趙燕梅

（1.長春金融高等專科學校 經濟管理學院，吉林 長春 130028；2.吉林省金融安全研究中心，吉林 長春 130028；3.大學生創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)研究中心，吉林 長春 130028）

一、引言

利率作為國家實施貨幣政策的重要工具已成為聯(lián)系金融領域和實物領域的關鍵紐帶，同時，隨著我國利率市場化的進程不斷加快，“利率渠道將成為我國貨幣政策傳導的一條重要途徑”。［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)實意義。在實際利率影響因素的選取上，根據(jù)中國的實際情況和數(shù)據(jù)的可得性，本文選取了8個可能影響利率的主要宏觀經濟變量：政府支出、匯率、貨幣供應量M2、固定資產投資、通貨膨脹率、股票價格指數(shù)、美元聯(lián)邦基金利率和金融機構存貸比進行分析研究。將數(shù)據(jù)進行處理之后，剔除美元聯(lián)邦基金利率和金融機構存貸比兩個變量，以剩余的6個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個變量則作為控制變量，進行實證分析，探究上述變量對利率的影響。鑒于我國基準利率體系中的存貸款基準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發(fā)展的過程中自發(fā)形成的，能最直觀地反映貨幣市場資金的供求狀況，因此，在我國利率的相關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。Shibor作為一種貨幣指標，能夠較好地反映央行貨幣政策的實施效果，對我國的短期利率和長期利率都有影響，在很大程度上能夠反映出一個國家的經濟形勢，［2］在推動我國利率市場化進程、完善貨幣政策傳導機制方面發(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，為積極推進我國的利率市場化改革提供更多的理論支撐。

二、理論基礎

自政治經濟學產生以來，就一直在探討利率決定理論相關問題，到18世紀末期形成了自成體系的早期利率決定理論。馬歇爾作為古典經濟學的代表人物，以實物資本的供求影響因素為考察角度，最先將利率、儲蓄和投資三者相結合，運用均衡分析方法，得出了利率的決定源自于儲蓄和投資的均衡的結論，但是，對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上加入了對貨幣數(shù)量和流動性偏好的考察，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分強調了貨幣因素，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提出了可貸資金利率理論，對傳統(tǒng)的利率決定理論進行了拓展和延伸。該理論承認了貨幣的非中性，強調了可貸資金在利率決定中的重要作用，但是對可貸資金均衡的考慮還缺乏商品市場和貨幣市場同時達到均衡的分析。于是，?？怂梗℉icks，1937）和漢森（（Hansen，1949）在結合凱恩斯的理論和新古典理論的基礎上分析了國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，利率由儲蓄供給、投資需求、貨幣供給和貨幣需求四個因素相互作用確定，同時利率和國民收入之間相互決定，此時商品市場和貨幣市場同時達到了均衡狀態(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濟學中占主導地位的利率決定理論。本文中關于利率決定和影響因素的考察也是基于該理論模型。

（一）政府購買、貨幣供應量M2、固定資產投資與利率之間的相關關系

根據(jù)凱恩斯的宏觀經濟理論，結合IS-LM模型分析框架發(fā)現(xiàn)，政府實施擴張性財政政策，政府購買增加，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′，利率由原來的r0上升至r1。同理，在同樣的價格水平下，增加固定資產投資意味著國民收入的增加，

曲線同樣會右移，導致利率上升。對于貨幣供應量M2，在價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關系

在開放的經濟體中，國際資本的流動會引起匯率的變動，而匯率變動自然引起本幣的供給量發(fā)生變化。在直接標價法下，匯率上升引起本幣貶值，人們對本幣的貨幣需求下降，對持有外幣的需求上升。在保持本國貨幣供給量不變的前提下，本國利率水平會下降。改革開放以來，我國社會主義市場經濟不斷發(fā)展和完善，日益擴大對外開放程度，不斷提升國際化水平，匯率變動也成為影響我國利率水平的重要因素。本文的實證研究中所用匯率均選取美元對人民幣的匯率作為代表性變量來分析其對我國利率水平變動的影響。

（三）股票價格指數(shù)與利率之間的相關關系

通常情況下，在封閉經濟中，貨幣市場與資本市場價格之間存在以下關系：國民經濟繁榮時期，股票價格會上升，資金就會由貨幣市場流入資本市場，貨幣市場上表現(xiàn)為利率下降，資本市場上表現(xiàn)為利率上升。隨著貨幣投機需求的下降，資金又回流到貨幣市場，最終股票價格回落；反之，國民經濟蕭條時期，隨著貨幣投機需求的上升，資金從貨幣市場流入資本市場，最終引起股票價格回升。［5］由此可見，股票價格指數(shù)與同業(yè)拆借利率水平之間也存在聯(lián)動相關關系。

（四）通貨膨脹率與利率之間的相關關系

對于通貨膨脹率的考察一般選用居民消費價格指數(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際價值就越低，出借成本越高，理性資金出借者就會提高名義利率來彌補通貨膨脹造成的損失。根據(jù)費雪效應，實際利率等于名義利率與通貨膨脹率之差。因此，當通貨膨脹率上升時，為了維持實際利率不變，相應的名義利率就會上升。

三、實證分析

（一）變量說明與數(shù)據(jù)來源

1.數(shù)據(jù)來源及說明

本文選取的原始數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網站、中經網統(tǒng)計數(shù)據(jù)、人民銀行網站、CEIC經濟數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫，時間跨度為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）、固定資產投資額、其他利率（美元利率）、股票價格指數(shù)（A股上證綜合指數(shù)）、通貨膨脹率和金融機構存貸比，各變量說明與數(shù)據(jù)來源如表1所示：

表1 變量說明與數(shù)據(jù)來源

2.數(shù)據(jù)處理及分析

首先對數(shù)據(jù)進行處理，為了消除可能存在的異方差，采用原始數(shù)據(jù)對數(shù)形式進行分析，在此基礎上對數(shù)據(jù)進行季節(jié)性調整（Census12）。各序列分布趨勢圖如圖2所示：

圖2 序列分布趨勢對比圖

通過以上圖形我們可以看到政府支出（LNX1）與投資（LNX4）具有嚴重的季節(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變量經季節(jié)調整過后的序列，其他變量仍是取對數(shù)后的未經季節(jié)調整的序列。另外，由于利率和其他利率這兩個變量取對數(shù)后存在小于等于0的情況，故無法進行季節(jié)調整，因此未列出其趨勢圖。

（二）單位根檢驗

由于時間序列數(shù)據(jù)要求變量具有平穩(wěn)性，因此，我們首先要對所研究問題的相關數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，以檢驗其平穩(wěn)性。下面本文利用ADF檢驗方法分別對選取的變量進行單位根檢驗，具體結果見表2。

表2 NADF檢驗結果

從表2結果看出，在1%的置信水平下，所有變量都無法拒絕存在單位根的原假設，所以變量的時間序列都不平穩(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)整關系。

（三）格蘭杰因果檢驗

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

表3 格蘭杰因果關系檢驗

（四）協(xié)整檢驗

基于上述分析，我們對有效經濟變量做Johanson協(xié)整檢驗以驗證各變量之間的協(xié)整關系。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)的增加也會導致待估參數(shù)增加，模型自由度會相應降低，從而減少可用樣本的信息。［6］對于模型中滯后階數(shù)P的設定通常參考AIC和SC兩種準則，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，當滯后階數(shù)為1時（見表4），模型的估計效果最優(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指標值，并且用*給出各個準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)整檢驗對LNY,LNX1_SA,LNX2，LNX3，LNX4_SA，LNX8，LNX9是否存在協(xié)整關系進行了檢驗。檢驗結果如表5所示：

表5 協(xié)整檢驗結果

由上表可知，沒有協(xié)整方程的原假設對應的最大特征值為61.83269，大于5%顯著性水平下的臨界值52.36261，故拒絕原假設。這表明，在5%顯著性水平下存在一個協(xié)整方程，各變量之間存在長期穩(wěn)定關系。由此可得到一個最大特征值對應的標準化后的協(xié)整方程。對該方程的殘差序列進行單位根檢驗（見表6）。可見在0.01的置信水平下，殘差的單位根檢驗拒絕原假設，因此殘差序列為平穩(wěn)序列。

表6 殘差單位根檢驗

同樣可以利用AR根對估計出的模型進行穩(wěn)定性檢驗。利用AR根進行檢驗并觀察所估計模型的根模的倒數(shù)是否均位于單位圓內。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，因此所設定的模型是穩(wěn)定的，表明選取的變量之間存在長期穩(wěn)定關系，可做進一步分析。

（五）向量誤差修正模型

圖3 單位根檢驗圖示

誤差修正模型的理論過程是：若變量之間通過了協(xié)整檢驗，說明它們之間存在一個長期的穩(wěn)定關系，但該長期穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷波動下得以持續(xù)，而上述情況的出現(xiàn)源自于宏觀經濟數(shù)據(jù)在差分前不具有平穩(wěn)性。因此需要找到某種科學合理的方法（例如線性組合）能夠把該協(xié)整過程和在長期中達到穩(wěn)定均衡狀態(tài)之間聯(lián)系起來。此時的協(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期分量力量之間相互抵消了，最后得到一個平穩(wěn)的序列。出現(xiàn)這樣的結果是因為有一個調節(jié)機制（誤差修正機制）發(fā)生了作用，一定程度上控制了長期關系誤差的可能性。因此，只要存在協(xié)整關系，就會存在誤差修正機制，來反映一個短期修正。

1.VEC模型估計結果表達式

VEC模型的估計結果由表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模型估計結果分析

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

（1）短期內，政府支出（X1）與利率呈現(xiàn)正向變動關系。政府支出變動1%，則利率變動約為0.029%。依據(jù)?？怂沟挠^點，擴張性的財政政策能夠增加社會總需求，居民收入和投資水平上升，從而增加對于貨幣需求量，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，該估計符合現(xiàn)實經濟規(guī)律。

（2）短期內，匯率（X2）與利率呈現(xiàn)反向變動關系。匯率變動1%，利率變動約為0.738%。通常匯率上升，本幣貶值，出口增加，資本外流，導致貨幣市場資金供給減少，從而引起利率下降，故方程估計與實際相符。

（3）短期內，貨幣供給量（X3）與利率同樣呈現(xiàn)反向變動關系。貨幣供給量變動1%，則利率變動1.825%。在凱恩斯宏觀經濟理論和IS-LM模型理論中，當收入既定時，貨幣供應量與利率之間反響變動，方程估計符合經濟規(guī)律。

（4）短期內，固定資產投資（X4）與利率呈現(xiàn)正向變動關系。固定資產投資變動1%，則利率變動約為0.005%。這與投資的增加帶來國民收入上升，促使貨幣需求中的交易需求和投機需求增加有直接關聯(lián)。在貨幣供給不變的情況下，固定資產增加，利率相應上升。

（5）短期內，股票價格指數(shù)（X8）與利率呈現(xiàn)反向變動關系，當股票價格指數(shù)變動1%時，會引起利率反向變動0.272%。一般認為，當股票價格指數(shù)上漲時，資金由貨幣市場流向資本市場，導致貨幣市場利率下降；反之，利率則會上升。因此，方程估計與實際經濟現(xiàn)象相符。

（6）短期內，通貨膨脹率（X9）與利率呈現(xiàn)正向變動關系。通貨膨脹率變動1%，利率將會變動1.520%。根據(jù)費雪方程可知，為了保持實際利率的穩(wěn)定性，當通貨膨脹率上升時，名義利率也會隨之上升。該估計也符合經濟規(guī)律。

（7）ECM項的系數(shù)反映了對短期波動偏離長期均衡的調整程度，-0.011071說明雖然調整力度較小，但是起到了反向修正的作用。

表7 VEC模型估計結果

（六）脈沖響應分析

對協(xié)整方程當中的所有變量做脈沖響應分析可得到圖4，由圖4分析得出以下結論：

（1）利率（Y）對自身的沖擊反應很強烈，持續(xù)時間較長，這種反映程度會隨著時間推移逐漸降低，最終達到一個穩(wěn)定狀態(tài)。

（2）政府支出（X1）正向沖擊導致利率在短期內（5個月內）小幅上升，之后下降并趨于穩(wěn)定?？梢钥闯鲈?0個月的沖擊下，政府支出對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個月內表現(xiàn)出下降趨勢，之后從第4個月內開始反轉上升，表現(xiàn)出上升趨勢，逐步趨于穩(wěn)定。

（4）貨幣供應量（X3）的反向沖擊使得利率在第1和第2個月內反應明顯，在第2個月內達到最大的負效應，之后逐漸回轉，但是響應程度變弱，逐漸趨于穩(wěn)定狀態(tài)。而且這種沖擊效應一直對利率產生負向影響。

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

（6）股票價格指數(shù)（X8）的反向沖擊使得利率在第2個月達到負向最大后，逐漸收斂。

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

圖4 脈沖響應圖示

（七）方差分解

脈沖響應函數(shù)是對模型中某個特定的內生變量受到沖擊后對其他內生變量造成的影響的描述，而要準確分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度同時對不同的結構沖擊的重要性做出評價就需要建立預測方差分解模型。本文對模型的方差分解結果見表8：

表8 方差分解表

（1）在對利率（Y）的方差分解中，我們可以看到，利率對自己第1期預測均方差的貢獻率為100%，隨后貢獻率逐漸下降，在預測期達到10個月后，貢獻率穩(wěn)定在90%左右。

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

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

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

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

（6）在對股票價格指數(shù)的方差分解中，發(fā)現(xiàn)股票價格指數(shù)對利率的預測方差的貢獻率從第2期開始，呈現(xiàn)下降的變動趨勢，并逐漸保持在0.1%左右。

（7）在對通貨膨脹率的方差分解中，通貨膨脹率對利率的預測方差的貢獻率從第2期開始，呈現(xiàn)上升的波動影響，從第15期開始，逐漸保持在2%左右。

四、主要結論

本文通過對影響我國利率（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個主要宏觀經濟變量：政府支出、匯率、貨幣供給量（M2）、固定資產投資、股票價格指數(shù)、通貨膨脹率、其他利率（美國利率）和金融機構存貸比等。從單位根檢驗結果可以看出，在選取的樣本期內（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）。

通過格蘭杰因果關系檢驗發(fā)現(xiàn)，對我國利率產生主要影響的宏觀經濟變量分別為政府支出、匯率、貨幣供給量（M2）、固定資產投資、股票價格指數(shù)和通貨膨脹率。因此，模型中剔除了其他利率（美國利率）和金融機構存貸比這兩個變量。通過協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)各變量之間有協(xié)整關系，存在一個長期穩(wěn)定關系。所以構建向量誤差修正模型（VECM）來對短期關系進行修正。

從構建的VEC模型中，可發(fā)現(xiàn)政府支出、投資、通貨膨脹率的變動對利率的變動有正向影響。政府支出、通貨膨脹率和固定資產投資變動均引起利率的正向變動，而匯率、貨幣供給量和股票價格指數(shù)的變動對利率產生反向影響。誤差修正項的系數(shù)為-0.011071，反映了對短期波動偏離長期均衡的調整程度力度比較小，但是起到了反向修正的作用。本文主要考察政府支出變動對利率變動的影響，所以通過篩選加入其它5個控制變量，得出政府支出變動對利率變動存在正向影響關系，但是影響系數(shù)（0.028998%）較小的結論。

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

總之，經濟運行機制很復雜，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濟變量對我國利率的影響，其中政府支出對利率的變動影響最為明顯且持續(xù)時間最久。這也提醒我們，在積極推進我國利率市場化的改革的進程中要充分重視政府支出產生的沖擊作用。在經濟新常態(tài)背景下，應充分重視利率尤其是貨幣市場短期利率在貨幣政策制定和對宏觀經濟影響方面的作用，不斷完善利率傳導機制，實現(xiàn)從政策利率向市場利率的有效傳導。