大國利率對(duì)它國經(jīng)濟(jì)的影響性研究

一、緒論

據(jù)墨西哥和阿根廷金融危機(jī)發(fā)生的重要原因是聯(lián)邦基金利率上升這一事實(shí)，一國的利率政策會(huì)對(duì)它國的經(jīng)濟(jì)和金融體制產(chǎn)生巨大的影響。近幾年我國經(jīng)濟(jì)快速增長，國際收支雙順差，國際美元儲(chǔ)備越來越多，國際影響力日益加大，人民幣禁不住開始升值，理論上看這一結(jié)果會(huì)對(duì)我國的出口產(chǎn)生負(fù)面影響，所以我國政府一直在通過加息的方式阻止升值，可是人民幣仍然節(jié)節(jié)上升，這表明我國利率政策已經(jīng)不能完全起到政府所預(yù)期的作用了，追究根本原因，可能是由于我國逐步的對(duì)外開放使國際因素成為影響我國經(jīng)濟(jì)的重要部分。于是在面臨本幣升值的情況下，如何抵御外來風(fēng)險(xiǎn)已成為一個(gè)急需解決的問題。

二、數(shù)據(jù)描述和變量選擇

因變量是中、日的實(shí)際GDP。自變量包括聯(lián)邦基金利率和控制變量。控制變量的選取從兩方面說明。

一方面從理論說，影響一國GDP的有三架馬車：投資，消費(fèi)和進(jìn)出口。投資分為政策性投資和社會(huì)投資，真正拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的應(yīng)該是社會(huì)投資，而政策投資僅起到政策導(dǎo)向作用，影響投資的是利率，有兩種不同觀點(diǎn)來看待利率對(duì)投資的影響，一種是利率反向推動(dòng)投資，當(dāng)利率下降時(shí)，一方面資金借貸成本下降，一方面證券市場(chǎng)價(jià)格普遍提高，上市企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值升高，促使企業(yè)向銀行借貸更多的資金投資，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，當(dāng)利率升高時(shí)，會(huì)使企業(yè)采取保守的不借貸投資或者削減投資，不利經(jīng)濟(jì)發(fā)展；另外一種是利率正向推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對(duì)發(fā)展中國家，企業(yè)更多的投資資金來自“內(nèi)源性積累”，利率的上升有利于居民儲(chǔ)蓄，進(jìn)而便于增加投資，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。不論是哪種觀點(diǎn)都說明了本國利率會(huì)影響到本國投資，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)。影響消費(fèi)的因素很多，如居民收入，對(duì)商品將來價(jià)格變化的預(yù)期和利率變動(dòng)引起人們?cè)趦?chǔ)蓄和消費(fèi)之間的轉(zhuǎn)換，其中也包含利率，當(dāng)利率上升時(shí)，人民把資金儲(chǔ)蓄起來，將來進(jìn)行消費(fèi)可以獲得更大的效用，現(xiàn)期消費(fèi)就會(huì)減少，內(nèi)需的減少會(huì)影響產(chǎn)出，當(dāng)利率下降時(shí)，人們更傾向于現(xiàn)在消費(fèi)，于是會(huì)拉動(dòng)現(xiàn)期經(jīng)濟(jì)增長。影響進(jìn)出口的因素包括匯率，出口產(chǎn)品質(zhì)量等等，當(dāng)本幣升值時(shí)，出口商品在世界市場(chǎng)更貴，競爭力下降，出口縮減，當(dāng)本幣貶值時(shí)，出口商品在世界市場(chǎng)的競爭力上升，出口會(huì)增加，這一正一反的變化會(huì)對(duì)本國的產(chǎn)出產(chǎn)生積極與消極的不同影響。所以中、日的利率和匯率應(yīng)作為控制變量。

另一方面從方法論說，控制變量選擇的原則是：此因素推動(dòng)聯(lián)邦基金利率和中、日實(shí)際GDP同時(shí)變動(dòng)，若忽視它有可能造成海外利率與中，日經(jīng)濟(jì)的虛假關(guān)系。第一個(gè)是中、日利率，根據(jù)前面理論分析一國利率會(huì)影響到投資和消費(fèi)，進(jìn)而影響經(jīng)濟(jì)，同時(shí)根據(jù)利率平價(jià)理論，中、日利率水平也會(huì)作用于聯(lián)邦基金利率；第二個(gè)是美國實(shí)際GDP，由于各個(gè)國家經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的聯(lián)動(dòng)性和國家間貿(mào)易往來的加劇，進(jìn)出口的變化會(huì)影響到國家的產(chǎn)出，所以美國實(shí)際GDP可能在一定程度上影響中、日經(jīng)濟(jì)，比如一個(gè)出口導(dǎo)向型的國家，當(dāng)主要出口國的產(chǎn)出增加帶動(dòng)了它國國內(nèi)需求，而對(duì)本國的進(jìn)口減少時(shí)，本國的經(jīng)濟(jì)就可能受到出口量減少而帶來的負(fù)面效應(yīng)，同時(shí)，聯(lián)邦基金利率是美國的基準(zhǔn)利率，美國可能為達(dá)到某一經(jīng)濟(jì)水平而制定不同的利率，所以美國經(jīng)濟(jì)可能反過來作用于聯(lián)邦基金利率。所以中、日的利率和美國實(shí)際GDP應(yīng)作為控制變量。

除此之外，本文主要考察人民幣和日元升值與否是不是會(huì)引起聯(lián)邦基金利率對(duì)兩國經(jīng)濟(jì)的不同影響，所以自變量中引入表示日元和人民幣是否升值的虛擬變量。

各變量的表示：

美國聯(lián)邦基金利率—AR

中國實(shí)際GDP—ZGDP

日本實(shí)際GDP—JGDP

美國實(shí)際GDP—MGDP

中國短期利率—CSR

日本短期利率—JSR

日本匯率—JE

中國匯率—CE

以上的數(shù)據(jù)分別來自：中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，OECD，IMF（從2008年4月份起開始收費(fèi)），美國經(jīng)濟(jì)分析局和UNCTAD網(wǎng)。

三、基本模型

基本模型表示為：

GDP=α+β1*AR+β2*MGDP+β3*R+β4*E（1）

GDP表示作為因變量的經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，AR表示美國聯(lián)邦基金利率，MGDP美國經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)，R表示中國和日本的短期利率，E表示人民幣和日元兌美元匯率。

虛擬變量的加入分為2種情況：一是作為截距項(xiàng)加入，二是作為斜率項(xiàng)加入。于是模型（1）可以有以下2種表示方法：

GDP=α+β1*AR+β2*AGDP+β3*R+β4*E+β*(D)（2）

GDP=α+β1*AR+β2*AGDP+β3*R+β4*E+β11*(D*AR)+β*(D)（3）

D=1 本幣處于升值期間

0 其他期間

下面依據(jù)人民幣和日元的時(shí)序圖獲得兩種貨幣升值與否的劃分點(diǎn)：

圖1 中國匯率

圖2 日本匯率

從上圖看出，人民幣匯率在05年以前處于穩(wěn)定狀態(tài)，從05年7月份實(shí)行管理下的浮動(dòng)匯率后，人民幣開始大幅升值，于是把05年第三季度作為人民幣升值的劃分點(diǎn)；日元匯率一直處于波動(dòng)狀態(tài)，根據(jù)圖形看，95年第二季度以前和05年第四季度以后為日元升值期。綜之，虛擬變量表示如下：

D（中國）=1 T＞=2005-3Q

0 其他

D（日本）=1T＜=1995-2Q或者T>=2005-4Q

0其他

四、實(shí)證分析

1.單位根檢驗(yàn)和季節(jié)調(diào)整

使用ADF檢驗(yàn)，便于克服掉隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)。檢驗(yàn)滯后階數(shù)的選擇使用AIC準(zhǔn)則，EVIEWS5軟件會(huì)自動(dòng)進(jìn)行篩選，ADF的檢驗(yàn)功效較低，當(dāng)檢驗(yàn)拒絕原假設(shè)，序列沒有單位根時(shí)，可靠性高，但是接受原假設(shè)，序列有單位根時(shí)，結(jié)論需輔以PP檢驗(yàn)等方法。結(jié)果如下：

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量檢驗(yàn)類型（n，c，t）ADF TestStatistic顯著性臨界值DW

中國GDP(3，c，t)-3.6994445%CriticalValue*-3.5330831.743719

聯(lián)邦基金利率一階差分(5，0，0)-2.3678105%CriticalValue*-1.9506871.863519

中國短期利率(1，0，0)-3.5454575%CriticalValue*-1.949091.752030

日本短期利率一階差分(1，0，0)-4.9586405%CriticalValue*-1.9498561.620539

日本GDP一階差分(1，c，t)-6.2817505%CriticalValue*-1.9493192.036650

美國GDP二階差分(1，c，t)-7.0247605%CriticalValue*-3.5330831.996697

日本匯率一階差分(1，0，0)-4.6288875%CriticalValue*-1.94951.870857

中國匯率二階差分(2，0，0)-6.5563135%CriticalValue*-3.53121.946196

注：1.（n，c，t）表示的是滯后階數(shù)，包含截距項(xiàng)，包含趨勢(shì)項(xiàng)

2.（n，0，t）表示的是滯后階數(shù)，不包含截距項(xiàng)，包含趨勢(shì)項(xiàng)

3.（n，c，0）表示的是滯后階數(shù)，包含截距項(xiàng)，不包含趨勢(shì)項(xiàng)

4.（n，0，0）表示的是滯后階數(shù)，不包含截距項(xiàng)，不包含趨勢(shì)項(xiàng)

5.ADF Test Statistic<臨界值，拒絕原假設(shè)

中國實(shí)際GDP和中國短期利率平穩(wěn)，美國聯(lián)邦基金利率一階差分，日本實(shí)際GDP，日本短期利率一階差分和日元匯率一階差分平穩(wěn)，美國實(shí)際GDP二階差分和人民幣匯率二階差分平穩(wěn)，一階差分為增長率，二階差分為增長率的變化率，從DW檢驗(yàn)來看，所有序列都接近2，所以都沒有自相關(guān)的情況存在。

季節(jié)調(diào)整僅對(duì)規(guī)模數(shù)據(jù)進(jìn)行，上述平穩(wěn)序列只有中國實(shí)際GDP需要進(jìn)行調(diào)整，使用X-11方法的乘法模型，調(diào)整后的新序列為ZGDPSA，且平穩(wěn)。

2.因果檢驗(yàn)

因果檢驗(yàn)為后文協(xié)整模型做準(zhǔn)備，檢驗(yàn)前提是序列必須平穩(wěn)，所以以前面的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和季節(jié)調(diào)整結(jié)果為基礎(chǔ)進(jìn)行因果檢驗(yàn)，AR1表示聯(lián)邦基金利率一階差分，RGDP1表示日本GDP的一階差分，結(jié)果如下：

表2 因果檢驗(yàn)結(jié)果

Null Hypothesis:F-StatisticProbability

ZGDPSA does not Granger Cause AR10.354840.83916

AR1SAdoes not Granger CauseZGDPSA2.363400.06882*

AR1 does not Granger CauseRGDP13.089620.05849*

RGDP1does not Granger CauseAR10.081640.92179

注：1.p<0.05，拒絕原假設(shè)，p>0.05，接受原假設(shè)

2.*表示在10%的置信度下顯著

有93%的把握認(rèn)為美國聯(lián)邦基金利率變化率是中國實(shí)際GDP變化的原因，有94%的把握認(rèn)為聯(lián)邦基金利率變化率的變化是日本GDP增長率的原因。

3.協(xié)整檢驗(yàn)及協(xié)整方程

協(xié)整性檢驗(yàn)是區(qū)別真實(shí)回歸與偽回歸的有效方法。使用Johansen檢驗(yàn)，此檢驗(yàn)?zāi)苷业阶兞块g的協(xié)整向量，建立協(xié)整方程。在應(yīng)用前要注意三個(gè)問題，一是滯后階數(shù)的選擇，二是協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)芊窦尤胩摂M變量，三是此檢驗(yàn)?zāi)Ｐ托问降倪x擇。滯后階數(shù)選擇遵循VAR模型的AIC準(zhǔn)則最小化，滯后期數(shù)為1，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ托问降倪x擇是先觀察原始序列的趨勢(shì)圖，然后定奪。協(xié)整檢驗(yàn)是否能加入虛擬變量沒找到相關(guān)理論，淮安科技信息網(wǎng)上文章《中國貿(mào)易逆差與匯率之間關(guān)系的實(shí)證分析》中在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)加入了人民幣匯率形成機(jī)制改變的虛擬變量Z，所以認(rèn)為可以這么做。結(jié)果如下：

表3 Johansen檢驗(yàn)結(jié)果

模型中國日本

幾個(gè)協(xié)整向量幾個(gè)協(xié)整向量

無虛擬變量模型None**At most 1*

虛擬變量為截距項(xiàng)加入模型None**None**

虛擬變量為截距項(xiàng)斜率項(xiàng)同時(shí)加入模型At most 1*At most 1*

注：*/**分別表示在1%和5%的顯著度

協(xié)整向量為：

（ZGDPSA，AR，MGDP，CSR，ZX，ZXR，CE，C）=（1，-192.79，-9.163173，-1526.528，32511.65，-6307.562，-4208.246，69912.54）

(RGDP，AR，MGDP，JSR，JE，C)=(1，-479.0313，-13.90503，-5820.36，-151.5907，-357918.9)

（RGDP，R，MGDP，JSR，RX，RXR，JE，C）=（1，-530.3005，-16.36061，-16870.87，22043.19，-2200.838，

-190.2754，-334639.3）

對(duì)于中國，虛擬變量作為截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)同時(shí)加入的模型存在一個(gè)協(xié)整向量，而對(duì)于日本，無虛擬變量的模型以及把虛擬變量作為截距項(xiàng)和斜率項(xiàng)同時(shí)加入的模型都存在唯一的協(xié)整向量。還可見，聯(lián)邦基金利率對(duì)日本和中國的經(jīng)濟(jì)都是消極影響。

下面進(jìn)行協(xié)整系數(shù)的顯著性T檢驗(yàn)，剔除不顯著變量。結(jié)果如下：

表4 系數(shù)顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

ZGDPSAARMGDPCRZXZXRCE

1.000000-133.6979-9.559877-1497.26518001.204139.628-6624.595

SE(54.704)(0.67511)(332.956)(12639.4)(2506.91)(723.6003)

T-2.44***-14.16***-4.5***1.42**-1.65**-1.384007**

ZGDPSAARMGDPCSRZXZXRCE

1.000000-192.7900-9.163173-1526.52832511.656307.562-4208.246

SE(81.737)(0.69989)(308.970)(13045.6)(2601.54)(732.0731)

T-2.36***-13.09***-4.94***2.49***-2.42***-3.14698***

RGDPARMGDPJSRRXRXRJE

1.000000-530.3005-16.36061-16870.8722043.19-2200.838-190.2754

SE(316.282)(0.66926)(2602.64)(22173.0)(4273.33)(85.97521)

T-1.68**-24.45***-6.48***0.99-0.515-2.213143**

RGDPARMGDPJSRJE

1.000000-479.0313-13.90503-5820.366-151.5907

SE(356.510)(0.38375)(2807.70)(77.78205)

T-1.34*-36.23***-2.07***-1.948917**

注：*/**/***分別表示在顯著性為10%，5%和1%的情況下顯著

從T檢驗(yàn)看，聯(lián)邦基金利率對(duì)日本經(jīng)濟(jì)的影響不會(huì)受日元是否升值的作用，而聯(lián)邦基金利率對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的影響會(huì)受人民幣是否升值的作用。最終的協(xié)整模型為：

RGDP=-357918.9-479.0313*AR-13.90503*MGDP-5820.366*JSR-151.5907*JE

ZGDPSA=69912.54-192.7900*AR-9.163173*MGDP-1526.528*CSR+32511.65*ZX+6307.562*ZXR-4208.246*CE

從協(xié)整模型看，聯(lián)邦基金利率對(duì)中國和日本實(shí)際GDP的影響長期為負(fù)，中國和日本短期利率對(duì)它們實(shí)際GDP的影響也為負(fù)，接受前面利率對(duì)經(jīng)濟(jì)作用為消極的觀點(diǎn)，日元和人民幣匯率對(duì)日本和中國實(shí)際GDP的影響為消極的，匯率上升時(shí)，即日元和人民幣貶值，中國和日本實(shí)際GDP下降，這與理論上貨幣貶值國的出口量增加刺激本國經(jīng)濟(jì)增長相違背，可能因?yàn)槿毡竞椭袊疾皇浅隹趯?dǎo)向型經(jīng)濟(jì)，從上表還可見，聯(lián)邦基金利率對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的影響由人民幣未升值期間的消極變?yōu)榱巳嗣駧派灯陂g的積極。

4.誤差修正模型

誤差修正模型的建立分為兩步：一步：檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系，計(jì)算誤差修正項(xiàng)。二步：把修正項(xiàng)加入到ECM模型中，對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，得到最中的誤差修正模型。

前面我們已經(jīng)由Johansen檢驗(yàn)得到了變量間的協(xié)整關(guān)系，最終得到的三個(gè)穩(wěn)定模型的誤差修正項(xiàng)可以表示如下：

VECt r=RGDPt-1-(-357918.9—479.0313*Rt-1-13.90503*MGDPt-1-5820.366*JSRt-1-151.5907*JEt-1)

VECt2=ZGDPSAt-1-(69912.54-192.7900*Rt-1-9.163173*MGDPt-1-1526.528*CSRt-1+32511.65*ZXt-1+6307.562*ZXRt-1-4208.246*CEt-1)

第二步得到的誤差修正模型如下：

(1)RGDP=2380.429591*AR-1.279063042*MGDP-1558.790806*JSR-101.5907*JE

P=0.0797 P=0.0327 P=0.1027 P=0

+0.01898585133*VECT1-3983.7932691.877403

P=0.0112

DW=1.877403 擬合優(yōu)度=0.60436

(2)ZGDPSA=1009.654734*R+1.384176732*MGDP-753.2330932*CSR-2074.986*CE

P=0.0454 P=0.0417 P=0.0950 P=0.011

-0.02976270891*VECT2-34146.65422*ZX+10311.37385*ZXR+1779.716511

P=0.0504 P=0.0970 P=0.0798

DW=2.319118 擬合優(yōu)度=0.5660

誤差修正機(jī)制實(shí)際是一個(gè)反饋過程，從聯(lián)邦基金利率影響日本和中國經(jīng)濟(jì)的誤差修正模型來看，擬合優(yōu)度都比較好，同時(shí)DW=1.877403，接近2，不存在自相關(guān)問題，修正系數(shù)日本為正，中國為負(fù)，中國的調(diào)整速度比日本快。

五、總結(jié)和政策建議

隨著人民幣連連升值，聯(lián)邦基金利率的上升對(duì)我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了正面影響，最近幾天，美元又有升值趨向，人民幣相對(duì)貶值，這種聯(lián)邦基金利率提高對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的影響就不一定是正面的了，根據(jù)利率平價(jià)理論，隨著我國的逐步對(duì)外開放，聯(lián)邦基金利率對(duì)我國經(jīng)濟(jì)的影響可能會(huì)通過我國資本市場(chǎng)利率，人民幣匯率等途徑。抵御國際負(fù)面影響我們也應(yīng)該從以下幾方面入手：一是在我國金融市場(chǎng)還不是很完備的情況下，國際資本的流動(dòng)會(huì)帶來巨大的沖擊，所以在逐步開放資本市場(chǎng)的過程中，不應(yīng)該完全的放松利率管制，同時(shí)加快我國金融市場(chǎng)的發(fā)展。二是在我國實(shí)行有管理浮動(dòng)的匯率制度下，國際風(fēng)險(xiǎn)更有可能通過利率對(duì)我國造成影響，所以我國不應(yīng)該過分依賴出口，應(yīng)該刺激內(nèi)需，拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。三是加強(qiáng)資本市場(chǎng)和外匯市場(chǎng)的聯(lián)系，從而促進(jìn)利率和匯率的相互作用機(jī)制，以便于我國貨幣政策傳導(dǎo)途徑的暢通。

（作者單位：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)統(tǒng)計(jì)學(xué)院）

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文