utu′t)=Ik。針對k元的SVAR模型,需對其施加k(k-1)/2個限制條件,方可完成對結(jié)構(gòu)式模型參數(shù)的估算。本文主要選取短期約束條件進(jìn)行實證分析。

二、實證分析與研究結(jié)果

(一)平穩(wěn)性檢驗

考慮到周期性時間序列具有非平穩(wěn)性特征,為防止參數(shù)估計結(jié)果失去可靠性,需在建模前針對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。采用Eviews8.0軟件分別針對SBK、PEL兩個時間序列進(jìn)行ADF單位根檢驗分析,序列檢驗形式均為(C,T,Q),其中T為時間趨勢、Q為滯后階段、C為常數(shù)項。檢驗結(jié)果表明,SBK變量的ADF統(tǒng)計量為-10.88,1%、5%和10%臨界值依次為-4.06、-3.47、-3.16,P值為0;PEL變量的ADF統(tǒng)計量為-4.90,1%、5%、10%臨界值依次為-4.06、-3.46、-3.16,P值為0。根據(jù)檢驗結(jié)果可知,兩序列的各變量均為零階單整的I(0),且均通過ADF單位根檢驗,符合VAR模型的建構(gòu)要求。

在研究影子銀行與金融穩(wěn)定性的相關(guān)性時,同樣采用ADF檢驗方法進(jìn)行四個維度變量指標(biāo)的檢驗,得出經(jīng)由二階拆分后四個序列均由不平穩(wěn)轉(zhuǎn)變?yōu)槠椒€(wěn)序列,符合VAR模型建立的前提條件。

(二)動態(tài)相關(guān)性檢驗

為實現(xiàn)對影子銀行規(guī)模與中小企業(yè)融資規(guī)模之間關(guān)系的動態(tài)評價以及相關(guān)性檢驗,基于動態(tài)相關(guān)性原則進(jìn)行SBK、PEL兩時間序列的動態(tài)相關(guān)性分析。根據(jù)兩變量在滯后期0-10期內(nèi)的相關(guān)系數(shù)統(tǒng)計結(jié)果可知,兩變量的相關(guān)系數(shù)最大值出現(xiàn)在當(dāng)期,Lag、Lead函數(shù)值均為0.29,說明中小企業(yè)融資規(guī)模對于影子銀行規(guī)模反應(yīng)敏感;伴隨滯后期的延長,兩變量短期相關(guān)系數(shù)的最大值出現(xiàn)在第6期,Lag、Lead函數(shù)值分別為-0.22和0?；赩AR模型最佳滯后階數(shù)p的檢驗結(jié)果可知,在5%的顯著性水平下,p值的似然比檢驗(LR)、最終預(yù)測誤差(FPE)與信息準(zhǔn)則(AIC)三項指標(biāo)的最后滯后期均為第6期,由此將VAR模型的滯后階數(shù)設(shè)為6。

綜合考慮 LR、FPE、AIC、SC、HQ 準(zhǔn)則,得出在5%顯著性水平下,應(yīng)將p值的滯后階數(shù)設(shè)為6,且各單位根模的倒數(shù)均小于1、位于單位圓范圍內(nèi),因此可以判斷該VAR模型是穩(wěn)定的。

(三)Granger因果檢驗

采用Granger因果關(guān)系檢驗方法進(jìn)行 SBK、PEL兩序列變量的因果關(guān)系檢驗,以現(xiàn)在的因變量Y能夠在多大程度上被過去的自變量X解釋作為判斷標(biāo)準(zhǔn)。由于Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果對于滯后階數(shù)的選擇敏感,因此擬選取滯后階數(shù)1-6進(jìn)行兩序列的Granger因果關(guān)系檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果可知,當(dāng)滯后期為第1期時,使SBK不是PEL的Granger原因,這一原假設(shè)成立,F值為1.96、P值為0.16;當(dāng)滯后期為第2-6期時,SBK是PEL的Granger原因;當(dāng)滯后期為第1-6期時,PEL是SBK的Granger原因,這一假設(shè)均通過檢驗。將檢驗結(jié)果進(jìn)行匯總,可判斷影子銀行規(guī)模與中小企業(yè)融資規(guī)?；镚ranger原因。當(dāng)影子銀行規(guī)模發(fā)生變化時,民營中小企業(yè)從商業(yè)銀行獲得的正規(guī)融資支持也將產(chǎn)生變動,反映出資金流動過程存在一定的反饋機制。

針對SBK與DD兩序列變量進(jìn)行因果關(guān)系檢驗,可以發(fā)現(xiàn)X1與X3互為原因,說明未觀測社會信貸規(guī)模的持續(xù)擴大將對正規(guī)金融機構(gòu)的盈利空間產(chǎn)生擠出效應(yīng),致使傳統(tǒng)商業(yè)銀行將發(fā)展重點部分轉(zhuǎn)移到表外業(yè)務(wù)領(lǐng)域,兩項指標(biāo)在中小企業(yè)融資過程中構(gòu)成競爭替代關(guān)系,將導(dǎo)致金融市場的競爭摩擦增大,由此加劇金融市場的不穩(wěn)定性。同時,還可以發(fā)現(xiàn)X2與X3互為原因,說明在緊縮性貨幣政策實施的前提下,具有融資需求的中小企業(yè)將更加傾向于向影子銀行獲取資金支持,導(dǎo)致影子銀行規(guī)模持續(xù)擴大,傳統(tǒng)商業(yè)銀行的業(yè)務(wù)空間被持續(xù)壓縮,對于整體金融結(jié)構(gòu)體系構(gòu)成沖擊,甚至有可能成為金融危機再次爆發(fā)的原因[3]。

(四)模型檢驗與脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

1.模型檢驗

考慮到SVAR模型建立在VAR模型的基礎(chǔ)上,基于似然比檢驗、最終預(yù)測誤差、信息準(zhǔn)則三項指標(biāo),確定VAR模型的最佳滯后階數(shù)為6,將兩時間序列的變量參數(shù)分別代入模型中,得到穩(wěn)定性檢驗的估計結(jié)果:

結(jié)合VAR模型穩(wěn)定性檢驗的估計結(jié)果與AB型多項式根的滯后結(jié)構(gòu)可以發(fā)現(xiàn),模型內(nèi)的所有根均在單位圓范圍內(nèi),由此判斷VAR模型通過穩(wěn)定性檢驗。在此基礎(chǔ)上,建立用于表示變量間當(dāng)期關(guān)系的AB型SVAR模型,將變量個數(shù)代入約束條件計算公式,得出需針對模型施加1個約束,確保模型滿足識別條件。通過將統(tǒng)計結(jié)果的可靠性進(jìn)行比較可知,中小企業(yè)融資規(guī)模對于當(dāng)期影子銀行規(guī)模無反應(yīng)這一短期約束條件具備較強的可靠性,且a12=0,則施加短期約束條件后的模型表示為:

采用極大似然法進(jìn)行矩陣A、B的估計(***代表在%的顯著性水平下通過Z檢驗),計算得出:

通過觀察上述估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),影子銀行規(guī)模對于當(dāng)期民營中小企業(yè)融資規(guī)模產(chǎn)生正向影響,但影響效果不顯著,由此說明在短期內(nèi)影子銀行規(guī)模的擴大能夠幫助中小企業(yè)解決融資問題,滿足其金融服務(wù)需求,減輕中小企業(yè)融資約束,提高短期債務(wù)占比。

2.脈沖響應(yīng)分析

SVAR模型中可以得到正交化的脈沖響應(yīng)函數(shù),用于實現(xiàn)對各變量沖擊對其他變量影響的分析。選取結(jié)構(gòu)因子進(jìn)行A、B兩矩陣的分解,基于脈沖響應(yīng)函數(shù)分別對PEL、SBK兩變量進(jìn)行脈沖響應(yīng),將沖擊作用的滯后期間數(shù)設(shè)為0-25個月,影響程度取值區(qū)間分別為[-80,80]、[-800,1200](億元)。

根據(jù)PEL對SBK擾動的脈沖響應(yīng)圖可知,中小企業(yè)融資并未立刻針對影子銀行規(guī)模擾動做出響應(yīng),其響應(yīng)過程呈現(xiàn)為先波動減小、后波動上升的變化規(guī)律。結(jié)合脈沖函數(shù)表進(jìn)行分析可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)中小企業(yè)融資規(guī)模受到影子銀行規(guī)模的沖擊后,其最小值出現(xiàn)在第5個月,此后呈現(xiàn)出波動遞增的趨勢,但仍保持負(fù)向。由此可以判斷,影子銀行規(guī)模的擴大在短期內(nèi)有助于提高中小企業(yè)從正規(guī)商業(yè)銀行獲取融資貸款的規(guī)模,但伴隨時間的延長其負(fù)面影響也持續(xù)增大,將促使中小企業(yè)的經(jīng)營成本提高、融資風(fēng)險增大,對于中小企業(yè)獲取到正規(guī)融資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。根據(jù)SBK對PEL擾動的脈沖響應(yīng)圖可知,中小企業(yè)融資對影子銀行規(guī)模造成的擾動具有響應(yīng)速度快、影響程度劇烈的特點。影子銀行對于中小企業(yè)擾動產(chǎn)生的響應(yīng)在當(dāng)期為正向的,其最大值出現(xiàn)在第5個月,此后呈現(xiàn)出波動減小趨勢,但整體來看仍保持正向沖擊。由此可以判斷出,當(dāng)中小企業(yè)從正規(guī)商業(yè)銀行獲取貸款規(guī)模呈正向遞增趨勢后,也將對影子銀行規(guī)模的擴大產(chǎn)生正向影響,但該影響的持續(xù)時長較短,伴隨時間的延長將趨近于0,說明中小企業(yè)產(chǎn)生的較大融資需求一定程度上將對影子銀行規(guī)模的擴大產(chǎn)生刺激作用,致使影子銀行體系在短期內(nèi)呈急劇膨脹趨勢。

與此同時,觀察DD對PEL的脈沖響應(yīng)圖可以發(fā)現(xiàn)Y對于X1、X2、X3沖擊產(chǎn)生的反應(yīng)。其中當(dāng)Y對X1產(chǎn)生正向沖擊時,將在第3期對于金融穩(wěn)定性產(chǎn)生正向影響,但其正向影響的持續(xù)時間較短,將快速轉(zhuǎn)向下降趨勢,由此說明傳統(tǒng)金融機構(gòu)在發(fā)展表外業(yè)務(wù)時雖然在短期內(nèi)能夠加快金融創(chuàng)新速度,但從整體金融體系角度出發(fā),諸如擔(dān)保、隱性支持等因素將導(dǎo)致影子銀行的風(fēng)險溢出至商業(yè)銀行,擾亂金融市場的穩(wěn)定運行,并且也將對X2、X3構(gòu)成正向沖擊,導(dǎo)致金融穩(wěn)定性在長期層面處于波動趨勢,加劇金融市場的不穩(wěn)定性因素。

(五)研究結(jié)果

根據(jù)影子銀行規(guī)模擴大對中小企業(yè)融資及金融市場穩(wěn)定性影響的研究結(jié)果可知,影子銀行在金融市場的出現(xiàn)在短期內(nèi)可以彌補正規(guī)商業(yè)銀行在信貸資金支持鏈條上存在的缺口,拓寬民營中小企業(yè)融資的渠道,一定程度上改善中小企業(yè)貸款難的境遇,為民營經(jīng)濟注入發(fā)展活力[4]。影子銀行與民營中小企業(yè)、金融市場穩(wěn)定性間的作用關(guān)系,實則是金融創(chuàng)新與金融監(jiān)管間的博弈,在外部監(jiān)管不足、內(nèi)部管理薄弱等因素的影響下,影子銀行規(guī)模的持續(xù)性擴大將進(jìn)一步增加金融體系內(nèi)部的波動性趨勢,并且其風(fēng)險性因素也將逐步溢出至金融體系中,最終過渡到實體經(jīng)濟層面,威脅我國乃至全球金融安全[5]。

三、結(jié)語

總體來看,深化金融改革的戰(zhàn)略舉措以金融開放、金融創(chuàng)新為過程手段,在堅持市場發(fā)揮資源配置作用的基礎(chǔ)上,還應(yīng)加強對影子銀行這一新型金融組織的規(guī)范與約束作用,由政府主導(dǎo)建立科學(xué)完善的金融機構(gòu)監(jiān)管體系,同時充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)金融的載體作用,分擔(dān)中小企業(yè)的部分融資需求,并加快推進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)準(zhǔn)入機制、行為規(guī)范的編制,保障金融改革的深化能夠建立在實體經(jīng)濟、金融市場全局視角,更好地助力我國金融市場的長效發(fā)展與穩(wěn)定運行。