中国存款利率影响因素的实证研究文档格式.docx

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二、文献综述

陈晓杰对我国1980~2005年的利率波动情况建立了二阶段联立方程模型，进行了实证分析与研究，并提出相应的政策建议。

在建立通货膨胀率、储蓄存款、消费对存款实际利率长期影响的AR模型基础上,通过实证检验可以发现四大现象:

实际利率与名义利率的巨大差别;

通货膨胀率是影响实际利率的最重要因素;

储蓄存款和实际利率存在异象;

消费膨胀促进加息。

建议制定利率水平应更加及时,加速利率市场化改革,利用利率工具来抑制流动性过剩与通货膨胀。

彭晓峰、阴永晟在《人民币利率调整与GDP增长的相关性研究》中采用相关性分析法,通过分别计算利率与GDP、利率与GDP的组成部分投资（扣除预算内投资）、消费、出口之间的相关性,得出结论:

中国的经济已进入“流动性陷阱”,利率作为经济杠杆的作用已经基本失效,人民币利率进一步下调的空间较小。

刘召利，刘清志在《人民币利率影响因素及预测浅议》中提出影响人民币利率变动的因素有利润的平均水平、资金的供求状况、借贷风险、国际经济形势、国家经济政策等。

资信在《未来20年人民币趋势预测》中提出GDP增长率、通货膨胀率、利率三者之间呈强正相关关系;

随着GDP增长率、通货膨胀率和利率三者绝对水平的下降，三者之间的差幅呈逐步缩小趋势。

在研究了大量文献资料的基础上，作者发现对中国存款利率影响因素的实证研究还相当少。

三、理论、指标及数据说明

（一）建模的理论基础与思路

自1993年始,党的十四大《关于金融体制改革的决定》通过后，中国着力建设社会主义市场经济,宏观调控更多运用了市场的原理和方法,使经济更加稳健、协调、安全地发展,调控工具也逐渐地转变为与市场相适应的经济、法律手段;

此时期的利率政策也深受这些理念的影响。

考虑到上述情况,本文选择1994~2006年建立计量经济模型,来分析其它经济变量对贷款利率的影响。

存款利率有两种类型,一种是中国人民银行制订的名义利率,另一种是实际利率。

其中实际利率是在货币购买力不变条件下的利息率,能真正地反应利率的经济本质,因此本文中，模型的被解释变量选取实际利率。

各年年均名义利率以央行公布的名义利率按天数进行加权平均得到;

年均实际利率由年均名义利率扣除通货膨胀因素得到,公式如下：

各年年均名义利率=（1+央行公布的名义利率/M）^（M-1）……………………………①

实际利率=名义利率-同期CPI（通货膨胀率）……………………………………………②

（二）影响存款利率的因素分析（指标选择）

影响贷款利率的因素很多，结合我国国情，本文主要对以下几种影响因素进行分析:

1．经济周期（RGDPI）。

经济周期一般通过国内生产总值（GDP）增长率来反映，利率与经济周期关系密切。

经济繁荣期，企业与个人对资金的需求高于市场供给，导致利率上扬;

经济衰退期，企业与个人投资态度相对谨慎，对资金的需求减少，为预防失业而引发的储蓄增加，伴随资金需求减少与储蓄增加的压力，利率通常会呈下跌趋势。

一般而言，货币市场上的短期利率对经济周期的反应较资本市场上的长期利率灵敏，长期固定收益证券价格的波动幅度通常比短期债券大。

（解释变量）

2．物价水平（CPI）。

物价水平一般用消费物价指数CPI反映。

根据费雪假说，通货膨胀预期受近期实际通货膨胀率的影响较为强烈，在预期通货膨胀率上升时期，利率水平有很强的上升趋势，所以，通货膨胀率与利率一般呈正相关关系。

3．货币供应量（M0）。

利率作为资金价格，与资金的供求关系密切。

资金的需求由企业和个人决定，资金的供给则由央行的货币政策决定。

目前，货币政策对存款利率的影响主要体现在货币供应量M0的增长率上。

4．居民消费支出水平的增速（HCEI）。

居民消费支出水平是指居民在物质产品和劳务的消费过程中，对满足人们生存、发展和享受需要方面所达到的程度。

5．居民储蓄存款的增速（DERI）。

统计数据显示，我国居民储蓄存款增速与同期银行实际存款利率变化趋势关联度极大。

我国金融界对储蓄和存款利率的关系有一个通俗说法:

“利多多储,利少少储,无利不储,负利减储”。

这与经典西方经济学观点是一致的,即二者存在较强烈的正相关关系。

图1各变量间的关系

（三）建立模型

DI=ao+a1RGDPI+a2M0+a3CPI+a4HCEI+a5DERI+a6CPI（-1）+a7M0（-1）+a8D（-1）+a9DERI（-1）+ei……………③

（四）数据来源

采用的时间序列数据均来自历年中国统计年鉴以及中经网数据库,样本区间为1994~2006年。

四、实证分析

（一）存款利率影响因素初始分析

1．单位根检验

本文采用ADF（AugmentedDickey-FullerTest）检验法来检验各变量时间序列年度数据的单位根,检验结果得出每个变量序列均不存在单位根，为平稳序列。

（具体见附表）

为了分析各个变量之间是否存在协整关系，以下检验回归残差的平稳性，得到结果如下：

表1残差平稳性检验

从表1看出，在10%的显著性水平下，t检验统计量的值为-4.308036，小于相应临界值，从而拒绝H0，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，说明模型中各个变量之间存在协整关系。

这就大致否定了伪回归的可能性，以下对模型的估计与检验作具体分析。

2．参数估计

在模型中随机扰动项满足基本假定的前提下，首先运用OLS法对模型进行参数估计，回归结果如下：

表2最初回归结果

由此可见，该模型R2=0.98与可决系数0.97都很高，F检验显著。

但是t统计量检验不显著，以下对该模型进行修正。

3．多重共线性修正

在0.05的显著性水平下t=2.776,不仅HCEI、M0系数的t检验不显著，而且RGDPI系数的符号与预期相反，这表明很可能出现严重的多重共线性。

计算各解释变量的相关系数，得到如下相关系数矩阵。

表3相关系数矩阵

由表3可以看出，各解释变量相互之间的相关系数较高，特别是CPI与DERI高度相关，证实解释变量之间存在多重共线性。

下面本文采取逐步回归法来减少共线性的严重程度。

运用OLS法分别求DI对各解释变量RGDPI、M0、HCEI、DERI、CPI进行一元回归，经过可决系数和经济意义大小比较选取CPI作为回归模型的第一个解释变量，形成一元回归模型（见附表7）。

将剩余解释变量分别加入模型，经过比较新加入变量RGDPI可决系数0.9493最大，并且各参数t检验显著，保留RGDPI，继续进行逐步回归（见附表8）。

将剩余变量分别加入模型，经过比较得出加入DERI可决系数为0.971852,并且各参数t检验显著，保留DERI，继续进行逐步回归。

在加入分别加入M0和HCEI后，其变量系数的t值均很小，不显著，经过多方面考虑，剔除这两个变量，得到回归结果如下。

表4模型一回归结果

4．异方差检验

本文利用G-Q检验模型的异方差性，构造子样本区间，建立回归模型，本模型样本容量N=13，删除中间1/4的观测值，即大约3个观测值，余下部分平分得两个样本区间：

1-5和9-13，他们的样本个数均是5个。

回归结果如下：

表5样本区间为1-5时的回归结果

表6样本区间为9-13时的回归结果

分别计算得到残差平方和为0.154645和0.100709，在0.05的水平下，分子与分母的自由度均为1，查F分布表临界值为F0.05（1,1）=161远远大于F=0.651227,所以接受原假设，表明模型不存在异方差。

5．自相关检验

由于本文数据样本量为13，不能满足DW检验的要求，所以不能用DW检验。

但是可以看到，在5%显著水平下，模型中DW=1.554954>

du=1.39，说明样本量接近15的模型没有自相关的存在。

同时R2、T、F统计量也均达到理想水平，说明模型拟合得较好。

综上，得出该模型一方程为：

di=3.254652+0.180468CPI-0.336263RGDPI+0.095799DERI………………………………④

（二）存款利率影响因素进一步分析

以上对存款利率影响因素进行了初步探讨，实际上,在时间不断推进的情况下,一国存款利率不仅受到上述因素的影响,还要受到滞后因素的复杂影响。

下面本文将在模型

（1）的基础上讨论流通现金量、居民储蓄存款增速、居民消费价格指数变化影响存款利率的滞后性。

通过代入变量DERI（-1），发现新进变量不显著（见附表11），考虑到多重共线性原因，把DERI变量换成DERI（-1）方程拟合效果没有模型

（1）好（见附表10）。

按照前述方法代换变量，最后得到方程拟合最好的模型二，见下表7：

表7模型二回归结果

综上，模型二方程为：

di=3.663724+0.118740CPI-0.255849RGDPI+0.102392CPI（-1）……………………………⑤

比较模型一与模型二，在对可决系数、F、T统计量及其经济因素的考虑上，本文最终选择模型二来作为衡量人民币存款利率的影响因素模型。

由于该模型未考虑居民储蓄存款的增速（DERI）、居民消费支出水平的增速（HCEI）、流通中现金增长率（M0）以及汇率等因素，所以本文对该模型作LM检验判断是否遗漏了重要变量，如下表5所示：

表8模型二回归结果

如表8所示，nR2=13*0.180043=2.34059，查表X20.025（4）=11.1433，显然2.34059＜11.1433，接受H0：

不受约束的回归模型，认为不存在遗漏变量。

综上，本文针对模型二对结果进行分析。

五、结论与不足

（一）结论

综上得出人民币存款利率的影响因素模型为：

1.负利率的危机显现

本文在数据处理后发现，2004~2006年的实际利率为负。

随着经济的飞速发展，中国经济步入降息期，降息时间长达近8年时间，一年期存款利率从9%点多降低到1%点多。

以及中国在上个世纪90年代后期制定的积极的财政政策与货币政策收到了显著的效果，有效的抑制了通货紧缩，促进了消费。

但是根据本文对中国统计年鉴2007的查阅，存款的负利率已经显现。

存款负利率使得存款资金不仅没有得到最起码的保证，而且使存款处于减少的状态，对经济生活产生了非常大的影响，直接导致房地产投资过热，居民储蓄积极性下降。

另外，负利率现状被纠正有望给储蓄资金“搬家”热情进行降温。

2.实际利率与通货膨胀率的关系

理论上,根据经典的费雪效应（FisherEffect）[1],有恒等式:

实际利率（I）=名义利率（R）-通货膨胀率（P）,即理论上实际利率与通胀率呈负相关关系。

本文模型中无论是滞后和非滞后变量，二者之间的回归系数都为正数,均低于0.2,实证检验与理论结合得不好。

3.实际利率与GDP成长率的关系

胡曙光（2006）[2]的实证研究表明:

二战后美国优惠利率与GDP或GNP之间存在着密切的正相关关系。

本文的研究表明,存款利率水平与GDP增速呈现了负相关,回归系数为-0.255849。

中国在近几年已经开始重视市场经济规律,关注利率政策的时效性，然而本文的研究结果与理论结合得不好。

4.实际利率与货币供应量、居民储蓄存款增速、居民消费支出水平增速的关系

本文的研究中,M0、HCEI、DERI均因为统计不显著而无法进入模型;

这说明1994~2006年制定利率水平时,这三者并不是一个主要的参考因素。

5.实际利率与本文未涉及变量之间的关系

实际利率与汇率的有关性。

改革开放以来,我国的利率体制改革逐步深化,从单纯对利率水平的调整,到利率结构的调整,再到市场利率机制的建立,利率变动的市场因素越来越多。

但由于我国经济开放度、市场化程度的加大,汇率本身对存款利率的影响教大。

（二）存在不足

由上述结论可以看出本文的实证研究得出的模型虽然在计量经济检验和统计检验上成立，但是在经济意义解释上存在很的问题，纠其原因，可能有如下几点：

1．经济周期、物价水平这些因素对于人民币存款利率的影响是长期的。

而在模型中，本文考虑的是当期的因素后滞后一期的因素对当期的人民币存款利率的影响，故而导致了模型在经济意义上的失败；

2．在以央行公布的名义利率按天数进行加权计算平均各年年均名义利率的公式假设可能出错；

3．所收集到的统计数据样本量较小，并且真实性得不到保障，而导致了本文赖以进行参数估计的数字基础不具备可靠性。

恳请老师批评改正。

参考文献

【1】陈晓杰，黄志刚，陈国宏.人民币利率波动的实证分析[J].广东金融学院学报，2007.

【2】胡曙光.利率理论与利率风险管理[M].北京:

中国人民大学出版社,2006.

【4】何慧玲.咸宁职业技术学院[J].财会通讯理财版，2007（07）

【5】熊　鹏.人民币利率对汇率影响的实证研究:

1981-2003[J].财　经　论　丛，2005.

【6】肖建杰.我国居民储蓄对收入的敏感性分析[J].数理统计与管理,2006（01）.

【7】IrvingFisher.TheRateoflnterest[M〕.Newyork:

MaemillanPress.1907.

附表

表1RGDPI单位根检验

表2M0单位根检验

表3HCEI单位根检验

表4HCEI单位根检验

表5CPI单位根检验

表6DI单位根检验

表7CPI一元回归模型

表8CPI、RGDPI二元回归模型

表9CPI、RGDPI、DERI多元回归模型

表10CPI、RGDPI、DERI（-1）多元回归模型

表11CPI、RGDPI、DERI、DERI（-1）多元回归模型

表10原始数据

年份

国内生产总值增速RGDPI

居民消费价格指数CPI

货币供应量M0的增速MO

居民消费支出水平的增速HCEI

居民储蓄存款的增速DERI

存款名义利率

存款实际利率（Di）

1994

13.1

24.1

24.3

4.6

29.3478

5.955347

-18.1447

1995

9.3

17.1

8.2

7.8

27.454

-11.1447

1996

10.2

8.3

11.6

9.4

22.9967

3.560718

-4.73928

1997

9.6

2.8

15.6

4.5

16.7654

2.383939

-0.41606

1998

7.3

-0.8

10.1

5.9

14.259

2.164816

2.964816

1999

7.9

-1.4

20.1

10.4878

1.404347

2.804347

2000

8.6

0.4

8.9

7.7359

1.004347

2001

8.1

0.7

7.1

5.7

12.8217

0.704347

2002

9.5

6.5

15.2262

1.269027

2.069027

2003

10.6

1.2

14.3

16.051

0.069027

2004

10.4

3.9

8.7

7.4

13.3239

1.314951

-2.58505

2005

11.2

1.8

11.9

15.2404

-0.48505

2006

11.1

1.5

12.7

12.7139

1.390619

-0.10938

资料来源：

《中国统计年鉴2007》、中经网