影子銀行是傳統(tǒng)銀行信貸的“補充”抑或“替代”

王懷明+劉融

摘 要：通過構建SVAR模型，研究了我國影子銀行的發(fā)展對中小企業(yè)傳統(tǒng)銀行信貸影響的異質性。結果表明，我國影子銀行的發(fā)展對中型企業(yè)的傳統(tǒng)銀行信貸具有“補充”效應，對小微企業(yè)的傳統(tǒng)銀行信貸具有“替代”效應。因此，應該削弱影子銀行對傳統(tǒng)銀行體系的替代效應，發(fā)揮兩者間的互補效應，以解決中小企業(yè)的融資難題。

中圖分類號：F832.3

文獻標志碼：A

文章編號：10012435（2017）05060907

關鍵詞：影子銀行；中小企業(yè)融資；銀行信貸；SVAR模型

Abstract：Explore the impact of the shadow banking on the bank credit by using a SVAR model， which draws a conclusion that the shadow banking system has been developed to play a “supplementary” role to the banking credit in meeting the financial needs of the medium-sized enterprises and play an “alternative” role to the banking credit in meeting the financing demand of small and micro enterprises. Finally the suggestions are proposed on how to weaken the substitution effect and reinforce the complementary effect of the shadow banking on the bank credit， thus the financing problems of SME can be solved.

融資問題是當前困擾中小企業(yè)發(fā)展的首要因素[1]。有學者將其歸咎于以國有大銀行為主體高度集中的銀行結構，認為國有銀行的壟斷經營造成金融壓抑與低效率[2]，銀行對中小企業(yè)的信貸歧視加劇企業(yè)融資難度。近年來，大量社會閑散資金游離于銀行體系外，形成不同形式的影子銀行，借由多樣化的渠道和方式進入實體經濟，逐漸發(fā)展成為中小企業(yè)融資的重要途徑[3]，有學者認為它對中小企業(yè)傳統(tǒng)銀行信貸發(fā)揮“補充”效應，在中小企業(yè)融資方面發(fā)揮了積極作用，另有學者指出，影子銀行對中小企業(yè)傳統(tǒng)銀行信貸發(fā)揮“替代”和“擠出”效應，影子銀行因自身局限無法成為中小企業(yè)融資主力，反而會降低中小企業(yè)正規(guī)信貸能力，加劇中小企業(yè)的融資約束。本文認為，我國影子銀行的發(fā)展對中、小企業(yè)傳統(tǒng)銀行信貸的影響表現(xiàn)出異質性，即對中型企業(yè)的傳統(tǒng)銀行信貸具有“補充”效應，而對小微企業(yè)的傳統(tǒng)銀行信貸具有“替代”效應。分析影子銀行經濟效應異質性的成因，規(guī)范和引導我國影子銀行健康發(fā)展，推進影子銀行業(yè)務與傳統(tǒng)銀行信貸間的合作與互補關系，對于解決中小企業(yè)的融資難題具有重要意義。

一、文獻回顧與研究假說

李建軍（2013）、趙蔚（2013）等認為正規(guī)金融系統(tǒng)難以保證中小企業(yè)資金的有效供給，中小企業(yè)結構性資金供給不足是影子銀行信貸市場得以發(fā)展的誘因，而影子銀行的產生與發(fā)展有利于擴大金融體系的效率邊界和服務群體，在一定程度上滿足商業(yè)銀行實施信貸配給的區(qū)域、產業(yè)、行業(yè)及企業(yè)尤其是中小企業(yè)等的信貸需求。 [4-7]但另有學者認為，影子銀行對包括中小企業(yè)銀行信貸在內的商業(yè)銀行信貸業(yè)務整體發(fā)揮“替代”效應。Zoltan Pozsar， et al.（2010）[5]表示影子銀行由金融中介鏈條構織成的復雜金融中介網(wǎng)絡對商業(yè)銀行的傳統(tǒng)業(yè)務形成激烈競爭。Yeva Nersisyan（2010）[6]指出影子銀行市場份額的遞增會使得先前在金融市場占據(jù)中心地位的商業(yè)銀行業(yè)務被擠占。國內學者李楊（2011）[7]、於碧海（2013）[8]、杜小偉（2014）[9]等同樣認為，我國影子銀行體系的發(fā)展會逐步侵蝕商業(yè)銀行的傳統(tǒng)領地，表現(xiàn)為影子銀行能通過各種渠道變相吸收存款和發(fā)放貸款，從事信用創(chuàng)造業(yè)務，從總量和結構上對商業(yè)銀行傳統(tǒng)業(yè)務構成沖擊。王蕾等（2015）[10-11]則表明，影子銀行對中小企業(yè)從正規(guī)金融機構的融資具有“擠出”效應。

為什么學界關于影子銀行發(fā)展對中小企業(yè)銀行信貸融資影響的效應會產生分歧呢？我們注意到，張婷（2014）[7]一文選擇的研究變量為商業(yè)銀行信貸總規(guī)模，涵蓋大中型企業(yè)銀行信貸，而王蕾（2015）[13]選取變量為私營企業(yè)及個體進行各種人民幣短期貸款的金額總和，雷新途等（2015）[14]在研究中突出以鄉(xiāng)鎮(zhèn)中小微企業(yè)為主的樣本調研，實質更側重于對小微企業(yè)銀行信貸融資的研究。因此，我們設想可能是由于企業(yè)規(guī)模的不同，導致影子銀行對銀行信貸融資產生異質性效應。

影子銀行作為在傳統(tǒng)商業(yè)銀行體系外運行，借由信用重組、期限錯配及流動性轉換從事類銀行融資業(yè)務的金融中介體系，它的興起和發(fā)展無疑會加劇信貸市場的競爭。可以通過對信貸市場競爭程度與中小企業(yè)銀行信貸間關系的探究，來分析影子銀行對中小企業(yè)銀行信貸的影響。

一方面，對于商業(yè)銀行這一貸方主體而言，在信貸市場集中度較高時，更易跨期實施利率平滑操作，反之，信貸市場競爭的加劇，會束縛商業(yè)銀行跨期調整利率的能力，限制商業(yè)銀行借由利率調整對借方企業(yè)未來收益的分享，因此會降低商業(yè)銀行對借方企業(yè)信貸支持的意愿（Petersen and Rajan，1995）[11]；另一方面，對信貸市場的借方主體——企業(yè)而言，鑒于借貸雙方信息不對稱，尤其是新成立的企業(yè)（一般為小企業(yè)）通常比起開辦時間較久的企業(yè)存在更顯著的信息不對稱性，成立時間愈短，愈難建立對企業(yè)信息的追蹤記錄。當信貸市場競爭加劇時，商業(yè)銀行會減少對信息披露不充分、發(fā)展充斥不確定性的企業(yè)的風險性貸款，因此新成立不久的企業(yè)外源融資下降尤為明顯，“老”企業(yè)受到的影響則相對較小。這一觀點得到Riegle-Neal 法案Riegle-Neal法案全稱為《里格爾尼爾州際銀行業(yè)務和分支機構效率法案》，該法案允許銀行控股公司收購在任何州的銀行，加劇美國銀行業(yè)市場的競爭。頒布前后美國企業(yè)調研數(shù)據(jù)的支持（Zarutskie，2006）[12]。秦捷（2012）[13]指出，商業(yè)銀行在競爭加劇時，出自節(jié)約成本及提升利潤的考量，會加劇對優(yōu)質客戶的爭奪，使得貸款客戶里大中企業(yè)的比例上升，反之，競爭趨緩時商業(yè)銀行會考慮增加部分審核合格的小企業(yè)貸款，貸款客戶里小企業(yè)的占比提升，即銀行業(yè)競爭的加劇有利于提升大中企業(yè)的信貸可獲得性而不利于小微企業(yè)的信貸可獲得性，這與朱晶晶等（2015）[14]的研究結論基本一致。前述研究中的“競爭”主要指商業(yè)銀行間的競爭，但事實上，競爭亦包括銀行體系外影子銀行的競爭壓力。隨著影子銀行的發(fā)展，商業(yè)銀行會提升大中企業(yè)的信貸占比而降低小微企業(yè)的信貸可獲得性。本文在研究影子銀行發(fā)展對中小企業(yè)銀行信貸融資的效應時，將中小企業(yè)細分為中、小兩種，以防未區(qū)分企業(yè)規(guī)模的整體判斷掩蓋因企業(yè)規(guī)模不同而產生的差異化經濟效應。endprint

中型企業(yè)相較于小微企業(yè)，資產規(guī)模更為龐大，實力相對雄厚，更易滿足銀行放貸準入條件；但與大型企業(yè)相比，在股權、債券、資產證券化等直接融資上優(yōu)勢不明顯。所以，一方面影子銀行的發(fā)展使得中型企業(yè)融資方式更趨向于多元化，以中型房地產企業(yè)為例，在銀行貸款外可選擇夾層融資、房地產投資信托、資產證券化、開發(fā)商貼息委托貸款以及典當融資等方式進行融資，但仍以銀行信貸為主；另一方面影子銀行的擴張使得商業(yè)銀行為應對挑戰(zhàn)推出更多的金融產品以維護和拓展優(yōu)質企業(yè)客戶，譬如招商銀行近年來推出的“集群貸”，即根據(jù)產業(yè)集群內企業(yè)間產業(yè)類同、關系密切而又相互獨立的特征設計的新型信貸產品，旨在解決集群內“優(yōu)質”中小企業(yè)的融資需求。興業(yè)銀行、北京銀行等綜合實力較強的商業(yè)銀行也多面向具有較強實力和較好資信的中小企業(yè)，更偏向區(qū)分規(guī)模后的中型企業(yè)，使之有意愿且有能力利用銀行傳統(tǒng)信貸方式滿足其資金需求，故影子銀行的發(fā)展有助于推動中型企業(yè)融資渠道多樣化，并對其原先的傳統(tǒng)銀行信貸融資發(fā)揮促進作用。

對于小微企業(yè)，無論從企業(yè)發(fā)展規(guī)模、組織結構及盈利能力上，都難以輕易滿足銀行放貸準入條件，而且，由于小微企業(yè)財務披露信息欠規(guī)范、抵押資產貧乏，難以提供銀行信貸所需的“硬”信息，相對更易提供企業(yè)信譽和行為、企業(yè)家經營能力與個人品質、員工生產能力和穩(wěn)定性，以及企業(yè)利益相關者等“軟”信息[15]，這類“軟”信息通常在關系型融資生成中發(fā)揮重要作用[16]，然而在結構復雜、代理鏈條較長的傳統(tǒng)商業(yè)銀行尤其是國有大行中縱向傳遞困難。即便傳遞成功，放貸銀行通常對借貸企業(yè)存在信息壟斷[17]，但在影子銀行發(fā)展的沖擊下，小微企業(yè)融資途徑多樣化，可同傳統(tǒng)銀行業(yè)之外的多個金融中介機構建立關系，使得銀行業(yè)信息壟斷被打破，從企業(yè)中獲得的可能帶有私密性質的軟信息價值下降，銀行業(yè)隨之降低獲取這種軟信息的意愿，致使小微企業(yè)銀行信貸可得性降低（Cole，1998）[18]；另一方面小微企業(yè)的資金需求表現(xiàn)為“短、小、急、頻”，傳統(tǒng)銀行對企業(yè)放貸的統(tǒng)一流程模式和更為受限的資金用途不能完全滿足企業(yè)的零散化、多樣化融資需求，而影子銀行憑借經營方式多樣、工作時間靈活、放貸條件寬松、手續(xù)相對簡便等優(yōu)勢，更契合小微企業(yè)的融資需求，因此會侵蝕小微企業(yè)從傳統(tǒng)銀行獲得的信貸融資份額。相較于美國影子銀行體系作為對貸款證券化和融資的機構，被視為銀行產品的縱向延伸和補充，我國影子銀行目前還處于直接復制商業(yè)銀行核心業(yè)務的初級階段，尚未建立基于貸款銷售、信用風險轉移、資產證券化等復雜交易的信用創(chuàng)造機制（周莉萍，2012）[19]，與傳統(tǒng)商業(yè)銀行體系的金融產品和服務同質化較高，譬如信托公司并未為銀行增加長期融資的功能，反與銀行爭奪存款資源并從事信貸發(fā)放，信托、委托貸款等實質是銀行負債與信貸的變體與替代[20]，在小微企業(yè)相較于大、中型企業(yè)較難從傳統(tǒng)商業(yè)銀行順利獲取信貸融資時，和傳統(tǒng)銀行信貸業(yè)務同質化較高的影子銀行融資業(yè)務極易成為其替代選擇。

綜合上述，本文假設：影子銀行的發(fā)展對中型企業(yè)的傳統(tǒng)銀行信貸具有“補充”效應，而對小微企業(yè)的傳統(tǒng)銀行信貸則具有“替代”效應。

二、實證研究

（一）數(shù)據(jù)來源和變量選取

為檢驗本文提出的研究假設，我們選取了2010年12月至2016年6月季度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行、銀監(jiān)會以及wind數(shù)據(jù)庫。選取的主要變量包括中型企業(yè)和小微企業(yè)從銀行業(yè)金融機構包括國有商業(yè)銀行、國家開發(fā)銀行及政策性銀行、股份制商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行、郵政儲蓄銀行等主要金融機構和農村商業(yè)銀行、農村信用社和農村合作銀行等農村金融機構以及外資銀行，而小微企業(yè)的范疇包括小型企業(yè)、微型企業(yè)、個體工商戶以及小微企業(yè)主。

獲取的信貸規(guī)模變量（以下簡稱中型企業(yè)銀行信貸/小微企業(yè)銀行信貸）和影子銀行發(fā)展指標變量，前者以銀行業(yè)金融機構分別投向中型企業(yè)和小微企業(yè)的貸款余額表示，對應記為loanm和loans；后者根據(jù)影子銀行的具體類別（表1）分別對應的規(guī)模數(shù)據(jù)匯總計算

而得影子銀行季度規(guī)模的測算中，銀證合作以及融資性擔保貸款余額的季度數(shù)據(jù)未披露，未觀測金融的數(shù)據(jù)不易測度，故借鑒龍劍成（2013）、于菁（2013）以及王蕾（2015）等的做法，以影子銀行主要類別合計對其規(guī)模進行估算，鑒于除銀證合作及融資性擔保貸款余額之外的影子銀行類別匯總后規(guī)模占總規(guī)模的80%以上（通過年度數(shù)據(jù)計算獲得），故以此統(tǒng)計影子銀行規(guī)模的季度數(shù)據(jù)。

[21-22]，記為shbank，對個別缺失的數(shù)據(jù)我們采用線性插值法進行填補。為消除時間序列中存在的異方差現(xiàn)象及減弱數(shù)據(jù)的波動，本文對所有變量數(shù)據(jù)取對數(shù)后分別記為lnloanm、lnloans和lnshbank。

（二）模型設定

傳統(tǒng)的經濟計量方法通常是以經濟理論為基礎來刻畫變量間關系的模型，它的不足處在于不易描述變量間的動態(tài)聯(lián)系，且內生變量可以出現(xiàn)在方程的兩端使得估計和推斷愈加復雜。因此，有學者提出以非結構性方法來構建變量間關系的模型C.A.Sims，Macroeconomicand Reality，Econometrica，1980，48：1-48. Reprinted in Granger，C.W.J.（ed）， Modelling Economic Series. Oxford：Clarendon Press.1990.

，用于解決上述問題，即向量自回歸模型，簡稱VAR模型。VAR模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質構建模型，采用多方程聯(lián)立形式，在每一方程中通過內生變量對該模型的全部內生變量滯后項進行回歸，從而刻畫全部內生變量的動態(tài)關系，常用于預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的的動態(tài)沖擊，從而解釋某種經濟沖擊對經濟變量形成的影響，因此適用于本文分析影子銀行的發(fā)展對中型企業(yè)及小微企業(yè)銀行信貸的動態(tài)影響。

VAR（p）模型的一般數(shù)學表達式為：endprint

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+BXt+εt，t=1，2，…，T公式（1）

其中yt是k維內生變量列向量，Xt是d維外生變量列向量，p是滯后階數(shù)，樣本個數(shù)為T。k*k維矩陣A1，…Ap和k*d維矩陣B是要被估計的系數(shù)矩陣。εt是k維擾動列向量，它們相互間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關及不與等式右邊的變量相關。

SVAR模型則是在VAR模型的基礎上彌補后者無法詮釋當期解釋變量間的相互影響作出的改進，本文采用AB型SVAR模型予以分析，其中A、B是可逆矩陣且滿足Aεt=Bt，此處采用短期約束條件，故對k元p階SVAR模型，需要對結構式施加的限制條件個數(shù)為k（k-1）/2，限制條件一般假設結構信息t有單位方差，因此通常對矩陣B的約束為對角陣（約束個數(shù)為k2-k）或者單位矩陣（約束個數(shù)為k2），以致獲得沖擊的標準偏差。A矩陣主對角元素一般設為1（約束個數(shù)為 k），矩陣B為單位陣，約束矩陣中未知元素定義為NA。其后在SVAR基礎上進行Granger因果關系檢驗和脈沖響應函數(shù)分析等。我們分別以變量lnloanm及l(fā)nloans與變量lnshbank構建SVAR模型，對應記為模型SVAR（1）和SVAR（2），考察和分析中型企業(yè)及小微企業(yè)從銀行業(yè)金融機構獲取的信貸融資規(guī)模與影子銀行發(fā)展規(guī)模等主要變量間的因果、短期動態(tài)及長期均衡關系，因果關系可用于檢驗影子銀行的發(fā)展與中型企業(yè)和小微企業(yè)銀行信貸規(guī)模間是否存在關聯(lián)性，在確認存在因果關聯(lián)的前提下，通過SVAR模型中的脈沖響應函數(shù)揭示主要變量間的短期動態(tài)及長期均衡關系，以此考察影子銀行是否分別對中型企業(yè)和小微企業(yè)的銀行信貸融資發(fā)揮互補與替代效應。

（三）實證檢驗結果及分析

1.單位根檢驗

時間序列往往是非平穩(wěn)的，為避免檢驗統(tǒng)計失去通常的性質引致錯誤的結論，故在構建SVAR模型前對上述變量的時間序列平穩(wěn)性進行檢驗，表2列出各時間序列的ADF檢驗結果。

ADF單位根檢驗結果表明，變量lnloanm、lnloans和lnshbank的時間序列均是平穩(wěn)的，且均為0階單整，故可以采用上述變量分別構建初始VAR模型進行下一步分析。

2.確定初始模型的滯后階數(shù)并檢驗模型穩(wěn)定性

對于由變量lnloanm和lnshbank構建的初始模型VAR（1）以及由變量lnloans和lnshbank構建的初始模型VAR（2），我們根據(jù)LR、FPE、AIC、SC以及HQ五項評價標準分別選擇模型滯后階數(shù)，檢驗結果顯示，在5%的顯著水平下，對于VAR（1），LR、FPE、AIC、SC以及HQ五項準則均選擇滯后階數(shù)為1階；相應地，對于VAR（2），LR準則選擇的滯后階數(shù)為3，F(xiàn)PE、AIC、SC和HQ選擇的滯后階數(shù)均為6，鑒于AIC準則傾向于選擇較大的滯后階數(shù)，故將滯后期長度確定為6。

其后我們對初始模型VAR（1）和VAR（2）分別進行AR根觀察，因為被估計的VAR模型具有穩(wěn)定性的前提是所有根的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內，否則將導致如脈沖響應函數(shù)的標準誤差等在內的某些結果缺乏有效性。實證結果表明VAR（1）和VAR（2）的AR根均小于1（在單位圓內），故可確認模型的穩(wěn)定性。

3.Granger因果關系檢驗

Granger因果關系檢驗用于分析時間序列變量間的因果關系，由Granger（1969）提出并通過Sims（1972）得以推廣，實質是看當前某變量能夠在多大程度上被過去的另一變量解釋，如果另一變量在該變量的預測中有幫助，或者兩者間相關系數(shù)在統(tǒng)計上顯著時，即可闡述為“該變量是由另一變量Granger引起的”。我們通過Granger Causality Tests對變量逐個檢驗，對于原假設：Lnshbank不能Granger引起lnloanm以及l(fā)nshbank不能Granger引起lnloans，對應的p值分別為0.003和0.000（表3），故在1%的顯著性水平下拒絕該假設，而對于原假設：Lnloanm不能Granger引起lnshbank以及l(fā)nloans不能Granger引起lnshbank，對應P值均大于0.05，接受原假設，由此得出結論：lnshbank分別為lnloanm和lnloans的Granger原因。

4.SVAR模型的識別條件

SVAR模型的構建很重要的一方面是設定結構參數(shù)可識別的約束條件，由于兩個變量僅需要施加K（K-1）/2=1個約束即使得模型滿足可識別條件，一般來說應依循經濟理論或對簡化式VAR的估計結果出發(fā)設置約束條件，但常用方法為沿用喬利斯基分解的思路即“喬利斯基約束”對VAR（1）設定如下具有約束條件的方程式（如公式（2））：

采用極大似然法對矩陣A、B中a21、b11以及b22進行估計得出結果如表4所示：

由表4的實證結果可知，

A=100.3361，B=0.032000.032

，影子銀行的發(fā)展在當期對中型企業(yè)從傳統(tǒng)銀行業(yè)金融機構獲取的信貸融資具有正向影響，但并不顯著。

同理，對VAR（2）設定具有約束條件的方程式（如公式（3））：

采用極大似然法對矩陣C、D中c21、d11以及d22進行估計得出結果如表5所示：

由表5的實證結果可知，

C=10-0.0911，D=0.030000.003

，在1%的顯著性水平下，影子銀行規(guī)模的擴張對小微企業(yè)銀行信貸規(guī)模在當期存在負向影響，即影子銀行規(guī)模的擴張會降低小微企業(yè)銀行信貸融資規(guī)模。

5.脈沖響應函數(shù)分析

在分析SVAR模型時，應重點關注如何使用脈沖響應函數(shù)來描述一個內生變量對由誤差項所帶來的沖擊的反應，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后，對內生變量的當期值和未來值所產生的影響程度。這里通過脈沖響應函數(shù)首先實現(xiàn)lnloanm對lnshbank的脈沖響應（圖1），其中橫軸表示沖擊作用的滯后期間數(shù)（單位：季），縱軸表示影響程度，虛線表示正負兩倍差偏離帶。endprint

由圖1可以看出，中型企業(yè)銀行信貸對影子銀行的沖擊在前5期比較敏感，在第1至2期先出現(xiàn)負向影響，其后為正且持續(xù)增長，到第五期上升至頂點，之后進入長期衰減過程，但始終保持正效應，這表明中型企業(yè)的銀行信貸融資規(guī)模在影子銀行的沖擊下短暫下降，但從長遠來看中型企業(yè)依然傾向于依賴傳統(tǒng)銀行信貸融資。這也就是說，從長期來看，影子銀行的發(fā)展并未擠占而是推動了中型企業(yè)銀行信貸融資業(yè)務的增長，即影子銀行融資是中型企業(yè)傳統(tǒng)銀行信貸的補充，這與張婷（2014）[7]以大中型企業(yè)銀行信貸為研究對象的相關研究的結論基本一致。

同樣地，我們通過繪制脈沖響應圖來分析小微企業(yè)銀行信貸融資對影子銀行擾動項沖擊的動態(tài)響應（圖2）：

影子銀行沖擊引起小微企業(yè)銀行信貸融資的脈沖響應

由圖2看出，小微企業(yè)銀行信貸規(guī)模在影子銀行的沖擊下前兩期呈下降態(tài)勢，其后有所增長，但經歷前6期的上下波動后即為負，在第7期達到最低點，之后雖仍有小幅波動，但基本為負。這說明在影子銀行規(guī)模擴張的沖擊下，小微企業(yè)更傾向于借助影子銀行相對便捷、靈活的融資方式以滿足自身“短、小、急、頻”的融資需求，對銀行信貸的依賴程度下降，即影子銀行融資是小微企業(yè)銀行信貸的替代，這與王蕾（2015）[13]、雷新途等（2015）[14]分別以民營中小企業(yè)及鄉(xiāng)鎮(zhèn)小微企業(yè)為研究對象的相關研究的結論基本相符。

6.穩(wěn)健性檢驗

SVAR模型的結果在較大程度上取決于內生變量的順序，為檢驗基于上述識別條件估計所得結果的可靠性，對模型的設定和估計進行穩(wěn)健性檢驗：我們調整原SVAR模型中的經濟變量順序，但未改變約束條件，以此進行模型估計、脈沖響應分析和方差分析，結果發(fā)現(xiàn)實證結果與前文相似，表明前述結果具有穩(wěn)健性。

三、結論與建議

本文通過構建SVAR模型，運用2010年12月至2016年6月季度數(shù)據(jù)，研究了我國影子銀行的發(fā)展對中、小企業(yè)傳統(tǒng)銀行信貸影響的異質性。結果表明，我國影子銀行的發(fā)展對中型企業(yè)的傳統(tǒng)銀行信貸具有“補充”效應，而對小微企業(yè)的傳統(tǒng)銀行信貸具有“替代”效應。我國影子銀行易于成為小微企業(yè)銀行信貸“替代”除源于影子銀行從形式特征和準貸門檻而言較為契合小微企業(yè)的融資需求外，更值得關注的原因在于它與傳統(tǒng)商業(yè)銀行體系的金融產品和服務有較高的同質性。可以預見的是，若低估影子銀行這種“替代”效應，放任影子銀行非理性擴張侵蝕小微企業(yè)甚至中型企業(yè)銀行信貸業(yè)務的傳統(tǒng)領地，除會引發(fā)與商業(yè)銀行體系的無序競爭及導致系統(tǒng)性風險急速上升外，對中小企業(yè)而言，便會如雷新途（2015）[14]等學者在研究中所指出的，在影子銀行因自身局限無法成為中小企業(yè)融資來源主力的同時，會降低中小企業(yè)正規(guī)信貸能力，這樣不僅無益于中小企業(yè)融資約束的緩解，甚至會加劇中小企業(yè)融資困境。

緩解中小企業(yè)融資約束應著眼于削弱影子銀行對傳統(tǒng)銀行信貸的替代效應而充分發(fā)揮兩者間的互補效應，這一目標應通過改變目前我國影子銀行與傳統(tǒng)商業(yè)銀行信貸業(yè)務及產品的“同質化”狀況，推進影子銀行體系的業(yè)務升級和產品創(chuàng)新得以實現(xiàn)：

首先，應由政府主導資產證券化法規(guī)、制度及體系的建立，并根據(jù)我國司法體系的特點以及影子銀行自身的發(fā)展進程更新金融監(jiān)管理念和模式，使影子銀行在相關法律法規(guī)框架內從事諸如MBS、ABS以及CDO等在內的產品創(chuàng)新。

其次，應建立將存款機構與其他金融機構隔離的金融控股公司，使銀行與非銀行機構間業(yè)務合作、實體分離，同時動態(tài)追蹤社會資金種類、總量、增量、流向、債權債務關系變化并定期發(fā)布相關報告，以提升我國影子銀行業(yè)務和產品的透明度，使投資者易于識別和衡量風險。

最后，應促使影子銀行發(fā)展依賴的主體逐漸由銀行轉向資本市場、依賴的業(yè)務從信貸中介平穩(wěn)過渡至證券化。影子銀行體系的業(yè)務升級和產品創(chuàng)新不能僅局限于體制內資產持有形式的簡單轉化，可由仿效傳統(tǒng)商業(yè)銀行向企業(yè)和個人募集資金的零售性融資方式，向以發(fā)行資產支持商業(yè)票據(jù)、資產支持證券等金融工具從貨幣市場基金、養(yǎng)老基金等金融機構融資為主的批發(fā)性融資方式逐步轉變，促使影子銀行在傳統(tǒng)銀行體系的發(fā)展中更多發(fā)揮合作效應、優(yōu)勢互補，而非對資金、業(yè)務和人才等資源的無序競爭。

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責任編輯：陸廣品endprint