我国银行间同业拆借利率的影响因素分析——基于VEC模型的实证研究

赵燕梅

（1.长春金融高等专科学校 经济管理学院，吉林 长春 130028；2.吉林省金融安全研究中心，吉林 长春 130028；3.大学生创新创业研究中心，吉林 长春 130028）

一、引言

利率作为国家实施货币政策的重要工具已成为联系金融领域和实物领域的关键纽带，同时，随着我国利率市场化的进程不断加快，“利率渠道将成为我国货币政策传导的一条重要途径”。［1］因此，研究利率的变化及其影响因素有重要的理论和现实意义。在实际利率影响因素的选取上，根据中国的实际情况和数据的可得性，本文选取了8个可能影响利率的主要宏观经济变量：政府支出、汇率、货币供应量M2、固定资产投资、通货膨胀率、股票价格指数、美元联邦基金利率和金融机构存贷比进行分析研究。将数据进行处理之后，剔除美元联邦基金利率和金融机构存贷比两个变量，以剩余的6个变量作为主要考察因素，并选取其中的政府支出作为核心变量，其余5个变量则作为控制变量，进行实证分析，探究上述变量对利率的影响。鉴于我国基准利率体系中的存贷款基准利率月度变化不甚明显，而同业拆借利率则是在货币市场发展的过程中自发形成的，能最直观地反映货币市场资金的供求状况，因此，在我国利率的相关研究中通常以上海银行间同业拆借利率（Shibor）作为利率的代表性指标。Shibor作为一种货币指标，能够较好地反映央行货币政策的实施效果，对我国的短期利率和长期利率都有影响，在很大程度上能够反映出一个国家的经济形势，［2］在推动我国利率市场化进程、完善货币政策传导机制方面发挥了重要作用。故本文以Shibor作为利率代表变量，研究影响利率的主要因素，为积极推进我国的利率市场化改革提供更多的理论支撑。

二、理论基础

自政治经济学产生以来，就一直在探讨利率决定理论相关问题，到18世纪末期形成了自成体系的早期利率决定理论。马歇尔作为古典经济学的代表人物，以实物资本的供求影响因素为考察角度，最先将利率、储蓄和投资三者相结合，运用均衡分析方法，得出了利率的决定源自于储蓄和投资的均衡的结论，但是，对于货币因素的忽视也是古典利率决定理论的最大缺陷。因此，凯恩斯在批判古典利率决定理论的基础上加入了对货币数量和流动性偏好的考察，指出其在利率决定中的重要作用，但是凯恩斯的利率决定理论过分强调了货币因素，同样成为该理论的不足之处。新古典利率理论的代表人物罗伯森（Robertson，1937）和俄林（Ohlin，1937）则在将货币因素引入古典利率决定论的同时提出了可贷资金利率理论，对传统的利率决定理论进行了拓展和延伸。该理论承认了货币的非中性，强调了可贷资金在利率决定中的重要作用，但是对可贷资金均衡的考虑还缺乏商品市场和货币市场同时达到均衡的分析。于是，希克斯（Hicks，1937）和汉森（（Hansen，1949）在结合凯恩斯的理论和新古典理论的基础上分析了国民收入这一重要影响因素，建立了著名的IS-LM模型。根据该模型，利率由储蓄供给、投资需求、货币供给和货币需求四个因素相互作用确定，同时利率和国民收入之间相互决定，此时商品市场和货币市场同时达到了均衡状态。［3］IS-LM模型理论的建立完成了利率决定理论从局部均衡向一般均衡的飞跃，发展成为至今仍在西方经济学中占主导地位的利率决定理论。本文中关于利率决定和影响因素的考察也是基于该理论模型。

（一）政府购买、货币供应量M2、固定资产投资与利率之间的相关关系

根据凯恩斯的宏观经济理论，结合IS-LM模型分析框架发现，政府实施扩张性财政政策，政府购买增加，在LM曲线保持不变的前提下IS曲线向右平移，利率上升。［4］如图1所示，IS曲线右移至IS′，利率由原来的r0上升至r1。同理，在同样的价格水平下，增加固定资产投资意味着国民收入的增加，

曲线同样会右移，导致利率上升。对于货币供应量M2，在价格水平不变的前提下，M2增加，LM曲线向右平移至LM′，利率水平则由r0降至r2。

图1 IS-LM模型分析

（二）汇率与利率之间的相关关系

在开放的经济体中，国际资本的流动会引起汇率的变动，而汇率变动自然引起本币的供给量发生变化。在直接标价法下，汇率上升引起本币贬值，人们对本币的货币需求下降，对持有外币的需求上升。在保持本国货币供给量不变的前提下，本国利率水平会下降。改革开放以来，我国社会主义市场经济不断发展和完善，日益扩大对外开放程度，不断提升国际化水平，汇率变动也成为影响我国利率水平的重要因素。本文的实证研究中所用汇率均选取美元对人民币的汇率作为代表性变量来分析其对我国利率水平变动的影响。

（三）股票价格指数与利率之间的相关关系

通常情况下，在封闭经济中，货币市场与资本市场价格之间存在以下关系：国民经济繁荣时期，股票价格会上升，资金就会由货币市场流入资本市场，货币市场上表现为利率下降，资本市场上表现为利率上升。随着货币投机需求的下降，资金又回流到货币市场，最终股票价格回落；反之，国民经济萧条时期，随着货币投机需求的上升，资金从货币市场流入资本市场，最终引起股票价格回升。［5］由此可见，股票价格指数与同业拆借利率水平之间也存在联动相关关系。

（四）通货膨胀率与利率之间的相关关系

对于通货膨胀率的考察一般选用居民消费价格指数CPI。CPI指数越高，意味着通货膨胀率越高，资金出借人获得的利息实际价值就越低，出借成本越高，理性资金出借者就会提高名义利率来弥补通货膨胀造成的损失。根据费雪效应，实际利率等于名义利率与通货膨胀率之差。因此，当通货膨胀率上升时，为了维持实际利率不变，相应的名义利率就会上升。

三、实证分析

（一）变量说明与数据来源

1.数据来源及说明

本文选取的原始数据为月度数据，数据均来自国家统计局网站、中经网统计数据、人民银行网站、CEIC经济数据库和WIND数据库，时间跨度为2006年10月至2017年8月，选取的变量主要包括上海银行间同业拆借利率、政府支出、汇率、货币供给量（M2）、固定资产投资额、其他利率（美元利率）、股票价格指数（A股上证综合指数）、通货膨胀率和金融机构存贷比，各变量说明与数据来源如表1所示：

表1 变量说明与数据来源

2.数据处理及分析

首先对数据进行处理，为了消除可能存在的异方差，采用原始数据对数形式进行分析，在此基础上对数据进行季节性调整（Census12）。各序列分布趋势图如图2所示：

图2 序列分布趋势对比图

通过以上图形我们可以看到政府支出（LNX1）与投资（LNX4）具有严重的季节干扰。其他变量受到季节因素的影响微乎其微。故在下文的分析中选用这两个变量经季节调整过后的序列，其他变量仍是取对数后的未经季节调整的序列。另外，由于利率和其他利率这两个变量取对数后存在小于等于0的情况，故无法进行季节调整，因此未列出其趋势图。

（二）单位根检验

由于时间序列数据要求变量具有平稳性，因此，我们首先要对所研究问题的相关数据进行单位根检验，以检验其平稳性。下面本文利用ADF检验方法分别对选取的变量进行单位根检验，具体结果见表2。

表2 NADF检验结果

从表2结果看出，在1%的置信水平下，所有变量都无法拒绝存在单位根的原假设，所以变量的时间序列都不平稳，但他们的一阶差分后的序列是平稳的。所以在同阶单整的情况下，可能存在协整关系。

（三）格兰杰因果检验

通过格兰杰因果检验可以识别模型当中的有效变量，而格兰杰因果检验要求变量平稳，上文中ADF检验中得出所有变量的一阶差分平稳即为一阶单整序列，故可以进行格兰杰因果检验。通过格兰杰因果检验，最终确定了以下变量为有效变量。（见表3）

表3 格兰杰因果关系检验

（四）协整检验

基于上述分析，我们对有效经济变量做Johanson协整检验以验证各变量之间的协整关系。首先需要确定正确的滞后阶数，一方面，为了提高模型的精确度需要尽可能多地增加变量的滞后阶数，提升模型的拟合优度；另一方面，滞后阶数的增加也会导致待估参数增加，模型自由度会相应降低，从而减少可用样本的信息。［6］对于模型中滞后阶数P的设定通常参考AIC和SC两种准则，最优阶数的确定取决于两者之间的最小值。在本模型中，当滞后阶数为1时（见表4），模型的估计效果最优。

表4 滞后阶数的确定

如表4所示，给出了待估模型的LR、FPE、AIC、SC以及HQ指标值，并且用*给出各个准则所选出的滞后阶数，发现合理的模型滞后阶数为一阶。确定滞后阶数后，本文使用Eviews中的Johanson协整检验对LNY,LNX1_SA,LNX2，LNX3，LNX4_SA，LNX8，LNX9是否存在协整关系进行了检验。检验结果如表5所示：

表5 协整检验结果

由上表可知，没有协整方程的原假设对应的最大特征值为61.83269，大于5%显著性水平下的临界值52.36261，故拒绝原假设。这表明，在5%显著性水平下存在一个协整方程，各变量之间存在长期稳定关系。由此可得到一个最大特征值对应的标准化后的协整方程。对该方程的残差序列进行单位根检验（见表6）。可见在0.01的置信水平下，残差的单位根检验拒绝原假设，因此残差序列为平稳序列。

表6 残差单位根检验

同样可以利用AR根对估计出的模型进行稳定性检验。利用AR根进行检验并观察所估计模型的根模的倒数是否均位于单位圆内。从单位根图示（图3）可直观地看出，模型中所有的单位根都落于单位根圆内，因此所设定的模型是稳定的，表明选取的变量之间存在长期稳定关系，可做进一步分析。

（五）向量误差修正模型

图3 单位根检验图示

误差修正模型的理论过程是：若变量之间通过了协整检验，说明它们之间存在一个长期的稳定关系，但该长期稳定的关系是在短期动态过程的不断波动下得以持续，而上述情况的出现源自于宏观经济数据在差分前不具有平稳性。因此需要找到某种科学合理的方法（例如线性组合）能够把该协整过程和在长期中达到稳定均衡状态之间联系起来。此时的协整包含一种隐含的意义：即使这些变量的原始数据在差分后才满足平稳性，并且由长期分量控制，但是他们的线性组合却可以平稳，即所研究变量中的长期分量力量之间相互抵消了，最后得到一个平稳的序列。出现这样的结果是因为有一个调节机制（误差修正机制）发生了作用，一定程度上控制了长期关系误差的可能性。因此，只要存在协整关系，就会存在误差修正机制，来反映一个短期修正。

1.VEC模型估计结果表达式

VEC模型的估计结果由表7可以得到为：

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模型估计结果分析

从模型检验结果中可以看到，模型的整体效果比较好，AIC和SC的值都比较小。在模型中，各差分项反映了变量短期波动的影响。被解释变量的波动可以分为两部分，一部分为短期波动，一部分为长期均衡。具体分析如下：

（1）短期内，政府支出（X1）与利率呈现正向变动关系。政府支出变动1%，则利率变动约为0.029%。依据希克斯的观点，扩张性的财政政策能够增加社会总需求，居民收入和投资水平上升，从而增加对于货币需求量，在货币供给既定的情况下，只有利率上升才能使得货币供求平衡。因此，该估计符合现实经济规律。

（2）短期内，汇率（X2）与利率呈现反向变动关系。汇率变动1%，利率变动约为0.738%。通常汇率上升，本币贬值，出口增加，资本外流，导致货币市场资金供给减少，从而引起利率下降，故方程估计与实际相符。

（3）短期内，货币供给量（X3）与利率同样呈现反向变动关系。货币供给量变动1%，则利率变动1.825%。在凯恩斯宏观经济理论和IS-LM模型理论中，当收入既定时，货币供应量与利率之间反响变动，方程估计符合经济规律。

（4）短期内，固定资产投资（X4）与利率呈现正向变动关系。固定资产投资变动1%，则利率变动约为0.005%。这与投资的增加带来国民收入上升，促使货币需求中的交易需求和投机需求增加有直接关联。在货币供给不变的情况下，固定资产增加，利率相应上升。

（5）短期内，股票价格指数（X8）与利率呈现反向变动关系，当股票价格指数变动1%时，会引起利率反向变动0.272%。一般认为，当股票价格指数上涨时，资金由货币市场流向资本市场，导致货币市场利率下降；反之，利率则会上升。因此，方程估计与实际经济现象相符。

（6）短期内，通货膨胀率（X9）与利率呈现正向变动关系。通货膨胀率变动1%，利率将会变动1.520%。根据费雪方程可知，为了保持实际利率的稳定性，当通货膨胀率上升时，名义利率也会随之上升。该估计也符合经济规律。

（7）ECM项的系数反映了对短期波动偏离长期均衡的调整程度，-0.011071说明虽然调整力度较小，但是起到了反向修正的作用。

表7 VEC模型估计结果

（六）脉冲响应分析

对协整方程当中的所有变量做脉冲响应分析可得到图4，由图4分析得出以下结论：

（1）利率（Y）对自身的冲击反应很强烈，持续时间较长，这种反映程度会随着时间推移逐渐降低，最终达到一个稳定状态。

（2）政府支出（X1）正向冲击导致利率在短期内（5个月内）小幅上升，之后下降并趋于稳定。可以看出在10个月的冲击下，政府支出对利率一直是正向的冲击作用。

（3）汇率（X2）的反向冲击使得利率在前3个月内表现出下降趋势，之后从第4个月内开始反转上升，表现出上升趋势，逐步趋于稳定。

（4）货币供应量（X3）的反向冲击使得利率在第1和第2个月内反应明显，在第2个月内达到最大的负效应，之后逐渐回转，但是响应程度变弱，逐渐趋于稳定状态。而且这种冲击效应一直对利率产生负向影响。

（5）投资（X4）的正向冲击使得利率在第2个月内出现较大的正效应，之后又出现下降趋势，随之又表现出上升趋势，呈现出一定的波动趋势。

（6）股票价格指数（X8）的反向冲击使得利率在第2个月达到负向最大后，逐渐收敛。

（7）通货膨胀率（X9）的正向冲击使得利率在前3个月呈现上升趋势，之后逐渐下降，趋于平稳。

图4 脉冲响应图示

（七）方差分解

脉冲响应函数是对模型中某个特定的内生变量受到冲击后对其他内生变量造成的影响的描述，而要准确分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度同时对不同的结构冲击的重要性做出评价就需要建立预测方差分解模型。本文对模型的方差分解结果见表8：

表8 方差分解表

（1）在对利率（Y）的方差分解中，我们可以看到，利率对自己第1期预测均方差的贡献率为100%，随后贡献率逐渐下降，在预测期达到10个月后，贡献率稳定在90%左右。

（2）在对政府支出（X1）的方差分解中，可以看到政府支出对利率的波动的贡献率第1期为0，随着时间的推移，该贡献率呈现波动上升的趋势，从第18期始，稳定在5.9%左右。

（3）在对汇率（X2）的方差分解中，可以看到汇率对利率的波动的贡献率从第2期开始逐渐上升，随着时间的推移，该贡献率在15期开始，保持在4.5%左右。

（4）在对货币供给量的方差分解中，可以看到货币供给量对利率的预测方差的贡献率从第2期开始，逐渐上升，在第15期后，基本稳定在1.7%左右。

（5）在对投资的方差分解中，投资对利率的预测方差的贡献率从第2期开始，呈现先下降后上升的趋势，并在第10期开始，维持在0.02%左右。

（6）在对股票价格指数的方差分解中，发现股票价格指数对利率的预测方差的贡献率从第2期开始，呈现下降的变动趋势，并逐渐保持在0.1%左右。

（7）在对通货膨胀率的方差分解中，通货膨胀率对利率的预测方差的贡献率从第2期开始，呈现上升的波动影响，从第15期开始，逐渐保持在2%左右。

四、主要结论

本文通过对影响我国利率（上海银行间同业拆借利率）因素的分析，选取了可能影响利率的8个主要宏观经济变量：政府支出、汇率、货币供给量（M2）、固定资产投资、股票价格指数、通货膨胀率、其他利率（美国利率）和金融机构存贷比等。从单位根检验结果可以看出，在选取的样本期内（2006年10月至2017年8月），这些变量是非平稳的，但一阶差分均是平稳的，是同阶单整的I（1）。

通过格兰杰因果关系检验发现，对我国利率产生主要影响的宏观经济变量分别为政府支出、汇率、货币供给量（M2）、固定资产投资、股票价格指数和通货膨胀率。因此，模型中剔除了其他利率（美国利率）和金融机构存贷比这两个变量。通过协整检验，发现各变量之间有协整关系，存在一个长期稳定关系。所以构建向量误差修正模型（VECM）来对短期关系进行修正。

从构建的VEC模型中，可发现政府支出、投资、通货膨胀率的变动对利率的变动有正向影响。政府支出、通货膨胀率和固定资产投资变动均引起利率的正向变动，而汇率、货币供给量和股票价格指数的变动对利率产生反向影响。误差修正项的系数为-0.011071，反映了对短期波动偏离长期均衡的调整程度力度比较小，但是起到了反向修正的作用。本文主要考察政府支出变动对利率变动的影响，所以通过筛选加入其它5个控制变量，得出政府支出变动对利率变动存在正向影响关系，但是影响系数（0.028998%）较小的结论。

通过脉冲响应分析，发现利率受到政府支出影响在前5期内较为明显。汇率和通货膨胀率对利率的影响在前3期内较为明显，货币供给量、固定资产投资和股票价格指数对利率的影响则均在前2期内较明显。在随后的方差分解中发现，政府支出、货币供给量、汇率、固定资产投资、股票价格指数和通货膨胀率对利率的冲击在中短期内都呈现出较大的波动，但长期趋势都是趋于稳定的。

总之，经济运行机制很复杂，影响利率的因素多种多样，本文根据研究需要考察了主要经济变量对我国利率的影响，其中政府支出对利率的变动影响最为明显且持续时间最久。这也提醒我们，在积极推进我国利率市场化的改革的进程中要充分重视政府支出产生的冲击作用。在经济新常态背景下，应充分重视利率尤其是货币市场短期利率在货币政策制定和对宏观经济影响方面的作用，不断完善利率传导机制，实现从政策利率向市场利率的有效传导。