影子银行对两目标相关性影响的实证分析

用计量经济模型分析货币当局实施货币政策实施效果具有重要意义，比如:货币政策的有效性，货币政策的时滞程度以及货币政策变量之间的相互关系，为检验货币政策实施的有效性提供了一种重要方法。自从西姆(1980)的经典文章发表以来，运用向量自回归模型(VAR)来分析货币政策有效性及其相关变量之间关系的论著越来越多［142］。又如，伯南克(1986)运用结构向量自回归VAR模型进行研究，为VAR在货币政策领域的研究奠定了基石［143］。本章主要运用这种模型，对影子银行在货币政策中间目标与最终目标之间相关性的影响做实证分析。

8.3.1　影子银行对两目标相关性影响的背景

前文分别研究了影子银行对货币政策中间目标及最终目标的影响，但仅仅对中间目标和最终目标进行单一的分析是不够的，还需要将两者结合起来。鉴于上述理论界对货币政策两级目标相关性的争论，此处将影子银行影响货币政策中间目标与最终目标之间相关性的因素单独抽象出来，采用实证的分析方法展开研究。

8.3.1.1　影子银行对利率与最终目标相关性的影响

如前文所述，影子银行的存在可视为一种自发的利率市场化，它拓宽了整个金融市场的融资和投机渠道，使得整个金融市场的流动性难以衡量和控制。由于影子银行付出的监管成本更低，市场逐利者会不遗余力地进入该片灰色地带。这种现象可以用道德风险解释:当市场信息极度不对称的时候，金融机构将会选择收益更高的业务，而事后如果金融崩溃，金融机构需要付出的成本却要比获得的收益低得多。在这样的金融市场环境下，影子银行大面积繁殖。大量货币从传统的商业银行体系涌入监管约束较为宽松的影子银行体系，而后者又包括了相当大规模的非银行民间金融活动，例如地下钱庄、民间借贷及近些年发展迅猛的私募基金。在这些领域里流动的资金是与商业银行脱节的，是“金融脱媒”^[6]现象的重要表现形式。随着金融脱媒的不断发展，经过商业银行体系这个金融中介流动的资金会越来越少，中央银行通过商业银行体系来调控货币市场乃至宏观经济的效果也会越来越弱。原因在于，资金流动过程中自发形成的利率必然会对中央银行传统的利率调控体系产生影响，会弱化法定存款准备金率、再贴现率等货币政策工具进行调控的效果，也使市场利率无法有效而正确地反应金融市场资金供求的情况，从而无法给经济持久而良性的增长提供一个稳定的金融环境。

除了降低基准利率的指导性，削弱利率与货币政策最终目标的相关性之外，影子银行自身的利率体系更能反映出资金供求双方的真实意愿。因为，影子银行也是一个由供给方和需求方交易而形成的“市场”，那么在自由的交易中必然会隐藏着一个调节市场的信号工具:资金的价格。如果在风险可控和环境稳定的情况下，影子银行也能形成一个灵活的市场机制。因此，相对于传统的商业银行体系(主要业务是吸收存款发放贷款)，影子银行作为一种金融创新的代表(诸如民间融资等形式)，其存在也能促进利率市场化的进程，从长久来看，对增加利率与货币政策最终目标的相关性、提升利率作为一种中间目标的有效性是有益的。因此，影子银行对货币政策的两级目标的相关性影响是矛盾的:一方面对正规渠道的利率信号的产生破坏作用，另一方面又形成一个新的灵活的利率信号。这就需要中央银行在两者之间进行权衡取舍，但是，不管央行侧重哪一方面，影子银行对金融体系带来的风险都不容小觑。

8.3.1.2　影子银行对货币供应量与最终目标相关性的影响

与狭义货币M1相比，M2增加了公众称之为“准货币”的储蓄存款，包括定期、活期及其他存款;一般意义上，中央银行都以M2的数量作为货币总量。但是，随着影子银行对市场流动性、现金等价物的再创造，影子银行对于货币供应量的影响主要体现在对M2越来越大的扭曲上。具体的原因是其定义下的一些银行理财产品并不计入广义货币量M2的统计范畴中，但是其创造的银行理财产品流动性很强，风险由银行隐性担保;而且商业银行的理财产品存在刚性兑付的压力。因此，影子银行创造的银行理财产品具体性质与短期存款颇为相似，增大了中央银行对广义货币总量的测定难度和控制难度。同时，近年来我国银行理财产品的发行规模急速扩大，2013年的发行数量达到56827款，发行金额约56.43万亿元，比前一年增加了85.87%。^[7]随着商业银行不断与中央银行博弈，在规避与反规避中用创新的手段不断地绕开监管机构的监管制度和手段，从而导致理财产品规模不断扩张。不过，商业银行理财产品同时也是商业银行创新性吸收资金的渠道，有类似于银行货币创造的功能，能够导致货币乘数与实际货币供应量的增大，原有的统计口径已经不能很好地反映真实货币供应状况。因此，随着风险的集聚，金融秩序的紊乱，带来的问题会越来越严重。

因此，如果这部分潜在的货币供应(诸如银行理财产品)不纳入央行监控的范围，很容易扭曲货币供应量的统计数据，干扰中央银行的正确判断，削弱中央银行通过调控货币政策来调节经济的有效性。可以说，影子银行通过各种金融创新从事各类银行的金融业务，扩宽了金融市场的货币流动性，避开了中央银行的金融监管，削弱了货币总量测量的有效性，甚至开辟了一条货币政策的传递新渠道，使我国货币体系中不同类型货币的数量和界限趋于模糊，进而使监管部门难以准确预测货币乘数，难以监控货币需求。因而，货币政策对经济调控所产生的误差变得越来越大。

影子银行的存在使得货币总量扩大了。从结构上来看，影子银行带来的广义货币M2的增加对经济增长的刺激作用远远大于狭义货币M1。也就是说，M2的冲击对货币政策最终目标之一的经济增长会造成较大程度的波动，因此，以银行理财产品为代表的金融创新，加强了对经济的影响力:影子银行带来的金融创新会在低估M2的基础上影响经济增长，也就是对货币供应量与最终目标的相关性产生了影响，使货币政策的有效性受到冲击。因此，如果按照未考虑影子银行规模的广义货币量M2调控经济，反而可能会在经济调控上产生很大的不确定性，甚至有可能进一步阻碍经济的增长。

8.3.2　影子银行影响两目标相关性的实证分析

8.3.2.1　实证分析中的变量选取

在货币政策中间目标代表变量的选取方面，现有研究表明我国经常采用的货币政策中间目标不仅包括最传统的利率，还包括货币供应量［144，145］。利率部分选取上海银行间同业拆借利率SHIBOR^[8]作为代表利率的变量，货币供应量部分则综合选取狭义货币M1与广义货币M2^[9]。同时选取两种统计口径下的货币供应量是考虑到，如果统计的口径不一样，就可以在统计口径中分辨出两种测量方法下关键变量的区别，这样，可以在研究货币政策中间目标与最终目标相关性的同时，比较两种统计口径下的货币供应量与最终目标的相关性之间的差异，进而判断与货币政策最终目标关联更紧密的中间目标。

在货币政策最终目标的代表变量的选取方面，在稳定物价、充分就业、经济增长和国际收支平衡四大最终目标中，选取可测度性较好的物价水平与经济增长水平作为代表变量，指标为居民消费物价指数CPI^[10]和国内生产总值GDP。其中国内生产总值并无月度数据发布，为与之前的研究保持一致^[11]，这里采用月度的同比工业增加值为替代变量，记为RGDP。同时为了统一口径，将货币供应量与居民消费物价指数分别作相对数处理，即转换为同比增长值，分别记为RM1，RM2与RCPI。

在研究影子银行对货币政策中间目标与最终目标相关性产生的影响时，此处将我国影子银行规模的迅速扩张作为背景，研究在此条件下我国货币政策中间目标与最终目标相关性之间的变化情况，并作出相应解释。由于我国的影子银行迅猛发展始于2006年左右，同时为了与之前的实证研究保持一致，本章实证部分选取月度数据为研究对象，样本时间跨度为2007年1月至2014年3月，样本数量为87组。

8.3.2.2　实证模型概述

在影子银行规模迅速扩张的背景下，研究我国货币政策中间目标与最终目标相关性之间的变化，这是对变量之间相关关系的研究。首先，本文引入向量自回归模型(以下简称VAR模型)研究两组货币政策目标之间的关系，解释一组变量受到的冲击对另一组变量的影响。VAR模型可以解决联立方程中的偏倚问题，该模型是包含多个方程的非结构化模型。VAR模型基于数据的统计性质来建立，其建模思想是把每一个外生变量作为内生变量滞后值的函数来构造模型。因此，VAR模型整体上是多方程模型。其次，本文引入的货币政策中间目标包含利率SHIBOR、狭义货币供应量RM1与广义货币供应量RM2，货币政策最终目标包含居民消费物价指数RCPI与工业增加值(国内生产总值的替代变量)RGDP，这里依据三个中间目标建立三组向量自回归模型方程，分别研究它们对两个最终目标的变化状况产生的影响，进而分析其相关性。这里的实证研究运用Eviews6软件进行，包括单位根检验、协整检验、因果关系检验、VAR模型的建立及脉冲响应函数分析。

8.3.2.3　实证过程

(1)单位根检验。

单位根检验是对变量的平稳性进行检验的过程。一般而言，几乎所有的宏观经济变量都具有时间趋势。时间序列的平稳性通常是时间序列分析的基础，而时间序列的平稳性是指数据运动的规律不随具体的时间点而变化，时间序列数据的一切性质只与时间的间隔有关系。因此，在进行相关实证分析之前，需要对变量进行单位根检验以消除“伪回归”^[12]现象。单位根检验最常用的方法是ADF检验。^[13]这种方法解决了在检验中由于序列高阶滞后相关导致的随机干扰项不满足白噪声假设的问题。当序列得出的ADF值在选取的显著水平临界范围内时，接受原假设，即该序列存在单位根，是平稳序列;如果得出的ADF值不在选取的显著水平临界范围内时，则拒绝原假设，即该序列不存在单位根，是非平稳序列。

表8-1　ADF方法下的单位根检验表

通过单位根检验可知(如表8-1所示)，以上五个变量(RM1、RM2、SHIBOR、RCPI、RGDP)的水平值在1%的水平上不能被拒绝，即存在单位根;因此，不能对这四个序列进行时间序列分析。但是，我们可以对各变量取1阶差分进行检验，得出ADF值至少在1%的显著水平下接受原假设，各变量都是1阶单整序列，可以进行协整检验。因为，协整检验要求变量序列原序列非平稳以及1阶差分序列呈现平稳趋势。

(2)确定模型最优滞后阶数。

VAR模型中的一个重要问题就是滞后阶数的确定，滞后期数目的选择对VAR模型的估计非常重要，因为不同的滞后期会导致模型估计结果的显著不同。选择的依据有两种:一种是根据经济理论的要求设定合适的滞后期;一种是根据统计软件来筛选出滞后期。此处综合运用Eviews中给出的五种判断最优滞后期统计量的方法(LR、FPE、AIC、SC、HQ)。

表8-2　最优滞后阶数评价表

注:表中带*的表示每个统计量评价的最优滞后阶数

表8-2　列出了用以上五种统计量评价狭义货币供应量RM1对国内生产总值RGDP与消费物价指数RCPI这一组合的最优滞后阶数，选择的原则是AIC和SC中值最小的那一期就是其最优滞后期，因此在表格中用带*的符号表示为最优。综合五种统计量可判断最优滞后期为2，可建立VAR(2)模型。

类似地，也可将广义货币供应量RM2和同业拆借利率SHIBOR分别与国内生产总值RGDP、消费物价指数RCPI组合，判断其最优滞后阶数，判断的方法同货币供应量RM1对国内生产总值RGDP与消费物价指数RCPI一致。结果得出，RM2与货币政策最终目标的组合符合VAR(2)模型，而SHIBOR与货币政策最终目标的组合符合VAR(1)模型。

(3)协整检验。

由于传统的计量回归估计要求涉及的变量为平稳序列变量，所以很多情况下，如果遇到非平稳的时间序列变量影响，则倾向于将非平稳的序列先进行去除趋势或者差分，从而将非平稳序列转换为平稳序列，然后进行其他分析。但是在非平稳时间序列中存在一种特殊的关系——协整关系。协整关系中各变量之间存在共同的随机性趋势，通过检验非平稳的线性组合是否存在长期均衡关系，通常采用协整检验进一步消除伪回归现象。但是，协整检验的前提必须要在相关序列原序列非平稳以及1阶差分平稳以后进行。因此，在ADF单位根检验之后，此处采用约翰森法，约翰森协整检验首先最重要的是检验各变量协整关系的个数，然后再得出协整矢量的估计结果(协整矢量估计值)。此处存在三组变量需要探讨分别之间的结构，因此，根据模型方程将变量分为三组进行协整检验。

表8-3　Johansen协整检验表

续表8-3

注:表中带*的表示对原假设在0.05水平上的否定

由表8-3可以看出，在最大特征根检验与迹统计量的检验结果不一致的情况下，一般以迹统计量为主，因为迹统计量更加有效。分别可以在0.36%、0.01%以及0.17%的概率下拒绝原假设，并认为三组变量之间均存在协整关系，表明各个中间变量与最终变量之间均存在长期均衡关系，也就是长期内存在一定的相关性。其中广义货币供应量RM2与最终目标之间的协整关系存在两组，说明关联性较强(P=55.5%);而狭义货币供应量RM1、同业拆借利率SHIBOR与最终目标之间的协整关系存在一组(分别是P=8.5%、P=5.5%)，同样说明货币政策中间目标与最终目标之间存在着相关性。因此，经过协整检验，实际数据切实符合前文所进行的理论阐述。

但是协整检验并不能精确地度量出各中间变量与最终变量具体的相关性，甚至模糊了各个中间目标变量与最终目标变量之间的因果关系。比如:很有可能是因为最终目标RGDP和CPI对中间变量造成了冲击，即货币政策具有内生性，并没能明确地刻画出中间变量对最终目标变量RGDP和CPI确实造成了冲击影响。在此背景下，需要进一步通过因果关系检验，验证最终变量在中间变量冲击的情况下受影响的程度，理清各个目标变量的影响机制。

(4)因果关系检验

在检验得出变量之间存在长期均衡关系之后，进一步对变量之间是否存在因果关系进行检验。这里采用的是广泛运用于实证研究的格兰杰因果分析法，对各变量分组进行格兰杰因果关系检验。格兰杰因果关系检验法实质上是利用了VAR模型来进行一组系数显著性的检验，它用来刻画某个变量的所有滞后期对另外一个变量是否造成了冲击影响。而且，格兰杰因果关系检验的假设是某变量所有的滞后期因子不对另一个变量造成影响。假设检验得出的概率值P小于一定置信水平下的概率值，就可以拒绝原假设，并由此得出结论:该变量在格兰杰因果意义下构成了另一个变量的原因。采用格兰杰因果检验分析中间变量与最终变量的关系，得出的相关结果见表8-4。

表8-4　格兰杰因果关系检验表

注:*表示在10%水平下不能拒绝原假设;＊＊表示在5%水平下不能拒绝原假设;＊＊＊表示在1%水平下不能拒绝原假设。

根据表8-4的分析结果可以得出以下结论:在与国内生产总值RGDP的关系中，狭义货币供应量RM1、广义货币供应量RM2在1%的显著水平下不是RGDP的格兰杰原因的原假设能够被拒绝，因此RM1、RM2是RGDP的格兰杰原因，即可以用来解释国内生产总值的变动。此时的显著水平是1%，说明这两个中间目标变量在促进经济增长方面能够有效地发挥作用，即货币政策中通过扩张基础货币来扩张货币总量，再通过中间目标货币总量向最终目标(产出和物价)传导的作用是有效的。也就是说，可以通过测定货币总量来实现对宏观经济的调控，实现经济持续稳定的增长。并且，更具体的是，广义货币供应量相对于狭义货币供应量而言，对经济增长发挥的作用更大;这与之前的理论分析是相一致的。同业拆借利率SHIBOR不是RGDP的格兰杰原因的假设被拒绝了，所以得出，SHIBOR不是RGDP的格兰杰原因，即对经济增长的刺激效果不显著，也即我国无法通过调节利率来调节实体经济的运行。这其中的原因主要是，我国的利率市场化尚未完善，我国的金融市场还未健全，上海银行间同业拆借利率目前仍不能很好地解释经济增长数据的变动，上海银行间同业拆借利率作为我国金融市场流动性供求的信号还不成熟，因此，调控金融市场中的利率的间接货币政策在我国的实践可能还达不到预期的效果，间接货币政策可能会相对无效。影子银行的发展使得利率在解释经济增长数据方面出现了偏差，即影子银行扰乱了市场利率与货币政策最终目标之间的关系，使得货币政策的传导发生扭曲，降低了货币政策的效用。同时，最终变量RGDP对中间变量RM1、RM2，也分别在10%与5%的显著性下拒绝原假设，认为最终目标会对中间目标造成影响。这其中的原因在于，我国货币政策的主要目标并不是刻意地去刺激实体经济，而是熨平短期的经济波动，以实现一个科学的、健康的经济增长。这与我国央行长期实行的“稳健的”货币政策原则存在很大的关联。因此，它部分说明了我国货币政策具有一定的内生性，显示了这些年我国货币政策操作的有效性。央行坚持实施波动性较小的货币政策对实体经济的增长波动性的控制起到了一定作用。因此，避免了在大规模的货币刺激以及货币紧缩下造成的对经济增长的抑制以及对社会福利的损害。

类似地，在与物价水平的关系中，狭义货币供应量RM1、广义货币供应量RM2与RCPI组合的结果是它们分别在1%和5%的置信水平下不能拒绝原假设，即RM1和RM2是居民消费物价指数的格兰杰原因，可以在一定程度上解释物价水平的变动。同样可以发现的是，广义货币供应量对物价水平的解释程度仍然高于狭义货币供应量。而同业拆借利率SHIBOR仍不是物价水平的格兰杰原因，再次说明在我国利率市场化未完成的情况下，利率并不能作为金融市场的良好指标。因此，我国暂时还不能用利率这个中间目标去判断未来CPI的波动情况。而且，影子银行可以通过影响货币创造来影响货币供给量，从而造成实体经济的波动。但是，影子银行影响利率的原理是，在影子银行“灰色地带”(体制外)存在一个非公开的、非官方化、以供求为基础的市场。因此，影子银行并不能通过这个“官方”的利率指标来影响金融市场，反而是通过市场货币总量来影响实体经济。因此，利率的不敏感性同样说明了利率这个中间目标受到影子银行干扰的程度大于货币供应量。因为，另外一个体制外的“利率”影响体制内管控的市场利率，造成信号不统一，存在很强的套利机会，形成金融业的暴利，甚至引起市场秩序混乱。利率管制还形成了金融垄断，破坏了金融市场上的竞争机制。

(5)VAR模型结果与脉冲响应函数。

经检验，VAR模型的单位根全部落在单位圆内，说明VAR模型稳定，可以对VAR模型进行一个标准差的脉冲响应函数分析。VAR模型的稳定性对于VAR模型及其分析很重要，因为它决定了VAR模型是不是“伪回归”的问题。下图是对VAR模型的脉冲响应函数曲线。横轴表示滞后期数，纵轴表示内生变量对冲击的响应程度。图中实线表示内生变量对冲击的响应曲线，虚线是通过渐进分析公式计算得到的脉冲响应函数的标准差曲线(即误差的范围)。

图8-5　VAR模型的脉冲响应函数曲线

图8-5中横轴表示响应函数的追踪期数，也称作解释变量对因变量的影响时效。纵轴表示给解释变量一个单位标准差冲击后因变量的响应程度;实线表示响应函数大小，虚线表示响应函数值加减两倍标准差的置信带。

由图8-5可知，RM1对GDP的冲击开始表现为一个正的响应，开始呈现一个递减的趋势，说明市场得到RM1扩张的利好消息，公众预期央行准备刺激经济，普遍持有乐观情绪。然而，随后又呈现一个下降的趋势。短暂的下降趋势代表了市场预期过度又普遍收缩;但是下降又上升的正的趋势说明，RM1基础货币到实体经济的影响存在一个3期的时滞。而且，RM1的提升对GDP的影响一直没有衰减的时期，很可能是由于我国货币当局实施“审慎”的货币政策，M1的扩张主要是因为:真正的实体经济的扩张需要一个更高的货币增长率来支撑。RM1的扩张并不是一个“随意”的，为刺激经济而实行的货币扩张。同理，RM1对CPI的冲击也是渐进的，很持久的。而且，时间越长，RM1的扩张对市场通货膨胀的影响程度就越大。同样说明，一个正的RM1冲击传导到实体经济总是存在一个时滞;而且，央行在扩张基础货币的时候是相当谨慎的，是央行认识到我国经济扩张需要一个更高的货币增长来支撑我国的高增长。因此，央行的货币政策一定程度上来说是内生性的。

RM2对RGDP的冲击则较为混乱。开始时RM2有一个正的单位的冲击，而RGDP往下走。而且，随着衰退加重而在2期存在一个拐点，逐渐恢复衰退从而在第6期彻底达到对RGDP影响为零的位置，然后又对实体经济存在一个正的冲击;然而，RM2对RCPI更是一个负的冲击，并在第5期衰退一直到第10期RM2对RGDP的影响结束。这种混乱的部分原因是，央行通过控制货币乘数(诸如存款准备金率)来控制RM1到RM2的传导。当市场影子银行流动性泛滥的时候，央行会提高存款准备金率，从而抑制物价的上涨。因此，才会有RM2对RGDP与RCPI的负冲击。但是，这同时造成了一定的社会经济福利的损失。因此，说明了影子银行的存在加大了央行控制市场流动性的难度。并且，随着RM2对RGDP冲击由负变为正，说明了货币总量中间目标传递到货币政策最终目标存在一个相当长的时滞，市场要花一定的时间才能消化掉市场流动性的变化。

从另外两张图可以看出:由于我国存在利率管制，SHIBOR对实体经济的影响就没那么有效了。SHIBOR对RGDP与RCPI都是正向的冲击，违背了一般市场条件下IS-LM模型中的理论:名义利率的提高将会减少一国的市场总投资，降低一个国家的国内生产总值(简称GDP)总量，从而降低通货膨胀率。但是，由于我国存在利率管制，利率的定价一部分原因可以用费雪方程式的理论来解释。利率的变动来自于实际资本生产力的变动以及通货膨胀率的变动，也就是利率并不是由资金市场的供求状况决定的。其变化规律可以解释为:在通货膨胀率不变的情况下，我国GDP向好时，利率的变动将与GDP的变动方向(实际资本生产力)一致;同时，在实际利率不变的情况下，我国通货膨胀率的提高同时也会带来利率定价的提高。因此，在我国利率管制的环境下，利率并不是按市场供求因素决定，而更多的是由资本的实际价值理论决定，再加上费雪方程式(I=π+r)的形式进行定价的。但是，这从另一方面说明:利率管制为官方利率市场(体制内)外的影子银行(体制外)提供了一个不合理的、混乱的、存在租金的机会。因此，在利率管制的背景下，影子银行存在的部分原因正是由于场外资金供求市场利润丰厚，其利润远远大于体制内的这种“价值定价”的方式。

综上所述，当狭义货币供应量RM1与广义货币供应量RM2产生一个标准差的冲击时，国内生产总值RGDP立刻作出响应，并且这种响应都是先为负再转正，但是，狭义货币供应量对国内生产总值的冲击较为和缓，脉冲响应函数相对平滑;这说明相对于狭义货币供应量，广义货币供应量对经济增长的冲击能够起到更显著的效果，进一步验证了之前的分析结论。同时也可以看出，国内生产总值RGDP受到同业拆借利率SHIBOR的冲击时，并未立刻做出响应，第1期响应为零。但从长期看来，同业拆借利率对经济增长的影响也较为和缓。同时，上面后三个函数图展示了物价水平受到各中间目标冲击时做出的响应。显然，同样施加一个标准差的冲击，居民消费物价指数RCPI做出的响应变动幅度更大，说明物价水平与货币政策中间目标之间的相关性要强于经济增长。综合六幅函数图可以发现，同一个中间目标对物价水平和经济增长产生的影响是同向的，这也从另一个侧面说明我国货币政策中间目标与最终目标之间存在一定关联。而且，作为货币总量的中间目标相对于利率的中间目标与最终目标的关联更为紧密。

8.3.2.4　实证分析的结论

综合以上分析可以得出结论，随着我国市场化改革的推进，我国金融市场的市场运作越来越有效;理论上各种相互联系的变量也逐步形成紧密的关系。并且，各个重要变量之间形成了一个良好的、有效的传导渠道。由脉冲响应分析可以得知，在一个变量(如中间目标变量)变化的条件下，另一个变量(如最终目标变量)可以及时做出正确的反应。更进一步证明了我国市场经济下的我国金融市场的调节机制越来越灵活、有效。但是，我国迅速发展的金融市场仍然存在相应的问题。

首先，利率市场化改革还并未彻底，导致金融市场上信号系统缺乏有效性。脉冲响应分析和格兰杰因果检验表明，利率因素对各个最终目标变量的影响力并不明显，说明了利率在非市场化的“束缚”下失去了作为有效调节资金供求因素的强大功能。同时，利率管制的存在也为影子银行的发展创造了良好的“繁殖”条件:在利率管制的正规市场外，形成了一个隐形的高利润的影子银行市场。另一方面，在影子银行迅猛发展的背景之下，虽然目前我国的货币政策中间目标与最终目标之间存在着一定的相关性，但这种相关性被迅速崛起的影子银行部分地削弱了，使得利率不能根据实际情况作出充分的反映。在将货币政策中间目标分解为利率和货币供应量之后，分类对这两种中间目标与最终目标之间的联系进行实证检验，得出了相对于货币供应量而言，利率与最终目标的相关性受到影子银行的影响更大的结论。而在货币供应量内部，又分为了广义和狭义货币供应量进行分别研究，发现广义货币供应量与最终目标之间的相关性更强，而这种相关性受到影子银行影响的程度有限。同时，在脉冲响应分析中可以发现，影子银行的存在加大了中央银行管理金融市场流动性和调节实体经济的难度。尽管我国央行采取“宏观审慎”的货币政策操作原则，但是，影子银行扰动下的金融市场波动仍然抑制了我国经济的增长以及对我国社会经济福利造成损害。

综上所述，一方面我国应该加快推进利率市场化改革，使利率在金融市场发挥应有的功能。其次，应该加强对影子银行的监管，防止不合规、不合法的“金融规避”。将影子银行纳入监管不仅有利于维持金融市场秩序，更能提升货币政策的实施效果，促进良好的、持久的经济增长;而影子银行的管制也与利率市场化改革息息相关，两者相互联系，相互促进。因此，要加强利率作为中间目标的有效性，实现利率作为金融市场调节的有效工具，就必须从影子银行自身及加快利率市场化改革入手。

【注释】

[1]本书中“货币政策中间目标与最终目标”经常简称为“两目标”。

[2]参见http://baike.baidu.com/link?url=3y_2W6jd8Z16YX89-Dbo1WUnIF4QracD39Gu8AXfemwSn3LhLVxIR3bHR-ZQQwGm1g3RRUVwYXjgc MRYZi8kva。

[3]参见http://baike.baidu.com/link?url=3y_2W6jd8Z16YX89-Dbo1WUnIF4 QracD39Gu8AXfemwSn3LhLVxIR3bHR-ZQQwGm1g3RRUVwYXjgcMRYZi8kva。

[4]参见http://baike.baidu.com/link?url=3y_2W6jd8Z16YX89-Dbo1WUnIF4 QracD39Gu8AXfemwSn3LhLVxIR3bHR-ZQQwGm1g3RRUVwYXjgcMRYZi8kva。

[5]参见http://baike.baidu.com/link?url=3y_2W6jd8Z16YX89-Dbo1WUnIF4 QracD39Gu8AXfemwSn3LhLVxIR3bHR-ZQQwGm1g3RRUVwYXjgc MRYZi8kva。

[6]金融脱媒(disintermediation)是指在金融管制的情况下，资金供给绕开商业银行这个媒介体系，直接输送到需求方和融资者手里，造成资金的体外循环。

[7]数据来源:普益财富:《银行理财能力排名报告(2013年度)》。

[8]数据来源:http://www.chinamoney.com.cn/index.html。

[9]数据来源:wind数据库。

[10]数据来源:wind数据库。

[11]这里所说“之前的研究”指的是本书7.3“影子银行对货币政策最终目标影响的实证分析”。

[12]“伪回归”是指单位根检验由于传统的经济计量学方法对非平稳的时间序列不再适用，利用传统方法对计量模型进行统计推断时，许多参数的统计量的分布不再是标准分布。

[13]ADF检验是指检验序列中是否存在单位根，而如果存在单位根，那么这个序列就变得不再平稳。