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资本市场繁荣阶段。
到了2021年，我国经济持续高涨，经济形势发生了明显的变化，流动性过剩、通货膨胀压力不断增加、经济结构不平衡等成为了限制我国经济发展的主要不确定因素。
特别是由于资本市场大热使得全民炒股的热潮被掀起，导致投资过热，资本市场泡沫不断扩大。
针对2021年经济大热的情况，具体可以从货币供应与信贷规模不断上升、物价上涨、投资速度过快以及股价与房价不断上涨这几个方面表现出来。
其中火热的市场必然会使得许多人盲目投资，在没有增加资产供给的条件下，股票市场与房地产市场必然会涌入大量市场闲置资金，对于股价与房价的提升有着十分重要的推动作用。
全球金融危机阶段。
2021年全球金融危机爆发，对我国经济造成了严重的冲击。
虽然央行出台了一系列政策，然而实际效果并不理想，M2增长率、CPI不断上升，GDP仍然保持一个过高的增速，预期通胀压力也高居不下。
2021年，央行货币政策也有所转变，开始由“适度从紧”向“从紧”转变，我国持续了十年的稳健货币政策由此退出了历史舞台。
从全球范围看，通货膨胀压力成为了全球各国经济面临的主要问题，国际市场大宗商品价格也呈现一个持续上涨的态势。
出于对美国次贷危机等不确定因素的考虑，我国央行采取了一系列强化措施，通过不同货币政策工具的灵活运用，使我国通货膨胀压力得到缓解。
2021年我国南方各地区连续发生严重自然灾害，其中四川汶川发生8级特大地震，这一灾难破坏了大面积的基础设施，造成大?
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就整体而言，全球金融危机的爆发导致我国股票市场与房地产市场受到了重创，严重打击了投资者信心，同时也阻碍了我国对外贸易的发展。
此外，金融危机后对我国经济带来的后续影响也非常大，人们对未来经济增长的信心遭到了严重打击，经济恢复面临着巨大的挑战。
中国出口企业也受到了极大的影响，由于我国对外贸易具有很高的依存度，次贷危机带来的影响削弱了许多国家的消费能力，进而对中国产品出口贸易造成了严重的影响。
二、股票价格波动对货币政策目标的影响
物价稳定目标。
相关研究表明，股票价格上涨对于消费与投资具有推动作用，可以使总支出扩大，因此，股票价格对于国民收入、一般物价水平而言还是有十分重要的影响。
然而需要注意的是，随着股票价格的不断上涨，如果实业投资的预期收益率要比短期股票投资收益率低，那么就会挫伤实业投资的积极性，降低消费欲望，并且追涨心理是每个普通投资者的一般心理特征，因此这就会导致股市滞留了大量货币资金，进而会降低总支出与一般物价水平。
股市在某种程度上能够代表经济运行的质量好坏，股票价格的运行也是市场对未来经济发展形式预期的重要反映，同时会影响到通货膨胀预期。
股票价格迅速增长有利于私人部门对未来商品与服务价格上涨预期的形成，促使私人部门的支出增加，进而提高一般物价水平。
而股票价格波动则会使社会中通货膨胀预期的作用发生时，就算其不会对通货膨胀产生直接影响，通胀预期也会促使人们要求上调工资，进而实现成本推动型通货膨胀的形成。
并且实证也表明，对于通货膨胀而言，股价变动具有的作用是正向的、积极的。
金融稳定目标。
目前，学术界对于股票价格对通货膨胀的影响的认知并不统一，然而随着近几年全球股市的震荡，人们对于股票价格对金融稳定的影响有了一个新的认识，过度波动的股票价格对于金融稳定而言还是会产生消极的影响的。
关于“金融稳定”，目前学界与金融界对其定义的研究非常少，大部分人只能够从对立面来解释其概念。
其中国际货币基金组织的研究人员从三个角度对“金融稳定”进行了阐释：
站在机构的角度，金融稳定是指金融机构具有良好的流动性，具备正常支付的能力;
站在市场的角度，金融稳定则是指金融市场资产价格处于一个合理的波动范围，不会对实际经济造成根本性的影响与破坏;
站在整体的角度，金融稳定则是指防止系统性风险在金融体系中的产生。
当然，不同学者对金融稳定的阐述只是存在较小的差异，根据对金融稳定的不同阐述，笔者认为金融稳定的内容与标准可以通过以下几个方面得到概括：
首先，金融市场的稳定表明金融市场具有良好的流动性，具备正常发挥资金配置功能的能力;
金融资产价格运行与基本面持平，能够实现对其真实价值的反映，同时具有一定的稳定性，对于没有发生显著变化的经济基本面而言，交易价格剧烈短期波动的情况是不会发生的。
其次，金融机构的稳定，表现出的是金融机构具有良好的资产负债状况，其信贷支持等金融中介的职能与作用能够得到充分发挥，关于银行挤兑以及金融机构倒闭等问题是不会发生的。
再者，整个金融体系的组成是由金融机构与金融市场实现的，其具有稳定性。
综上所述，现阶段我国货币政策的实施仍然存在诸多问题，难以实现对股票价格波动的有效控制，进而导致物价稳定与金融稳定受到了严重的冲击。
特别是金融危机的爆发，更是扩大了这一问题对我国金融市场产生的影响，严重阻碍了我国经济的健康平稳发展。
鉴于此，我们必须认真分析现阶段国内外金融环境的特点，加强对货币政策的研究，找出其中存在的不足，并提出有效的改进措施，以此实现对股票价格波动的有效控制，进而为维护我国物价稳定与金融稳定提供强有力的保障，最终实现我国社会经济的健康平稳发展。
《影子银行对货币政策有效性的影响》
摘要:
近年来，我国影子银行规模的不断膨胀对货币政策有效性产生了深刻的影响。
本文根据我国2021—2021年相关变量的月度数据，采用FAVAR模型测度货币政策目标受影子银行影响的效果。
研究发现，影子银行规模的扩大会在一定时期内减弱经济增长波动幅度，加剧物价水平的不稳定性，降低央行对货币供应量的控制力，进而影响我国货币政策的实施效果。
关键词:
货币政策;
影子银行;
货币供应量
一、引言
广义上的影子银行不仅涵盖银行之外提供资金的载体，也包括在银行之外提供的融资服务或产品。
长期以来，国内外学者对影子银行的研究大多围绕影子银行的内涵、外延、功能、风险和监管等方面进行分析。
2021年，我国经济发展已开始进入到高效率、低成本、可持续的中高速增长阶段。
在经济增速缓冲期、结构升级调试期和前期刺激政策吸纳期等“三期叠加”的新时期，影子银行对货币政策有效性的影响已经引起我国货币当局的高度重视。
但是，由于金融发展程度的不同，各国影子银行具有不同的组织形式，直接利用其他国家影子银行对货币政策影响的经验是不符合中国客观国情的。
因此，对我国货币政策有效性受影子银行影响的实证分析具有更为重要和深刻的现实意义。
影子银行最关键的问题是对于其规模准确测度的问题。
从2021年影子银行在社会融资中初显规模至今，各界尚未对“影子银行”在测度口径上做出明确界定。
毛泽盛和万亚兰[1]基于各社会主体在一定时间内所实现的国民生产总值与该时间内的全部信贷支持相匹配的金融原理，从借款人的角度构建影子银行规模计算公式，从而测算出我国影子银行截至2021年底已达到73428.32万亿元的规模。
中国社会科学院金融所于2021年5月发布的《中国金融监管报告2021》指出，从广义上估算，我国影子银行体系规模约为27万亿元[2]。
全球管理咨询公司奥纬咨询在统计影子银行规模时吸取了之前研究中对具有多种属性的金融产品重复计算的经验，将非信贷中介产品从计算中剔除，于2021年2月发布的《中国影子银行分析报告》中给出中国影子银行体系2021年规模约为31万亿元的测度结果[3]。
国内外研究提供的关于影子银行体系规模的不同测度方法导致得出的数字结论也是大相径庭，为接下来研究影子银行对货币政策有效性的影响带来挑战。
2021年8月，中国人民银行发布《2021年第二季度中国货币政策执行报告》将未来要进一步完善货币政策调控模式，疏通货币政策传导机制，提高金融运行效率和服务实体经济能力的调控思路给予充分表达[4]。
基于我国影子银行在资金融通中扮演愈发重要角色的前提条件，影子银行对我国货币政策调控究竟有何影响，如何最大程度地发挥货币政策的有效性成为了值得我们深入探讨和研究的问题。
二、文献述评
影子银行在发达程度不同的金融市场上以不同的组织形式出现，但是始终没有被赋予统一明晰的内涵。
在欧美发达经济体的影子银行体系中，金融中介机构可以发起借贷或交易贷款，然后将这些贷款打包成品种丰富的金融衍生品投资组合，并最终将其证券化。
Gennaioli等[5]认为影子银行体系在理性预期下是稳定的，并且能在某种程度上提高福利。
当投资者和金融中介机构忽略掉尾部风险，风险性贷款的扩大和金融中介风险的积聚会创造出金融脆弱性和流动性波动。
周小川[6]指出，相比于发达国家中的影子银行可以在体系内实现信用创造，中国金融市场开放程度有待于进一步提高，金融产品创新能力尚不足，金融衍生工具层次还不够丰富，影子银行体系很大程度上需要与传统银行并行进行信用创造。
在研究货币政策有效性问题上，自Bernanke以来，一些文献就开始提供使用SVAR模型去测度货币政策有效性的方法和思路。
Bijapur[7]提出建立包含四个内生变量产出、通货膨胀、利率和信贷的向量自回归估计模型去测试在过去四十年被确认的四次美国信用危机中，美国货币政策对国民生产总值增长率的影响是否更为显著。
Fana等[8]使用VaR模型、脉冲响应函数和方差分解的计量分析方法去研究在泰勒规则下中国货币政策对其经济状况的响应程度。
Fernald等[9]通过构建FAVAR模型的方法去测度中国货币政策对实体经济的影响。
与那些将中国产出和通货膨胀作为观测变量并使用潜在因素去获取中国经济其他变量的影响不同，他们应用动因子模型去估测中国的产出和通胀水平，从而能更好地研究在全球经济复苏期中国经济的表现。
国内一些文献研究普遍认为，影子银行削弱了商业银行在货币政策传导中发挥的基础作用，在增强了货币政策传导时滞的不确定性的同时，加大了货币政策调控的难度，使企业和居民等市场主体在对市场信号进行理性判断时出现偏差。
李波和伍戈[10]分析指出影子银行对货币政策产生系统性效用是借助金融稳定渠道得以实现的，对货币政策调控目标的形成和货币政策工具作用的发挥都带来不小的难题。
周莉萍[11]指出传统的货币乘数因影子银行的壮大发展已经变为一个扩大化了的却不能被货币当局准确监测预知的货币乘数，使得货币当局运用存款准备金等传统工具无法达到预期效果，扭曲了央行进行信用调控的基础。
陆晓明[12]认为，由于缺乏对影子银行体系的有效监管，以商业银行为信用创造主体的货币政策传导机制发生巨大改变，对央行货币政策“三大法宝”构成挑战，抵消了货币政策的部分实施效果。
此外，有些学者在影子银行体系对货币政策影响理论研究的基础上进行了实证分析的尝试和探索。
Hsu[13]基于回购协议的信用创造机制分析了影子银行对于货币政策的挑战，从静态和动态两个角度研究影子银行和货币政策调控之间相关关系，并针对性地提出建议。
Verona和Manuel[14]将影子银行纳入到DSGE模型中，研究了影子银行的行为动机与货币政策周期之间的关系，结果表明影子银行对货币政策目标的实现构成了严重冲击。
刘喜和等[15]将影子银行体系纳入经济运行系统中，建立了影子银行与正规金融双重结构下的DSGE模型，比较分析价格型货币政策与数量型货币政策的不同冲击效果。
目前，在讨论我国影子银行对货币政策有效性影响方面的文献尚不丰富。
现有文献多从宏观理论层面进行研究分析，其逻辑机理阐述缺乏严谨的实证分析。
而部分实证研究所采用的模型设计中经济变量较少，不能全面地刻画我国影子银行对货币政策的有效性影响，对央行在新历史时期下如何为经济转型创造中性适度的货币金融环境，以适应影子银行不断发展要求的问题研究得还不够深入。
在吸取和借鉴前人研究经验的基础上，本文的贡献之处在于:
采用可通过一系列经济指标进行系统评估的因素增强型向量自回归FAVAR模型，分析影子银行作用于我国货币政策最终目标和中介目标的效果，去测度影子银行的存在和发展对我国货币政策有效性的影响。
三、经验分析模型:
FAVAR模型
一基本结构FAVAR模型是Bernanke等[16]在对VAR模型进行改良和创新的基础上，将VAR模型和因子分析模型相结合提出的一种计量研究方法。
Boivin和Giannoni[17]在测度经济全球化对美国利率政策有效性影响时也采用了这种计量模型。
我们借鉴使用Bernanke提出的FAVAR模型主要是基于对以下两方面挑战的考虑:
其一，实际研究中发现大量宏观经济变量和概念无法被准确测度，具有较大的误差干扰;
其二，采用大量更为广泛的反映宏观经济状况的指标数据有利于提升研究的准确性和可信度。
该模型总体描述如下:
本文用K×
1维向量Ft表示无法直接观测到的经济状态变量，用N×
1维向量Xt表示可观测的一系列宏观经济指标，则经济状态与宏观经济变量之间存在如下关系。
在式1中，Ft构成了反映经济状态的基本因子集，也是影响宏观经济指标的主要因素，这时经济指标Xt综合反映了不可直接观测的基本因子集Ft。
由于Ft可能含有基本经济因子的滞后变量，所以Xt不仅仅决定于基本经济因子的当期数值。
因而，这些不可直接观测的基本经济因子可通过一系列宏观经济指标得以综合反映。
基本经济因子可由VAR模型来反映其动态变化。
二模型估计整个FAVAR模型估计的核心环节是如何获得不可观测的经济变量向量Ft的估计量的问题。
现有理论对^Ft的估计提供了三种方法，即反复迭代法、吉布斯抽样法和两步主成分分析法。
对于三种方法得到的估计结果是否具有较大差异性，不同文献之间存在意见分歧。
本文采用两步主成分分析法来有效估计^Ft。
该方法具体步骤如下:
首先，从Ft和Yt组成的信息集合It中取出前K+M个主成分所构成的新的信息集合即^It;
其次，将Xt中的所有经济变量分为快、慢变化两组，反映较慢的变量是我们进行主成分分析的对象，不可观测信息可由抽取出的主成分所构成的集合Ft进行反映[19]。
四、经验分析
一变量选择由于业界尚未对影子银行在口径范畴上作明确界定，本文从社会融资总量中选取委托贷款、信托贷款、未贴现银行承兑汇票、企业债券净融资和银行同业拆借作为影子银行体系SB的测度数据。
本文将货币政策的传导机制分为两个层次来考察影子银行对货币政策有效性的影响:
首先，考虑对货币政策中介目标的影响，由此可进一步测度货币政策最终目标受影子银行影响的程度。
货币政策的中介目标为货币供应量和利率，鉴于利率市场化尚未在我国完全推行，本文选取了广义货币供应量M2作为货币政策中介目标的代理变量。
其次，考虑对货币政策最终目标的影响。
货币政策最终目标第一位是保持物价稳定，第二位是促进经济增长。
在选择物价水平的代理变量问题上，本文引入居民消费价格指数CPI进行研究。
在梳理一系列宏观经济指标的过程中，我们可以深入挖掘出对经济发展起到至关重要影响的基本因子，而反映一系列宏观经济变量的线性组合恰恰就是这些基本因子的集合。
本文没有简单地选取国内生产总值GDP代表经济增长指标，而是借鉴FAVAR模型思想以宏观经济因子的方式给出了反映宏观经济状态的有代表性子空间，这样可以使分析研究不受到来自价格、产出和进出口等几个有限指标的制约，对宏观经济状态的描述更具实证说服力。
考虑到影响我国货币政策目标的因素复杂性和数据可得性，本文依托2021—2021年共30种经济变量，建立了30维的宏观经济信息集，这些变量数据大致可分为如下五类:
一是国民经济发展变量，包括我国GDP增长率、工业增加值、工业生产总值、财政收入及支出、固定资产投资、经常项目流入与流出增长率、资本流入与流出增长率和投资与消费增长率。
二是货币政策工具变量，包括三年期贷款基准利率、银行间同业拆借利率、M1、M2、各项贷款余额和基础货币增长率。
三是反映我国居民消费与收入水平的变量，包括CPI、耐用品消费支出、社会消费品零售额、城镇就业人数和居民收入增长率。
四是经济景气指数变量，包括宏观经济景气指数、中国制造业采购经理指数、各行业经济景气指数和消费者信心指数。
五是衡量我国外贸政策变动的变量，包括出口退税增长率和进出口贸易金额增长率。
通过采用提取主成分分析的方法，将30维信息集中的所有经济变量分为快、慢变化两组，反应较慢的变量能更好地解释货币政策有效性的影响，也是我们进行主成分分析的对象，据此提取出代表经济发展水平的宏观经济因子F1，由此建立FAVAR计量模型进行估计。
二数据说明本文选取了2021年1月到2021年12月的月度数据。
数据来源于Wind数据库、中国人民银行网、统计局网、国家税务总局网站及和讯网数据库。
由于无法直接获取影子银行的数据，本文选取社会融资总量中的委托贷款、信托贷款、未贴现银行承兑汇票、企业债券净融资和银行同业拆借五个方面的月度同比增长率数据作为影子银行体系的测度数据。
对于个别月份缺少数据的问题，本文利用三次样条插值估算进行处理。
在做实证研究之前，我们需要运用X-12季节调整方法剔除样本数据所包含的不规则变动因素和季节变动因素，该方法的基本思想是利用中心化移动加权平均法，通过多次迭代和分解实现趋势测定并逐项剔除。
如本文运用X-12的加法模型法对PMI等数据进行了季节调整，GDP、投资数据的实际值与名义值和CPI等呈指数级数增长的序列适合利用X-12的乘法模型法来进行季节调整，而工业增加值、投资和消费增长率等同比增速数据则通过X-12的对数加法模型来对样本中所包含的季节变动因素进行剔除。
之后还需要进一步分解其趋势项和波动项。
利用H-P滤波方法可以将变量序列中的短期波动成分和长期增长趋势有效分离，从而得到平稳序列。
三研究结果1.变量的描述性统计本文选取的变量数据是从2021年1月到2021年12月的月度数据，对SB、F1、CPI和M2四个变量的描述性统计，如表1所示。
从表1可以看出，SB、F1、CPI和M2四个变量的观测值之间存在较大的变差，为接下来的计量估计提供了可能性。
2.平稳性检验经验分析中，时间序列大多不平稳而极易出现“伪回归”问题，数据的高度相关仅仅是因为其随时间有一致的变动趋势而非具有真正的联系。
为了确定序列中不存在随机趋势或确定趋势，本文首先对已经过X-12季节调整和H-P滤波法分解后的SB、F1、CPI和M2进行平稳性检验。
在对四变量原始时间序列进行检验时，SB时间序列平稳。
为解决其他三个时间序列在5%显著性下的ADF检验中出现单位根的问题，我们对F1和M2变量进行一阶差分处理，对CPI变量进行二阶差分处理，之后各变量在显著性为5%的情况下拒绝了单位根假设，因此，可以认为所选取变量是平稳序列。
检验结果如表2所示。
3.格兰杰因果关系检验本文采用格兰杰因果关系检验法去测度被解释变量与解释变量之间是否存在因果关系，进而为建立FAVAR计量模型进行实证研究奠定基础。
对本文采用的变量F1、CPI、M2和SB进行格兰杰因果关系检验，结果如表3所示。
由表3可以看出，F1、CPI、M2与SB在5%的显著水平下拒绝原假设，意味着影子银行是引起宏观经济、通货膨胀和货币供应量发生变化的原因。
4.脉冲响应分析脉冲响应函数的基本思路是通过分析时间序列模型，考察冲击对某个变量在不同时期的影响效果。
在以下脉冲响应图中，纵坐标为单位冲击引起的波动以百分比表示，横坐标代表冲击作用的滞后期数。
本文选取滞后40期单位月度冲击响应函数进行测度。
1基于传统理论货币政策有效性的分析如图1所示，在不考虑影子银行变量的传统视角下，M2增长率一个单位标准差的波动，会引起宏观经济因子增长率在第2期负方向下最大约0.22个单位标准差的响应，之后宏观经济因子增长率迅速回升，在第3期正方向下达到最大峰值约为3个单位标准差的响应，后伴随着波动呈下降趋势，在第14期向稳态值趋于平缓。
说明宽松的货币政策对宏观经济在短时间内有正向的冲击，冲击作用在第3期达到峰值。
之后冲击作用虽有反复，冲击效果有所降低，但在第14期降低到稳定水平，说明宽松的货币政策对宏观经济的作用逐渐减弱。
根据图1，央行实行宽松的货币政策，增加M2，短时间内会通过降低企业的融资成本，增加居民货币收入，促进消费和投资，对宏观经济有正向的拉动作用;
但是从长期来看，随着经济主体对实际价格的调整，一次性宽松货币政策对宏观经济的刺激作用会逐渐降低。
这与传统的货币政策理论是一致的。
对货币供应量增长率施加一个单位标准差的冲击后，如图2所示，CPI增长率呈波动性增长，在第7期正方向下达到最大约为0.19，之后开始下降，在第15期趋于平缓。
说明一个单位标准差的货币供应量扩张，对物价水平在前面7期有较大的正向冲击，但是物价水平上升幅度最高不足0.19个标准差，之后，长期影响虽力度减弱，但是持续存在。
2影子银行对货币供应量影响的分析在将影子银行变量纳入模型的前提下，对影子银行增长率施加一个单位标准差的冲击后，如图3所示，M2增长率在2期内出现同向变动，后在稳态值上下震荡，在第4期迅速下降，在第12期达到负方向下最大，约为-0.33，之后恢复到稳态值回升，在第32期达到正方向下最大值约为0.12。
说明影子银行规模扩大后，降低了货币供应量增长率，对货币供应量增长率的负向作用影响时间较长，后转变为正向作用，但该正向冲击效果不显著。
目前我国金融创新不断增强，公众资产结构呈现日益多样化和复杂化的趋势，特别是随着近些年来商业银行表外理财产品、民间借贷、互联网基金等影子银行或影子银行业务的迅速发展，加快了存款分流，这些替代性的金融资产短时间内没有计入货币供应量，使得受到影子银行短期冲击后的货币供应量增长率下降;
长期内，由于影子银行和影子银行业务一定程度上促进了资金融通，获得资金的经济主体将
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