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    中國(guó)市場(chǎng)化利率影響因素建模研究

    2015-05-30 08:15:27汪廷美
    2015年17期
    關(guān)鍵詞:協(xié)整利率影響因素

    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)

    參考文獻(xiàn):

    [1]鄭挺國(guó),劉金金.區(qū)制轉(zhuǎn)移形式的“泰勒規(guī)則”及其在中國(guó)貨幣政策中的應(yīng)用[J].經(jīng)濟(jì)研究,2010,(03):40-52.

    [2]趙進(jìn)文,高輝.中國(guó)市場(chǎng)化利率形成機(jī)制的模型實(shí)證研究[J].財(cái)經(jīng)問題研究,2005,(1).

    [3]鐘志威,雷欽禮.Johansen和Juselius協(xié)整檢驗(yàn)應(yīng)注意的幾個(gè)問題[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇,2008,(10).

    [4]劉康兵等.利率與通貨膨脹:一個(gè)費(fèi)雪效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].財(cái)經(jīng)研究,2003,(2).

    [5]劉金全等.股票價(jià)格與實(shí)際利率之間長(zhǎng)期協(xié)整與短期影響關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)[J].預(yù)測(cè),2002,(5).

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