杜 江，朱芳菲，馮倩宇

0 引言

在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中,利率是資金的價(jià)格，是一個(gè)重要的變量，它的變動(dòng)在一定程度上影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變動(dòng)。提高利率通常被認(rèn)為是一種緊縮性的貨幣政策，在傳統(tǒng)的凱恩斯主義觀點(diǎn)下，這一政策在短期內(nèi)會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，然而，本文認(rèn)為不同時(shí)期年利率變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用不同。因此，本文采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法，對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)33年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步分析了不同階段的利率政策有效性。

1 基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的利率政策效果的實(shí)證分析

1.1 利率政策變動(dòng)的背景分析

圖1 1979～2011年我國(guó)GDP增長(zhǎng)率與滯后1期的實(shí)際利率變化趨勢(shì)

由圖1可以看出，1979～2011年間我國(guó)利率政策呈現(xiàn)幾個(gè)階段的變動(dòng)。

1979～1989 年間，我國(guó)利率處于上升階段。我國(guó)開(kāi)始改革開(kāi)放，央行意識(shí)到利率是資金的價(jià)格，不再實(shí)行前期長(zhǎng)期實(shí)行的低利率政策，實(shí)行提高利率的政策。

1990～1991 年間，我國(guó)利率呈現(xiàn)第一次下降階段。經(jīng)過(guò)連續(xù)兩次利率調(diào)整后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率跌至1990年的2.1%。在這期間連續(xù)三次下調(diào)存貸款利率，到1991年四月為止，一年期的存款利率水平降到7.56%。

1992～1995 年間我國(guó)利率出現(xiàn)第二次上升階段。1992年初，我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，通脹的壓力持續(xù)加大，直到1993年，我國(guó)出現(xiàn)了嚴(yán)重的經(jīng)濟(jì)過(guò)熱現(xiàn)象，而通貨膨脹率在1994年達(dá)到改革開(kāi)放以來(lái)的頂峰。為一直高通脹，央行在1993年連續(xù)兩次上調(diào)利率，利率水平持續(xù)上漲。

表1 各年的GDP增長(zhǎng)率與實(shí)際利率 （單位：%）

1996～2004 年間我國(guó)利率處于第二次下降階段。1996年初，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控取得了一定的成效，為了防止控制通貨膨脹時(shí)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)抑制，中央銀行于1996年連續(xù)兩次降低了存貸款利率。1997年，由于亞洲經(jīng)濟(jì)危機(jī)的影響，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)開(kāi)始放慢，有效需求明顯不足，為刺激投資和消費(fèi)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，央行開(kāi)始實(shí)行擴(kuò)張性的貨幣政策，頻繁的動(dòng)用利率杠桿，又連續(xù)六次下調(diào)存貸款利率，且幅度較大。

2005～2011 年間利率呈現(xiàn)再度上升階段。2007年8月份我國(guó)CPI漲幅達(dá)到史上最高的的6.5%。為此，中央銀行再次上調(diào)金融機(jī)構(gòu)存貸款基準(zhǔn)利率來(lái)穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期。2008年初，持續(xù)的經(jīng)濟(jì)過(guò)熱，使得央行再一次使用加息這一緊縮性貨幣政策，但由于2009年初，受美國(guó)次貸危機(jī)嚴(yán)重影響，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨勢(shì)低迷，為維持穩(wěn)定的高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，央行使用擴(kuò)張性貨幣政策—降低利率。2010年下半年，我國(guó)通貨膨脹持續(xù)上漲，而為抑制經(jīng)濟(jì)過(guò)熱，從2010年10月開(kāi)始，央行再次調(diào)高利率。

2 模型的建立

2.1 變量選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文主要通過(guò)分析利率水平的變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的的影響來(lái)分析利率政策的有效性，因此，選用利率和GDP增長(zhǎng)率來(lái)分別代表解釋變量和被解釋變量。

在利率的選擇方面，主要選取對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)有直接影響的利率，即商業(yè)銀行的市場(chǎng)主體的存貸款利率，由于存貸款利率之間具有高度的線性相關(guān)性，若同時(shí)引入，極易出現(xiàn)多重共線性。因此，本文主要采用央行公布的一年期的定期存款利率代表利率。而經(jīng)過(guò)名義利率與實(shí)際利率的變動(dòng)與GDP增長(zhǎng)率變動(dòng)的一致性分析，發(fā)現(xiàn)后者的一致性優(yōu)于前者，因此，選取實(shí)際利率作為解釋變量。其中實(shí)際利率=（名義利率-通貨膨脹率）/（1+通貨膨脹率），名義利率為金融機(jī)構(gòu)一年期存款利率按實(shí)行時(shí)間作加權(quán)平均后得到的均值，通貨膨脹率等于消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)減去1。所有數(shù)據(jù)均根據(jù)《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》各年版和國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站（http://www.stats.gov.cn/tjsj/）的相關(guān)數(shù)據(jù)整理和計(jì)算之后得到。

考慮到利率政策的滯后性，本文采用滯后1期的實(shí)際利率。計(jì)量模型為

gGDPt=α+βRR1t+εt

其中，gGDP為GDP增長(zhǎng)率，RR1為滯后1期的實(shí)際利率，α為常數(shù)項(xiàng)，ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)

2.2 時(shí)間序列的檢驗(yàn)

在古典回歸分析，解釋變量和被解釋變量都假設(shè)滿足序列是平穩(wěn)的條件。但是在非平穩(wěn)變量的存在情況下，把非平穩(wěn)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，盡管擬合度很好，影響也很顯著，但可能兩者之間的高度相關(guān)性僅僅是因?yàn)槎咄瑫r(shí)隨時(shí)間有向上或向下變動(dòng)的趨勢(shì)，并沒(méi)有真正的聯(lián)系，因此，有可能會(huì)出現(xiàn)“偽回歸”的現(xiàn)象。為了避免偽回歸的問(wèn)題出現(xiàn)，在模型回歸之前我們要先檢驗(yàn)時(shí)間序列的平穩(wěn)性以及格蘭杰因果檢驗(yàn)。

序列平穩(wěn)性的檢驗(yàn)方法一般采用ADF單位根檢驗(yàn)法，若時(shí)間序列不存在單位根，則時(shí)間序列是平穩(wěn)的。本文對(duì)gGDP和RR1實(shí)現(xiàn)ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。

表2 ADF根單位根結(jié)果

由表2給出的ADF檢驗(yàn)可知，1%的顯著性水平下，GDP增長(zhǎng)率和滯后1期的實(shí)際利率都是平穩(wěn)序列。

由于都是平穩(wěn)序列，所以，可以進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。而事實(shí)上，因果關(guān)系檢驗(yàn)是要確定一個(gè)變量的滯后項(xiàng)是否包含在另一個(gè)變量的方程中。為了檢驗(yàn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和利率變動(dòng)之間的因果關(guān)系，選擇2階滯后項(xiàng)，得到的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果

由表3給出的結(jié)果可以看出，選擇滯后期2，在5%的顯著性水平下，可以拒絕原假設(shè)GDP增長(zhǎng)率不是引起實(shí)際利率變化的Granger原因以及實(shí)際利率不是引起GDP增長(zhǎng)率變化的Granger原因，即GDP增長(zhǎng)率與實(shí)際利率的變化呈現(xiàn)雙向因果關(guān)系。

2.3 模型的線性回歸

對(duì)1979～2011的時(shí)間序列數(shù)據(jù)，用廣義最小二乘法對(duì)模型進(jìn)行回歸，在消除2階自相關(guān)后，得到的估計(jì)方程為

在1%的顯著性水平下，模型顯著。在統(tǒng)計(jì)意義下，實(shí)際利率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響也是顯著的。模型擬合優(yōu)度的判定系數(shù)R2=0.645，看上去不是很理想，但模型的擬合優(yōu)度并不是判定模型質(zhì)量的唯一標(biāo)準(zhǔn)，為了追求模型的經(jīng)濟(jì)意義，可以犧牲一點(diǎn)擬合優(yōu)度。

從上述實(shí)證檢驗(yàn)中可以得出以下結(jié)論：首先，實(shí)際利率的變動(dòng)與GDP增長(zhǎng)率之間有顯著的線性關(guān)系；其次，實(shí)際利率的變動(dòng)與GDP增長(zhǎng)率的變動(dòng)呈正相關(guān)關(guān)系；最后，滯后1期的實(shí)際利率每提高1%，GDP增長(zhǎng)率會(huì)提高大約0.443%。

2.4 模型的分階段回歸分析

從滯后1期的實(shí)際利率與GDP增長(zhǎng)率的趨勢(shì)圖中可以看出，并不是所有年份滯后1期的實(shí)際利率變動(dòng)與GDP增長(zhǎng)率變動(dòng)呈正相關(guān)關(guān)系，從1995～2005年，兩者呈現(xiàn)反向趨勢(shì)，即負(fù)相關(guān)關(guān)系，2006年之后兩者又恢復(fù)正相關(guān)關(guān)系。鑒于這種變化本文,將分階段建立模型進(jìn)行回歸。但是考慮到本文使用的數(shù)據(jù)為33年的年度數(shù)據(jù)，若進(jìn)行分組之后，樣本數(shù)據(jù)變少，回歸結(jié)果的誤差較大。因此，本文引入虛擬變量來(lái)建立階段模型。考慮到，1979～1995年和2006～2011年滯后1期的實(shí)際利率和GDP增長(zhǎng)率變化趨勢(shì)相同，因此，引入一個(gè)虛擬變量D2。當(dāng)時(shí)間處于1979～1995年和2006～2011年，則取D2=0，否則，D2=1。計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型為

gGDP=α+βD2+β1RR1+β2D2RR1+μ

其中，D2為虛擬變量，μ為隨機(jī)干擾項(xiàng)，gGDP是GDP增長(zhǎng)率，RR1為滯后1期的實(shí)際利率。

應(yīng)用廣義最小二乘法，對(duì)上面的模型得到的結(jié)果如表4所示：

表4 引入虛擬變量模型的回歸結(jié)果

R2=0.300，Prob(F)=0.025038

由表4的結(jié)果可知，C,RR1,RR1*D2均通過(guò)置信水平為5%的顯著性檢驗(yàn)，D2的P值為0.4667，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，但由于截距項(xiàng)對(duì)模型的影響顯著且重要，而影響截距項(xiàng)的原因又很復(fù)雜，因此該模型中，此截距項(xiàng)應(yīng)予以保留。該模型說(shuō)明，當(dāng)D2=1時(shí)，在1996～2005年期間，斜率項(xiàng)的系數(shù)為0.368854-0.636104=-0.26725，為負(fù)值，即滯后1期的實(shí)際利率與GDP增長(zhǎng)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；當(dāng)D2=0時(shí)，在1979～1995和2006～2011年期間，斜率項(xiàng)系數(shù)為正，即滯后1期的實(shí)際利率與GDP增長(zhǎng)率呈正相關(guān)關(guān)系。盡管擬合優(yōu)度的判定系數(shù)為0.3左右，但模型的結(jié)果與之前分析的實(shí)際情況相符，說(shuō)明模型的解釋程度較好。

3 結(jié)論

上述的回歸模型說(shuō)明1979～1995年間，我國(guó)實(shí)際利率與GDP增長(zhǎng)率呈正相關(guān)關(guān)系，這與金融抑制論相符。在這一階段，我國(guó)剛開(kāi)始改革開(kāi)放，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)不完善，金融市場(chǎng)落后，金融工具單一，政府對(duì)利率實(shí)行管制。正如麥金龍?zhí)岢龅摹敖鹑谝种普摗敝姓J(rèn)為：發(fā)展中國(guó)家存在著金融抑制，利率受到管制。發(fā)展中國(guó)家政府為了提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，利用低利率來(lái)提高消費(fèi)需求和刺激產(chǎn)出。但是，如果持續(xù)實(shí)行較低的利率政策，會(huì)打擊居民的儲(chǔ)蓄積極性，使資本積累緩慢，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減速。

1996～2005 年間，我國(guó)實(shí)際利率與GDP增長(zhǎng)率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與傳統(tǒng)的凱恩斯主義學(xué)派觀點(diǎn)一致。這可能與90年代中旬，我國(guó)逐漸擺脫短缺的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)已經(jīng)初具規(guī)模，金融市場(chǎng)逐漸完善，金融深化理論取得較好的收效，我國(guó)的金融抑制在一定程度上得到了緩解有關(guān)。因此，認(rèn)為在這期間，由于我國(guó)金融領(lǐng)域的情況逐漸滿足西方古典理論的假設(shè)前提，實(shí)際利率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系逐漸符合傳統(tǒng)理論的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2006～2011 年間，我國(guó)實(shí)際利率與GDP增長(zhǎng)率呈正相關(guān)關(guān)系。這個(gè)階段，我國(guó)實(shí)際利率較低，實(shí)際利率大大低于資本的邊際生產(chǎn)率，較低的實(shí)際利率帶來(lái)投資意愿的增加，因此，推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。不過(guò)由于這個(gè)階段時(shí)間年限較短，短期的數(shù)據(jù)可能不代表長(zhǎng)期的問(wèn)題，因此這個(gè)階段實(shí)際利率與GDP增長(zhǎng)率的關(guān)系不具有解釋現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)政策的意義，這一階段有待于進(jìn)一步的觀測(cè)和研究。

在目前的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中,實(shí)際利率是資金的價(jià)格，是借貸的資本，是一個(gè)重要的變量，是中央銀行調(diào)節(jié)干預(yù)宏觀經(jīng)濟(jì)的工具之一。通過(guò)對(duì)實(shí)際利率和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)，1979～1995年間，實(shí)際利率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同步變化，較高的實(shí)際利率基本推動(dòng)了同期的的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而96年之后高的通漲率水平抑制了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，高利率水平導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增速下降，利率作為調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)的重要變量似乎沒(méi)有發(fā)揮其應(yīng)有的作用，利率政策也沒(méi)有達(dá)到預(yù)期的效果。

[1] 愛(ài)德華.肖,經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的金融深化[M].上海：上海三聯(lián)書(shū)社,1993.

[2] 凱恩斯,就業(yè)、信息和貨幣通論[M].北京：商務(wù)印書(shū)館.1983.

[3] 賓國(guó)強(qiáng),實(shí)際利率、金融深化與中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，1999,(3).

[4] 沈坤榮、汪建,實(shí)際利率水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].金融研究，2000，(8).

[5] 徐春茗.對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響——基于利率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的解釋[J].湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2005,(14).

[6] 沈忠泉.對(duì)我國(guó)利率政策績(jī)效的實(shí)證檢驗(yàn)[D].南京農(nóng)業(yè)大學(xué)，2003.

[7] 韓漢君.中國(guó)利率政策回顧與展望[J].上海經(jīng)濟(jì)研究，1997,(1).

[8] 胡智慧.利率變動(dòng)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究[D].西南農(nóng)業(yè)大學(xué)，2001.

[9] 施圖德蒙德(美).應(yīng)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)(第六版)[M].杜江，李恒譯.北京：機(jī)械工業(yè)出版社,2011.