中國(guó)市場(chǎng)化利率影響因素建模研究

汪廷美

摘要：本文根據(jù)現(xiàn)有的利率，選取了可能影響利率的多個(gè)變量，運(yùn)用協(xié)整理論對(duì)利率進(jìn)行了建模分析。通過單位根檢驗(yàn)，得到了選取變量都是2階單整的結(jié)論，并據(jù)此建立協(xié)整及誤差修正模型。從長(zhǎng)期方程可以看出，影響市場(chǎng)化利率的因素主要有國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）、通貨膨脹率（CPI）、凈存儲(chǔ)余額、貨幣供應(yīng)量（M1）、匯率以及凈出口額。

關(guān)鍵詞：利率；影響因素；協(xié)整；誤差修正

貨幣政策已成為當(dāng)今世界各國(guó)當(dāng)局調(diào)控經(jīng)濟(jì)的重要手段之一。所以，對(duì)于貨幣政策的運(yùn)用一直備受各國(guó)當(dāng)局重視，學(xué)術(shù)界也從來未輕視對(duì)貨幣政策研究。2001年加入WTO之后，隨著經(jīng)濟(jì)體制改革不斷深入，我國(guó)的金融市場(chǎng)逐漸與世界接軌，利率市場(chǎng)化改革勢(shì)在必行。其中最重要的莫過于制定與中國(guó)國(guó)情相適應(yīng)的貨幣政策和規(guī)則，許多學(xué)者對(duì)此做了研究，如趙進(jìn)文，高輝的研究表明“泰勒規(guī)則”不能適用于中國(guó)國(guó)情。另外，本文通過對(duì)各種影響利率因素的篩選，研究利率形成機(jī)制，在綜合其他學(xué)者研究基礎(chǔ)上，運(yùn)用協(xié)整模型的相關(guān)理論，建立模型進(jìn)行實(shí)證分析。

一、利率市場(chǎng)化模型的指標(biāo)選取

根據(jù)現(xiàn)有的各種理論，本文選取了各種可能影響市場(chǎng)化利率的變量，最后選取了：國(guó)民生產(chǎn)總值、通貨膨脹率、凈存款余額、貨幣供應(yīng)量（M1和M2）、匯率以及凈出口總額?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，本文采用月度數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間從2000年1月到2014年5月，共12年間的161組數(shù)據(jù)，本文所用到的數(shù)據(jù)均取自于中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒，中國(guó)人民銀行官網(wǎng)，國(guó)家外匯管理局官網(wǎng)，國(guó)家海關(guān)總署官網(wǎng)。

1.國(guó)民生產(chǎn)總值

國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）是影響市場(chǎng)化利率重要的變量之一，經(jīng)典的凱恩斯理論表明國(guó)民生產(chǎn)總值與利率之間存在傳導(dǎo)關(guān)系。本文選取2001年到2014年的月度GDP數(shù)據(jù)，采用了當(dāng)月GDP發(fā)生值，即本月累計(jì)數(shù)減上月累計(jì)數(shù)。

2.通貨膨脹率代理變量

消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）和商品零售價(jià)格指數(shù)（RPI）都可以作為通貨膨脹的代理變量，而由于商品零售指數(shù)不包含第三產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，而消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)包含服務(wù)[1]。因此，本文選取消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）作為通貨膨脹的代理變量。

3.凈存款余額指標(biāo)

本文采用的凈存款余額是月度儲(chǔ)蓄存款減月度各項(xiàng)貸款總額所得數(shù)據(jù)，雖然儲(chǔ)蓄存款、貸款總額和凈存款余額都是影響市場(chǎng)化利率的變量，但是由于完全共線性，三者不能同時(shí)出現(xiàn)在方程中，因此，本文保留了凈存款余額這一變量。

4.貨幣供應(yīng)量指標(biāo)

貨幣供應(yīng)量作為央行監(jiān)控和調(diào)整金融市場(chǎng)的重要指標(biāo)，也是影響市場(chǎng)化利率的重要指標(biāo)。由于數(shù)據(jù)的可得性，最終本文選取了M1和M2作為貨幣供應(yīng)量的變量，并且分別進(jìn)行了分析。

5.匯率代理變量

自從2005年匯率市場(chǎng)改革以來，匯率對(duì)利率的影響逐漸顯現(xiàn)出來，逐步成為我國(guó)貨幣政策中要的工具變量。本文選取其中最優(yōu)代表性的指標(biāo)，人民幣對(duì)美元匯率作為市場(chǎng)化利率的代理變量。

6.凈出口額指標(biāo)

本文采用出口與進(jìn)口差額作為影響市場(chǎng)化利率的變量。出口額、進(jìn)口額和凈出口額都是影響市場(chǎng)化利率的變量，但由于完全共線性，三者不能同時(shí)出現(xiàn)在方程中，因此，本文保留了凈出口額這一變量。

由于國(guó)民生產(chǎn)總值和凈出口數(shù)據(jù)都為當(dāng)月的增加額，而實(shí)際增量有可能為負(fù)值，所以除國(guó)民生產(chǎn)總值和凈出口兩個(gè)變量外，其他變量的月度數(shù)據(jù)都進(jìn)行了對(duì)數(shù)變換。

7.利率市場(chǎng)化代理變量

利率在當(dāng)今金融市場(chǎng)上起著舉足輕重的作用，是整個(gè)利率體系的基礎(chǔ)，作為各國(guó)央行制定基準(zhǔn)利率的信號(hào)和參照。我國(guó)的國(guó)債市場(chǎng)規(guī)模比較小，國(guó)債利率不能完全引導(dǎo)市場(chǎng)利率。而同業(yè)拆借市場(chǎng)自1984年建立起，發(fā)展迅速。故同業(yè)拆借利率可以作為金融市場(chǎng)中利率的代理變量。本文選取2000年到2014年間的7天同業(yè)拆借利率的月度數(shù)據(jù)作為市場(chǎng)化利率。

二、利率市場(chǎng)化模型的建立與實(shí)證研究

本文綜合考慮影響利率變動(dòng)的各種因素，利用協(xié)整理論建立市場(chǎng)化利率模型。

1.平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行分析時(shí)，傳統(tǒng)上要求數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，即沒有隨機(jī)趨勢(shì)或確定性趨勢(shì)，如果用非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量進(jìn)行回歸，會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”現(xiàn)象。但是，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的時(shí)間序列往往是非平穩(wěn)的，在進(jìn)行建模之前需對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。因此，本文采用ADF方法。

本文對(duì)各變量進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)合對(duì)時(shí)序圖的觀察，選擇最佳滯后期和檢驗(yàn)形式，具體結(jié)果見表1。

表1各時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)

注： 檢驗(yàn)類型（ C， T， K） 分別表示單位根檢驗(yàn)方程中包含的常數(shù)項(xiàng)、趨勢(shì)項(xiàng)和滯后階數(shù)。

由于GDP和netexport兩組數(shù)據(jù)中有負(fù)值，故未進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，通過表1不難看出，在進(jìn)行差分變換之前，只有進(jìn)出口額數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，其他數(shù)據(jù)在1%顯著性水平下都是非平穩(wěn)的，經(jīng)過ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)M1和M2兩組數(shù)據(jù)在1%顯著性水平是二階平穩(wěn)，其他的數(shù)據(jù)在1%顯著性水平下都是一階平穩(wěn)序列。因此，通過檢驗(yàn)可以判斷各個(gè)變量均為一階單整I（1）。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

由平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，各變量均是一階單整序列，即一階差分序列平穩(wěn)，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提。因此可以通過協(xié)整檢驗(yàn)來驗(yàn)證各變量之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。由于協(xié)整對(duì)滯后期的選擇比較敏感，故先采用AIC或SC最小原則確定最佳滯后期。在滯后期數(shù)確定滯后，再對(duì)協(xié)整中是否具有常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)進(jìn)行驗(yàn)證，然后對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，根據(jù)數(shù)據(jù)的特征，即使協(xié)整存在，可能包含常數(shù)項(xiàng)和時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)，否則會(huì)造成虛假協(xié)整，這一點(diǎn)得到了學(xué)者的證實(shí)（鐘志威、雷欽禮，2008），因此，本文選取JJ檢驗(yàn)中Eviews提供的第4種形式，這也是實(shí)證中最為常見的情形。最終得到的結(jié)果如表2。

表2協(xié)整檢驗(yàn)

ace test indicates 3 cointegrating eqn（s） at the 0.05 level

在5%的顯著性水平上，我們可以判定各時(shí)間序列存在協(xié)整關(guān)系。這表明這些變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。

3.市場(chǎng)化利率的VAR模型

由于市場(chǎng)化利率和某些影響市場(chǎng)化利率因素之間的關(guān)系是相互影響的，比如，利率與凈儲(chǔ)蓄余額，利率與貨幣供應(yīng)量。因此，采用不必加以區(qū)分外生變量和內(nèi)生變量的VAR模型來建模，更加有利于分析各個(gè)變量之間的長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)影響而避免變量缺省的問題。取1到1階滯后階數(shù)，得到的協(xié)整方程，其中：方括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量值，圓括號(hào)為標(biāo)準(zhǔn)差。

LSHIBOR = 0.695*LSHIBOR（-1） + 0.043*LGDP + 3.742*LCPI + 0.948*LNETDEPOSIT + 0.937*LM1

[7.838][1.054][3.038][2.756][1.227]

（0.088）（0.041）（1.231）（0.344）（0.763）

- 0.541*LM2 - 2.199*LEXCHANGE - 0.029*LNETEXPORT - 0.019*@TREND - 26.606

[-0.371][-2.314][0.983][-1.656][-2.077]

（1.460）（0.950）（0.029）（0.011）（12.807）

從方程看到，變量中netexport對(duì)市場(chǎng)化利率的影響不顯著，這是因?yàn)槲磳?duì)netexport進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，常數(shù)項(xiàng)數(shù)值較大也是為此。另外，M1與M2存在相關(guān)性，通過標(biāo)準(zhǔn)差和t統(tǒng)計(jì)量值也可看出，應(yīng)舍掉一個(gè)，最終保留M2。滯后取1到2階，最終選取的協(xié)整方程為：

LSHIBOR = 0.708*LSHIBOR（-1） + 0.0465*LGDP + 3.824*LCPI + 0.893*LNETDEPOSIT + 0.703*LM1

[8.646][1.146][3.170][0.308][1.640]

（0.081）（0.040）（1.206）（2.893）（0.429）

- 2.027*LEXCHANGE - 0.0246*LNETEXPORT - 0.0232*@TREND - 30.596

[-2.454][-2.915][-3.602][-4.420]

（0.826）（0.026）（0.006）（6.921）

從方程可知，從長(zhǎng)期分析，通貨膨脹率上升1%，市場(chǎng)化利率上升3.8%，這與現(xiàn)實(shí)邏輯是相符和的，實(shí)際利率是名義利率與通脹率之差，當(dāng)通脹率上升時(shí)，只有名義利率上升才能保證實(shí)際利率為正值。當(dāng)GDP增長(zhǎng)1%時(shí)，市場(chǎng)化利率上升0.04%。

4.市場(chǎng)化利率的誤差修正模型

誤差修正模型是一個(gè)有約束的VAR模型，它適用于已知有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列。本文通過對(duì)上述建立的市場(chǎng)化利率長(zhǎng)期均衡方程的分析，建立誤差修正模型。由于協(xié)整關(guān)系存在，所以可以建立誤差修正模型，模型如下：

D（LSHIBOR） = - 0.022*ecm + 0.124*D（LSHIBOR（-1）） + 0.069*D（LGDP（-1）） + 6.178*D（LCPI（-1））

（0.077）（0.166）（0.058）（4.639）

[-0.297][0.744][1.181][1.331]

+ 2.285*D（LM1（-1）） - 0.555*D（LNETDEPOSIT（-1）） - 0.076*D（LNETEXPORT（-1））

（1.314）（0.679）（0.073）

[1.738][-0.816][-1.050]

+ 8.160*D（LEXCHANGE（-1）） - 0.028

（10.713）（0.045）

[0.761][-0.619]

其中，誤差修正模型方程為：

ECM = LSHIBOR（-1） - 1.101*LGDP（-1） - 26.489*LCPI（-1） + 4.046*LM1（-1） - 4.86*LNETDEPOSIT（-1）

（0.154）（3.175）（1.794）（1.004）

[-7.125][-8.342][2.254][-4.841]

+ 0.228*LNETEXPORT（-1） + 15.180*LEXCHANGE（-1） + 0.046*@TREND（00M01） + 104.976

（0.139）（2.903）（0.027）

[1.639][5.229][1.665]

由于樣本容量的限制，滯后期只取1到1期，R-squated為0.23，如果去之后2期則可達(dá)到0.68。但是，AIC為-0.176，同時(shí)SC為0.203，總體還是比較理想的。從誤差修正方程可以看出，短期出現(xiàn)波動(dòng)時(shí)，利率受通貨膨脹率的影響最大，負(fù)向作用達(dá)到26.48%，其次是匯率，正向影響為15.18%，然后，貨幣發(fā)行量（M1）和凈儲(chǔ)蓄余額影響分別為正向4%和負(fù)向4.86%，國(guó)民生產(chǎn)總值在短期對(duì)利率的影響較小，為負(fù)向1%，而凈出口影響在1%以下，僅為0.23%。

三、結(jié)論及意義

經(jīng)過上述的建模和實(shí)證分析，我們可以得到一下啟示：無論在長(zhǎng)期還是短期，國(guó)民生產(chǎn)總值（GDP）、通貨膨脹率（CPI）、凈儲(chǔ)蓄余額、貨幣供應(yīng)量（M1）、匯率、凈出口額都是影響市場(chǎng)化利率的重要因素。因此，我們可以通過對(duì)這些變量的預(yù)測(cè)來預(yù)測(cè)市場(chǎng)化利率，從而央行就可以及時(shí)調(diào)整利率體系，進(jìn)一步引導(dǎo)消費(fèi)、投資。而隨著利率市場(chǎng)化改革的深入，利率作為調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的重要中介指標(biāo)，發(fā)揮著舉足輕重的作用，而如何準(zhǔn)確的調(diào)整利率使之恰到好處的調(diào)控經(jīng)濟(jì)，這需要準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)和調(diào)整影響利率的各個(gè)因素，因此，對(duì)市場(chǎng)化利率的準(zhǔn)確建模就顯得有位重要，這也是本文寫作的意義所在。（作者單位：重慶師范大學(xué)涉外商貿(mào)學(xué)院）

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