我國銀行理財產品發展規模對貨幣政策傳導機制的影響研究

摘要關于銀行理財產品的概念，最早是源于中國銀行為了擴大外匯的對公客戶數量而提出的。而隨著中國經濟的持續發展，銀行理財產品已經成為了銀行、證券、保險等金融業發展自身業務的重要途徑。目前我國金融市場的發展還相對比較落后，利率市場化改革也只是剛剛起步，銀行、證券、保險都是分業經營與分業監管，這樣的金融環境一定程度上促進了銀行理財產品的發展。銀行理財產品的發展改變了金融市場的環境，從而影響了貨幣政策傳導機制的有效運行，特別是其中一部分產品并沒有得到有效的金融監管，對貨幣政策的效果的有效的實施也產生了一定的影響，這很大程度上干擾了市場的有效運行。我們通過分析銀行理財產品的發展對我國貨幣政策傳導機制的影響，找出兩者之間的關聯，并得出相應的政策建議，對于貨幣政策的有效實施具有一定的意義。本文首先通過對我國銀行理財產品發展的歷程進行介紹，將它分為三個階段；接著簡述銀行理財產品的信用生成機制，分析其給市場帶來的變化；然后本文對我國貨幣政策傳導機制進行一定的理論分析，其中，我們特別提出了中國貨幣政策傳導機制；最后結合實證分析，構建模型，得出結論，并針對規范銀行理財產品發展提出針對性的政策意見。基于文章的理論分析和實證分析，我們得出了如下結論：銀行理財產品的確對我國貨幣政策傳導產生了影響。這種影響主要是通過信貸機制實現的，銀行理財產品對于實體經濟的支持作用與銀行信貸類似。而銀行理財產品通過貨幣機制影響實體經濟和貨幣政策的路徑并不顯著。關鍵詞：銀行理財產品；貨幣政策傳導機制；銀信合作產品

TheStudyonTheEffectofTheDevelopmentScaleofChina’s

Bank-financing

Products

on

MonetaryPolicy

Transmission

MechanismAbstractThe

concept

of

bank

financial

products

was

firstly

put

forward

by

the

Bank

of

China

for

purpose

of

increasing

the

number

of

foreign

exchange

business

customers.

However,

with

thesustainable

economic

development

of

China,

bank

financial

products

have

becomean

important

way

for

the

financial

industry

like

banks,

securities

and

insurances

to

develop

their

own

business.

Currently,

the

development

of

China’sfinancial

market

still

lags

behind

and

the

reform

of

interest

rate

liberalization

has

just

started.

Besides,

banks,

securities

andinsurances

are

all

managed

and

supervised

separately

and

such

financial

environment

hasimproved

the

development

of

financial

products

to

some

extent.

However,

the

developmentof

financial

products

has

changed

the

financial

market

environment,

thereby

influencing

theeffective

operation

of

the

conduction

mechanism

of

monetary

policy.

Especially,

somefinancial

instruments

have

not

received

effective

financial

regulation,

which

exerts

certainImpacts

on

the

effective

implementation

of

monetary

policy.

As

a

result,

the

efficient

operation

ofmarket

is

disturbed

to

a

gr-eat

extent.

Through

analyzing

the

effects

of

bank

Financial

products

development

on

China’s

conduction

mechanism

of

monetary

policy,

the

Connection

betweenthem

will

be

found

out

an-d

relevant

policy

advices

will

be

obtained,which

has

certain

effects

on

the

efficient

implementation

of

monetary

policy.Firstly,thepaperintroducesthedevelopmenthistoryofbankfinancialproducts,dividesitintothreestages;elaboratesthecreditgenerationmechanismofbankfinancialproducts,analyzesthechangesthatitbroughttothemarket;andmakesatheoreticalanalysisonChina'smonetarypolicytransmissionmechanism,inwhich,wehighlightChinesemonetarypolicytransmissionmechanism.Secondly,thepaperanalyzestheimpactsofbankfinancialproductsonmonetarypolicytransmissionbodyandchannel,obtainsthetheoreticalanalysisoftheimpactsofbankfinancialproductsonmonetarypolicytransmission.Finally,itcombinesempiricalanalysis,establishesmodels,drawsconclusionsandproposesspecificpolicyadvicesforthedevelopmentofstandardizedbankfinancialproducts.Basedonthepaper’stheoreticalandempiricalanalyses,wedrawthefollowingconclusions:bankfinancialproductsindeedexertimpactonChina’smonetarypolicytransmission.Theimpactismainlyachievedthroughcreditmechanism,bankfinancialproductssupportrealeconomyinawaywhichisverysimilartobankcredit,thisisthemainreasonwhybankfinancialproductiscalledshadowbanking.However,thepaththatbankfinancialproductusesmonetarymechanismtoaffectrealeconomyandmonetarypolicyisnotclear.【Keywords】：bankfinancialproducts;monetarypolicytransmissionmechanism;bank-trustcooperationproducts目錄TOC\o"1-3"\f\h\u23889摘要 、我國銀行理財產品發展規模對貨幣政策傳導機制影響的實證分析5.1實證方法本文將從銀信理財產品的角度分析了銀行理財產品發展規模對貨幣政策傳導機制的影響，構建模型分析銀行理財產品發展規模對貨幣政策傳導機制的影響。首先，從我國的實際情況出發，本文以廣義貨幣供應量(M1)代表貨幣機制，金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)代表信貸機制，國內生產總值GDP代表產出，也就是貨幣政策效果的最終目標，建立貨幣政策的效果方程。由于（M1）不僅可以反應現實的購買力，而且還能反應潛在的購買力，所以到目前為止(M1)依然是我國制定貨幣政策的主要參考指標，本文就是選取（M1）作為貨幣渠道的代表變量。而由于中國銀行理財產品發展相對比較遲，從2002年開始出現第一支銀行理財產品，所以本文選取銀行理財產品的季度發行規模作為銀行體系的信用規模的觀測量，記為RYX。由于銀行通過貸款途徑和資產負債表途徑去實現信貸渠道的途徑，而本文就是以銀行貸款途徑代表信貸渠道的實現途徑，銀行貸款渠道即貨幣政策通過對存款機構貸款供給產生影響，從而影響一國經濟，所以本文選取金融機構貸款余額（LOAN）作為信貸機制的代理變量。除此之外，我們考慮到CPI和利率R同樣會對一國的經濟產生影響，所以我們在模型中引入CPI和利率R作為控制變量。其次，我們假定銀行理財產品發展規模對貨幣政策的貨幣渠道和利率渠道的影響是線性的，于是我們構建這樣的模型：GDP=C0+C1M1+C2LOAN+C3RYX*M1+C4RYX*LOAN+C5CPI+C6R+u通過模型中的C3和C4反映社會銀行理財產品規模對貨幣政策傳導的貨幣傳導機制和信貸傳導機制的影響效果。如果系數為正，表明隨著銀行理財產品規模的上升，貨幣政策傳導機制的貨幣傳導機制或信傳導機制道更有效了，反之，則表示效果下降了。兩個系數的加總代表了銀行理財產品的變化對貨幣政策傳導機制總體效果的影響。5.2變量的選擇以及處理從上文中我們了解到中國銀行理財產品的信用創造機制中是以銀信合作的產品為主，由于受到數據收集工作的限制，所以使用的是從2010年1月到2014年12月的季度數據作為樣本。記為RXY，數據來源于用益信托網。根據上面的理論，本文是以廣義貨幣供應量（M1）作為貨幣傳導機制的代表變量，選取每個季度末的余額數據，數據主要來源于人民銀行網站和wind數據庫、統計局網站，以金融機構本外幣貸款余額LOAN作為信貸渠道的代表變量，數據來源與中國統計年鑒與中經網。本文選取的是2010年1月到2014年12月的季度末數據，以實際的GDP作為貨幣政策的目標變量。數據來源于中國統計年鑒。本文選用代表貨幣政策有效性的居民消費指數CPI作為控制變量，因為CPI反映的是通貨膨脹或者是通貨膨脹指數，我們可以通過這個來觀測貨幣政策最終目標的實現程度。CPI的數據來源是經中國統計年鑒發布的。此外，本文以一年期的貸款利率來代表利率水平R，取每一個季度的季度末值，數據來自人民銀行網站。本文要研究的是銀行理財產品規模對貨幣政策傳導機制的影響，考慮到價格因素的影響，本文CPI指數對M1，GDP和LOAD進行價格調整，從而獲得實際M1，實際GDP和實際LOAD。而由于本文選取的是季度數據，會隨著其周期不斷變化產生季節性的變動，為了剔除季節性變動的帶來的影響，本文會對除了銀行理財產品規模以外的其他數據進行季節調整。經過調整后的實際M1，實際GDP和實際的LOAD分別記為LM1，LGDP，LLOAD。5.3實證分析5.3.1單位根檢驗ADF檢驗是單位根檢驗，用于檢驗數據序列是否具有平穩性，如果存在同階平穩的情況，就可以對其進行協整檢驗。根據ADF檢驗結果，可說明數據是否是同階單整的（同階單整則表明二者是協整的，這是一種協整檢驗的方法），可以對協整數據做進一步的分析，否則會出現誤差，以致結論失效。而不是協整的數據，則可以通過對數據進行一階差分，甚至二階差分來達到協整的目的，但數據序列會損失一些原來的性質。ADF檢驗是從以下三個模型中選擇一個模型進行檢驗：(1)(2)(3)模型(3)中的t是時間變了，反應了時間序列的趨勢變化；模型(2)包含了截距項，而模型(1)不包含截距項和趨勢項。實際檢驗時原假設都是H0：δ=0，即存在單位根。檢驗過程是從模型3開始的，然后是模型2、模型1，直至拒絕原假設（即原序列不存在單位根，為平穩序列）時停止檢驗。檢驗原理是對1、2、3進行檢驗時，有各自相應的臨界值表。利用EViews軟件進行ADF檢驗時，軟件將自動輸出相應的臨界值，所以可以直接根據給出的臨界值進行推斷。表5.1是ADF檢驗結果：表5.1ADF檢驗結果變量ADF值1%5%10%是否平穩LGDP-0.558044-2.847250-1.988198-1.600140否RYX-0.291745-2.847250-1.988198-1.600140否LM11.395905-2.847250-1.988198-1.600140否LLOAD1.043626-2.847250-1.988198-1.600140否CPI0.840291-2.847250-1.988198-1.600140否R1.053251-2.847250-1.988198-1.600140否LGDP-3.343844-4.803492-3.403313-2.841819是RYX-8.630697-4.803492-3.403313-2.841819是LM1-2.457185-4.582648-3.320969-2.801384否LLOAD-4.493329-4.803492-3.403313-2.841819是CPI-4.051605-4.803492-3.403313-2.841819是R-3.918305-4.803492-3.403313-2.841819是注：***，**，*分別表示在1%，5%和10%的顯著性水平下拒絕變量序列具有單位根的原假設。從上表可以看出，廣義貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）原始序列皆不平穩，而一階差分后，廣義貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）皆平穩，因此可以認為廣義貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）可能存在協整關系，換句話來說，幾個變量之間可能存在長期的均衡關系。5.3.2協整檢驗多個非平穩時間序列變量可以利用Johansen方法建議是否存在協整關系，如果存在協整關系，則可以建立向量誤差修正模型（VEC模型）來分析多變量模型的動態關系。由于傳統的計量回歸估計要求涉及的變量為平穩序列變量，所以很多情況下，如果遇到非平穩的時間序列變量，我們傾向于將非平穩的序列先進行去除趨勢或者差分，從而將非平穩序列轉換為平穩序列，然后進行其他分析。但是對于多個非平穩時間序列，有一種特殊的情況，也就是研究中非常關注的協整，即幾個非平穩時間序列變量的線性組合形成的變量是平穩變量。在這種情況下，研究中一般稱非平穩時間序列存在協整關系。如果幾個變量存在協整關系，那么說明這幾個變量存在長期關系。由上面我們知道，幾個變量的時間序列開始是不平穩的，但經過一階差分后是平穩的。本文采用Johansen方法去驗證變量的協整關系，檢驗結果如下：表5.2協整檢驗結果假設的協整關系特征值Trace5%臨界值P值None*

0.988075

235.3197

125.6154

0.0000Atmost1

0.880349

133.4497

95.75366

0.0000Atmost2

0.810474

84.61672

69.81889

0.0021Atmost3

0.608605

46.36245

47.85613

0.0686Atmost4

0.486543

24.78758

29.79707

0.1692Atmost5

0.260073

9.456025

15.49471

0.3249Atmost6

0.104101

2.528340

3.841466

0.1118假設的協整關系特征值Max-Eigen5%臨界值P值None*

0.988075

101.8700

46.23142

0.0000Atmost1*

0.880349

48.83301

40.07757

0.0041Atmost2*

0.810474

38.25427

33.87687

0.0141Atmost3

0.608605

21.57487

27.58434

0.2430Atmost4

0.486543

15.33155

21.13162

0.2663Atmost5

0.260073

6.927685

14.26460

0.4977Atmost6

0.104101

2.528340

3.841466

0.1118注：*表示在5％的顯著性水平下拒絕原假設。從上表Trace和MaximumEigenvalue的表格可以看出，廣義貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）至少存在2個協整關系。因此，廣義貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）協整關系。為了進一步研究銀行理財產品發展規模對我國貨幣政策的傳導機制的影響，在上述協整檢驗的基礎上，還需要進行下述格蘭杰因果檢驗。5.3.3格蘭杰因果檢驗格蘭杰因果檢驗是目前用于檢驗兩個變量之間因果關系的一種較常使用的方法。格它是建立在信息集的基礎上展開的，若存在因果關系，并非一定是單向的。格蘭杰因果關系可以用來檢驗某個變量的所有滯后項是否對另一個或幾個變量的當期值有影響。如果影響顯著，說明該變量對另一個變量或幾個變量不存在格蘭杰因果關系。格蘭杰因果關系檢驗的原假設是被檢驗變量不是因變量的因果關系，如果檢驗的概率P值小于設定的置信水平（通常為5%），則認為被檢驗變量構成因變量的因果關系；反之，認為被檢驗變量不是因變量的因果關系。表5.3是針對廣義貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）滯后2階的格蘭杰因果檢驗結果。表5.3格蘭杰因果檢驗結果原假設F統計量P值檢驗結果LGDP不是CPI的格蘭杰因果關系3.271330.0707接受CPI不是LGDP的格蘭杰因果關系7.807810.0059拒絕LLOAD不是CPI的格蘭杰因果關系7.773880.0060拒絕CPI不是LLOAD的格蘭杰因果關系0.969030.4052接受LM1不是CPI的格蘭杰因果關系2.022720.1719接受CPI不是LM1的格蘭杰因果關系4.463360.0334拒絕R不是CPI的格蘭杰因果關系6.230520.0127拒絕CPI不是R的格蘭杰因果關系4.503670.0327拒絕RYX不是CPI的格蘭杰因果關系2.212040.1490接受CPI不是RYX的格蘭杰因果關系0.394130.6821接受LLOAD不是LGDP的格蘭杰因果關系3.760370.0314拒絕LGDP不是LLOAD的格蘭杰因果關系0.742880.4949接受LM1不是LGDP的格蘭杰因果關系0.910000.0267拒絕LGDP不是LM1的格蘭杰因果關系3.946440.0458拒絕R不是LGDP的格蘭杰因果關系1.037680.0019拒絕LGDP不是R的格蘭杰因果關系4.190570.0394拒絕RYX不是LGDP的格蘭杰因果關系0.263750.0022拒絕LGDP不是RYX的格蘭杰因果關系19.79210.0001拒絕LM1不是LLOAD的格蘭杰因果關系1.927380.1849接受LLOAD不是LM1的格蘭杰因果關系0.007420.9926接受R不是LLOAD的格蘭杰因果關系1.225030.3255接受LLOAD不是R的的格蘭杰因果關系5.296200.0208拒絕RYX不是LLOAD的格蘭杰因果關系0.483160.6275接受LLOAD不是RYX的格蘭杰因果關系3.509610.0604接受R不是LM1的格蘭杰因果關系0.153040.8596接受LM1不是R的格蘭杰因果關系3.030720.0831接受RYX不是LM1的格蘭杰因果關系0.972670.4040接受LM1不是RYX的格蘭杰因果關系3.302990.0692接受RYX不是R的格蘭杰因果關系1.744640.2132接受R不是RYX的格蘭杰因果關系0.166950.8480接受從上表格蘭杰因果檢驗可以看出，居民消費指數（CPI）、廣義貨幣供應量（LM1）、金融機構本外幣貸款增加額(LLOAN)、利率水平（R）是國內生產總值(LGDP)的格蘭杰因果，說明貨幣政策的貨幣傳導機制和信貸傳導機制都具有有效性。5.3.4模型結果分析為了進一步銀行理財產品發展規模對我國貨幣政策的傳導機制的影響，在上述單位根檢驗、協整檢驗以及格蘭杰因果檢驗的基礎上，對前面構建的線性方向，進行回歸處理，以更加直觀明了的了解到銀行理財產品發展規模的變化對我國貨幣政策的傳導機制的影響，方程的結果如下：GDP=0.7112+3.24M1（0.952941）（3.886155）+0.324LOAN-1.403112RYX*M1+0.00032RYX*LOAN-10.48059CPI-0.5879R（3.886155）（-4.886155）（4.089203）（-0.171641）（-0.16524）估計結果表明，考察銀行理財產品協同作用的回歸模型是顯著成立的，其中代表貨幣傳導機制的系數為0.00032，表明隨著銀行理財產品規模的上升，通過貨幣傳導機制影響的產出會增強；而代表信貸傳導機制的系數為-1.403112，表明隨著銀行理財產品的上升，通過信貸傳導影響的產出會減少。這說明隨著銀行理財產品規模的發展會增強我國的貨幣政策傳導機制的貨幣傳導機制，削弱信貸傳導機制。并且從回歸結果可以看出，Ln(RYX*M1）與Ln(RYX*LOAN)相加為負，表明銀行理財產品的發展對信貸傳導機制的削弱作用要大于對貨幣傳導機制的促進作用，說明銀行理財產品規模的發展降低了貨幣政策傳導機制的整體有效性。5.3.5脈沖響應分析為了研究當模型受到某種沖擊，也就是說某一變量發生變化時對另一變量的影響，我們通過脈沖響應函數來檢驗，脈沖響應函數的結果見下圖：圖5.1LM1對LGDP的脈沖響應圖5.2GDP對RYX*LM1的脈沖響應圖5.3RYXLM1對LGDP的脈沖響應我們先分析M1受到沖擊后對通過VAR的傳導對整個產出的影響，從上圖圖我們可以看出，在第一到第七季度GDP和M1是成正向變化的，并且隨著銀行理財產的加入，這種正向變化的程度越來越大，說明銀行理財產品的加入促進了GDP的擴大，換句話說，銀行理財產品的發展對貨幣政策傳導的貨幣傳導機制有一定的促進作用，而后續這種沖擊變得越來越平緩，這表明銀行理財產品的發展通過貨幣傳導機制影響產出的作用越來越小。圖5.4LOAD對LGDP的脈沖響應圖5.5GDP對RYX*LOAN的脈沖響圖5.6RYXLLOAD對LGDP的脈沖響應接下來我們分析貸款受到沖擊后通過VAR的傳導對整個產出產生的影響。從上圖我們可以看出，前期貸款對產出的影響是波動的，而后面開始逐漸趨于平穩，說明貸款貸GDP的影響是短期的。雖然在短期內貸款的增加會促進產出的增加，但這種作用力度是有限的。而銀行理財產品的加入，使得貸款對產出的影響趨于平衡，說明銀行理財產品的發展對貨幣政策傳導機制的信貸傳導機制有一定的削弱作用，但從上期來看這種作用也是越來越小的。5.3.6方差分析方差分解同樣可以研究VAR模型的動態特征。它是通過分析每個結構沖擊對內生變化產生的影響的程度來評價不同結構沖擊的重要性，VAR模型中的方差分解可以給出隨機誤差項的相對重要信息。本文對VAR模型的方差分解結果見下表。表5.4VAR模型的方差分解

滯后期S.E.LGDPLM1LLOADRYXLLOADRYXLM1

1

0.000374

100.0000

0.000000

0.000000

0.000000

0.000000

2

0.000441

78.43264

0.455595

2.505200

12.88412

5.722439

3

0.001195

52.36229

4.065566

5.266823

16.78806

21.51726

4

0.001589

48.69078

4.621215

16.34558

14.12074

16.22168

5

0.001700

49.01431

4.145529

16.90780

13.14695

16.78541

6

0.001749

48.16509

6.669186

16.10310

12.44019

16.62243

7

0.001795

47.85051

6.544408

15.86441

13.94864

15.79203

8

0.001796

47.83361

6.545575

15.86576

13.96551

15.78954

9

0.001797

47.78430

6.547710

15.85096

13.97255

15.84448

10

0.001798

47.73669

6.590769

15.83522

13.99554

15.84178上表給出了10個滯后期的LGDP與LM1、LLOAD、RYXLLOAD、RYXLM1的方差分解結果,從上表，我們可以看出在滯后期1的LGDP的情況下，LGDP的貢獻率達到了100%，隨著滯后階數的增加，達到10階的時候，LGDP的貢獻率只有47.73%，而RYXLM1的貢獻率達到了15.84%，LLOAD達到了15.83%，RYXLLOAD達到了13.99%，這說明銀行理財產品發展規模對貨幣政策傳導的貨幣渠道和信貸渠道存在著比較明顯的影響。6、研究結論及政策建議6.1研究結論在上述實際實證研究過程中，我們知道擴大貨幣供給和信貸擴張均可起到刺激經濟增長的作用，但是從整個傳導效果來看，信貸渠道的效果要大于貨幣渠道的效果。加入銀行理財產品之后我們發現，隨著銀行理財產品的季度發行規模數據的上升，我國貨幣政策傳導的貨幣傳導機制正在增強而信貸傳導機制則開始削弱，然而，從總體來看，銀行理財產品的季度發行規模指標數據的上升將對對信貸信貸傳導的削弱作用要大于對貨幣傳導機制的擴張作用因此，隨著銀行理財產品的季度發行規模指標數據的上升，間接的削弱了我國貨幣政策的傳導效果。在實證部分，本文從格蘭杰因果分析可以發現，居民消費指數（CPI）、貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、利率水平（R）是國內生產總值(LGDP)的格蘭杰因果。這說明了我國的信貸規模獨立于貨幣供應量，此外，這也說明了信貸規模在我國金融市場、經濟實踐中，占據著核心地位，這種狀況與我國主要以投資推動的經濟增長密切相關。雖然本文在實證部分采用的變量存在依據，但是在一定程度上，還是存在一些地方的不足。例如由于銀行間同業拆借利率等數據獲取的難度較大，因此本文只選取了貨幣傳導機制作為代理變量，簡而言之，這也是本文的局限之處。根據金融學理論，將貨幣渠道作為代理變量，具有一定程度上的理論基礎。但是，在我國基本上是由經濟活動的交易需求以及持有流動性成本等需求原來所決定的內生變量，央行沒有主動或者難以對進行數量控制，因此作為貨幣傳導機制的代理變量，可能無法充分反映貨幣傳導機制的傳導效果。信貸傳導機制和貨幣傳導機制是我國貨幣政策傳導機制傳導的主要機制，銀行理財產品的季度發行規模在整個融資市場中比重，將不斷上升，從而對貨幣貨幣傳導機制和信貸傳導機制產生影響。具體來說，通過實證研究得出以下結論：在單位根檢驗部分，貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）原始序列皆不平穩，而一階差分后，各指標皆平穩，因此貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）可能存在協整關系，因此上述變量之間可能存在長期的均衡關系。在協整檢驗部分，本文研究發現，貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、國內生產總值(LGDP)、銀行理財產品季度發行規模（RXY）、利率水平（R）、居民消費指數（CPI）至少存在2個協整關系。在格蘭杰因果檢驗，居民消費指數（CPI）、貨幣供應量（M1）、金融機構本外幣貸款增加額(LOAN)、利率水平（R）是國內生產總值(LGDP)的格蘭杰因果，因此，銀行理財產品規模發展對貨幣政策傳導機制確實存在影響。在脈沖響應分析方面，研究發現RYX*LOAD、LM1、LLOAD、RYXLM1對GDP的影響作用明顯，基本使得GDP處于上下波動的狀態，這說明銀行理財產品發展規模對貨幣政策傳導的貨幣渠道和信貸渠道的存在著比較明顯的影響。在方差分析部分，隨著滯后階數的增加，達到10階的時候，LGDP的貢獻率只有47.73%，而RYXLM1的貢獻率達到了15.84%，LLOAD達到了15.83%，RYXLLOAD達到了13.99%，這也說明了銀行理財產品發展規模對貨幣政策傳導的貨幣渠道和信貸渠道都存在著比較明顯的影響。總的來說，我國商業銀行大量發行理財產品促進了我國的貨幣傳導機制的傳導效果，而削弱了我國信貸傳導機制的傳導效果，并且對信貸傳導機制的削弱作用要大于對貨幣傳導機制的促進作用。然而，從整體上看，銀行理財產品的發展降低了貨幣政策傳導機制的有效性、拉長了貨幣政策影響實體經濟的時間、由于大量發行理財產品有可能對監管部門的統計數據形成誤導，所以銀行理財產品還有可能引起貨幣政策傳導機制失靈。6.2政策建議6.2.1加強銀行理財產品的信息公開加大理財產品信息披露力度，增強貨幣當局對其運行狀況掌控，更好制定貨幣政策和調控經濟活動。目前來看，我國理財產品獨立性、透明性仍不足，未能做到對不同類別的資產進行分類管理、分賬經營，很多資金有可能流入房地產等高風險領域，監管壓力和難度逐漸增大，同時給央行掌握資金供應量大小和制定相應貨幣政策帶來困難。因此應全面披露理財產品設計、宣傳銷售、投資管理、兌付等各環節信息，讓客戶和監管層充分了解產品，減少信息不對稱帶來的風險隱患，以便央行更好掌握理財產品對經濟活動金融影響，從而適當調整貸款額度和貨幣供應量等，服務我國實體經濟發展。在具體的操作模式上，首先以理財產品為契機，加強監管機構間合作與協調。從理財產品市場看，產品種類繁多，法律性質雖尚無定論，但很大程度上都具有信托色彩，其功能、運行機制和監管思路上也大致相當。信息披露是約束市場的基礎，對金融理財產品應當采用同樣的披露標準與要求。其次，注重市場手段，發揮行業自律作用。對理財產品信息披露的規制應注重發揮行業協會的自律功能。同時輔之以第三方評價等市場手段的應用，共同促進市場的發育與成熟最后應當提高立法層級，建立開放性監管法律框架。完善理財產品信息披露制度首先要從源頭著手，盡快理順基本法律屬性，并以此為依據，通過提高立法層級，將口前實踐中行之有效的各項規章制度，梳理、歸納后集結于較高效力等級的法律規范—行政法規之中，在此基礎上授權職能部門根據產品不同特點制定具體的實施細則。即形成以基本規則為原則，特殊規定為補充的監管法律框架。6.2.2盡快推進利率市場化改革深入利率市場化改革，促進理財市場健康發展。商業銀行理財產品出現的原因主要是我國存款利率上限的存在，隨著商業銀行之間競爭加速，為繞過對存款利率的限制其通過發行理財產品來變相吸儲，導致一定程度的“存款脫媒”現象出現，倒逼著我國利率市場化改革，反之，利率市場化改革的深入將降低商業銀行單純為了攬存和改善流動性而發行理則產品的動力，促使商業銀行對理則-產品重新定位，回歸代客理財的本質，為客戶進行資金和財富管理活動。我國的利率市場化推進步驟還將按照集體推進的模式進行，通過合適的產品作為突破口來推進利率市場化。下面是我們建議利率市場化的三個主要步驟。（1）選擇合適的產品作為存款利率市場化突破口從成功的利率市場化國家經驗來看，選擇合適的產品作為存款利率市場化突破口是通常的做法，如美國和日本都是使用了可轉讓存單這一產品。因此，建議我國也可以用發行CD作為存款利率市場化的突破口。首先先在銀行間市場引入大額銀行間CD產品，隨著CD發行的一級市場和二級市場逐步建立起來，逐步擴大發行范圍到企業甚至普通消費者、降低最小發行單位、增多發行的期限，以實現存款利率市場化。（2）以存定貸，單邊下調貸款基準利率，放松貸款浮動下限在大部分存款利率依舊管制且存款利率下降的幅度低于貸款基準利率的情況下，商業銀行需要考慮如何定價才能保證盈利能力，從而達到進一步對貸款利率市場化的目的。隨著商業銀行對貸款定價管理逐步成熟，可以通過逐步擴大貸款利率下浮幅度直至取消幅度限制的方式；或者通過取消部分期限貸款基準利率，直至取消所有期限貸款基準利率的方式，實現貸款利率的市場化。（3）以貸定存，按照先長期限后短期限的順序放松存款利率管制目前，存款利率實行上限管理，如果我國進入利率下降周期，市場利率的下降會相應地拉低貸款利率，在這種情況下，如果人民銀行并不相應下調存款上限，對利潤的擠壓將促使商業銀行下調其存款利率，使其存款利率低于存款基準利率上限。當商業銀行公布的存款利率開始在人行存款基準利率上限之下時，可以先取消長期存款基準利率，再逐步取消短期存款基準利率，進而實現存款利率的市場化。6.2.3完善貨幣統計口徑逐步完善我國貨幣統計口徑，同時關注社會融資總規模，更好了解我國經濟運行情況。社會融資總規模和貨幣供應量分別是從資產和負債方進行統計，分別反映了我國實體經濟資金的供給和需求。隨著我國經濟金融快速發展，必須根據實際情況適時修改貨幣統計規則，全面反映金融市場變化。但目前我國經濟金融環境與發達國家相比仍有較大差距，市場化程度低、信息不對稱、政府對經濟的多種干預等都制約我國貨幣政策有一效傳導，人民幣貸款增加值和貨幣供應量增速已不能很好反映流動性需求。因此編制并完善社會融資總規模指標可以反應資金對于我國實體經濟支持力度，利于我國貨幣當局更好掌握我國經濟金融信息。6.2.4穩步推進貨幣市場改革穩步發展貨幣市場，增強利率在貨幣政策調控作用。與發達經濟體不同，我國通過公開市場操作業務來進行貨幣投放比例較低，當前我國貨幣投放主渠道為外匯占款，從而導致央行難以對利率進行有效調節。在利率市場化改革成功的美國，公開市場業務己經占相當大比重，美聯儲通過公開市場操作投放和}叫籠基礎貨幣，調節市場資金流動性，并引導貨幣市場利率走勢或保持市場利率基本穩定，同時優化收益率曲線，實現貨幣政策調控目標。而在我國山于強行結匯制，國債市場和票據市場發展不充分，以及人民幣升值預期等使得外匯占款不斷增大，央行運用數量型存款準備金工具進行“沖銷干預”政策，需要增強價格型如利率調控作用，彌補理財產品快速發展造成貨幣政策失效。參考文獻參考文獻[1]胡云祥.揭開銀行理財產品的面紗[J].資本市場,2006(08)[2]劉毓.銀行理財產品的功能演化及其監管[J].新金融,2008(09)[3]胡明東，宗懌斌.銀行理財產品創新對貨幣政策的影響[J].武漢金融,2009(04)[4]中國人民銀行南京分行金融研究人才庫課題組,汪晶晶.商業銀行理財產品創新對貨幣政策傳導機制的影響研究[J].金融縱橫,2013（03）[5]李波，伍戈.影子銀行的信用創造功能及其對貨幣政策的挑戰[J].金融研究,2011（12)[6]毛澤盛，萬亞.蘭中國影子銀行與銀行體系穩定性閾值效應研究，國際金融研究,2012(11)[7]王浮力，李建軍.中國影子銀行的規模、風險評估與監管對策,[N].中央財經大學學報,2013（5）：20-25[8]畢海霞.我國貨幣政策調控工具應從數量型向價格型調控[J].經濟縱橫,2015(01)[9]仝玉民，田志朋，于鵬艷.中美貨幣政策有效性:比較與借鑒[J].金融經濟,2008(14)[10]\t"00:8000/rewriter/2/http/vvv9bmjh9mds/KCMS/detail/_blank"王曼怡，\t"00:8000/rewriter/2/http/vvv9bmjh9mds/KCMS/detail/_blank"張譯文.金融深化改革加速進程中我國影子銀行的審視與管理[J].經濟學動態,2014（02）[11]張世強，張青超，眭悅.影子銀行規模估算與監管研究[J].國際商務（對外經濟貿易大學），2013（05）[12]封思賢，居維維，吳越.我國影子銀行的規模測算問題研究[J].西南金融,2014（09）[13]胡晗.影子銀行系統助推次貸危機研究[D].北京交通大學,2011(05)[14]易憲容.中國“影子銀行”的特征及風險[N].上海商報,2011(09)[15]孫建坤，范俊林.商業銀行理財產品對廣義貨幣供應量統計的影響[J].中國流通經濟,2012(04)[16]中國影子銀行規模約31萬億.未來向資本市場創新轉變[N].新京報,2015(02)[17]王森，周茜茜.影子銀行，信用創造與我國貨幣傳導機制[J].經濟問題,2015(02)[18]魏曉軍，武靖.有關金融理財產品的發展研究[J].現代經濟信息,201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