王年詠，　劉　方，　高云玲

(中南財經政法大學 金融學院， 湖北 武漢430073)

引　言

近年來，金融市場化(或金融自由化)改革對資本配置效率的影響吸引了眾多的學術關注，主要原因有二。一則金融體系最基本的功能是高效地配置資源，而制度變革或政策變化又是導致資源流向改變、資源配置效率得以改善的重要推力(樊綱等，2011)。[1]二則中國金融改革的新共識即進一步放松或解除政府管制、推動市場化進程，又將為后續(xù)金融發(fā)展添注新的制度動力。圍繞金融(或經濟)市場化進程、金融發(fā)展與資本配置效率，現有文獻進行了多維度的探索。

由于資本配置效率會因資源從生產率低的行業(yè)流向生產率高的行業(yè)而改善，Wurgler(2000)提出了資本配置效率的衡量指標——行業(yè)投資反應系數，[2]得到廣泛的認同、應用與拓展。受此導引，劉贛州(2003)[3]、潘文卿和張偉(2003)[4]、韓立巖和王哲兵(2005)[5]、方軍雄(2006，2007)[6][7]、李澤廣和劉宇(2009)[8]等學者直接應用或修正該模型，來研究中國的資本配置效率；曾五一和趙楠(2007)[9]、李青原等(2010a，2010b，2013)[10][11][12]將研究視域從全國延伸至各省的各個行業(yè)；米運生和程昆(2007)[13]具體考察了信貸資本的配置效率。

在此基礎上，學者們解析了市場化進程、金融發(fā)展與資本配置效率的關系。方軍雄(2006)認為，經濟市場化進程改善了中國的資本配置效率。[6]范學俊(2008)發(fā)現，中國金融自由化進程對提高資本配置效率有積極的影響。[14]應千偉等(2010)發(fā)現2004年貸款利率上限取消后，微觀資本配置效率短期內下降。[15]林琳(2011)認為，金融發(fā)展、利率市場化分別改善、弱化了縣域資本配置效率。[16]許承明和張建軍(2012)認為，利率市場化有利于提高農業(yè)信貸配置效率[17]韓立巖和蔡紅艷(2002)發(fā)現，信貸規(guī)模、股市規(guī)模和流動性均與資本配置效率負相關。[18]。潘文卿和張偉(2003)的分析表明，中國金融發(fā)展與資本配置效率總體弱正相關性，信貸市場和股票市場對資本配置效率的解釋能力較弱。[4]于震等(2009)的實證檢驗發(fā)現，金融發(fā)展與資本配置效率負相關。[19]李青原等(2010；2013)的實證分析表明，金融發(fā)展促進了資本配置效率的提高。[10][11][12]

然而，現有文獻對不同所有制企業(yè)的資本配置效率尚無定論，對金融市場化進程、金融發(fā)展影響資本配置效率的方向和力度也存有較大分歧，而且3篇涉及利率市場化的論文側重縣域、農業(yè)等層面的解析，缺乏所有制視角的宏觀考察。利率是引導并促進資本配置優(yōu)化的訊號和杠桿，利率市場化是金融市場化的重要構成和先導，也是金融發(fā)展的主要內容和前提。因此，本文將沿用修正的Wurgler(2000)[2]模型(亦即為便于比較而暫不考慮金融變量和體制效應*李澤廣和劉宇(2009)指出，Wurgler(2000)未能考慮到行業(yè)間的“投資加速”效應，模型中缺乏金融變量和體制變量，在研究中國的投資問題時又較少考慮到“體制變遷”和“門檻效應”的存在。)估算國有企業(yè)、非國有企業(yè)的資本配置效率，并通過控制其他變量，實證考察利率市場化進程對資本配置效率的影響。論文從宏觀層面初步擴展了對資本配置效率與利率市場化關系的研究，粗略梳理了資本配置效率的影響因素。

一、計量模型設計

(一)資本配置效率的衡量

資本配置效率具有4種度量方式：一是采用資本的使用成本度量的資本預期邊際收益(Cho，1988)[20]；二是投資效率指數(Galindo et al.，2007)；[21]三是以技術效率表示資本效率；四是以托賓Q不等系數來衡量資本的邊際效率(Abiad et al.，2008)。[22]在實證研究中，以上4種方法均受生產函數形式的影響，難以精確度量廠商的資本預期效率，更難以度量整個行業(yè)乃至全國的資本邊際效率，而Wurgler(2000)提出的資本配置效率系數便于橫向比較和動態(tài)分析(米運生、程琨，2007)，[13]其估計模型如(1)式：

(1)

式(1)中，I,V分別為年均固定資產投資額和工業(yè)增加值，i，t分別代表行業(yè)和時間，β,ε分別表示常數項和擾動項，η即投資反應系數，它表明了投資增長率對于工業(yè)增加值增長率的敏感性，若η>0，說明對效益處于“上升”行業(yè)的投資增加，而處于“下降”行業(yè)的投資減少，資本配置效率改善。但η僅考量了一段時間內所有行業(yè)的總體投資反應系數，表示的是該段時間內的靜態(tài)水平，卻不能考究隨時間變化的動態(tài)水平。為此，需要將式(1)改寫成式(2)，以此考察資本配置效率的動態(tài)變化。

(2)

(二)研究模型設計

資本配置效率既因行業(yè)而異，也因所有制而別，本文對后者分別進行考察，記國有企業(yè)的資本配置效率為ηs，非國有企業(yè)的配置效率為ηn。

資本配置效率的變化有諸多導因，大致可分為5大類，即：(1)經濟增長，經濟波動通常不利于企業(yè)識別投資機會，削弱企業(yè)的資本配置能力；經濟衰退會強化銀行放貸的謹慎性(“惜貸”)甚至拒貸；(2)通貨膨脹，通脹高企造成價格體系紊亂，導致企業(yè)賬面價值和市場價值的異化，進而扭曲資本配置；(3)經濟開放度、匯率變動、金融危機的外溢效應直接影響進出口規(guī)模和價格，經濟越開放、金融一體化程度越高，不同行業(yè)間的資金流動性就越強，就越利于改善資本配置；(4)銀行信貸額、股票籌資額及其在不同行業(yè)、不同所有制之間的分配，將直接影響金融資本的流向和流量，進而改變企業(yè)的資本配置效率；(5)行業(yè)微觀因素，如不同行業(yè)的規(guī)模、盈利能力等，由于所得數據的質量較差，故暫不考慮。[23]

綜合以上分析，建立利率市場化與資本配置效率的計量分析模型：

ηst=α0+α1lib+Σλicontrolt+ζt

(E1)

ηnt=γ0+γ1lib+Σicontrolt+ξt

(E2)

其中，lib為中國利率市場化指數，control代表控制變量，包括：(1)經濟增長，用國內生產總值取對數[ln(GDP)]表示；(2)通貨膨脹率(cpi)，用消費者物價指數減100衡量；(3) 經濟開放度(trade)，用商品進出口總額占GDP的比重表示；(4)匯率變動(Δer)，以人民幣兌美元的中間匯率之差表示，負值代表升值，有利于進口，正值代表貶值，有利于出口；(5)金融危機(crisis)是二值變量，若國際或國內發(fā)生金融危機，則取值為1，否則取值為0；(6)銀行信貸規(guī)模[ln(loan)]，以金融機構各項貸款余額的對數表示；(7)股票籌資額[ln(stock))]，取中國企業(yè)境內外籌資總額的對數。

(三)數據來源

本文使用的工業(yè)投資統(tǒng)計數據全部取自于《中國統(tǒng)計年鑒》(1997——2012)，“按行業(yè)分國有及國有控股(國有獨立核算)工業(yè)企業(yè)主要指標”和“按行業(yè)分私營(三資、獨立核算三資)工業(yè)企業(yè)主要指標”中的工業(yè)增加值和固定資產凈值年平均余額，并分別用固定資產投資價格指數和工業(yè)品出廠價格指數換算為實際價格*幾點說明：1. 國家統(tǒng)計局關于1998年的數據未做具體的行業(yè)分類，本文估計時統(tǒng)一使用國有與非國有工業(yè)企業(yè)的工業(yè)增加值和固定資產凈值余額；2008年后，國家統(tǒng)計局不再計算“工業(yè)增加值”和“固定資產凈值年平均余額”，故本文采用“工業(yè)總產值”和“固定資產原值”作為代理指標；2. 1996——2003年的工業(yè)品出廠價格指數為總指數，2004年起為按行業(yè)分類的工業(yè)品出廠價格指數；3. 國家統(tǒng)計局未統(tǒng)計2004年的工業(yè)增加值，本文采用2003年、2005年工業(yè)增加值的平均數作為2004年工業(yè)增加值的代理變量。，國有企業(yè)樣本的時間跨度為1996——2011年，共16年35個行業(yè)595個觀測值；非國有企業(yè)的樣本時間跨度為1998——2011年，共14年34個行業(yè)476個觀測值*在《中國統(tǒng)計年鑒》的42個行業(yè)分類中，我們剔除了數據不全的其他采礦業(yè)，以及沒有數據的草制品業(yè)、電子設備制造業(yè)、機械制造業(yè)等3個行業(yè)，剔除前后不匹配的食品加工業(yè)、工藝品及其他制造業(yè)、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)和木材及竹材采運業(yè)，覆蓋的行業(yè)計35個。在估算非國有企業(yè)的資本配置效率時，又剔除數據不全的石油和天然氣開采業(yè)，覆蓋的行業(yè)計34個。。GDP、通貨膨脹率、經濟開放度、匯率、股票籌資額的原始數據均來源于《中國統(tǒng)計年鑒2013》；金融危機變量，1997、2008、2009年取值為1，其余年份取值為0；金融機構各項貸款余額數據來自于人民銀行網站《統(tǒng)計數據》，利率市場化指數來自于陶雄華和陳明玨(2013)，[24]所有變量的樣本期均是1996——2011年。

二、資本配置效率的估算

為確保估計結果不受極端值的影響，同時符合Wurgler(2000)模型設定和樣本選擇的標準，本文剔除了工業(yè)增加值增長率和固定資產凈值年平均余額增長率對數的絕對值大于1的樣本點，最終獲得國有企業(yè)1996——2011年共440個觀測值，非國有企業(yè)1999——2011年共348個觀測值。運用修正的Wurgler(2000)模型[即式(2)][2]對440個觀測值的國有企業(yè)和348個觀測值的非國有企業(yè)樣本進行整體和分年度的普通最小二乘法回歸分析，所得結果見表1、表2。

表1 國有企業(yè)整體、分年度的資本配置效率，因變量：Ln (It/It-1)

注：***、**、*分別在1%、5%和10%的顯著水平下顯著異于0。

從表1、表2中可知，1996——2011年中國國有企業(yè)的整體資本配置效率為0.3627，且在1%的水平下顯著異于0，16年的平均值為0.2535，其中，1997、2008、2011年的資本配置效率為負值，其誘因很可能是國際金融危機的沖擊。非國有企業(yè)1999——2011年的整體資本配置效率為0.4121，在1%的水平上顯著異于0，13年的平均值為0.4463，1999、2000年的資本配置效率值為負數，此后11年一直為正。我們對國有企業(yè)、非國有企業(yè)整體資本配置效率的估算結果均高于韓立巖和王哲兵(2005)，[5]低于方軍雄(2006)；[6]但非國有企業(yè)的整體資本配置效率優(yōu)于國有企業(yè)，這與方軍雄(2007)[7]相同。中國非國有企業(yè)的資本配置效率基本接近Wugler(2000)[2]所考察的65個樣本的平均水平(0.429)，國有企業(yè)的資本配置效率低于該水平，故而中國的資本配置效率總體仍然較低。

表2 非國有企業(yè)整體、分年度的資本配置效率，因變量：Ln (It/It-1)

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%的顯著水平下顯著異于0，2008年非國有企業(yè)的資本配置效率，因剔除了工業(yè)增加值增長率和固定資產凈值年平均余額增長率對數的絕對值大于1的樣本點，而未能估計，所以求年度平均值時剔除了2008年的數值。

三、實證結果和解釋

為了便于識別不同控制變量對自變量lib的影響，并解決樣本期短、變量多所導致的多重共線性問題，本文將控制變量分三類進行回歸分析。若回歸殘差經DW-h或LM等檢驗存在自相關性，為了消除自相關的影響，運用Prais—Winsten AR(1)方法；否則，運用最小二乘法(穩(wěn)健標準差)，以解析利率市場化對(國有、非國有)企業(yè)資本配置效率的影響。

(一)基本回歸結果

表3中，所有回歸模型的殘差經DW-h、LM檢驗后無自相關性。由表3中的回歸式(1)、(2)、(4)、(5)可知，經濟增長與(國有、非國有)企業(yè)的資本配置效率正相關，通貨膨脹與國有、非國有企業(yè)的資本配置效率負相關。這表明，經濟平穩(wěn)增長、低通脹有助于改善企業(yè)的資本配置效率。

經濟開放度與國有、非國有企業(yè)的資本配置效率正相關，金融危機與國有、非國有企業(yè)的資本配置效率負相關。這意味著，經濟越開放，越有利于改善企業(yè)的資本配置效率，而金融危機的沖擊導致企業(yè)出口降低，競爭力下降，企業(yè)投資項目等擱置，可能減弱資本配置效率。

匯率變動與國有企業(yè)資本配置效率正相關，與非國有企業(yè)的資本配置負相關。這就說明，人民幣匯率升值不利于改善國有企業(yè)的資本配置效率，但有助于提高非國有企業(yè)的資本配置效率。

在控制上述5個變量時，利率市場化仍與國有企業(yè)的資本配置效率正相關，與非國有企業(yè)的資本配置效率負相關，但不完全具有統(tǒng)計意義上的顯著性。這意味著，利率市場化有助于但不會顯著改善國有企業(yè)的資本配置效率——這一結果與方軍雄(2006)[6]一致，不利于但也不會顯著抑制非國有企業(yè)資本配置效率的改善。

表3　利率市場化對資本配置效率的估計結果

注：ln(gdp)為GDP對數值，表示經濟增長；ηs為國有企業(yè)的資本配置效率；ηn是非國有企業(yè)的資本配置效率；lib表示利率市場化指數；trade表示經濟開放度；△er表示人民幣兌美元匯率變動；crisis表示金融危機；ln(loan)表示金融機構各項貸款余額對數；ln(stock)表示股票籌資額對數；**、*表示參數分別在5%、10%的顯著性水平下異于零，括號中的數值表示穩(wěn)健標準誤差。

由表3中的回歸式(3)、(6)可知，金融機構各項貸款余額與國有、非國有企業(yè)的資本配置效率均呈正相關，且(6)式中的回歸系數在5%的水平下顯著為正。故而，銀行信貸有利于促進改善企業(yè)的資本配置效率，但非國有企業(yè)的效率改進更明顯。

股票籌資額與國有、非國有企業(yè)的資本配置效率負相關。這意味著，中國股票市場不僅未能增進反倒損害了企業(yè)的資本配置效率，其主要原因是我國證券市場發(fā)展尚欠成熟，在功能上存在重資金籌集、輕資源配置的致命缺陷。

在控制金融機構各項貸款余額、股票籌資額兩個變量時，利率市場化(lib)仍與國有企業(yè)的資本配置效率正相關，與非國有企業(yè)的資本配置效率負相關。

(二)擴展性回歸結果

如前所述，企業(yè)的資本配置效率受企業(yè)屬性等內部因素以及外部因素的共同影響或沖擊，企業(yè)屬性等內部因素對其資本配置效率又可能存在內生性(Endogenous)或持久性(Persistence)問題。為避免內生性問題，這里借鑒Abiad A.(2008)，[22]在回歸模型中加入因變量的滯后一期，估計結果見表4。

在表4中，回歸式(1)-(6)的殘差經DW-h、LM、Q、Bartlett等方法檢驗后，均無自相關性。由表4可知，分別加入國有、非國有企業(yè)資本配置效率的滯后一階變量，利率市場化與國有企業(yè)的資本配置效率顯著正相關，與非國有企業(yè)的資本配置效率負相關，這與表3的估計結果一致。

表4　加入滯后因變量的回歸結果

注：ηst-1表示國有企業(yè)的前期資本配置效率，ηnt-1表示非國有企業(yè)的前期資本配置效率，其余同表3；***、**、*表示參數分別在1%、5%、10%的顯著性水平下異于零，括號中的數值表示穩(wěn)健標準誤差。

除通貨膨脹率與非國有企業(yè)的資本配置效率正相關外，其余變量的符號均未改變。國有企業(yè)的前期資本配置效率與其當期資本配置效率正相關[在回歸式(2)中為負相關]，非國有企業(yè)的前期資本配置效率與其當期資本配置效率負相關。這說明，國有企業(yè)的資本配置效率存在改善“慣性”，非國有企業(yè)則不存在，其資本配置效率的前期改善反倒成為后期的障礙。

(三)結論和政策含義

本文在估算中國企業(yè)的整體、分年度資本配置效率的基礎上，建立了利率市場化進程與資本配置效率的模型，運用最小二乘法進行回歸估計分析。結果發(fā)現：

1. 利率市場化進程既可改善也會抑制企業(yè)的資本配置效率。本文的分析表明，利率市場化進程改善了國有企業(yè)的資本配置效率，抑制了非國有企業(yè)的資本配置效率。因此，在全面深化后續(xù)改革中，既要緩釋利率市場化進程對非國企資本配置效率的損失，又要穩(wěn)步完善市場化的定價機制，增強微觀主體的利率敏感性，充分發(fā)揮利率在引導資金流向、提高資本配置效率的決定性作用。

2. 信貸投放保持一定增速有利于增進企業(yè)的資本配置效率。本文的估算表明，非國有企業(yè)的資本配置效率整體上優(yōu)于國有企業(yè)；而以金融機構貸款余額來度量的信貸投放，又有利于改善企業(yè)特別是非國有企業(yè)的資本配置效率。因此，消除非國有企業(yè)在信貸可得性上遭遇的所有制歧視，并保持一定增速的信貸投放，均有助于提高資本配置效率。

3. 股票市場改善企業(yè)資本配置效率的功能暫付闕如。本文的實證表明，股票籌資沒有發(fā)揮引導并優(yōu)化公司資源配置的積極作用。因此，后續(xù)改革應為消解非國有企業(yè)的融資瓶頸而推進多層次資本市場發(fā)展，深入改革股票IPO發(fā)行制度，完善上市企業(yè)的公司治理機制和退市制度，為股市促進資本配置效率的提升創(chuàng)設更好的制度與市場環(huán)境。

4. 利率市場化一定程度上打破了國有企業(yè)的信貸壟斷。本文的分析還表明，利率市場化改變了國有企業(yè)和非國有企業(yè)的信貸可得性，迫使國有企業(yè)降低對銀行信貸的依存度，拓展了非國有企業(yè)借助金融創(chuàng)新(如理財產品、信托產品等)獲取金融支持的途徑，有利于優(yōu)化金融資源，提高其資本配置效率。

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