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    我國(guó)銀行間同業(yè)拆借利率的影響因素分析
    ——基于VEC模型的實(shí)證研究

    2018-11-06 03:01:30趙燕梅
    關(guān)鍵詞:單位根股票價(jià)格變動(dòng)

    趙燕梅

    (1.長(zhǎng)春金融高等??茖W(xué)校 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,吉林 長(zhǎng)春 130028;2.吉林省金融安全研究中心,吉林 長(zhǎng)春 130028;3.大學(xué)生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)研究中心,吉林 長(zhǎng)春 130028)

    一、引言

    利率作為國(guó)家實(shí)施貨幣政策的重要工具已成為聯(lián)系金融領(lǐng)域和實(shí)物領(lǐng)域的關(guān)鍵紐帶,同時(shí),隨著我國(guó)利率市場(chǎng)化的進(jìn)程不斷加快,“利率渠道將成為我國(guó)貨幣政策傳導(dǎo)的一條重要途徑”。[1]因此,研究利率的變化及其影響因素有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。在實(shí)際利率影響因素的選取上,根據(jù)中國(guó)的實(shí)際情況和數(shù)據(jù)的可得性,本文選取了8個(gè)可能影響利率的主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量:政府支出、匯率、貨幣供應(yīng)量M2、固定資產(chǎn)投資、通貨膨脹率、股票價(jià)格指數(shù)、美元聯(lián)邦基金利率和金融機(jī)構(gòu)存貸比進(jìn)行分析研究。將數(shù)據(jù)進(jìn)行處理之后,剔除美元聯(lián)邦基金利率和金融機(jī)構(gòu)存貸比兩個(gè)變量,以剩余的6個(gè)變量作為主要考察因素,并選取其中的政府支出作為核心變量,其余5個(gè)變量則作為控制變量,進(jìn)行實(shí)證分析,探究上述變量對(duì)利率的影響。鑒于我國(guó)基準(zhǔn)利率體系中的存貸款基準(zhǔn)利率月度變化不甚明顯,而同業(yè)拆借利率則是在貨幣市場(chǎng)發(fā)展的過(guò)程中自發(fā)形成的,能最直觀地反映貨幣市場(chǎng)資金的供求狀況,因此,在我國(guó)利率的相關(guān)研究中通常以上海銀行間同業(yè)拆借利率(Shibor)作為利率的代表性指標(biāo)。Shibor作為一種貨幣指標(biāo),能夠較好地反映央行貨幣政策的實(shí)施效果,對(duì)我國(guó)的短期利率和長(zhǎng)期利率都有影響,在很大程度上能夠反映出一個(gè)國(guó)家的經(jīng)濟(jì)形勢(shì),[2]在推動(dòng)我國(guó)利率市場(chǎng)化進(jìn)程、完善貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制方面發(fā)揮了重要作用。故本文以Shibor作為利率代表變量,研究影響利率的主要因素,為積極推進(jìn)我國(guó)的利率市場(chǎng)化改革提供更多的理論支撐。

    二、理論基礎(chǔ)

    自政治經(jīng)濟(jì)學(xué)產(chǎn)生以來(lái),就一直在探討利率決定理論相關(guān)問(wèn)題,到18世紀(jì)末期形成了自成體系的早期利率決定理論。馬歇爾作為古典經(jīng)濟(jì)學(xué)的代表人物,以實(shí)物資本的供求影響因素為考察角度,最先將利率、儲(chǔ)蓄和投資三者相結(jié)合,運(yùn)用均衡分析方法,得出了利率的決定源自于儲(chǔ)蓄和投資的均衡的結(jié)論,但是,對(duì)于貨幣因素的忽視也是古典利率決定理論的最大缺陷。因此,凱恩斯在批判古典利率決定理論的基礎(chǔ)上加入了對(duì)貨幣數(shù)量和流動(dòng)性偏好的考察,指出其在利率決定中的重要作用,但是凱恩斯的利率決定理論過(guò)分強(qiáng)調(diào)了貨幣因素,同樣成為該理論的不足之處。新古典利率理論的代表人物羅伯森(Robertson,1937)和俄林(Ohlin,1937)則在將貨幣因素引入古典利率決定論的同時(shí)提出了可貸資金利率理論,對(duì)傳統(tǒng)的利率決定理論進(jìn)行了拓展和延伸。該理論承認(rèn)了貨幣的非中性,強(qiáng)調(diào)了可貸資金在利率決定中的重要作用,但是對(duì)可貸資金均衡的考慮還缺乏商品市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)同時(shí)達(dá)到均衡的分析。于是,??怂梗℉icks,1937)和漢森((Hansen,1949)在結(jié)合凱恩斯的理論和新古典理論的基礎(chǔ)上分析了國(guó)民收入這一重要影響因素,建立了著名的IS-LM模型。根據(jù)該模型,利率由儲(chǔ)蓄供給、投資需求、貨幣供給和貨幣需求四個(gè)因素相互作用確定,同時(shí)利率和國(guó)民收入之間相互決定,此時(shí)商品市場(chǎng)和貨幣市場(chǎng)同時(shí)達(dá)到了均衡狀態(tài)。[3]IS-LM模型理論的建立完成了利率決定理論從局部均衡向一般均衡的飛躍,發(fā)展成為至今仍在西方經(jīng)濟(jì)學(xué)中占主導(dǎo)地位的利率決定理論。本文中關(guān)于利率決定和影響因素的考察也是基于該理論模型。

    (一)政府購(gòu)買、貨幣供應(yīng)量M2、固定資產(chǎn)投資與利率之間的相關(guān)關(guān)系

    根據(jù)凱恩斯的宏觀經(jīng)濟(jì)理論,結(jié)合IS-LM模型分析框架發(fā)現(xiàn),政府實(shí)施擴(kuò)張性財(cái)政政策,政府購(gòu)買增加,在LM曲線保持不變的前提下IS曲線向右平移,利率上升。[4]如圖1所示,IS曲線右移至IS′,利率由原來(lái)的r0上升至r1。同理,在同樣的價(jià)格水平下,增加固定資產(chǎn)投資意味著國(guó)民收入的增加,

    曲線同樣會(huì)右移,導(dǎo)致利率上升。對(duì)于貨幣供應(yīng)量M2,在價(jià)格水平不變的前提下,M2增加,LM曲線向右平移至LM′,利率水平則由r0降至r2。

    圖1 IS-LM模型分析

    (二)匯率與利率之間的相關(guān)關(guān)系

    在開放的經(jīng)濟(jì)體中,國(guó)際資本的流動(dòng)會(huì)引起匯率的變動(dòng),而匯率變動(dòng)自然引起本幣的供給量發(fā)生變化。在直接標(biāo)價(jià)法下,匯率上升引起本幣貶值,人們對(duì)本幣的貨幣需求下降,對(duì)持有外幣的需求上升。在保持本國(guó)貨幣供給量不變的前提下,本國(guó)利率水平會(huì)下降。改革開放以來(lái),我國(guó)社會(huì)主義市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展和完善,日益擴(kuò)大對(duì)外開放程度,不斷提升國(guó)際化水平,匯率變動(dòng)也成為影響我國(guó)利率水平的重要因素。本文的實(shí)證研究中所用匯率均選取美元對(duì)人民幣的匯率作為代表性變量來(lái)分析其對(duì)我國(guó)利率水平變動(dòng)的影響。

    (三)股票價(jià)格指數(shù)與利率之間的相關(guān)關(guān)系

    通常情況下,在封閉經(jīng)濟(jì)中,貨幣市場(chǎng)與資本市場(chǎng)價(jià)格之間存在以下關(guān)系:國(guó)民經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期,股票價(jià)格會(huì)上升,資金就會(huì)由貨幣市場(chǎng)流入資本市場(chǎng),貨幣市場(chǎng)上表現(xiàn)為利率下降,資本市場(chǎng)上表現(xiàn)為利率上升。隨著貨幣投機(jī)需求的下降,資金又回流到貨幣市場(chǎng),最終股票價(jià)格回落;反之,國(guó)民經(jīng)濟(jì)蕭條時(shí)期,隨著貨幣投機(jī)需求的上升,資金從貨幣市場(chǎng)流入資本市場(chǎng),最終引起股票價(jià)格回升。[5]由此可見,股票價(jià)格指數(shù)與同業(yè)拆借利率水平之間也存在聯(lián)動(dòng)相關(guān)關(guān)系。

    (四)通貨膨脹率與利率之間的相關(guān)關(guān)系

    對(duì)于通貨膨脹率的考察一般選用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI。CPI指數(shù)越高,意味著通貨膨脹率越高,資金出借人獲得的利息實(shí)際價(jià)值就越低,出借成本越高,理性資金出借者就會(huì)提高名義利率來(lái)彌補(bǔ)通貨膨脹造成的損失。根據(jù)費(fèi)雪效應(yīng),實(shí)際利率等于名義利率與通貨膨脹率之差。因此,當(dāng)通貨膨脹率上升時(shí),為了維持實(shí)際利率不變,相應(yīng)的名義利率就會(huì)上升。

    三、實(shí)證分析

    (一)變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

    1.數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

    本文選取的原始數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)、人民銀行網(wǎng)站、CEIC經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和WIND數(shù)據(jù)庫(kù),時(shí)間跨度為2006年10月至2017年8月,選取的變量主要包括上海銀行間同業(yè)拆借利率、政府支出、匯率、貨幣供給量(M2)、固定資產(chǎn)投資額、其他利率(美元利率)、股票價(jià)格指數(shù)(A股上證綜合指數(shù))、通貨膨脹率和金融機(jī)構(gòu)存貸比,各變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源如表1所示:

    表1 變量說(shuō)明與數(shù)據(jù)來(lái)源

    2.數(shù)據(jù)處理及分析

    首先對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理,為了消除可能存在的異方差,采用原始數(shù)據(jù)對(duì)數(shù)形式進(jìn)行分析,在此基礎(chǔ)上對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整(Census12)。各序列分布趨勢(shì)圖如圖2所示:

    圖2 序列分布趨勢(shì)對(duì)比圖

    通過(guò)以上圖形我們可以看到政府支出(LNX1)與投資(LNX4)具有嚴(yán)重的季節(jié)干擾。其他變量受到季節(jié)因素的影響微乎其微。故在下文的分析中選用這兩個(gè)變量經(jīng)季節(jié)調(diào)整過(guò)后的序列,其他變量仍是取對(duì)數(shù)后的未經(jīng)季節(jié)調(diào)整的序列。另外,由于利率和其他利率這兩個(gè)變量取對(duì)數(shù)后存在小于等于0的情況,故無(wú)法進(jìn)行季節(jié)調(diào)整,因此未列出其趨勢(shì)圖。

    (二)單位根檢驗(yàn)

    由于時(shí)間序列數(shù)據(jù)要求變量具有平穩(wěn)性,因此,我們首先要對(duì)所研究問(wèn)題的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn),以檢驗(yàn)其平穩(wěn)性。下面本文利用ADF檢驗(yàn)方法分別對(duì)選取的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),具體結(jié)果見表2。

    表2 NADF檢驗(yàn)結(jié)果

    從表2結(jié)果看出,在1%的置信水平下,所有變量都無(wú)法拒絕存在單位根的原假設(shè),所以變量的時(shí)間序列都不平穩(wěn),但他們的一階差分后的序列是平穩(wěn)的。所以在同階單整的情況下,可能存在協(xié)整關(guān)系。

    (三)格蘭杰因果檢驗(yàn)

    通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)可以識(shí)別模型當(dāng)中的有效變量,而格蘭杰因果檢驗(yàn)要求變量平穩(wěn),上文中ADF檢驗(yàn)中得出所有變量的一階差分平穩(wěn)即為一階單整序列,故可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn),最終確定了以下變量為有效變量。(見表3)

    表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

    (四)協(xié)整檢驗(yàn)

    基于上述分析,我們對(duì)有效經(jīng)濟(jì)變量做Johanson協(xié)整檢驗(yàn)以驗(yàn)證各變量之間的協(xié)整關(guān)系。首先需要確定正確的滯后階數(shù),一方面,為了提高模型的精確度需要盡可能多地增加變量的滯后階數(shù),提升模型的擬合優(yōu)度;另一方面,滯后階數(shù)的增加也會(huì)導(dǎo)致待估參數(shù)增加,模型自由度會(huì)相應(yīng)降低,從而減少可用樣本的信息。[6]對(duì)于模型中滯后階數(shù)P的設(shè)定通常參考AIC和SC兩種準(zhǔn)則,最優(yōu)階數(shù)的確定取決于兩者之間的最小值。在本模型中,當(dāng)滯后階數(shù)為1時(shí)(見表4),模型的估計(jì)效果最優(yōu)。

    表4 滯后階數(shù)的確定

    如表4所示,給出了待估模型的LR、FPE、AIC、SC以及HQ指標(biāo)值,并且用*給出各個(gè)準(zhǔn)則所選出的滯后階數(shù),發(fā)現(xiàn)合理的模型滯后階數(shù)為一階。確定滯后階數(shù)后,本文使用Eviews中的Johanson協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)LNY,LNX1_SA,LNX2,LNX3,LNX4_SA,LNX8,LNX9是否存在協(xié)整關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示:

    表5 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

    由上表可知,沒(méi)有協(xié)整方程的原假設(shè)對(duì)應(yīng)的最大特征值為61.83269,大于5%顯著性水平下的臨界值52.36261,故拒絕原假設(shè)。這表明,在5%顯著性水平下存在一個(gè)協(xié)整方程,各變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。由此可得到一個(gè)最大特征值對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)化后的協(xié)整方程。對(duì)該方程的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)(見表6)??梢娫?.01的置信水平下,殘差的單位根檢驗(yàn)拒絕原假設(shè),因此殘差序列為平穩(wěn)序列。

    表6 殘差單位根檢驗(yàn)

    同樣可以利用AR根對(duì)估計(jì)出的模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。利用AR根進(jìn)行檢驗(yàn)并觀察所估計(jì)模型的根模的倒數(shù)是否均位于單位圓內(nèi)。從單位根圖示(圖3)可直觀地看出,模型中所有的單位根都落于單位根圓內(nèi),因此所設(shè)定的模型是穩(wěn)定的,表明選取的變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系,可做進(jìn)一步分析。

    (五)向量誤差修正模型

    圖3 單位根檢驗(yàn)圖示

    誤差修正模型的理論過(guò)程是:若變量之間通過(guò)了協(xié)整檢驗(yàn),說(shuō)明它們之間存在一個(gè)長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系,但該長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系是在短期動(dòng)態(tài)過(guò)程的不斷波動(dòng)下得以持續(xù),而上述情況的出現(xiàn)源自于宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)在差分前不具有平穩(wěn)性。因此需要找到某種科學(xué)合理的方法(例如線性組合)能夠把該協(xié)整過(guò)程和在長(zhǎng)期中達(dá)到穩(wěn)定均衡狀態(tài)之間聯(lián)系起來(lái)。此時(shí)的協(xié)整包含一種隱含的意義:即使這些變量的原始數(shù)據(jù)在差分后才滿足平穩(wěn)性,并且由長(zhǎng)期分量控制,但是他們的線性組合卻可以平穩(wěn),即所研究變量中的長(zhǎng)期分量力量之間相互抵消了,最后得到一個(gè)平穩(wěn)的序列。出現(xiàn)這樣的結(jié)果是因?yàn)橛幸粋€(gè)調(diào)節(jié)機(jī)制(誤差修正機(jī)制)發(fā)生了作用,一定程度上控制了長(zhǎng)期關(guān)系誤差的可能性。因此,只要存在協(xié)整關(guān)系,就會(huì)存在誤差修正機(jī)制,來(lái)反映一個(gè)短期修正。

    1.VEC模型估計(jì)結(jié)果表達(dá)式

    VEC模型的估計(jì)結(jié)果由表7可以得到為:

    DLNY=-0.011071ECMt-1-0.202407DLNYt-1+0.028998D(LNX1_SA)t-1

    -0.737864DLNX2t-1-1.825273DLNX3t-1+0.005375DLNX4_SAt-1

    -0.271557DLNX8t-1+1.520230DLNX9t-1-0.013919

    2.VEC模型估計(jì)結(jié)果分析

    從模型檢驗(yàn)結(jié)果中可以看到,模型的整體效果比較好,AIC和SC的值都比較小。在模型中,各差分項(xiàng)反映了變量短期波動(dòng)的影響。被解釋變量的波動(dòng)可以分為兩部分,一部分為短期波動(dòng),一部分為長(zhǎng)期均衡。具體分析如下:

    (1)短期內(nèi),政府支出(X1)與利率呈現(xiàn)正向變動(dòng)關(guān)系。政府支出變動(dòng)1%,則利率變動(dòng)約為0.029%。依據(jù)??怂沟挠^點(diǎn),擴(kuò)張性的財(cái)政政策能夠增加社會(huì)總需求,居民收入和投資水平上升,從而增加對(duì)于貨幣需求量,在貨幣供給既定的情況下,只有利率上升才能使得貨幣供求平衡。因此,該估計(jì)符合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)規(guī)律。

    (2)短期內(nèi),匯率(X2)與利率呈現(xiàn)反向變動(dòng)關(guān)系。匯率變動(dòng)1%,利率變動(dòng)約為0.738%。通常匯率上升,本幣貶值,出口增加,資本外流,導(dǎo)致貨幣市場(chǎng)資金供給減少,從而引起利率下降,故方程估計(jì)與實(shí)際相符。

    (3)短期內(nèi),貨幣供給量(X3)與利率同樣呈現(xiàn)反向變動(dòng)關(guān)系。貨幣供給量變動(dòng)1%,則利率變動(dòng)1.825%。在凱恩斯宏觀經(jīng)濟(jì)理論和IS-LM模型理論中,當(dāng)收入既定時(shí),貨幣供應(yīng)量與利率之間反響變動(dòng),方程估計(jì)符合經(jīng)濟(jì)規(guī)律。

    (4)短期內(nèi),固定資產(chǎn)投資(X4)與利率呈現(xiàn)正向變動(dòng)關(guān)系。固定資產(chǎn)投資變動(dòng)1%,則利率變動(dòng)約為0.005%。這與投資的增加帶來(lái)國(guó)民收入上升,促使貨幣需求中的交易需求和投機(jī)需求增加有直接關(guān)聯(lián)。在貨幣供給不變的情況下,固定資產(chǎn)增加,利率相應(yīng)上升。

    (5)短期內(nèi),股票價(jià)格指數(shù)(X8)與利率呈現(xiàn)反向變動(dòng)關(guān)系,當(dāng)股票價(jià)格指數(shù)變動(dòng)1%時(shí),會(huì)引起利率反向變動(dòng)0.272%。一般認(rèn)為,當(dāng)股票價(jià)格指數(shù)上漲時(shí),資金由貨幣市場(chǎng)流向資本市場(chǎng),導(dǎo)致貨幣市場(chǎng)利率下降;反之,利率則會(huì)上升。因此,方程估計(jì)與實(shí)際經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象相符。

    (6)短期內(nèi),通貨膨脹率(X9)與利率呈現(xiàn)正向變動(dòng)關(guān)系。通貨膨脹率變動(dòng)1%,利率將會(huì)變動(dòng)1.520%。根據(jù)費(fèi)雪方程可知,為了保持實(shí)際利率的穩(wěn)定性,當(dāng)通貨膨脹率上升時(shí),名義利率也會(huì)隨之上升。該估計(jì)也符合經(jīng)濟(jì)規(guī)律。

    (7)ECM項(xiàng)的系數(shù)反映了對(duì)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整程度,-0.011071說(shuō)明雖然調(diào)整力度較小,但是起到了反向修正的作用。

    表7 VEC模型估計(jì)結(jié)果

    (六)脈沖響應(yīng)分析

    對(duì)協(xié)整方程當(dāng)中的所有變量做脈沖響應(yīng)分析可得到圖4,由圖4分析得出以下結(jié)論:

    (1)利率(Y)對(duì)自身的沖擊反應(yīng)很強(qiáng)烈,持續(xù)時(shí)間較長(zhǎng),這種反映程度會(huì)隨著時(shí)間推移逐漸降低,最終達(dá)到一個(gè)穩(wěn)定狀態(tài)。

    (2)政府支出(X1)正向沖擊導(dǎo)致利率在短期內(nèi)(5個(gè)月內(nèi))小幅上升,之后下降并趨于穩(wěn)定。可以看出在10個(gè)月的沖擊下,政府支出對(duì)利率一直是正向的沖擊作用。

    (3)匯率(X2)的反向沖擊使得利率在前3個(gè)月內(nèi)表現(xiàn)出下降趨勢(shì),之后從第4個(gè)月內(nèi)開始反轉(zhuǎn)上升,表現(xiàn)出上升趨勢(shì),逐步趨于穩(wěn)定。

    (4)貨幣供應(yīng)量(X3)的反向沖擊使得利率在第1和第2個(gè)月內(nèi)反應(yīng)明顯,在第2個(gè)月內(nèi)達(dá)到最大的負(fù)效應(yīng),之后逐漸回轉(zhuǎn),但是響應(yīng)程度變?nèi)酰饾u趨于穩(wěn)定狀態(tài)。而且這種沖擊效應(yīng)一直對(duì)利率產(chǎn)生負(fù)向影響。

    (5)投資(X4)的正向沖擊使得利率在第2個(gè)月內(nèi)出現(xiàn)較大的正效應(yīng),之后又出現(xiàn)下降趨勢(shì),隨之又表現(xiàn)出上升趨勢(shì),呈現(xiàn)出一定的波動(dòng)趨勢(shì)。

    (6)股票價(jià)格指數(shù)(X8)的反向沖擊使得利率在第2個(gè)月達(dá)到負(fù)向最大后,逐漸收斂。

    (7)通貨膨脹率(X9)的正向沖擊使得利率在前3個(gè)月呈現(xiàn)上升趨勢(shì),之后逐漸下降,趨于平穩(wěn)。

    圖4 脈沖響應(yīng)圖示

    (七)方差分解

    脈沖響應(yīng)函數(shù)是對(duì)模型中某個(gè)特定的內(nèi)生變量受到?jīng)_擊后對(duì)其他內(nèi)生變量造成的影響的描述,而要準(zhǔn)確分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度同時(shí)對(duì)不同的結(jié)構(gòu)沖擊的重要性做出評(píng)價(jià)就需要建立預(yù)測(cè)方差分解模型。本文對(duì)模型的方差分解結(jié)果見表8:

    表8 方差分解表

    (1)在對(duì)利率(Y)的方差分解中,我們可以看到,利率對(duì)自己第1期預(yù)測(cè)均方差的貢獻(xiàn)率為100%,隨后貢獻(xiàn)率逐漸下降,在預(yù)測(cè)期達(dá)到10個(gè)月后,貢獻(xiàn)率穩(wěn)定在90%左右。

    (2)在對(duì)政府支出(X1)的方差分解中,可以看到政府支出對(duì)利率的波動(dòng)的貢獻(xiàn)率第1期為0,隨著時(shí)間的推移,該貢獻(xiàn)率呈現(xiàn)波動(dòng)上升的趨勢(shì),從第18期始,穩(wěn)定在5.9%左右。

    (3)在對(duì)匯率(X2)的方差分解中,可以看到匯率對(duì)利率的波動(dòng)的貢獻(xiàn)率從第2期開始逐漸上升,隨著時(shí)間的推移,該貢獻(xiàn)率在15期開始,保持在4.5%左右。

    (4)在對(duì)貨幣供給量的方差分解中,可以看到貨幣供給量對(duì)利率的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率從第2期開始,逐漸上升,在第15期后,基本穩(wěn)定在1.7%左右。

    (5)在對(duì)投資的方差分解中,投資對(duì)利率的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率從第2期開始,呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢(shì),并在第10期開始,維持在0.02%左右。

    (6)在對(duì)股票價(jià)格指數(shù)的方差分解中,發(fā)現(xiàn)股票價(jià)格指數(shù)對(duì)利率的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率從第2期開始,呈現(xiàn)下降的變動(dòng)趨勢(shì),并逐漸保持在0.1%左右。

    (7)在對(duì)通貨膨脹率的方差分解中,通貨膨脹率對(duì)利率的預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)率從第2期開始,呈現(xiàn)上升的波動(dòng)影響,從第15期開始,逐漸保持在2%左右。

    四、主要結(jié)論

    本文通過(guò)對(duì)影響我國(guó)利率(上海銀行間同業(yè)拆借利率)因素的分析,選取了可能影響利率的8個(gè)主要宏觀經(jīng)濟(jì)變量:政府支出、匯率、貨幣供給量(M2)、固定資產(chǎn)投資、股票價(jià)格指數(shù)、通貨膨脹率、其他利率(美國(guó)利率)和金融機(jī)構(gòu)存貸比等。從單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出,在選取的樣本期內(nèi)(2006年10月至2017年8月),這些變量是非平穩(wěn)的,但一階差分均是平穩(wěn)的,是同階單整的I(1)。

    通過(guò)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn),對(duì)我國(guó)利率產(chǎn)生主要影響的宏觀經(jīng)濟(jì)變量分別為政府支出、匯率、貨幣供給量(M2)、固定資產(chǎn)投資、股票價(jià)格指數(shù)和通貨膨脹率。因此,模型中剔除了其他利率(美國(guó)利率)和金融機(jī)構(gòu)存貸比這兩個(gè)變量。通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)各變量之間有協(xié)整關(guān)系,存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系。所以構(gòu)建向量誤差修正模型(VECM)來(lái)對(duì)短期關(guān)系進(jìn)行修正。

    從構(gòu)建的VEC模型中,可發(fā)現(xiàn)政府支出、投資、通貨膨脹率的變動(dòng)對(duì)利率的變動(dòng)有正向影響。政府支出、通貨膨脹率和固定資產(chǎn)投資變動(dòng)均引起利率的正向變動(dòng),而匯率、貨幣供給量和股票價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)對(duì)利率產(chǎn)生反向影響。誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為-0.011071,反映了對(duì)短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡的調(diào)整程度力度比較小,但是起到了反向修正的作用。本文主要考察政府支出變動(dòng)對(duì)利率變動(dòng)的影響,所以通過(guò)篩選加入其它5個(gè)控制變量,得出政府支出變動(dòng)對(duì)利率變動(dòng)存在正向影響關(guān)系,但是影響系數(shù)(0.028998%)較小的結(jié)論。

    通過(guò)脈沖響應(yīng)分析,發(fā)現(xiàn)利率受到政府支出影響在前5期內(nèi)較為明顯。匯率和通貨膨脹率對(duì)利率的影響在前3期內(nèi)較為明顯,貨幣供給量、固定資產(chǎn)投資和股票價(jià)格指數(shù)對(duì)利率的影響則均在前2期內(nèi)較明顯。在隨后的方差分解中發(fā)現(xiàn),政府支出、貨幣供給量、匯率、固定資產(chǎn)投資、股票價(jià)格指數(shù)和通貨膨脹率對(duì)利率的沖擊在中短期內(nèi)都呈現(xiàn)出較大的波動(dòng),但長(zhǎng)期趨勢(shì)都是趨于穩(wěn)定的。

    總之,經(jīng)濟(jì)運(yùn)行機(jī)制很復(fù)雜,影響利率的因素多種多樣,本文根據(jù)研究需要考察了主要經(jīng)濟(jì)變量對(duì)我國(guó)利率的影響,其中政府支出對(duì)利率的變動(dòng)影響最為明顯且持續(xù)時(shí)間最久。這也提醒我們,在積極推進(jìn)我國(guó)利率市場(chǎng)化的改革的進(jìn)程中要充分重視政府支出產(chǎn)生的沖擊作用。在經(jīng)濟(jì)新常態(tài)背景下,應(yīng)充分重視利率尤其是貨幣市場(chǎng)短期利率在貨幣政策制定和對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)影響方面的作用,不斷完善利率傳導(dǎo)機(jī)制,實(shí)現(xiàn)從政策利率向市場(chǎng)利率的有效傳導(dǎo)。

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