周明磊，任荣明

（上海交通大学 安泰经济与管理学院，上海 200052）

0 引言

20世纪80年代以来，温州个私经济迅速发展，信贷融资需求旺盛，在金融市场上由于正规金融缺位，而直接的自由借贷由于其灵活性和民间资金充裕性，为非正规金融孳生和发展提供了空间。温州民间借贷活动由来已久，一直在不断发展变化之中，利率水平由于不同时期受各种经济金融运行态势和宏观调控影响，呈现不同变化趋势。2003～2007年民间借贷利率监测结果为月平均利率在9‰左右，仅为20世纪80年代末水平的1／4，是历年来的最低水平，甚至落入当时温州农信社的法定贷款利率浮动范围之内。2004～2005年期间曾有过近一年时间的高利率期，2007年5月份以来又明显提高，1月份加权平均月利率为9.17‰，12月份为11.64‰，提高了2.47个千分点；而2008年4月末加权平均月利率达到了12.6‰，比去年同期提高了3.72个千分点，达到了2003年以来的最高点。从近年来的总体发展趋势看，其活跃程度呈现明显阶段性起伏，近来民间借贷利率水平又有显著回升，值得我们重视。

本文利用计量模型对温州民间借贷利率与正规金融间的关系作分定量分析，洞悉正规金融与民间金融间的相互作用机理，宏观经济变量中以当月金融机构信贷增量对民间利率影响最为显著，贷款投放对市场利率有直接冲击作用，而回流的存款数据更多包含了企业资金周转等因素，与民间借贷利率的解释作用不明显。对于宏观政策而言，各个政策的影响力不同，市场对其反映不一致，故可借用变结构中的虚拟变量来反映。本文拟采用两个指标：（1）用杭州人民银行提供温州民间借贷利率数据来代表温州民间借贷利率rt，样本为2003年1月至2008年6月，共计66个样本。也有人指出该数据仍不足以代表温州民间利率实际水准，笔者认为任何一个宏观数据，即便最权威的统计年鉴数据其正确性也只是相对的①2004年国家统计局曾调整历年GDP统计数据，美国在1929～1999年之间进行过11次历史数据调整。，人行温州民间借贷利率数据近几年来一直保持同一采样、统计流程，其计算口径相对稳定，数据前后具有一定可比性，可以进行时间序列分析。（2）采用各金融机构当月新增贷款总额，记xt。该指标反映金融信贷的规模，该指标越大，说明金融信贷越宽松。同时模型还考虑了另个因素——存款准备金率的调整。存款准备金率调整是央行一项主要宏观政策，政策对经济变量的作用效果受市场预期、各方面机构博弈等多方面影响，本文思路是先判断前两变量在时间序列上有无变结构特征，再在VAR模型中设定相应虚拟变量。

1 两个变量的平稳性检验

两个变量数据走势图分别如图1、图2所示。

1.1 民间利率rt平稳性检验

图1 r变量走势图

图2 x变量走势图

对于民间借贷利率检验，笔者曾在2005年末研究过该变量，结果显示为存在结构突变的单位根过程。从数据生成过程来看结果是可以接受的，但结合现实看有点错误，民间借贷不可能无限偏离正规金融利率，没有实际意义，因而存在趋势结构变化的单位根过程是错误的，原因在于样本数据少。故本文假设rt的结构突变只采用崩溃（Crash）模型，即突变发性时只改变rt的均值，对时间趋势系数不发生影响，从图1来看这个假设也是可以成立。以外生法来检验结构突变点设存在三个突变点：d1=1,t＞2004.06；d2=1,t＞2005.03；d3=1,t＞2007.10，退化趋势方程为：

对残差的单位根显示ADF(0)=-4.585＜-2.601(1%的ADF临界值，ADF后括号内为滞后阶数)，可拒绝单位根原假设，认为序列为变结构的趋势平稳过程，而非变结构的单位根过程。

此前，三个变结构点是以外生法所确定，对于第一二点突变趋势很明显，而对于第三点附近数据变动突变性不是很明显，故拟用内生法来确定，采用循序检验方法，即在该突变点附近依次考虑各个点是否有突变可能，以ADF检验值最小为标准，采用EView5.0编程实现，结果如图3，显示2007年9月为结构突变点，故变量d3定义应修改为d3=1,t＞2007.09。

数据生成方程为：

1.2 信贷投入量xt平稳性检验

从图2来看xt在2005年中信贷投放有可能出现了一个信贷从紧变为宽松的趋势变动，但不是很明显。为推断xt的数据生成过程，首先在不考虑结构突变状态下作ADF检验，结果为：

残差 ADF(1)=-3.106＞-2.908（5%水平临界值），结果显示序列xt服从有一截距项的平稳过程。

图3 r第三结构变动点循序检验值序列

图4 仅截距项变动循序法ADF检测结果图

图5 截距项、趋势项变动循序法ADF检测结果图

表1 xt变结构点Chow检验结果

为进一步考虑序列是否具有结构突变特性，分别对原序列作有截距项和同时有截距项、趋势项突变的平稳性检验，假设突变点只有一个，通过循序法将时点从2003年7月变动至2007年9月，由平稳性检验的ADF值的极小值来确定点，再由Chow检验来检测这突变点是否显著。循序法检验结果如图 4、5。

图4显示突变点在2006年3月，图5显示突变点在2006年1月。Chow检验是基于方差分析的断点检验，利用Chow检验对各突变点判断结果如表1。（同时考察上部分所确定的三个突变点）

结果显示序列xt在三种情况下都显著。综上考虑，xt极有可能具有趋势变动，若只有一个突变点时接受突变点在2006年1月，同时它也可认为是与民间借贷利率具有相同结构突变点。

1.3 平稳性检验结果说明及经济意义分析

由上述计量分析，我们可以看出温州民间借贷利率总体讲服从结构突变趋势平稳过程，这意味着外部冲击对利率趋势应分成两种情况，一种是对利率产生暂时而非持久影响，随着时间推移影响将会消失；而另一种是产生结构性变化，将利率从高位推向低位，或将从低位推向高位。从实证结果来看，温州的民间借贷利率存在着三个突变点，分别是2004年6月、2005年3月和2007年9月。回顾2004年4月时经济形势，国家自1996年6月以来一直实行下调利率刺激经济，在2003年出现信贷与货币供给量同比出现大幅上升，通胀压力加大，国家在2004年4月25日将存款准备金率由7%上调至7.5%。虽然只增加0.5%，但意义巨大。调整存款准备金率影响巨大，央行不可能一次调整进行大幅度调整，故第一次出现就意味着后续还会有多次调整动作，事实也如此，央行从那时至今已陆续调整19次，将准备金率调到17.5%高度，可见2004年4月存款准备金率调整是引起6月民间借贷利率结构变动的主要原因，而后续调整则都在市场预料之中，对利率没有产生永久性影响。对于2005年3月，这个时期许多机构正在关注中国汇率改革，央行在3月份金融体系资金已相当充裕的情况下，却又出人意料地在3月17日下调超额存款准备金利率，美联储又“默契”地连续三次加息将联邦基金利率由2.5%上调到3.25%，这使夹在中间的热钱“很难受”。同时，正规金融界资金宽裕迫使民间金融供求发生变化，可认为这次事件是使民间借贷利率下降主要原因。2007年9月及后期几个月，民间借贷利率发生稳步上升情况。而从央行数据显示，2007年全年共计十次提高，尤其是在8月15日之后，调整频率、力度明显加强，几乎每月一次，第十次调高了1%，2008年继续保持这种紧缩强度。可认为这是促使2007年9月成为结构变动点的主要原因，由于是政策是在后续不断实施强化，因而突变点表现不明显。

从上分析我们可得出：①操纵民间借贷利率的最终杠杆应是央行的存款准备金率，其它手段相对作用微小，对利率走势不产生长远影响；②对于那些能起到“发信号”作用的政策，其效果显著，2004年4月的存款准备金调整政策将民间借贷利率提高了3.11，而后两次变动分别下调-2.698和上升2.354，而其它一些宏观政策则对民间利率影响较小；③民间借贷利率已到高位，继续提高存款准备金率收效甚微。

对于信贷投放量xt，这个变量走势比较特殊，可认为基本保持平均每31亿元的水平上波动；也可认为自己拥有一个变结构点，2006年以前信贷水平每月约20.70亿元，2006年以后每月平均约为43.36亿元；也可认为与民间借贷利率有相同的三个结构突变点的变截距平稳过程；亦可认为在2006 年前后服从 xt=35.81-0.863t,(t＜2006m01)，2006 年及以后服从xt=67.52-0.333t,(t≥2006m01)；甚至它还可认为服从有三个结构变动点的变截距、变趋势平稳过程。这说明信贷投放受多因素影响，也许这是温州的特例。2006时浙商银行温州分行与民生银行温州分行新开业，新金融机构上市前对于贷款业务有一急剧扩张过程，其它银行迫于保持市场份额也不会轻易退让，但从总趋势来看信贷量仍应是紧缩性趋势。浙商银行温州分行是在2006年2月底正式开业，民生银行是在6月底正式开业，但开业前期就以开始大量的客户公关活动，故xt在2006年初的结构变动点可归因于这两家行的上市。甚至我们可以猜测，浙商银行行与民生银行上市的先后性才使得突变点会在2006年1月与3月比较模糊。由于2007年前期信贷投放额度过大，而央行在后5个月每月上调一次存款准备金率，致使后半年信贷投放量急剧下降。

2 两个变量的向量自回归过程及分析

2.1 VAR估计

正规金融对民间金融有着重要影响，这不仅仅局限在调整存款准备金率等重大宏观政策方面，而且每月贷款投放与存款回流都能影响着民间金融，这些影响程度有轻有重，时期有长。民间金融与正规金融究竟如何相互影响，我们将借助向量自回归模型及一系列分析技巧进行探讨。事实上鉴于上述平稳性检验结果，将变量rt、xt组成自回归向量，用d1=1,t＞2004.06；d2=1,t＞2005.03；d3=1,t＞2007.09 三个结构虚拟变量作为外生变量，以LLC准则和AIC、SC准则来决定滞后阶数为一阶，稳定性检验显示模型特征根都在单位圆内，可进行VAR估计，结果如表2。

Granger因果关系检验显示xt对rt有显著的解释作用，但rt对xt的解释能力非常弱，，rt不是xt的原因。

2.2 脉冲响应函数和方差分解

对上述VAR模型进行脉冲响应函数分析，采用Cholesky分解方法，结果图 6、图 7

显示xt对rt有一定影响，一个标准差xt的冲击对rt产生负影响，在滞后一期时负影响达到最大，滞后五六期时基本消失。方差分解显示，在滞后一阶时rt受到的影响95.1%来源于自身，4.9%来源于xt，在长期有8.91%的因素来源于xt；而xt受到rt的影响不到万分之一，基本独立于rt走势。

表2 VAR模型估计结果

图6 r对冲击响应示意图

图7 x对冲击响应示意图

2.3 VAR模型结果的经济意义解释

由前实证结果显示，民间借贷利率保持一定的独立性，受正规金融的信贷投放量影响，同时也受宏观政策制约。某些具有“信号显示”作用的宏观政策可以对民间借贷利率产生实质上性影响，模型将其它一些在人们预料之中的政策都忽略，因而具有“信号显示”功能的政策对民间借贷利率造成影响就显得非常大。金融机构的货币信贷活动只能部分微调民间借贷利率，这也是符合事实，但只能解释8.9%的方差显示有点少。原因可能有两点：一是温州本身是一个民间资本雄厚地区，而且近些年还扩张迅速，金融信贷对民间资本影响偏小也不足为怪；二是央行的民间借贷利率统计数据有些保守，尤其是近几个月12-13‰的数值偏小。如果数据更接近真实利率水平，近期数据更大些，金融信贷对民间利率解释力也会增强很多。

金融信贷与民间借贷利率间相互影响为滞后一期，说明市场还是比较有效，信息传递迅速。民间借贷利率对金融信贷几乎没有解释力，原因是每个月利率走势波动相对平缓，因而所含信息量相对少，而金融信贷每月都有剧烈波动，所含信息量大，因而基本不能由民间借贷利率来解释。但这并不意味着民间金融对正规金融没有影响，它可能由其它一些指标来向正规金融传递信息，而这些指标很难有令人信服的统计数据及完整的时间序列，难以进行量化分析。

3 政策建议

本文研究显示民间借贷利率从总体上看背后指挥棒仍是央行存款准备金率的调整，考虑这些宏观政策的变动，民间利率服从有三个结构突变点的平稳性分布，相对正规金融保持很强独立性，正规金融通过金融信贷对民间借贷利率的影响有限，影响显现时期一般在一两个月左右。

目前民间借贷利率还是缺乏有效监管，最近浙江等地出现多起民间借贷风潮，涉及金额越来越大，产生影响也越来越恶劣。由于民间借贷的方式多样，政府也很难对此有一全面综合的估值。建议政府加强在个私企业宣传，加强企业的经营风险意识，减少向民间借贷的需求；同时对一些规模较大的会、地下钱庄等机构要进行注册，防止过大的民间金融案件发生；要开辟一块风险资本市场，民间借贷也有其积极的一方面，股票、同业拆借等当前正规金融业务起初就来源于民间金融；发展农村信用社等农村金融网点的同时，积极发展一批接为“三农”服务的多种所有制组织，真正做好民间金融与正规金融的互补效应。

建议进一步改进民间借贷利率的统计流程及样本的及时更新。目前民间借贷利率监测存在的问题是样本均为前几年就确定的监测单位，随时间推移，一些企业转行、停业，同时统计人员工作越来越留于表面化，这使得监测数据与真实值出现偏差。同时，我们也要看到要近一步提高观测质量，需要投入更大的人力物力，这里需要讲究抽样技巧，尽量提高效率。

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