温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析

第３９卷第１０期数学的实践与认识Ｖ０１．３９Ｎｏ．１０

Ｊ

２００９年５月ＭＡＴＨＥＭＡＴＩＣＳＩＮＰＲＡＣＴＩＣＥＡＮＤＴＨＥＯＲＹ、Ｍａｙ，２００９

温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析

周明磊

（上海交通大学安泰经济与管理学院，上海２０００５２）

摘要：温州民阃借贷利率走势进行结构突变单位根检验，发现它属于结构突变的趋势平稳过程，并确定其

突变发生的时间点及结构突变形式，得出温州民间借贷利率在２００４年７月闻出现结构突变结论．接着运用

ＶＡＲ模型及相关分析技术。结合结构突变思想，分析了民间借贷利率与金融信贷间相互作用关系，最后给出

相关经济结论．

关键词：结构性突变；单位根；ＶＡＲ模型ｆ脉冲响应；民间借贷利率；传导机制

１引言

温州作为我国唯一的金融改革特区，享受一些特殊金融政策，其民间借贷发达，民间借贷利率的走势反映了民间资金供求的紧张充裕状况．据统计，近两三年温州民间借贷利率平均从千分之八点多，升至十二点多，走势上呈现较大的差异．民间借贷利率直观上讲与金融机构借贷的利率密切相关，但金融机构综合贷款对象、金额大小、用途、期限、贷款风险等因素，给出不同的利息率，往往难以有一个准确值衡量全市贷款利率水平的高低．贷款量与利息率如同货物的“量”与“价”的关系，量大了必然会引致价格下跌，利率上升，我们完全可以用金融机构贷款发放量的增加率作为其金融机构信贷宽松度量的一个指标．一般而言，金融机构的贷款利率要明显低于民间借贷利率，银行贷款发放多了必然会减低企业对民间借贷的需求．存款也一样，存款吸收多了，也必然会对企业的民间借贷活动有相当的影响．本文即从这一思想出发，来检验温州民间借贷利率与金融借贷间存在如何的相互传导机制．

本文依托人民银行温州中支货币信贷科的监测数据，利用向量自回归等技术，考虑变结构等因素，对其与金融机构贷款量、储蓄存款量间的相互关系作分析．温州中支民间利率借贷利率的监测数据显示，该指标在近两年多时间内出现较大波动，走势如图１（以Ｘ记，单位为千分之一）．做好民间借贷利率的分析工作对于央行正确制定执行宏观经济政策有较大的参考价值．

２相关理论简介

首先我们简述一下所需用到的理论．

１．单位根突变基本理论

数据生成过程有平稳性与不平稳性，平稳性是一个时间序列的重要特征，是进行时间序列分析的基础．某些不平稳序列经过差分后亦可成为一平稳序列，则称为单整．判断一个序列是否单整的常用方法（即单位根检验）是ＡＤＦ检验，以ＡＩＣ准则确定滞后阶数Ｐ．Ｐｅｒｒｏｎ提出：由于剧烈的外部冲击可能导致数据生成过程具有结构变化，其单位根的性质会发生变收稿日期：２００６—０８—１０

１２数学的实践与认识３９卷化．他运用结构变化的单位根检验，发现

美国宏观经济变量时间序列数据大部分

为结构突变的趋势稳定，这一结论与

Ｎｅｌｓｏｎ和Ｐｌｏｓｓｅｒ（１９８２）的结论不大一

致．然而，Ｚｉｖｏｔ和Ａｎｄｒｅｗｓ通过内生化

结构突变点又发现Ｐｅｒｒｏｎ的结论部分不

正确．结构变化的单位根检验现成为当

前宏观计量经济学的一个前沿课题．处

理变结构因素的方法可以通过在线性关

系中考虑截距的变化，或既考虑截距变

化又考虑斜率变化，当然也有其它途径．

在平面数据、单位根、协整等许多领域都Ｅ习

有变结构因素的处理问题．图１温州民间借贷利率走势

趋势稳定指一时间序列对常数和时

间趋势回归的残差为稳定过程，则该时间序列为趋势稳定；退化趋势即将序列与代表趋势发展方向的虚拟变量进行回归后所得残差．外生结构即指突变时间ｔ口已知，这儿暂取２００４．６

ｆ０ｔ＜ｔ。

这个时点．设突变时间的虚拟变量Ｄ，，Ｄ，一｛，、。．由于趋势大致有三种形式，即只发

Ｉｌｔ２ｔＢ

生均值变化、只发生增长趋势变化无均值变化、同时发生增长趋势变化和均值变化，退化趋势的模型可建立如下三种：

模型Ａ：Ｘ，一／２。＋∥，Ｄ，＋ｄｔ＋ｅ，，表示结构突变只发生在截距项中．

模型Ｂ：Ｘ。一胁＋ｄｏｔ＋ｄ。ｔｃ＋ｅ，，表示结构突变只发生在斜率，而截距不变，

ｔｃ＝＜ｆ０，ｔ＜ｔＢ

ｌｔ—ｔ８＋１，ｔ≥ｔＢ

模型Ｃ：Ｘ，一∥。＋∥，Ｄ，＋ｄｏｔ＋艿。ｔｃ＋ｅ，，表示截距和斜率同时具有结构变化．

这三个模型的原假设均为有结构变化的单位根，备择假设均为结构突变的趋势平稳，即如下表示：

Ｈｏ：ｅ，～Ｊ（１），Ｈｌ：ｅ，～，（０）

当残差ｅ，～Ｉ（１）时，Ｘ。具有结构变化的单位根，反之，当ｅ。～，（ｏ）时，Ｘ，为结构突变的趋势稳定．残差ｅ，即是Ｘ，退化趋势后的数据Ｘ，．而此时判断ｇ，是否平稳其临界值与ＤＦ检验临界值略有不同。（记：Ａ为突变点前样本数与样本总数比率），Ｐｅｒｒｏｎ认为当Ａ为０或１时，即无结构突变发生，这一临界值与ＤＦ临界值一致；当０＜Ａ＜１时，Ｐｅｒｒｏｎ临界值均小于ＤＦ临界值，在Ａ一０．５时差别最大，Ｐｅｒｒｏｎ临界值为一３．７６。ＤＦ临界值为一３．４１，相差０．３５个单位．这样我们以ＤＦ临界值为参考，在ＤＦ检验值显著的基础上均能保持更高的可信度，而所计算得ｔ统计值显著大于ＤＦ检验值时认为检验不显著，ｔ统计值略大于ＤＦ检验值时则不能得出结论．

现结构突变点的确定是我们事先给定的，但突变点的真实时间是否就是这点还有待考证，另如果时间序列变化不太明显，我们很容易找错点．根据Ｐｅｒｒｏｎ等研究结果表明，寻找突变点可按如下步骤进行：

１０期周明磊：温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析．１３

第１步，选定所有的结构变化点，ｔｌ＇．．．＇ｔ。，其对应的九为凡一ｔｉ／Ｔ，ｉ＝１，…，ｈ．一般地０．１５≤凡≤０．８５，以保证较高的检验势．

ｆ０ｔ＜ｔｉ

第２步，对每一个ｆｉ，ｉ一１，…，ｈ，都看作是已知，相应地虚拟变量Ｄ”Ｄ，２１１ｆ＞ｆ：，重

复进行模型Ｃ的退化趋势和对退化趋势数据的ＡＩ）Ｆ回归，观察各值的ＡＤＦ值，即ｆ（ＩＤ）．

第３步，对所有的ＡＤＦ值取极小。即ｍｉｎｔ（ｐ），由此确定结构变化发生点Ａ’，对该点的

＾，

ＡＤＦ值检验显著性，确定其是否为结构突变的趋势稳定．

２．ＶＡＲ模型的基本思想

向量自回归是指系统内每个方程有相同的右侧变量，而这些右侧变量包括所有内生变量滞后值．模型结构如下：

户ｑ

Ｙ，＝ｆ４－∑ＡｐＹＨ４－∑Ｂ函一』４－Ｓｔ

ｆ＝１ｉ＝０

Ｍ为内生变量，五为外生变量，Ｅｔ为随机扰动残差，假设为序列项不相关．向量自回归模型属非结构化模型，对于相互联系的时间序列变量系统是有效的预测模型。在实际中有广泛的应用．

脉冲响应函数和方差分解是观察ＶＡＲ模型结果的有效方法．脉冲响应函数反应了某一变量一个标准差的冲击对各变量当期值和未来值所带来的影响，而方差分解反应了某一个变量方差的来源．

３实证分析结果

人民银行温州中支所提供的民间借贷利率数据是采集每月全市范围内４００笔民间借贷数据经加权平均所计算而得，有较好的随机性和稳定性，便于进行时间序列分析．

１．民间借贷利率单位根变结构分析结果

对温州民间借贷利率作单位根检验，首先假定突变点在２００４—６，结果如表１：

表１民间借贷利率单位根检验结果表

（注：检验模型栏内。ｆ表示单位根检验带有截距项，ｆ表示单位根检验带有趋势项，ｎ则表示无截距项或趋势项，后数字项表示滞后阶数）

由表１可发现，ｘ在整个样本区间内是不平稳过程。但在两个子样本区间却是具有趋势项和常数项的平稳过程．利用Ｐｅｒｒｏｎ的结构突变单位根检验模型作分析。分别对三个模型估计，产生的残差项岛只用无趋势项、无截距的ＡＤＦ检验模型检验，基于ＡＩＣ准则选择滞后阶数，结果如下：

模型Ａ：突变模型为

Ｘ，一９．５７６２５５４－３．５４２５４４Ｄ，一０．０７１０４８ｔ４－毋

数学的实践与认识

（３３．３３９１１）（７．１５９８８３）（一２．７２６１２３）

Ｒ２—０．７７３２２８３９卷Ｄ．Ｗ．＝０．２８４１３６Ｆ一４９．４４０７７

＆，＝一０．１０７３８４ｅ，一１＋岛

ＡＩＣ＝０．７７９０２４ＡＤＦ＝一１．０７２１９４＞５％临界值一１．９５２１

结论：ｅ，不平稳，Ｘ。不平稳．（事实上，经进一步检验岛～Ｊ（１））

模型Ｂ：突变模型为

Ｘ，一７．８６０８１８＋０．１６８０９８ｔ—Ｏ．１６３２２３ｔｃ＋色

（１５．３６４７５）（３．８２５６１１）（一１．９９８９９７）

Ｒ２—０．４４８３６８Ｄ．Ｗ．一０．２７６０３５Ｆ＝１１．７８５６４

如。一一０．１７７２３５ｅ，１—０．３３９９０８Ｚｌｅ，一１＋岛

Ａ，Ｃ一１．５３３０３１ＡＤＦ＝一１．８５３９４５＞５％临界值一１．９５２６

结论：情况不可确定．

模型Ｃ：突变模型为

Ｘ，一８．７３４５６６＋３．７９４５６４Ｄ，＋０．０２２４７３ｔ一０．２２９７９４ｔｃ＋ｅｔ

（４１．６５５６９）（１２．８４３４３）（１．０９８２２０）（一７．１６３９４２）

Ｒ２＝０．９１９９５１Ｄ．Ｗ．一０．８５３５１７Ｆ＝１０７．２６２４

出。一一０．４６３２０２ｅ，一ｌ＋岛

ＡＩＣ一０．５８７３７７ＡＤＦ一一３．１６３３４４＜１％临界值一２．６３９５

结论：ｅ，平稳，Ｘ，服从截距项和斜率同时变化的结构突变趋势稳定过程．

最终可认定模型Ｃ结论正确，即Ｘ，服从截距项和斜率同时变化的结构突变趋势稳定过程．

２．民间借贷利率变结构突变点的确定

现确定利率的突变点，在０．１５≤九≤０．８５范围内共计有２００３—５～２００５—４，２４个样本点，将其中每一点均作为可能的结构变化点．依据前面所述理论计算结果如表２：

表２ｆ（刍）计算结果表（＊表示５％水平下显著，＊＊表示１％下显著，以下类同）

０３．６

０．１８７５

—１．５４８８６９

０３．１２

０．３７５

—１．３６０６１２５

０４．６

０．５６２５０３．７０．２１８８０３．８０．２５—１．６１５７４８０４．２０．４３７５一２．０７２４５３＊０４．８０．６２５０３．９０．２８１３ｔ时间０３．５＾０．１５６３０３．１００．３１２５—１・５７７５６３０４．４０．５一２．５１０７４＊０４．１００．６８７５ＡＤＦ值一１．４９３９７６一Ｉ．４９９６９５０４．１０．４０６３—２．６１２９９９＊０４．７０．５９３８—１．５８４５５９０４．３０．４６８８一２．６８８８５２＊＊０４．９０．６５６３时间０３．１１丸０．３４３８ＡＤＦ值一１．７８１５６５时间０４．５五０．５３１３

ＡＤＦ值一３．５９０４１６＊＊一３．１６３３４４＊＊一４．７８６９４０＊＊一４．３５０８５２＊＊一３．３２５２４４＊＊一２．９６１４５５＊＊时间０４．１１０４．１２０５．１０５．２０５．３０５．４

１０期周明磊：温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析１５

由表２可发现。Ａ‘＝０．５９３８，即０４—７应为结构突变点，这与第上节预先假定的２００４—６有出入，是模型检验的“发现”．突变点在２００４—７的模型Ｃ估计结果为：

Ｘ，＝８．４２００２０＋３．２１９２０６Ｄ，＋０．０７２１３８ｔ一０．３０３６５３ｔｃ＋岛

（２８．０３０７４）（７．２８４９２６）（２．５９９４９７）（一６．１８５１６３）

Ｒ２＝０．８２５１７８Ｄ．Ｗ．一０．１．５８８６２９Ｆ一４４．０５４２８

如，一一０．８２９５２９ｅ，一ｌ＋岛

ＡＩＣ＝０．１．７１０１３８ＡＤＦ一一４．７８６９４０

３．ＶＡＲ模型建立

ＶＡＲ（ＶｅｃｔｏｒＡｕｔｏｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ）是一种近年来在宏观经济分析中广泛应用的非结构化模型（Ｃａｔａｏ和Ｒａｍａｎｓｗａｍｙ，１９９５），ＶＡＲ主要通过实际经济数据而非经济理论来确定经济系统的动态结构，建模时无须提出先验假设一它不排除任何假设，它可以通过信息的时间序列将这些假设区分出来．

民间借贷利率毫无疑问与金融机构的信贷、储蓄量密切相关，为分析它们之间的相互关系及传导机制，本文拟利用ＶＡＲ模型，加入变结构因素研究变量间相互作用关系．记ｙ为温州金融机构月贷款量的增长率，Ｚ为温州金融机构月储蓄量的增长率．

１）相关变量的单位根检验

分别对Ｘ、ｙ、Ｚ三变量作一般单位根检验和在０４．０７点有结构突变的单位根检验，以ＡＩＣ准则确定滞后阶数，样本范围为２００３—０１～２００５—０９结果如表３：

表３Ｘ、ｙ、Ｚ单位根变结构检验结果

可见，ｙ是一平稳过程，Ｘ、Ｚ服从有结构突变的平稳过程．

２）相关变量的Ｇｒａｎｇｅ因果关系检验

对Ｘ、ｙ、ｚ三变量作Ｇｒａｎｇｅ因果关系检验，结果发现滞后在１阶、５阶、６阶，１０％显著性下，ｙ是Ｘ的原因，而其它情况下Ｘ、ｙ间都没显著的因果引导关系；在滞后１阶，５％显著性下，Ｘ与Ｚ互为显著引导关系，其它滞后阶数下都不明显．Ｘ与ｙ、ｚ问因果关系不是太显著．但检验也不拒绝ｙ、ｚ不是Ｘ的原因．

３）ＶＡＲ模型的建立

现以础、为内生变量肌、，一｛；：嚣、一。毒１凶９Ｚ为内生变量，以ｆ、，一｛，现以ｘ、ｙ、Ｄ．、’：：、ｔｔ一｛．，。一７对．、，。（注：９（注：２００４西对应的ｔ变量值即１９．），建立ＶＡＲ模型，￡、Ｄ。、ｔｃ可认为是结构变化因素．由于Ｘ与Ｚ属有结构突变的趋势平稳过程，以Ｘ、ｙ、ｚ为内生变量，ｔ、Ｄ。、ｔｃ作为外生变量进入ＶＡＲ模型，考虑

１６数学的实践与认识３９卷了变结构因素，ＶＡＲ模型为平稳过程．在实际计算中发现，只要内生变量的滞后阶数不超过４阶，都能保证ＶＡＲ模型没有一个特征根落在单位圆上，即模型具有稳定性，可用于预测和脉冲响应分析．

ＶＡＲ模型对滞后阶数Ｐ有很强的敏感性，本文依据ＡＩＣ、ＢＩＣ及Ｉ。Ｒ准则来确定．Ｐ值越大，模型所包含的信息量越多。但也会造成自由度的损失．在计算过程中发现。随着Ｐ的增大，ＡＩＣ、ＢＩＣ值起初有所波动，后来就急剧变小，但模型的稳定性有所下降．当Ｐ大于４时，模型都有特征值落在单位圆上，稳定性通不过检验．方程组对Ｘ有较好的解释能力，但对ｙ、ｚ的解释能力不行．随着Ｐ值增大，模型ＡＩＣ、ＢＩＣ值降低很大程度上是由于提高了对ｙ、Ｚ的解释能力．比较滞后１～４阶与滞后１、２、４阶的回归ＡＩＣ、ＢＩＣ值及极大似然值．

表４ＶＡＲ模型不同滞后阶数时对应的ＡＩＣ、ＢＩＣ、极大似然值

由上可计算出前两行的Ｉ。Ｒ统计值分别为１５．２９４７、１５．７８１５６，均小于自由度为９的艋¨（９）＝１６．９１０值，统计不显著，综合考虑剔除滞后第２价和第３阶作为解释变量．由此我们得出如下的ＶＡＲ模型．

尬＝Ｃ＋ＡｌＭ—ｌ＋Ａ。心一。＋Ｂ。Ｎ，＋Ｕ，

ｘ。ｔ

舰一

ＶＡＲ估计结果如表５．ｙ，Ｚ。，Ｎｆ＝Ｄ，ｔｃ

表５

ＸｆＶＡＲ模型回归结果

墨１

Ｘ．一４

ｙ，－ｌ１．０１０１１９—０．０２２７２一０．００３１６２

—０．１９４１７１０．１５２１０６０．５７２８７９—０．１５１１７１０．１１１２７６

—０．１７１０７４

—０．２４６７５２

—２．２１６４７９

—２．７６８０５２

—０．１５５２６１

０．２７３５０２

０．４６２２１８

０．２０７４８

１．８１４４８００．７３７３０１—０．０１９４８０．２３５７８３０．４６１５５２—０．２８５５７９—０．５４９２７９０．８７５５５４—４．３６１４０９—０．２８６９５５０．４６９１４３０．６０２６１０．４１４３７３３．２０１３３４ｙ，一４Ｚ，ｌ一０．ｉ２３１６９Ｚｆ．｛０．０８０２０２Ｃ０．３３５２０５一０．８２３６０１ｎｔｔｃ一０．０３５９９一０．０３８９５３０．９２８３６６０．８９４４３４２７．３５９５９Ｒ２霞２Ｆ

ＡＩＣ＝７．９８００３５．ＢＩＣ＝９．３９４４７９，Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ＝一８５．７１０５１

１０期周明磊：温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析１７

对每个单方程进行Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅｒｅｓｉｄｕａｌｓ残差检验及Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅ系数检验．Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅｒｅｓｉｄｕａｌｓ检验是基于如下原理的，比如要以ＯＬＳ估计方程的是个系数，用最初的志个样本估计出系数向量ｂ，由此预测下一个样本的预测值，计算出它的２倍置信区间，再取下一个样本值，计算出残差．若超出置信区间，则意味着系数不稳定，该模型不稳定．再添加第点＋１个样本，重复上述步骤，估计再次估计ｂ向量，依次计算可得出一组残差和置信区间的曲线图．Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅ系数检验也是相同步骤，计算出方程某个回归系数的估计值及预测值，观察其是否超出２倍方差置信区间．现对这个ＶＡＲ模型３个方程分别作Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅｒｅｓｉｄｕａｌｓ检验和Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅ系数检验，结果都显示模型具有较好的稳定性．

模型回归结果显示第一个方程具有良好的解释效果，而第二、三方程对应变量的解释能力较差，这也与Ｇｒａｎｇｅ因果关系检验结果相应．

４．脉冲响应函数分析

脉冲响应函数是衡量来自随机扰动项的一个标准差的冲击对内生变量当前和未来取值的影响．结果如下

ｋ５台＝警警譬甚：：：紫删沁５Ｉ。Ｉｃ。ｒ。器Ｙ－景：：：：：等１＿ｋ５：晨；譬譬＿鲁：：：轰，１＿

≥∑：昭／一／

图２．广、一、＿＝≥ｓ，…一一多一ｊ—Ｖ２３４Ｖ尸Ｖ一Ｅ主＝ｊ习５６７Ｒ９１０ｌＩ‰拈，一２３４＇６７１２１３１４１５ｌＥ主＝墨圄８９１０ｌｌ１２３１４１５Ｘ对各变量的脉冲响应图３Ｙ对各变量的脉冲响应图４Ｚ对各变量的脉冲响应

上图结果表明，对Ｘ施加一个标准差的冲击，它对自身的影响是长期持续的。在滞后１５期时仍有较大的正影响，而对ｙ变量期初产生了负影响，在滞后５期时转变为正影响并且长期存在，Ｘ对Ｚ的影响是在滞后５期时才会显现出负效应，然后逐渐减弱消失；对ｙ、Ｚ施加一个标准差的冲击，它对自身和Ｚ存在一些波动性影响，但对Ｘ存在一轻微的长期正影响．

５．方差分解

方差分解意味着在ＶＡＲ模型内，ｍ个内生变量经过一定滞后期按其成因分解为与各方程相关的ｍ个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性．结果如下：ｌ２３４５６７８９ＩｏＩＩｉ２ｉ３１４ｌＳ２３４５６７ｇ９１０ＩＩ１２３１４１５ｌ２３４５６７８９１０ｌｌ１２１３１４１５

Ｅ墨＝ｉＥ三刁

图５Ｅ曼＝三匹三刁图６Ｅ要＝三Ｅ三刁图７Ｘ的方差分解图Ｙ的方差分解图Ｚ的方差分解图

１８数学的实践与认识３９卷模型通过Ｃｈｏｌｅｓｋｙ分解，得出上述图．由图可见，在滞后５期后指标所受其它变量的影响逐渐稳定．对民间借贷利率Ｘ而言，８３．３％的因索还是受自身影响，约１２．５％的因素来源于贷款的增长率，４．３％左右的影响来源于存款增长率Ｚ；而对ｙ而言，７０．６％的因素来源于自身，１９．３％来源于Ｘ影响，１０．１％来源于Ｚ影响；对Ｚ而言，５７．７％来源于自身影响，１８．５％来源于Ｘ影响，２３．８％来源于Ｚ影响．

４结论分析

通过前面的分析，我们可以推断其数据生成过程，得到如下结论：

１．若不考虑结构突变的情况下，温州民间借贷利率服从一阶单位根过程，在设置合理的结构突变模型后，其不再是单位根过程，而是趋势稳定过程．这与Ｐｅｒｒｏｎ关于美国宏观经济数据的结论是相似的．实证研究显示，结构突变点的时间是在２００４年７月份内，而非图形上直观显示的６月份内．温州存贷款量增长率的最低值均是在２００４年７月份，与模型分析确定的民间借贷的利率突变点相同．确定结构突变的时间点有较大的实用价值．决策者在某一时点试图调控经济现象时，比如民间借贷利率指标。通常由不同部门陆续出台一些相关行政文件、政策措施，这些措施对指标的影响有大有小，效果显现有快有慢，决策者往往难以把握指标什么时候出现多大幅度的变化．现在找出这一变化点，与前段决策的制定时间相对照，这无疑给决策者今后的工作提供了极有参考价值的信息．据资料显示，造成这一突变的主要原因主要是２００４年春银监会执行了一系列贷款收缩政策，２月份出台一份重要法规一《商业银行资本充足率管理办法》，这些政策的出台份时间可认为是诱导这一突变的起始点，它与２００４年７月的时间间距可认为是政策的颁布至政策发生作用的时滞时间．从民间借贷利率单位根检验最终确定的模型来看，模型在结构突变后具有绝对值较大的负斜率，事实上民间借贷利率不可能以这种趋势继续下降，近三个月数据显示其又有保持平稳波动的倾向，这意味着利率的数据生成过程又有可能再次发生结构突变，突变点可能就在２００５年６＂８月间，具体走势还有待进一步观察，但可以肯定数据仍服从有结构突变的趋势稳定过程．

２．由ＶＡＲ估计的结果来看，温州民间借贷利率与金融信贷量增长率之间存在着一定的互动关系．总体而言，民间借贷利率本身出现的冲击很大部分会留在自身，小部分会转移至其它两变量上，冲击对贷款增长率、存款增长率都有一定作用，影响的效果不大，主要原因是民间借贷的量与银行信贷量相比仍较小．但银行信贷量的冲击对自身影响不大，很快归为零，对民间借贷率却有长期的正影响，显示金融机构的信贷行为对民间借贷利率还是有相当的影响力．从方差分解分析来看，民间借贷利率的走势主要是由自身原因决定，相比而言，存款增长率更易受到其它两变量的影响．由图七看，存款增长率在滞后一阶的情况下有三分之一因素可归因于上期的贷款增长率，而后民间借贷利率的因素逐渐增大，最终稳定情况下也有４２．３％的因素可归因于其它两变量，显示存款增长率受其它变量影响较大．由上分析可对调控民间借贷利率提出一些建议．首先要注意到政策的颁布实施至民效果的出现有一时滞，这一时滞约有４～５个月；存贷款的调控都能影响到民间利率，贷款的影响要大于存款的影响，存款的增长对贷款的增长有较大的依赖性；民间借贷一定程度上独立于金融信贷，因而要调控民间借贷还要从改变企业受融资习惯、创建良好的金融融资环境出发．

３．在ＶＡＲ模型中加入变结构因素分析取得了良好效果。这也可认为是事件对经济变量影响分析的一种可行方法，有效的避免了对不平稳数据差分所造成的信息损失．但还有些

１０期周明磊：温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析

模型细节还有待继续研究．

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ＺＨＯＵＭｉｎｇ—ｌｅｉ

（ＡｎｔｃｉＣｏｌｌｅｇｅｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ＆Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ。ＳｈａｎｇｈａｉＪｉａｏＴｏｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｓｈａｎｇｈａｉ２０００５２。Ｃｈｉｎａ）

Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＴｈｉｓｐａｐｅｒｔｅｓｔｔｈｅｒａｔｅｓｉｎＷｅｎｚｈｏｕ７Ｓｐｅｏｐｌｅ—ｔｏ－ｐｅｏｐｌｅｂｏｒｒｏｗｏｒｌｅｎｄｍａｒｋｅｔｂｙｓｔｒｕｃｔｕｒａｌ—ｃｈａｎｇｅｕｎｉｔｒｏｏｔｔｅｓｔ，ａｎｄｆｉｎｄｔｈａｔｉｔｉｓｔｉｍｅｔｒｅｎｄｓｔａｔｉｏｎａｒｙｐｒｏｃｅｓｓ．ＷｅｅｓｔｉｍａｔｅｔｈｅｓｔｒｕｃｔｕｒａｌｃｈａｎｇｅｆｏｒｍａｎｄｆｉｎｄｔｈｅｂｒｅａｋｐｏｉｎｔｉｓＪｕｌｙ２００４．Ｔｈｅｎ。ｃｏｎｓｉｄｅｒｔｈｅｓｔｒｕｃｔｕｒａＩｃｈａｎｇｅ，哩ｅａｎａｌｙｓｉｓｔｈｅｔｒａｎｓｆｅｒｍｅｃｈａｎｉｃｓｂｅｔｗｅｅｎｒａｔｅｓｉｎＷｅｎｚｈｏｕ’ｓｐｅｏｐｌｅ—ｔｏ－ｐｅｏｐｌｅｂｏｒｒｏｗ－ｏｒ－ｌｅｎｄｍａｒｋｅｔａｎｄｆｉｎａｎｃｉａｌｆｕｎｄｗｉｔｈＶＡＲｍｏｄｅＩａｎｄｃｏｒｒｅｌａｔｉｖｅｔｈｅｏｒｙ．Ｆｉｎａｌｌｙ。ｅｃｏｎｏｍｉｃａｌｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎｓａｒｅｇｏｔｔｅｎ．

Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｓｔｒｕｃｔｕｒａｌ—ｃｈａｎｇｅ；ｕｎｉｔｒｏｏｔｓ；ｖｅｃｔｏｒａｕｔｏ—ｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎＩｉｍｐｕｌｓｅｒｅｓｐｏｎｓｅｆｕｎｃｔｉｏｎ；ｒａｔｅｓｉｎｐｅｏｐｌｅ—ｔｏ—ｐｅｏｐｌｅｂｏｒｒｏｗｏｒｌｅｎｄｍａｒｋｅｔＩｔｒａｎｓｆｅｒｍｅｃｈａｎｉｃｓ

温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析

作者：

作者单位：

刊名：

英文刊名：

年，卷(期)：周明磊， ZHOU Ming-lei上海交通大学,安泰经济与管理学院,上海,200052数学的实践与认识MATHEMATICS IN PRACTICE AND THEORY2009,39(10)

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本文链接：http://d.g.wanfangdata.com.cn/Periodical_sxdsjyrs200910003.aspx

第３９卷第１０期数学的实践与认识Ｖ０１．３９Ｎｏ．１０

Ｊ

２００９年５月ＭＡＴＨＥＭＡＴＩＣＳＩＮＰＲＡＣＴＩＣＥＡＮＤＴＨＥＯＲＹ、Ｍａｙ，２００９

温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析

周明磊

（上海交通大学安泰经济与管理学院，上海２０００５２）

摘要：温州民阃借贷利率走势进行结构突变单位根检验，发现它属于结构突变的趋势平稳过程，并确定其

突变发生的时间点及结构突变形式，得出温州民间借贷利率在２００４年７月闻出现结构突变结论．接着运用

ＶＡＲ模型及相关分析技术。结合结构突变思想，分析了民间借贷利率与金融信贷间相互作用关系，最后给出

相关经济结论．

关键词：结构性突变；单位根；ＶＡＲ模型ｆ脉冲响应；民间借贷利率；传导机制

１引言

温州作为我国唯一的金融改革特区，享受一些特殊金融政策，其民间借贷发达，民间借贷利率的走势反映了民间资金供求的紧张充裕状况．据统计，近两三年温州民间借贷利率平均从千分之八点多，升至十二点多，走势上呈现较大的差异．民间借贷利率直观上讲与金融机构借贷的利率密切相关，但金融机构综合贷款对象、金额大小、用途、期限、贷款风险等因素，给出不同的利息率，往往难以有一个准确值衡量全市贷款利率水平的高低．贷款量与利息率如同货物的“量”与“价”的关系，量大了必然会引致价格下跌，利率上升，我们完全可以用金融机构贷款发放量的增加率作为其金融机构信贷宽松度量的一个指标．一般而言，金融机构的贷款利率要明显低于民间借贷利率，银行贷款发放多了必然会减低企业对民间借贷的需求．存款也一样，存款吸收多了，也必然会对企业的民间借贷活动有相当的影响．本文即从这一思想出发，来检验温州民间借贷利率与金融借贷间存在如何的相互传导机制．

本文依托人民银行温州中支货币信贷科的监测数据，利用向量自回归等技术，考虑变结构等因素，对其与金融机构贷款量、储蓄存款量间的相互关系作分析．温州中支民间利率借贷利率的监测数据显示，该指标在近两年多时间内出现较大波动，走势如图１（以Ｘ记，单位为千分之一）．做好民间借贷利率的分析工作对于央行正确制定执行宏观经济政策有较大的参考价值．

２相关理论简介

首先我们简述一下所需用到的理论．

１．单位根突变基本理论

数据生成过程有平稳性与不平稳性，平稳性是一个时间序列的重要特征，是进行时间序列分析的基础．某些不平稳序列经过差分后亦可成为一平稳序列，则称为单整．判断一个序列是否单整的常用方法（即单位根检验）是ＡＤＦ检验，以ＡＩＣ准则确定滞后阶数Ｐ．Ｐｅｒｒｏｎ提出：由于剧烈的外部冲击可能导致数据生成过程具有结构变化，其单位根的性质会发生变收稿日期：２００６—０８—１０

１２数学的实践与认识３９卷化．他运用结构变化的单位根检验，发现

美国宏观经济变量时间序列数据大部分

为结构突变的趋势稳定，这一结论与

Ｎｅｌｓｏｎ和Ｐｌｏｓｓｅｒ（１９８２）的结论不大一

致．然而，Ｚｉｖｏｔ和Ａｎｄｒｅｗｓ通过内生化

结构突变点又发现Ｐｅｒｒｏｎ的结论部分不

正确．结构变化的单位根检验现成为当

前宏观计量经济学的一个前沿课题．处

理变结构因素的方法可以通过在线性关

系中考虑截距的变化，或既考虑截距变

化又考虑斜率变化，当然也有其它途径．

在平面数据、单位根、协整等许多领域都Ｅ习

有变结构因素的处理问题．图１温州民间借贷利率走势

趋势稳定指一时间序列对常数和时

间趋势回归的残差为稳定过程，则该时间序列为趋势稳定；退化趋势即将序列与代表趋势发展方向的虚拟变量进行回归后所得残差．外生结构即指突变时间ｔ口已知，这儿暂取２００４．６

ｆ０ｔ＜ｔ。

这个时点．设突变时间的虚拟变量Ｄ，，Ｄ，一｛，、。．由于趋势大致有三种形式，即只发

Ｉｌｔ２ｔＢ

生均值变化、只发生增长趋势变化无均值变化、同时发生增长趋势变化和均值变化，退化趋势的模型可建立如下三种：

模型Ａ：Ｘ，一／２。＋∥，Ｄ，＋ｄｔ＋ｅ，，表示结构突变只发生在截距项中．

模型Ｂ：Ｘ。一胁＋ｄｏｔ＋ｄ。ｔｃ＋ｅ，，表示结构突变只发生在斜率，而截距不变，

ｔｃ＝＜ｆ０，ｔ＜ｔＢ

ｌｔ—ｔ８＋１，ｔ≥ｔＢ

模型Ｃ：Ｘ，一∥。＋∥，Ｄ，＋ｄｏｔ＋艿。ｔｃ＋ｅ，，表示截距和斜率同时具有结构变化．

这三个模型的原假设均为有结构变化的单位根，备择假设均为结构突变的趋势平稳，即如下表示：

Ｈｏ：ｅ，～Ｊ（１），Ｈｌ：ｅ，～，（０）

当残差ｅ，～Ｉ（１）时，Ｘ。具有结构变化的单位根，反之，当ｅ。～，（ｏ）时，Ｘ，为结构突变的趋势稳定．残差ｅ，即是Ｘ，退化趋势后的数据Ｘ，．而此时判断ｇ，是否平稳其临界值与ＤＦ检验临界值略有不同。（记：Ａ为突变点前样本数与样本总数比率），Ｐｅｒｒｏｎ认为当Ａ为０或１时，即无结构突变发生，这一临界值与ＤＦ临界值一致；当０＜Ａ＜１时，Ｐｅｒｒｏｎ临界值均小于ＤＦ临界值，在Ａ一０．５时差别最大，Ｐｅｒｒｏｎ临界值为一３．７６。ＤＦ临界值为一３．４１，相差０．３５个单位．这样我们以ＤＦ临界值为参考，在ＤＦ检验值显著的基础上均能保持更高的可信度，而所计算得ｔ统计值显著大于ＤＦ检验值时认为检验不显著，ｔ统计值略大于ＤＦ检验值时则不能得出结论．

现结构突变点的确定是我们事先给定的，但突变点的真实时间是否就是这点还有待考证，另如果时间序列变化不太明显，我们很容易找错点．根据Ｐｅｒｒｏｎ等研究结果表明，寻找突变点可按如下步骤进行：

１０期周明磊：温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析．１３

第１步，选定所有的结构变化点，ｔｌ＇．．．＇ｔ。，其对应的九为凡一ｔｉ／Ｔ，ｉ＝１，…，ｈ．一般地０．１５≤凡≤０．８５，以保证较高的检验势．

ｆ０ｔ＜ｔｉ

第２步，对每一个ｆｉ，ｉ一１，…，ｈ，都看作是已知，相应地虚拟变量Ｄ”Ｄ，２１１ｆ＞ｆ：，重

复进行模型Ｃ的退化趋势和对退化趋势数据的ＡＩ）Ｆ回归，观察各值的ＡＤＦ值，即ｆ（ＩＤ）．

第３步，对所有的ＡＤＦ值取极小。即ｍｉｎｔ（ｐ），由此确定结构变化发生点Ａ’，对该点的

＾，

ＡＤＦ值检验显著性，确定其是否为结构突变的趋势稳定．

２．ＶＡＲ模型的基本思想

向量自回归是指系统内每个方程有相同的右侧变量，而这些右侧变量包括所有内生变量滞后值．模型结构如下：

户ｑ

Ｙ，＝ｆ４－∑ＡｐＹＨ４－∑Ｂ函一』４－Ｓｔ

ｆ＝１ｉ＝０

Ｍ为内生变量，五为外生变量，Ｅｔ为随机扰动残差，假设为序列项不相关．向量自回归模型属非结构化模型，对于相互联系的时间序列变量系统是有效的预测模型。在实际中有广泛的应用．

脉冲响应函数和方差分解是观察ＶＡＲ模型结果的有效方法．脉冲响应函数反应了某一变量一个标准差的冲击对各变量当期值和未来值所带来的影响，而方差分解反应了某一个变量方差的来源．

３实证分析结果

人民银行温州中支所提供的民间借贷利率数据是采集每月全市范围内４００笔民间借贷数据经加权平均所计算而得，有较好的随机性和稳定性，便于进行时间序列分析．

１．民间借贷利率单位根变结构分析结果

对温州民间借贷利率作单位根检验，首先假定突变点在２００４—６，结果如表１：

表１民间借贷利率单位根检验结果表

（注：检验模型栏内。ｆ表示单位根检验带有截距项，ｆ表示单位根检验带有趋势项，ｎ则表示无截距项或趋势项，后数字项表示滞后阶数）

由表１可发现，ｘ在整个样本区间内是不平稳过程。但在两个子样本区间却是具有趋势项和常数项的平稳过程．利用Ｐｅｒｒｏｎ的结构突变单位根检验模型作分析。分别对三个模型估计，产生的残差项岛只用无趋势项、无截距的ＡＤＦ检验模型检验，基于ＡＩＣ准则选择滞后阶数，结果如下：

模型Ａ：突变模型为

Ｘ，一９．５７６２５５４－３．５４２５４４Ｄ，一０．０７１０４８ｔ４－毋

数学的实践与认识

（３３．３３９１１）（７．１５９８８３）（一２．７２６１２３）

Ｒ２—０．７７３２２８３９卷Ｄ．Ｗ．＝０．２８４１３６Ｆ一４９．４４０７７

＆，＝一０．１０７３８４ｅ，一１＋岛

ＡＩＣ＝０．７７９０２４ＡＤＦ＝一１．０７２１９４＞５％临界值一１．９５２１

结论：ｅ，不平稳，Ｘ。不平稳．（事实上，经进一步检验岛～Ｊ（１））

模型Ｂ：突变模型为

Ｘ，一７．８６０８１８＋０．１６８０９８ｔ—Ｏ．１６３２２３ｔｃ＋色

（１５．３６４７５）（３．８２５６１１）（一１．９９８９９７）

Ｒ２—０．４４８３６８Ｄ．Ｗ．一０．２７６０３５Ｆ＝１１．７８５６４

如。一一０．１７７２３５ｅ，１—０．３３９９０８Ｚｌｅ，一１＋岛

Ａ，Ｃ一１．５３３０３１ＡＤＦ＝一１．８５３９４５＞５％临界值一１．９５２６

结论：情况不可确定．

模型Ｃ：突变模型为

Ｘ，一８．７３４５６６＋３．７９４５６４Ｄ，＋０．０２２４７３ｔ一０．２２９７９４ｔｃ＋ｅｔ

（４１．６５５６９）（１２．８４３４３）（１．０９８２２０）（一７．１６３９４２）

Ｒ２＝０．９１９９５１Ｄ．Ｗ．一０．８５３５１７Ｆ＝１０７．２６２４

出。一一０．４６３２０２ｅ，一ｌ＋岛

ＡＩＣ一０．５８７３７７ＡＤＦ一一３．１６３３４４＜１％临界值一２．６３９５

结论：ｅ，平稳，Ｘ，服从截距项和斜率同时变化的结构突变趋势稳定过程．

最终可认定模型Ｃ结论正确，即Ｘ，服从截距项和斜率同时变化的结构突变趋势稳定过程．

２．民间借贷利率变结构突变点的确定

现确定利率的突变点，在０．１５≤九≤０．８５范围内共计有２００３—５～２００５—４，２４个样本点，将其中每一点均作为可能的结构变化点．依据前面所述理论计算结果如表２：

表２ｆ（刍）计算结果表（＊表示５％水平下显著，＊＊表示１％下显著，以下类同）

０３．６

０．１８７５

—１．５４８８６９

０３．１２

０．３７５

—１．３６０６１２５

０４．６

０．５６２５０３．７０．２１８８０３．８０．２５—１．６１５７４８０４．２０．４３７５一２．０７２４５３＊０４．８０．６２５０３．９０．２８１３ｔ时间０３．５＾０．１５６３０３．１００．３１２５—１・５７７５６３０４．４０．５一２．５１０７４＊０４．１００．６８７５ＡＤＦ值一１．４９３９７６一Ｉ．４９９６９５０４．１０．４０６３—２．６１２９９９＊０４．７０．５９３８—１．５８４５５９０４．３０．４６８８一２．６８８８５２＊＊０４．９０．６５６３时间０３．１１丸０．３４３８ＡＤＦ值一１．７８１５６５时间０４．５五０．５３１３

ＡＤＦ值一３．５９０４１６＊＊一３．１６３３４４＊＊一４．７８６９４０＊＊一４．３５０８５２＊＊一３．３２５２４４＊＊一２．９６１４５５＊＊时间０４．１１０４．１２０５．１０５．２０５．３０５．４

１０期周明磊：温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析１５

由表２可发现。Ａ‘＝０．５９３８，即０４—７应为结构突变点，这与第上节预先假定的２００４—６有出入，是模型检验的“发现”．突变点在２００４—７的模型Ｃ估计结果为：

Ｘ，＝８．４２００２０＋３．２１９２０６Ｄ，＋０．０７２１３８ｔ一０．３０３６５３ｔｃ＋岛

（２８．０３０７４）（７．２８４９２６）（２．５９９４９７）（一６．１８５１６３）

Ｒ２＝０．８２５１７８Ｄ．Ｗ．一０．１．５８８６２９Ｆ一４４．０５４２８

如，一一０．８２９５２９ｅ，一ｌ＋岛

ＡＩＣ＝０．１．７１０１３８ＡＤＦ一一４．７８６９４０

３．ＶＡＲ模型建立

ＶＡＲ（ＶｅｃｔｏｒＡｕｔｏｒｅｇｒｅｓｓｉｏｎ）是一种近年来在宏观经济分析中广泛应用的非结构化模型（Ｃａｔａｏ和Ｒａｍａｎｓｗａｍｙ，１９９５），ＶＡＲ主要通过实际经济数据而非经济理论来确定经济系统的动态结构，建模时无须提出先验假设一它不排除任何假设，它可以通过信息的时间序列将这些假设区分出来．

民间借贷利率毫无疑问与金融机构的信贷、储蓄量密切相关，为分析它们之间的相互关系及传导机制，本文拟利用ＶＡＲ模型，加入变结构因素研究变量间相互作用关系．记ｙ为温州金融机构月贷款量的增长率，Ｚ为温州金融机构月储蓄量的增长率．

１）相关变量的单位根检验

分别对Ｘ、ｙ、Ｚ三变量作一般单位根检验和在０４．０７点有结构突变的单位根检验，以ＡＩＣ准则确定滞后阶数，样本范围为２００３—０１～２００５—０９结果如表３：

表３Ｘ、ｙ、Ｚ单位根变结构检验结果

可见，ｙ是一平稳过程，Ｘ、Ｚ服从有结构突变的平稳过程．

２）相关变量的Ｇｒａｎｇｅ因果关系检验

对Ｘ、ｙ、ｚ三变量作Ｇｒａｎｇｅ因果关系检验，结果发现滞后在１阶、５阶、６阶，１０％显著性下，ｙ是Ｘ的原因，而其它情况下Ｘ、ｙ间都没显著的因果引导关系；在滞后１阶，５％显著性下，Ｘ与Ｚ互为显著引导关系，其它滞后阶数下都不明显．Ｘ与ｙ、ｚ问因果关系不是太显著．但检验也不拒绝ｙ、ｚ不是Ｘ的原因．

３）ＶＡＲ模型的建立

现以础、为内生变量肌、，一｛；：嚣、一。毒１凶９Ｚ为内生变量，以ｆ、，一｛，现以ｘ、ｙ、Ｄ．、’：：、ｔｔ一｛．，。一７对．、，。（注：９（注：２００４西对应的ｔ变量值即１９．），建立ＶＡＲ模型，￡、Ｄ。、ｔｃ可认为是结构变化因素．由于Ｘ与Ｚ属有结构突变的趋势平稳过程，以Ｘ、ｙ、ｚ为内生变量，ｔ、Ｄ。、ｔｃ作为外生变量进入ＶＡＲ模型，考虑

１６数学的实践与认识３９卷了变结构因素，ＶＡＲ模型为平稳过程．在实际计算中发现，只要内生变量的滞后阶数不超过４阶，都能保证ＶＡＲ模型没有一个特征根落在单位圆上，即模型具有稳定性，可用于预测和脉冲响应分析．

ＶＡＲ模型对滞后阶数Ｐ有很强的敏感性，本文依据ＡＩＣ、ＢＩＣ及Ｉ。Ｒ准则来确定．Ｐ值越大，模型所包含的信息量越多。但也会造成自由度的损失．在计算过程中发现。随着Ｐ的增大，ＡＩＣ、ＢＩＣ值起初有所波动，后来就急剧变小，但模型的稳定性有所下降．当Ｐ大于４时，模型都有特征值落在单位圆上，稳定性通不过检验．方程组对Ｘ有较好的解释能力，但对ｙ、ｚ的解释能力不行．随着Ｐ值增大，模型ＡＩＣ、ＢＩＣ值降低很大程度上是由于提高了对ｙ、Ｚ的解释能力．比较滞后１～４阶与滞后１、２、４阶的回归ＡＩＣ、ＢＩＣ值及极大似然值．

表４ＶＡＲ模型不同滞后阶数时对应的ＡＩＣ、ＢＩＣ、极大似然值

由上可计算出前两行的Ｉ。Ｒ统计值分别为１５．２９４７、１５．７８１５６，均小于自由度为９的艋¨（９）＝１６．９１０值，统计不显著，综合考虑剔除滞后第２价和第３阶作为解释变量．由此我们得出如下的ＶＡＲ模型．

尬＝Ｃ＋ＡｌＭ—ｌ＋Ａ。心一。＋Ｂ。Ｎ，＋Ｕ，

ｘ。ｔ

舰一

ＶＡＲ估计结果如表５．ｙ，Ｚ。，Ｎｆ＝Ｄ，ｔｃ

表５

ＸｆＶＡＲ模型回归结果

墨１

Ｘ．一４

ｙ，－ｌ１．０１０１１９—０．０２２７２一０．００３１６２

—０．１９４１７１０．１５２１０６０．５７２８７９—０．１５１１７１０．１１１２７６

—０．１７１０７４

—０．２４６７５２

—２．２１６４７９

—２．７６８０５２

—０．１５５２６１

０．２７３５０２

０．４６２２１８

０．２０７４８

１．８１４４８００．７３７３０１—０．０１９４８０．２３５７８３０．４６１５５２—０．２８５５７９—０．５４９２７９０．８７５５５４—４．３６１４０９—０．２８６９５５０．４６９１４３０．６０２６１０．４１４３７３３．２０１３３４ｙ，一４Ｚ，ｌ一０．ｉ２３１６９Ｚｆ．｛０．０８０２０２Ｃ０．３３５２０５一０．８２３６０１ｎｔｔｃ一０．０３５９９一０．０３８９５３０．９２８３６６０．８９４４３４２７．３５９５９Ｒ２霞２Ｆ

ＡＩＣ＝７．９８００３５．ＢＩＣ＝９．３９４４７９，Ｌｏｇｌｉｋｅｌｉｈｏｏｄ＝一８５．７１０５１

１０期周明磊：温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析１７

对每个单方程进行Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅｒｅｓｉｄｕａｌｓ残差检验及Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅ系数检验．Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅｒｅｓｉｄｕａｌｓ检验是基于如下原理的，比如要以ＯＬＳ估计方程的是个系数，用最初的志个样本估计出系数向量ｂ，由此预测下一个样本的预测值，计算出它的２倍置信区间，再取下一个样本值，计算出残差．若超出置信区间，则意味着系数不稳定，该模型不稳定．再添加第点＋１个样本，重复上述步骤，估计再次估计ｂ向量，依次计算可得出一组残差和置信区间的曲线图．Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅ系数检验也是相同步骤，计算出方程某个回归系数的估计值及预测值，观察其是否超出２倍方差置信区间．现对这个ＶＡＲ模型３个方程分别作Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅｒｅｓｉｄｕａｌｓ检验和Ｒｅｃｕｒｓｉｖｅ系数检验，结果都显示模型具有较好的稳定性．

模型回归结果显示第一个方程具有良好的解释效果，而第二、三方程对应变量的解释能力较差，这也与Ｇｒａｎｇｅ因果关系检验结果相应．

４．脉冲响应函数分析

脉冲响应函数是衡量来自随机扰动项的一个标准差的冲击对内生变量当前和未来取值的影响．结果如下

ｋ５台＝警警譬甚：：：紫删沁５Ｉ。Ｉｃ。ｒ。器Ｙ－景：：：：：等１＿ｋ５：晨；譬譬＿鲁：：：轰，１＿

≥∑：昭／一／

图２．广、一、＿＝≥ｓ，…一一多一ｊ—Ｖ２３４Ｖ尸Ｖ一Ｅ主＝ｊ习５６７Ｒ９１０ｌＩ‰拈，一２３４＇６７１２１３１４１５ｌＥ主＝墨圄８９１０ｌｌ１２３１４１５Ｘ对各变量的脉冲响应图３Ｙ对各变量的脉冲响应图４Ｚ对各变量的脉冲响应

上图结果表明，对Ｘ施加一个标准差的冲击，它对自身的影响是长期持续的。在滞后１５期时仍有较大的正影响，而对ｙ变量期初产生了负影响，在滞后５期时转变为正影响并且长期存在，Ｘ对Ｚ的影响是在滞后５期时才会显现出负效应，然后逐渐减弱消失；对ｙ、Ｚ施加一个标准差的冲击，它对自身和Ｚ存在一些波动性影响，但对Ｘ存在一轻微的长期正影响．

５．方差分解

方差分解意味着在ＶＡＲ模型内，ｍ个内生变量经过一定滞后期按其成因分解为与各方程相关的ｍ个组成部分，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性．结果如下：ｌ２３４５６７８９ＩｏＩＩｉ２ｉ３１４ｌＳ２３４５６７ｇ９１０ＩＩ１２３１４１５ｌ２３４５６７８９１０ｌｌ１２１３１４１５

Ｅ墨＝ｉＥ三刁

图５Ｅ曼＝三匹三刁图６Ｅ要＝三Ｅ三刁图７Ｘ的方差分解图Ｙ的方差分解图Ｚ的方差分解图

１８数学的实践与认识３９卷模型通过Ｃｈｏｌｅｓｋｙ分解，得出上述图．由图可见，在滞后５期后指标所受其它变量的影响逐渐稳定．对民间借贷利率Ｘ而言，８３．３％的因索还是受自身影响，约１２．５％的因素来源于贷款的增长率，４．３％左右的影响来源于存款增长率Ｚ；而对ｙ而言，７０．６％的因素来源于自身，１９．３％来源于Ｘ影响，１０．１％来源于Ｚ影响；对Ｚ而言，５７．７％来源于自身影响，１８．５％来源于Ｘ影响，２３．８％来源于Ｚ影响．

４结论分析

通过前面的分析，我们可以推断其数据生成过程，得到如下结论：

１．若不考虑结构突变的情况下，温州民间借贷利率服从一阶单位根过程，在设置合理的结构突变模型后，其不再是单位根过程，而是趋势稳定过程．这与Ｐｅｒｒｏｎ关于美国宏观经济数据的结论是相似的．实证研究显示，结构突变点的时间是在２００４年７月份内，而非图形上直观显示的６月份内．温州存贷款量增长率的最低值均是在２００４年７月份，与模型分析确定的民间借贷的利率突变点相同．确定结构突变的时间点有较大的实用价值．决策者在某一时点试图调控经济现象时，比如民间借贷利率指标。通常由不同部门陆续出台一些相关行政文件、政策措施，这些措施对指标的影响有大有小，效果显现有快有慢，决策者往往难以把握指标什么时候出现多大幅度的变化．现在找出这一变化点，与前段决策的制定时间相对照，这无疑给决策者今后的工作提供了极有参考价值的信息．据资料显示，造成这一突变的主要原因主要是２００４年春银监会执行了一系列贷款收缩政策，２月份出台一份重要法规一《商业银行资本充足率管理办法》，这些政策的出台份时间可认为是诱导这一突变的起始点，它与２００４年７月的时间间距可认为是政策的颁布至政策发生作用的时滞时间．从民间借贷利率单位根检验最终确定的模型来看，模型在结构突变后具有绝对值较大的负斜率，事实上民间借贷利率不可能以这种趋势继续下降，近三个月数据显示其又有保持平稳波动的倾向，这意味着利率的数据生成过程又有可能再次发生结构突变，突变点可能就在２００５年６＂８月间，具体走势还有待进一步观察，但可以肯定数据仍服从有结构突变的趋势稳定过程．

２．由ＶＡＲ估计的结果来看，温州民间借贷利率与金融信贷量增长率之间存在着一定的互动关系．总体而言，民间借贷利率本身出现的冲击很大部分会留在自身，小部分会转移至其它两变量上，冲击对贷款增长率、存款增长率都有一定作用，影响的效果不大，主要原因是民间借贷的量与银行信贷量相比仍较小．但银行信贷量的冲击对自身影响不大，很快归为零，对民间借贷率却有长期的正影响，显示金融机构的信贷行为对民间借贷利率还是有相当的影响力．从方差分解分析来看，民间借贷利率的走势主要是由自身原因决定，相比而言，存款增长率更易受到其它两变量的影响．由图七看，存款增长率在滞后一阶的情况下有三分之一因素可归因于上期的贷款增长率，而后民间借贷利率的因素逐渐增大，最终稳定情况下也有４２．３％的因素可归因于其它两变量，显示存款增长率受其它变量影响较大．由上分析可对调控民间借贷利率提出一些建议．首先要注意到政策的颁布实施至民效果的出现有一时滞，这一时滞约有４～５个月；存贷款的调控都能影响到民间利率，贷款的影响要大于存款的影响，存款的增长对贷款的增长有较大的依赖性；民间借贷一定程度上独立于金融信贷，因而要调控民间借贷还要从改变企业受融资习惯、创建良好的金融融资环境出发．

３．在ＶＡＲ模型中加入变结构因素分析取得了良好效果。这也可认为是事件对经济变量影响分析的一种可行方法，有效的避免了对不平稳数据差分所造成的信息损失．但还有些

１０期周明磊：温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析

模型细节还有待继续研究．

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温州民间借贷利率与金融信贷传导机制分析

作者：

作者单位：

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英文刊名：

年，卷(期)：周明磊， ZHOU Ming-lei上海交通大学,安泰经济与管理学院,上海,200052数学的实践与认识MATHEMATICS IN PRACTICE AND THEORY2009,39(10)

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本文链接：http://d.g.wanfangdata.com.cn/Periodical_sxdsjyrs200910003.aspx