張慧敏　鄭莉

摘 要：本文根據(jù)1993年～2015年的相關(guān)數(shù)據(jù)，通過自回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头治鲈诶适袌龌M(jìn)程中，打破了利率管制的體系，逐步放開對存貸款利率的限制，對投資效率和資本邊際產(chǎn)出所產(chǎn)生的影響，并得出利率市場化能通過更好地發(fā)揮市場機(jī)制的資源配置作用，提高投資效率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)健康有序的運(yùn)行的結(jié)論。

關(guān)鍵詞：利率市場化；投資效率；經(jīng)濟(jì)增長

一、利率市場化的基本概念及必要性

利率市場化是指政府取消對金融機(jī)構(gòu)設(shè)置的利率管制，從而使利率水平由資金市場供求來決定。實(shí)質(zhì)是利率水平根據(jù)市場上對資金的供求來決定，自主地根據(jù)市場上的資金供求狀況和對金融市場動向的判斷來調(diào)節(jié)利率水平的高低，充分發(fā)揮市場機(jī)制的基礎(chǔ)作用，最終通過市場供求的狀況來決定金融機(jī)構(gòu)存貸款利率的運(yùn)行機(jī)制。在這種市場運(yùn)行機(jī)制下，銀行的儲蓄存款會有效地轉(zhuǎn)化成投資，將社會上閑散的資金進(jìn)行在投資，提高資金的配置效率，從而更好地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長。

二、利率市場化對投資效率的作用機(jī)理

隨著利率市場化的推進(jìn)，打破了利率管制體制，在短期內(nèi)利率市場化可能會在一定程度上降低資本邊際產(chǎn)出，抑制經(jīng)濟(jì)增長，但在長期內(nèi)利率市場化的程度與資本邊際產(chǎn)出成正比，利率市場化程度越高，投資效率也會隨之提高。

三、實(shí)證檢驗(yàn)和結(jié)果分析

1.變量定義及指標(biāo)選取。本文將衡量利率市場化的指標(biāo)設(shè)置為一年期貸款利率，考慮到基準(zhǔn)利率是央行調(diào)整經(jīng)濟(jì)的一種手段，與總支出的相關(guān)性更強(qiáng)。投資效率是在經(jīng)濟(jì)活動中，用于投資的部分得到的產(chǎn)出與原始投資之間的比例關(guān)系，一般用資本邊際產(chǎn)出作為指標(biāo)，即δ=△y/△k=△y/I*，其中I*代表新增投資，k代表新增投資量，y代表國民收入，國民收入變量y用GDP來表示，投資I用全社會固定資產(chǎn)投資總額表示。GDP、投資總額的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站及《統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.模型設(shè)定與估計(jì)方法?？紤]到利率對投資存在滯后效應(yīng)，本文采用自回歸模型作為研究的模型。首先，構(gòu)建以下方程：δ（t）=α+βδ（t-1）+γr（t-1）+ε（t）

其中，考慮到利率政策對社會經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響會存在一定的滯后效應(yīng)，模型設(shè)定為上一期的利率、投資會與本期投資效率之間的關(guān)系。然后，判斷其是否存在長期協(xié)整關(guān)系及短期的動態(tài)相應(yīng)關(guān)系。

3.自回歸模型及結(jié)果分析。根據(jù)Eviews軟件，利用最小二乘法對各個(gè)變量進(jìn)行估計(jì)，建立模型。首先對相關(guān)變量進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)。

（1）對變量一年期貸款利率r進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表1。從表1的檢驗(yàn)結(jié)果看，在1%、5%、10%三個(gè)顯著性水平下，單位根檢驗(yàn)的臨界值分別為-3.788030、-3.012363、-2.646119，t檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值-1.223517，P值位0.6440，大于0.05，大于響應(yīng)臨界值，從而不能拒絕H0，表明一年期貸款利率序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。再檢查是否存在一階或二階單整。同理，指定對一階差分序列作單位根檢驗(yàn)，得到P值為0.008，小于0.05，小于響應(yīng)臨界值，從而拒絕H0，表明一年期貸款利率序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即是一階單整的序列。

（2）對變量資本邊際產(chǎn)出δ進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果見表2。同理，可從表2的檢驗(yàn)結(jié)果看出P值為0.6360，大于響應(yīng)臨界值，不能拒絕H0，說明資本邊際產(chǎn)出序列是非平穩(wěn)序列。進(jìn)一步檢驗(yàn)資本邊際產(chǎn)出序列是否存在一階或二階單整，得到估計(jì)結(jié)果P值為0.0000，小于響應(yīng)臨界值，拒絕H0，表明資本邊際產(chǎn)出序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列，即是一階單整的序列。

（3）對模型進(jìn)行最小二乘法回歸。綜上所述，一年期貸款利率序列和資本邊際產(chǎn)出都是一階單整序列，因此它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系，以下進(jìn)一步分析兩者之間是否真實(shí)存在協(xié)整關(guān)系回歸結(jié)果如下表3。

估計(jì)的回歸模型為

δ（t）=-1.223499+0.132829δ（t-1）+0.423605r（t-1）+ε（t）

（4）對回歸后的殘差序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。為了判斷兩者之間是否存在協(xié)整關(guān)系，也要檢驗(yàn)回歸殘差的平穩(wěn)性，對et序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。同上所述，如圖4。結(jié)果表明殘差序列是平穩(wěn)序列，說明一年期貸款利率和資本邊際產(chǎn)出之間存在協(xié)整關(guān)系，即長期均衡關(guān)系。

（5）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表5。原假設(shè)H0為一年期貸款利率不是資本邊際產(chǎn)出的格蘭杰原因，而在10%的顯著性水平下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為2.91204，小于相應(yīng)的臨界值，從而拒絕原假設(shè)，說明一年期貸款利率是資本邊際產(chǎn)出的格蘭杰原因；而原假設(shè)H0為資本邊際產(chǎn)出不是一年期貸款利率的格蘭杰原因，在10%的顯著性水平下，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)值為1.85003，大于相應(yīng)的臨界值，從而接受原假設(shè)，即為資本邊際產(chǎn)出的變化不是引起一年期貸款利率變化的格蘭杰原因。

（6）脈沖響應(yīng)函數(shù)

用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析上述變量的短期動態(tài)響應(yīng)關(guān)系，如圖所示，在短期內(nèi)，當(dāng)資本邊際產(chǎn)出受到一個(gè)一年期貸款利率的沖擊時(shí)，資本邊際產(chǎn)出會下降，即當(dāng)政府干預(yù)提高一年期貸款利率時(shí)，會使資本邊際產(chǎn)出減少，投資效率降低。

4.結(jié)論。本文研究結(jié)果表明，我國一年期貸款利率變動對我國投資效率的影響效應(yīng)較為明顯。主要是由于利率市場化的推進(jìn)，打破了之前的利率管制體制。因此，我國金融市場的改革要以利率市場化改革為突破口，實(shí)現(xiàn)利率市場化穩(wěn)步有序的進(jìn)行，從而提高市場投資效率，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長。

四、政策啟示

在利率市場化后期，隨著利率浮動范圍的擴(kuò)大，銀行間競爭加劇，可能進(jìn)一步提高存款利率，降低貸款利率，這樣就會影響銀行的存貸利差，進(jìn)而使金融機(jī)構(gòu)能盈利空間縮小，降低收益水平。銀行等金融機(jī)構(gòu)便可能向政府監(jiān)管比較薄弱的方面運(yùn)作，進(jìn)行套利。因此，金融當(dāng)局必須促使銀行建立風(fēng)險(xiǎn)防范和預(yù)警機(jī)制；此外，加速銀行業(yè)的進(jìn)一步升級，加快發(fā)展中間業(yè)務(wù)，創(chuàng)新金融產(chǎn)品，改善其服務(wù)態(tài)度和水平；還應(yīng)積極拓展中小企業(yè)的融資渠道，降低其獲得資金的困難和成本，提高獲得資金的效率，以確保在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和轉(zhuǎn)型期間，市場經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)有序健康的發(fā)展，從而緩解經(jīng)濟(jì)下行壓力。

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作者簡介：張慧敏（1991- ），女，漢族，山西忻州五臺縣人，金融學(xué)碩士，山西財(cái)經(jīng)大學(xué)，研究方向：金融投資；鄭莉（1990- ），女，漢族，山西省忻州市人，金融學(xué)碩士，山西財(cái)經(jīng)大學(xué)，研究方向：國際貿(mào)易