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1、从本学科出发，应着重选对国民经济具有一定实用价值和理论意义的课题。课题具有先进性，便于研究生提出新见解，特别是博士生必须有创新性的成果欧盟银行信贷市场一体化进程分析是平稳的或I(0)，那么称时间序列Yt、Xt是协整的，或者说两者具有协整性。协整意味着两个时间序列变量之间存在某种长期的均衡关系，一个时间序列变量的变化总是伴随着另一个时间序列变量的变化，两者不会分离太远。对欧盟 银行 信贷 市场 一体化的协整 检验 基本上是遵循恩格尔和格兰杰(Engle and Granger，1987)建立起来的方法，按两个步骤展开。首先，证明时间序列存在单位根；然后，估计协整向量。中国编辑。协整检验的条件是待
2、检验的时间序列是一阶单整序列，定义为I(1)。为了确定贷款利率时间序列和利差序列是I(1)，我们需要进行单位根检验。为此，我们要构建关于利率和利差的时间序列和一阶差分序列的回归方程，然后分别进行t检验和F检验。两个回归方程都包括一个紧跟在利率的滞后差分项之后的趋势变量：零假设表示时间序列服从随机游走，即非平稳。对于t检验，零假设是Ho：b0；对于F检验，零假设是H0：bd0。如果计算出的 统计 量或F统计量的值小于临界值，那么我们不能拒绝零假设，也就是说时间序列是非平稳的。一旦确定了贷款利率和利差的时间序列是I(1)序列，我们就可以从杜宾一沃森(Durbin-Watson，DW)统计量开始进行
3、协整检验。杜宾一沃森统计量从协整回归中得到，协整回归使用单个国家的利率或利差yt作为因变量，欧洲联盟其余国家的平均利率和平均利差作为自变量xt：当由方程(3)的回归中计算出DW值比临界值大时，拒绝非协整的零假设，即两个时间序列存在协整性。正如恩格尔和格兰杰指出的，杜宾一沃森检验只是作为证明存在协整性的一个近似指标，它需要更详细精确的其他检验加以补充，有代表性的是迪基一富勒(DickeyFuller，DF)检验和增广迪基一富勒(Augmented DickeyFuller，ADF)检验。迪基一富勒检验基于协整回归方程的残差构建模型：这里，估计参数的t统计量表明了两个时间序列变量的协整性。具体地说
4、，按照绝对值进行比较，当t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，说明两个时间序列变量存在协整关系。另外，根据以下的回归方程可以进行增广迪基一富勒(ADF)检验：这里，按照绝对值进行比较，当估计参数的t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，即两个时间序列变量具有协整性。2存在结构性突变的协整检验凯普雷(Caporale et al，1996)认为，对于趋同之前和之后的时间序列变量间的长期关系，协整是一个强有力的检验，但是对趋同过程中的时间序列变量则不然，也就是说，在趋同发生的时期内，时间序列变量经常表现出非协整性。换言之，非协整性能够反映时间序列变量的一种趋同进程，这一结论得以成立的重要前提
5、是时间序列存在结构性突变，这种结构性因素常常是由外部作用引起的，而不是时间序列本身变化规律的结果。如果欧洲联盟促进银行信贷市场一体化的立法和政策措施(主要是单一市场法案和第二号银行 指导 意见)有效，那么欧洲联盟成员国之间的利率差异应该存在下降趋势，或者说利率的时间序列显示出结构性突变，欧洲联盟各成员国之间的贷款利率出现趋同。根据上述观点，如果存在结构性突变，那么样本将要划分为突变前和突变后两个时期，然后分别对这两个时期进行协整检验。值得注意的是，按照这种方法进行的协整检验，缺少协整性正好意味着存在趋同进程。在实际 经济 活动中，第二号银行指导意见通过影响银行定价行为和竞争状况，从而对 金融
6、市场结构形成冲击，贷款利率就可能显示出结构性突变。因此，我们要对存在结构性突变的时间序列分别进行协整检验。第二号银行指导意见于1989年通过，到1993年9月欧盟各个成员国将其转化为本国的具体 法律 加以落实，因此大致可以认为结构性突变发生在19901993年9月这段时期内。如果考虑90年代初期金融市场也经受多方面严峻的外部突发性冲击，如两德统一、欧洲货币体系危机等，将突变性时期确定在19901993年这段时期内是恰当的。基于这种考虑，我们把整个样本期分为两个不同的子时期：第一个时期是从1985年1月到1990年12月，代表欧盟银行信贷市场一体化的政策和措施没有实际实施的阶段，可称为前一体化时
7、期；第二个时期是从1993年9月到1997年12月，代表欧盟银行信贷市场一体化有关政策措施开始实施后的阶段，可称为后一体化时期。1990年12月到1993年9月之间的这段时期被排除在外，以充分保证两个子时期相互独立，同时也力求减少90年代初外部冲击对欧盟金融市场产生的影响。这样，我们就对上一部分的检验程序加以修正，具体按如下步骤进行：第一步，对从1985年1月到1997年12月的整个样本期，根据方程(3)进行协整回归，得出DW、DF、ADF的各个值。但是，在存在结构性突变的条件下，这些检验的实际意义有所减弱。第二步，进行结构性突变条件下的协整检验，把整个样本期分为两个子样本，然后分别应用方程(
8、5)对每一个子样本进行协整检验。(三)模型检验结果1贷款利率和利差的趋势：描述性统计分析为了说明欧洲和全球银行信贷市场一体化的程度，我们将对欧洲联盟六个核心成员国以及日本、美国的贷款利率和利差进行分析。统计数据表明，整个样本期内，欧盟各成员国的货币市场平均利率水平存在不小的差异，最低的是德国(589)，最高的是意大利(1166)；各成员国的贷款利率也并不相等，最低的是德国和荷兰，它们的平均贷款利率大约是82，意大利则高达1286。如果银行信贷市场一体化能够导致金 融资 产价格均等化的理论假定成立，那么我们将发现各成员国的名义利率会减少到一体化之前利率最低的国家的利率水平。统计数据表明，与前一体
9、化时期相比，后一体化时期的贷款利率明显下降。但是，这种情形并不是欧洲特有的，因为美国和日本的利率也表现出同样的下降趋势，也就是说利率的下降更可能是一种全球性的趋势，而不是由于欧盟银行信贷市场一体化政策的独特后果。另外，在后一体化时期，各国的利率看起来更加接近，一个可能的原因是由于利率普遍下降而导致利率之间的差距变小。而且，统计数据也不能够说明利率实现了均等化，毕竟在意大利和荷兰两个国家之间，货币市场利率的差距达到497个百分点，银行贷款利率的差距也有428个百分点。对利差的分析表明，除了比利时和意大利之外的所有国家，与前一体化时期相比，后一体化时期的绝对利差普遍减少。但是这本身不足以说明欧盟金
10、融市场实现了一体化，因为利差下降的很大一部分原因是各国名义利率的下降。而且，对相对利差的分析表明，在这一时期内利差实际上是增加而不是减少。在前一体化时期，相对利差的变化范围是从比利时的164的高点到英国的110低点；而在后一体化时期，这一变化范围是从比利时的到意大利的115。利率的降低可以很大程度地解释这种变化。银行贷款利率可以表示为货币市场利率加上一个附加额，而相对利差又可定义为银行贷款利率除以货币市场利率，因此，当货币市场利率下降时，相对利差将会增加。但是，统计数据表明，在后一体化时期，除了比利时以外的所有其他被分析的欧盟成员国的相对利差都更加紧密地朝德国的利差水平靠拢。总体而言，描述性统
11、计量并不能有力地说明欧盟银行信贷市场一体化，只是在较小程度上指出了不同国家利差更加接近。2利率和利差的单位根检验首先，我们给出协整检验第一步的结果，也就是确定待检验的时间序列是否是一阶单整的，即时间序列是否I(1)序列。为此，我们分别对利率时间序列及其一阶差分序列进行单位根检验。对所有的利率(包括货币市场利率和银行贷款利率)，我们都不能够拒中国 绝有单位根的零假设，也就是说所有的利率时间序列都是非平稳的。进一步地，我们能够拒绝利率的一阶差分序列的零假设，也就是说，利率的一阶差分序列是I(0)序列。因此，我们可以得出结论，所有的利率时间序列都是一阶单整序列，即I(1)序列，我们可以对利率的时间序
12、列进行协整 检验 。同样地，利差的单位根检验的结果也表明，绝大部分国家的利差时间序列都是I(1)序列，而仅有几个国家(意大利、荷兰和英国)的检验值表明利差序列是I(0)序列。这里的利差是由贷款利率除以货币 市场 利率而得到的相对利差。中国编辑。3 银行 信贷市场以及货币市场的协整检验(1)利率的协整分析经过经验分析发现，除了法国、比利时，欧盟其他国家的货币市场利率普遍表现出缺少协整性。在现实情况下，对欧盟货币市场利率起基准作用的并不是欧盟的平均货币市场利率，而是德国的货币市场利率。因此，我们对欧盟各国货币市场利率和德国货币市场利率之间的关系进行协整检验，得到的结果见表1。说明：(1)欧盟各国的
13、货币市场利率序列相对于德国货币市场利率序列进行回归。(2)DW给出了的德宾一沃森 统计 量的检验值，100个观测值的相应的临界值是：0511(1)，0386(5)，0322(10)。当DW值大于临界值时，拒绝非协整的零假设，表明存在协整性。(3)DF给出了简单DF回归的的统计量，其相应的100个观测值的临界值是：407(1)，337(5)，303(10)。根据绝对值比较，估计参数的t统计量大于临界值时，拒绝非协整的零假设，表明存在协整性。(4)*数据代表存在协整性的结果。我们可以看出德国货币市场利率和比利时、荷兰、英国三国的货币市场利率在两个子时期都是协整的，在前一体化时期协整性表现得更加强烈
14、。法国和意大利有更低的检验统计量，表明它们的货币市场利率和德国的货币市场利率之间的非协整性。另外，值得注意的是，所有的后一体化时期的检验统计量的值都比前一体化时期更低，也就是说协整性在后一体化时期显得更加微弱，这一结果符合凯普勒(Caporale，et al，1996)的观点，即趋同进程中，能够检验到的协整性会减少，换言之，缺少协整性可以被解释为趋同进程的结果。总体而言，欧盟各国的货币市场利率和德国的货币市场利率之间表现出较明显的协整性和趋同现象。货币市场利率通过固定汇率联系在一起，从而货币市场利率之间的协整性一定程度上可以转换成银行贷款利率之间的协整性，但是这种转换关系并不是很明确。从表1中
15、可以看出，就比利时而言，在前一体化时期其货币市场利率是协整的，同期银行贷款利率也是协整的；但是对荷兰而言，货币市场利率的协整性并没有导致银行贷款利率的协整性。因此，我们得出结论，即货币市场利率的趋同是银行贷款利率之间出现协整性的必要但绝不是充分的条件。(2)利差的协整分析这一部分我们进行利差的协整分析。利差的协整性反映了能够将市场紧密地联系在一起并确立一种长期均衡关系的套利力量。这种力量可能来自于货币市场一体化，银行零售定价行为的趋同，以及信贷市场的套利过程，我们不追究这种套利过程背后的驱动力量，因为协整分析考虑的仅仅是长期均衡化的进程是否存在。说明：(1)欧盟各国的利差相对于欧盟平均利差进行回归，对每一国的检验，欧盟平均利差中都已排除了该国的利差；美国和日本的利差相对于欧盟平均利差(包括所有的欧盟6国)进行回归。(2)DW给出了德宾沃森统计量的检验值，100个观测值相应的临界值是：0511(1)，0386(5)，0322(10)。当DW值大于临界值时，拒绝零假设，意味着存在协整性。(3)ADF(k)给出了增广迪基富勒回归的估计参数的t统计量，括号中的k给出了增广迪基富勒回归的滞后项数，因此k0代表简单的迪基富勒回归。100个观测值的迪基富勒回归的
