２０ｌ０年第４期 上海金融学院学报 Ｎｏ．４。２０１０ 总第１００期 Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ Ｆｉｎａｎｃｅ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ａｐｒ Ｎｏ．１００ 基子ＳＨＩＢｏＲ运行利率市场化的统计研究 黄，梅晓娜，黄争臻 （上海理工大学管理学院，上海２０００９３） －・ －＋－◆一◆－．－＋－－● 一＋－．－◆－ －◆－．－◆－－－．．－◆－◆－◆－◆－—－ －．－●－◆－．－＋。◆－◆－．－◆・◆－－ｏ－＿．－－—● －◆－◆－－●－卜－◆－◆－◆一．－＋＿・●一－◆・ 摘 要：上海银行间同业拆放利率（Ｓｈｉｂｏｒ）的推出对我国货币的有效实施和加快利率市场化进程都具有巨大的 推动作用。本文基于格兰杰因果检验和协整检验，对Ｓｈｉｂｏｒ三年多的运行情况进行实证分析，研究结果表明Ｓｈｉｂｏｒ短端利 率品种是基准性较好的市场利率，已经符合了市场化特点；相比而言，中长端利率品种市场化程度较低。在此基础上，本文 进而分析Ｓｈｉｂｏｒ作为利率市场化条件下基准利率仍需改进的方面。 关键词：Ｓｈｉｂｏｒ；利率市场化：格兰杰因果检验；协整检验 中图分类号：Ｆ８３０．４ 文献标识码：Ａ 文章编号：１６７３—６８０Ｘ（２０１０）０４—００１８－０５ 一、引 言 长期以来，我国的利率都由央行，利率市场化程度较低，导致货币市场、外汇市场、债券市场的 创新产品推出迟缓，定价混乱，制约着我国金融衍生品的发展，从而影响我国金融市场进一步发展的广 度和深度。因此在推进利率市场化进程中，形成以上海银行间同业拆放利率（Ｓｈａｎｇｈａｉ Ｉｎｔｅｒｂａｎｋ Ｏｆ－ ｆｅｒｅｄ Ｒａｔｅ，简称Ｓｈｉｂｏｒ）为焦点且连接各个金融市场的的基准利率体系，对于我国货币的操作以及 发展基于Ｓｈｉｂｏｒ的金融创新有着极其重要意义Ｊｊ。 对于Ｓｈｉｂｏｒ的定量研究，侧重于对我国货币市场Ｓｈｉｂｏｒ的基准性地位以及期限结构的分析。多数 学者利用相关关系的研究，通过与当前我国几种重要利率的比较分析来对Ｓｈｉｂｏｒ的基准地位进行研 究。如蒋竞（２００７） 、邹蜀宁、马居亭和丁培培 （２００８）采用不同方法，对再贴现利率、同业拆借利率、债 券市场回购利率、债券市场现券交易利率和Ｓｈｉｂｏｒ之间的相关关系，以及各自成为基准利率的可行性 进行了分析；张玉桂、苏云鹏、杨宝臣 （２００９）基于无损卡尔曼滤波估计方法，分别使用Ｖａｓｉｃｅｋ模型和 ＣＩＲ模型对Ｓｈｉｂｏｒ的期限结构进行实证研究。他们得出大致相同的结论：Ｓｈｉｂｏｒ是相对最合适的基准利 率候选者。但对该利率各品种的基准性尚无探究。 本文在前人已有研究成果的基础上，以Ｓｈｉｂｏｒ自身为研究对象，运用统计描述分析和经济计量模 型，对其在货币市场基准性方面以及其市场化程度进行了深一步的研究，明确指出Ｓｈｉｂｏｒ短端利率品 种是基准性较好的市场利率．已经符合了市场化特点，为市场基准利率提供参考依据。 二、实证分析 （一）数据选取 本文选取上海银行间同业拆放利率（Ｓｈｉｂｏｒ）数据为检验对象，利率品种包括短端利率Ｏ／Ｎ、１Ｗ、２Ｗ 收稿日期：２０１０—０７—０８ 基金项目：上海市研究生创新基金课题（ＪＷＣＸＳＬＯ９Ｏ２）。 作者简介：黄（１９４９一），男，上海市人，上海理工大学管理学院教授。 梅晓娜（１９８４一），女，河北元氏县人，上海理工大学管理学院硕士研究生。 黄争臻（１９８８一），男，上海市人，上海理工大学管理学院本科生。 一ｌ８一 、 基于ＳＨＩＢＯＲ运行利率市场化的统计研究 以及中长端利率１Ｍ、３Ｍ、６Ｍ、９Ｍ和ｌＹ八种，数据区间为２００６年１０月８日至２０１０年１月８日。数据 样本的统计特征见表１。 表ｌ 数据样本的统计特性 Ｏ／Ｎ １Ｗ ２Ｗ １Ｍ ３Ｍ ６Ｍ ９Ｍ １Ｙ 均值 １．８３２７ ２－３１７８ ２．５５３６ ２．７００２ ２．９７６３ ３．０９７２ ３．２００６ ３．３３５１ 中位数 １．８８ｏ６ ２．２８１３ ２．５４９２ ２．８６６０ ２．８８４８ ２．９６６６ ３．ｏ５４２ ３．２Ｏ５３ 最大值 ８．５２８２ １０．０８２ １３．５７９ ８．８２７１ ４．５０６８ ４．５９７３ ４．６５２０ ４．７ｌ６１ 最小值 ０．８００８ ０．８８１５ ０．９０５０ １．０ｌ３３ １．２０４４ １．４６５６ １．６３６１ １．８５ｏ４ 标准差 ０．７５５９ １．０９６６ １．２７７２ １．１８１９ １．１７６９ １．１４５４ １．１０６９ １．０５９４２ 偏度 １．２０３８ １．５１４１ １．７３１４ ０．８３９８ －０．０８００ Ｏ．０１２４ ０．０２２９ ０．０２２８ 峰度 １０．０３４ ８．９２０５ １１．５８０ ５．２２５５ １．５８７０ １．５５０６ １．５４０２ １．５０１５ 样本容量 ８ｌ８ ８１８ ８１８ ８１８ ８１８ ８１８ ８１８ ８１８ 资料来源：根据上海银行业同业拆、放利率网数据整理而得。 （二）检验结果及分析 １．相关分析。相关性是用于描述变量间的相关程度，以便于不同组对变量之间进行比较分析。 表２不同利率品种序列之间的相关系数 Ｏ／Ｎ １Ｗ ２Ｗ １Ｍ ３Ｍ ６Ｍ ｇＭ １Ｙ Ｏ／Ｎ １．Ｏ０００ ０．９０４１ ０．８４２９ ０．８３１０ ０．７４７３ ０．７３６０ ０．７３４２ ０．７３６２ １Ｗ ０．９０４１２ １．Ｏ０００ ０．９２５２ ０．８８６８ ０．７２２６ ０．７０７８ ０．７０６９ ０．７ｌ１７ ２Ｗ ０．８４２９ ０．９２５２ １．００００ ０．９４７３ ０．７２６５ ０．７０２６ ０．７０ｌ１ ０．７０８２ １Ｍ ０．８３１０ ０．８８６８ ０．９４７３ １．Ｏ００ｏ ０．８２０２ ０．７９０３ ０．７８８３ ０．７９５７ ３Ｍ ０．７４７３２ ０．７２２６ ０．７２６５ ０．８２０２ １．００００ ０．９９６３ ０．９９５４ ０．９９４８ ６Ｍ ０．７３６０ ０．７０７８ ０．７０２６ ０．７９０３ ０．９９６３ １．００ｏＯ ０．９９９８ ０．９９８５ ９Ｍ ０．７３４２ ０．７０６９ ０．７０１１ ０．７８８２３ ０．９９５４ ０．９９９８ １．０ｏ００ ０．９９９２ １Ｙ ０．７３６２ ０．７１１７ ０．７０８２ ０．７９５８ ０．９９４８ ０．９９８５ ０．９９９２ １．００００ 通过表２，我们可以看出Ｓｈｉｂｏｒ短端利率品种之间相关系数均在０．８５左右，具有很强的相关性；同 时在Ｓｈｉｂｏｒ长端利率品种之间的相关系数均在０．９９以上，具有高度相关性。相比而言，短端和长端利率 品种之间的相关系数仅在Ｏ．７０左右，相关性较低。这说明Ｓｈｉｂｏｒ短端和长端利率品种两者之间，在现行 的金融制度下没有很好地衔接起来。 根据上述分析可以看出，Ｓｈｉｂｏｒ不同利率品种之间存在一定程度的相关性，但是并不能确定一种利 率的变化是否为引起另一种利率变化的原因，只有确定了这些问题，才能更好地做好经济预测工作。其 中常常用到的一种方法就是经济变量间的格兰杰因果检验法。 ２．单位根检验。在进行格兰杰因果检验之前，需要确认不同利率品种变量是否平稳，因此需要先检 验单位根是否存在。通常采用ＡＤＦ检验分析序列的平稳性。 表３不同利率序列的单位根检验 原序列 ＡＤＦ值 ５％显著性水平下的临界值 结论 Ｏ／Ｎ 一５．５０９６３９ －２．８６４８６３ 拒绝Ｈ。，平稳 １Ｗ 一５．４２４７４０ 一２．８６４８７６ 拒绝Ｈ０，平稳 ２Ｗ 一３．８３２２４９ 一２．８６４８９８ 拒绝Ｈ。，平稳 一１９— 基于ＳＨＩＢＯＲ运行利率市场化的统计研究 差分序列 ＡＤＦ值 ５％显著性水平下的临界值 结论 １Ｍ 一１．６１９３０８ －２．８６４９４３ 接受Ｈ。，不平稳 ３Ｍ 一０．５５９６８３ －２．８６４８８５ 接受Ｈ。，不平稳 ６Ｍ 一０．４９５５９８ －２．８６４８８５ 接受Ｈ。，不平稳 ９Ｍ －０．４２ｌ８６１ －２．８６４８８ ｌ 接受Ｈ。，不平稳 ｌＹ 一０．４２８５７４ －２．８６４８８ ｌ 接受Ｈ。，不平稳 Ｄｉｆ １Ｍ －８．００７５１４ 一１．９４１２２０ 拒绝Ｈ。，平稳 Ｄｉｆ ３Ｍ －７．６１０７４９ 一１．９４１２１３ 拒绝Ｈ。，平稳 Ｄｉｆ ６Ｍ －８．１５５７７ｌ 一１．９４１２１３ 拒绝Ｈｎ，平稳 Ｄｉｆ ９Ｍ －９．５３６３８３ －１．９４１２１３ 拒绝Ｈ０，平稳 Ｄｉｆ １Ｙ 一９．７９２５９６ 一１．９４１２１３ 拒绝Ｈ。，平稳 注：Ｄｉｆ表示原始序列的一阶差分；★表示在５％水平下显著，即拒绝原假设。 根据上述ＡＤＦ检验结果，我们可以得出结论：Ｓｈｉｂｏｒ短端利率品种中仅有１Ｍ利率没有通过ＡＤＦ 检验，与此同时Ｓｈｉｂｏｒ长端利率品种都没有通过检验，也就是说中长端利率品种没有通过检验，原因可 能在于这些拆借品种的市场交易不够活跃。以上五种利率均不符合市场化条件，因此本文只对Ｏ／Ｎ、 １Ｗ和２Ｗ利率品种进行格兰杰因果检验。 ３．格兰杰因果检验ｌ５］。由于格兰杰因果关系检验对滞后的期数非常敏感．因此采用ＡＩＣ和ＳＢＩＣ来 确定最佳的滞后阶数，最佳滞后期数应使得ＡＩＣ值或ＳＢＩＣ值达到最小。经过筛选得到上述利率品种的 最优滞后期数为５，具体筛选过程见表４。 表４基于ＶＡＲ系统的不同滞后期的ＡＩＣ和ＳＢＩＣ数值表 模型形式 ＶＡＲ（１） ＶＡＲ（２） ＶＡＲ（３） ＶＡＲ（４） ＶＡＲ（５） ＶＡＲ（６） ＡｌＣ ０．９２２７２３ ０．６９５９１３ ０．６３３７２３ ０．５１８６５０ ０，４４４３７４ ０．４４７７２５ ＳＢＩＣ Ｏ．９９１８３９ ０．８１６９８２ ０．８０６８４６ ０．７４３９２８ ０．７２１９０８ ０．７７７６１６ 为确定Ｏ／Ｎ、ｌＷ和２Ｗ利率品种之间的因果关系，选取最优滞后期数５期的情况来考察， Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验的Ｆ统计量、Ｐ值以及检验结果均列在表５中。如果Ｆ值较大，Ｐ值较小，就拒绝 原假设，认为一个变量是引起另一个变量变化的原因；反之，则认为一个变量不是引起另一个变量变 化的原因。 表５ Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系检验结果 原假设 Ｆ值 Ｐ值 检验结果 ｌＷ不是Ｏ／Ｎ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ３３．２８６０ ６．４Ｅ一３１ 拒绝原假设 Ｏ／Ｎ不是ｌＷ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ｌ９．０３３６ ６．４Ｅ一１８ 拒绝原假设 ２Ｗ不是Ｏ／Ｎ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ３５．７０５０ ４．８Ｅ一３３ 拒绝原假设 Ｏ／Ｎ不是２Ｗ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ２３．９１５９ １．８Ｅ一２２ 拒绝原假设 ２Ｗ不是１Ｗ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ５５．１５３７ ２．７Ｅ－４９ 拒绝原假设 ｌＷ不是２Ｗ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因 ３７．２１６３ ２．３Ｅ－３４ 拒绝原假设 一２０— 基于ＳＨＩＢＯＲ运行利率市场化的统计研究 从表５中可以看出，在最佳滞后期５期的情况下，Ｏ／Ｎ、１Ｗ和２Ｗ利率品种之间存在显著的双向因 果关系。隔夜市场利率Ｏ／Ｎ的变动会引起１Ｗ和２Ｗ品种利率的显著变动；同样，１Ｗ、２Ｗ品种利率的 变动均会引起其余两种利率变动。从一定意义上说，三种短端利率之间具有联动效应，也就是说Ｓｈｉｂｏｒ 的三种短端利率序列间存在显著的相关性。这给了我们一些启示：在进行同业拆借交易时，要充分重视 不同利率品种之间的关系，这样可以更好得帮助市场交易者进行决策，从而改进Ｓｈｉｂｏｒ作为我国货币 市场利率体系的基准性。 ４．协整检验［５］。协整检验是用来分析两个或两个以上变量的某种线性组合是否表现出平稳性，即 是否存在长期稳定关系。此处根据前面平稳性检验的结果与协整理论，分别对Ｏ／Ｎ、１Ｗ和２Ｗ利率品 种组以及１Ｍ、３Ｍ、６Ｍ、９Ｍ和ｌＹ的利率品种组进行协整检验，观察这些利率品种间是否存在长期稳定 性，即协整关系（参照表６、表７）。 表６ Ｏ／Ｎ、１Ｗ和２Ｗ利率品种之间协整关系检验 ５％显著性 最大特征值 ５％显著性 协整阶数 Ｈ０ 特征值 迹统计量 水平下的临 Ｐ值 统计量 水平下的临 Ｐ值 界值 界值 ｒ＝Ｏ ０．０９１ １４０．４１ ２９．７９８ ０．００００ ７７．５２３ ２１．１３２ ０．００００ ３ ｒ＝１ Ｏ．Ｏ６１ ６２．８８ ｌ５．４９５ ０．００００ ５１．４１５ １４．２６５ ０．００００ ｒ＝－２ Ｏ．０ｌ４ ｌ１．４７ ３．８４１５ ０．０００７ １１．４６８ ３．８４１ ０．０００７ 注：（１）★代表在５％显著水平下拒绝原假设；（２）女★表示５％的ＭａｃＫｉｎｎｏｎ—Ｈａｕｇ—Ｍｉｃｈｅｌｉｓ显著性水平。 表７ １Ｍ、３Ｍ、６Ｍ、９Ｍ和１Ｙ利率品种之间协整关系检验 协整阶数 Ｈ０ 特征值 迹统计量 水平下的临 ５％显著性 Ｐ值 最大特征值 水平下的临 ５％显著性 Ｐ值 界值 统计量 界值 ｒ＝－Ｏ ０．１２９ １７９．６６ ６９．８１９ ０．Ｏｏ０Ｏ １ｌ２．２１ ３３．８８７ Ｏ．００ｏＯ ３ ｒ＝－Ｉ ０．０４６ ６７．４５ ４７．８５６ ０．０００３ ３８．０５４ ２７．５８４ ０．００１６ ｒ＝２ ０．０２２ ２９．４０ ２９．８０ ０．０５５６ １７．７８ ２１．１３ ０．１３８６ 注：（１）－ｋ代表在５％显著水平下拒绝原假设；（２）★★表示５％的ＭａｃＫｉｎｎｏｎ—Ｈａｕｇ—Ｍｉｃｈｅｌｉｓ显著性水平。 如果迹统计量和最大特征值统计量均大于临界值，则拒绝原假设，即存在协整关系。检验结果表 明，Ｏ／Ｎ、１Ｗ和２Ｗ利率品种变量模型以及１Ｍ、３Ｍ、６Ｍ、９Ｍ和１Ｙ利率品种变量模型的协整关系是成 立的，其中后者的协整阶数为２。即在９５％的置信水平下，两组变量之间自Ｓｈｉｂｏｒ推出以来是存在稳定 的均衡关系的。协整关系的存在，在理论上验证了２００６年１０月８日至２０１０年１月８日这段期间内， Ｓｈｉｂｏｒ的运行是平稳的，并体现了良好的基准性。 三、研究结论与分析 本文主要采用经济计量模型对Ｓｈｉｂｏｒ的三年多的运行情况进行了实证分析，在实证分析结果的基 础上主要分析了Ｓｈｉｂｏｒ短端品种利率，结论如下： （１）Ｓｈｉｂｏｒ短端利率品种之一的隔夜利率Ｏ／Ｎ的市场化程度高。无论从描述性统计分析还是ＡＤＦ 检验均可以看出，Ｏ／Ｎ利率已经能充分反映我国货币市场的历史信息。是基准性较好的市场利率，已经 符合了市场化特点。 （２）相比而言，Ｓｈｉｂｏｒ长端利率品种市场化程度低。从描述性统计分析，Ｓｈｉｂｏｒ短端利率品种有着类 似的运动趋势，Ｓｈｉｂｏｒ长端利率品种有着基本一致的运动趋势；而从ＡＤＦ检验结果看出．１Ｍ品种利率 一２１— 基于ＳＨＩＢＯＲ运行利率市场化的统计研究 及Ｓｈｉｂｏｒ长端利率品种的时间序列没有通过检验，是非平稳时间序列。结合实际情况。这是因为长期的 同业拆借情况极少发生，并不能很好地显现出金融资产的特征。 （３）Ｓｈｉｂｏｒ短端利率品种之间（除１Ｍ外）存在双向因果关系。从相关系数和Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验结果 看出，Ｓｈｉｂｏｒ短端利率品种之间不仅存在显著的相关性，而且还存在因果影响，因此建议市场交易者在 进行短期交易时，综合考虑Ｓｈｉｂｏｒ短端品种利率。 （４）Ｓｈｉｂｏｒ短端利率品种组、长端利率品种组分别存在某种线性组合使其表现出平稳性。即均存在 协整关系。这在一定层面上说明Ｓｈｉｂｏｒ具有较合理的期限结构。 综上所述，随着未来上海银行问同业拆放市场的发展，应该鼓励和支持中长期交易，增加 Ｓｈｉｂｏｒ中长端利率品种的交易，更好地改进Ｓｈｉｂｏｒ在我国货币市场上的基准性地位。 参考文献： ［１］朱永红，谷衡．合力推进ＳＨＩＢＯＲ产品创新与机制创新［Ｊ］．中国货币市场，２００７，（７）：３２—３３． ［２］蒋竞．中国基准利率选择的实证分析［Ｊ］．四川理工学院学报，２００７，（８）：６０—６３． ［３］邹蜀宁，马居亭，丁培培．我国ＳＨＩＢＯＲ基准地位研究及改进［Ｊ］．金融发展研究，２００８，（１２）：３８—４１． ［４］张玉桂，苏云鹏，杨宝臣．基于ＶＡＳＩＣＥＫ和ＣＩＲ模型的ＳＨＩＢＯＲ期限结构实证分析［Ｊ］．统计与信息论坛，２００９，（６）：４４—４８ ［５］张宗新．金融计量学［Ｍ］．北京：中国金融出版社，２００８． Ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌ Ｒｅｓｅａｒｃｈ ｏｆ Ｉｎｔｅｒｅｓｔ Ｒａｔｅ Ｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ ｏｎ ｔｈｅ Ｂａｓｉｓ ｏｆ ｔｈｅ Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ Ｉｎｔｅｒｂａｎｋ Ｏｆｆｅｒｅｄ Ｒａｔｅ Ｈｕａｎｇ Ｇｕｏ＇ａｎ，Ｍｅｉ Ｘｉａｏｎａ，Ｈｕａｎｇ Ｚｈｅｎｇｚｈｅｎ Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｔｈｅ ｌａｕｎｃｈ ｏｆ Ｓｈａｎｇｈａｉ Ｉｎｔｅｒｂａｎｋ Ｏｆｆｅｒｅｄ Ｒａｔｅ ｈａｓ ｇｒｅａｔｌｙ ｐｒｏｍｏｔｅｄ ｔｈｅ ｉｍｐｌｅｍｅｎｔａｔｉｏｎ ｏｆ ｍｏｎｅｔａｒｙ ｐｏｌｉｃｙ ａｎｄ ｔｈｅ ｍａｒｋｅｔｉｚａｔｉｏｎ ｏｆ ｉｎｔｅｒｅｓｔ ｒａｔｅｓ．Ｔｈｉｓ ｐａｐｅｒ ｂａｓｅｄ Ｏｉｌ ｔｈｅ Ｇｒａｎｇｅｒ Ｃａｕｓａｌｉｔｙ Ｔｅｓｔ ａｎｄ Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ Ｔｅｓｔ ｔｏ ａｎａｌｙｚｅ ｔｈｅ ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ ｏｆ Ｓｈｉｂｏｒ ｉｎ ｎｅａｒ ｔｈｒｅｅ ｙｅａｒｓ，ｔｈｅ ｅｍｐｉｒｉｃａｌ ｒｅｓｕｌｔｓ ｓｈｏｗ：ｔｈｅ ｉｎｔｅｒｅｓｔ ｓｅｒｉｅｓ ｏｆ ｓｈｏｒｔ－ｔｅｒｍ ｏｆ Ｓｈｉｂｏｒ ｈａｓ ｂｅｅｎ ｔｈｅ ｄａｔｕｍ ｑｕｉｔｅ ｇｏｏｄ ｉｎｔｅｒｅｓｔ ｒａｔｅ，ａｌｒｅａｄｙ ｃｏｎｆｏｒｍｅｄ ｔｏ ｔｈｅ ｍａｒｋｅｔａｂｉｌｉｔｙ ｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃ，ｗｈｉｌｅ ｔｈｅ ｍａｒｋｅｔａｂｉｌｉｔｙ ｄｅｇｒｅｅ ｏｆ ｍｅｄｉｕｍ ａｎｄ ｌｏｎｇ－ｔｅｒｍ ｏｆ Ｓｈｉｂｏｒ ｉｓ ｍｕｃｈ ｌｏｗｅｒ．Ｂａｓｅｄ ０ｎ ｔｈｉｓ，ｔｈｉｓ ａｒｔｉｃｌｅ ｔｈｅｎ ａｎａｌｙｚｅｓ ｔｈｅ ａｓｐｅｃｔｓ ｏｆ Ｓｈｉｂｏｒ ａｓ ｄａｔｕｍ ｉｎｔｅｒｅｓｔ ｒａｔｅ ｕｎｄｅｒ ｍａｒｋｅｔａｂｉｌｉｔｙ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎ ｎｅｅｄ ｔｏ ｉｍｐｒｏｖｅ． Ｋｅｙ ｗｏｒｄｓ：Ｓｈｉｂｏｒ；ｉｎｔｅｒｅｓｔ ｒａｔｅｓ ｌｉｂｅｒａｌｉｚａｔｉｏｎ；Ｇｒａｎｇｅｒ Ｃａｕｓａｌｉｔｙ Ｔｅｓｔ；Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ Ｔｅｓｔ （责任编校：张蕊青） 一２２一
