市場化進程、利率變動與企業投資

張前程　陳建偉

摘要：文章利用1999年-2009年的制造業上市公司數據，采取SYS-GMM動態面板方法實證檢驗了市場化進程、利率變動對企業投資行為的影響。結果發現：總體而言，利率變動對企業投資具有顯著的負向影響；然而，利率變動對企業投資的影響效果在一定程度上取決于市場化進程。在市場化程度高的地區，利率變動對企業投資有顯著負向影響，相反在市場化程度低的地區這種負向影響則不顯著。文章對實證結果進行了解析，并有針對性地提出對策建議。

關鍵詞：市場化進程；利率變動；企業投資

一、 引言

近三十多年以來，我國最大的制度特征就是推行以市場化為導向的經濟體制改革，這場史無前例的改革給原有的經濟系統和微觀經濟主體帶來了巨大沖擊。隨著市場化改革的全面推進，我國經濟金融體制已經發生了顯著的變化。比如，國有企業所占比重已大幅下降，并且預算約束逐步硬化；利率市場化改革不斷推進，商業銀行存貸款利率的浮動區間擴大；銀行業實施股份制改革，引進境外戰略投資者，以市場化經營目標為主導，政府減少了對銀行資金運用的行政干預；民營企業得到長足發展，民間投資所占比重迅速攀升。這些都意味著，利率政策的作用條件和傳導環境大為改善，微觀經濟主體對利率的敏感性增強。因此，有理由判定，利率變動將對企業投資產生負向影響。貨幣政策當局通過調整基準利率，能夠影響企業投資的利息成本，進而影響投資，此即貨幣政策的利率傳導渠道。并且市場化進程會提高利率變動對企業投資的負向影響能力。當然，這種理論判定還需要來自經驗層面的支持。

既有文獻在考察利率對投資的影響時，大多采用宏觀總量數據并基于VAR方法展開研究，鮮有基于微觀數據的實證探討，因此無法厘清變量之間的微觀作用機理。而且，既有文獻也忽略了中國所特有的制度環境對投資行為的影響，沒有探討市場化進程在利率與投資之間關系中所起的作用。有鑒于此，本文基于1999年～2009年的制造業上市公司數據，采用動態面板方法實證檢驗利率變動對企業投資的影響，并檢驗市場化進程是否提升了利率變動對企業投資行為的影響能力。本文研究結論為定量評估央行貨幣政策提供微觀層面的支持，并為提升利率政策有效性指明可能方向。

本文其余部分安排如下：第二部分研究設計，介紹計量模型設定與數據說明，第三部分是實證結果及分析；最后是結論和政策含義。

二、 研究設計

1. 計量模型設定。根據Fazzari等（1988）以及Guariglia等（2011），設定如下基準計量模型：

■=？琢1rt+？琢2■+？琢3qit+？茲i+？諄t+？著it（1）

其中，i表示企業，t表示時間，■表示投資率，rt表示利率，■表示凈現金流比率，qit表示資本影子價格。另外，？茲i是非觀測的個體效應，表示不隨時間變化的企業特定因素；？諄t是非觀測的時間效應，表示不隨企業變化而只隨時間變化的特定因素；？著it是隨機誤差項，表示既隨時間變化也隨企業變化的隨機因素。

由于資本存量的調整具有慣性特征，也就是說當期投資很大程度上依賴于過去投資。為刻畫這種特性，可在（1）式的基礎上引入投資率的一階滯后項?，F實中影響投資的因素非常復雜，為了克服遺漏變量導致的估計偏差，有必要在基準計量模型中加入一些控制變量。根據相關研究文獻，添加以下主要控制變量：凈資產利潤率（Profit）、資產負債率（Lev）、企業規模（Size）。因此，本文最終的計量模型修正為：

■=？琢0■+？琢1rt+？琢2■+？琢3qit+？琢4Profitit+？琢5Levit+？琢6Sizeit+？茲i+？諄t+？著it（2）

為了考察利率變動對企業投資的影響是否取決于市場化進程，參考現有文獻的通行做法，將全部樣本依照市場化程度的高低分成兩個子樣本，根據（2）式對子樣本分別進行回歸。通過比較兩個子樣本中利率的系數大小，即可判定市場化進程在利率與企業投資關系中所起的作用。

2. 指標和數據說明。

（1）投資率。采用投資與資本存量之比來衡量。其中，投資采用現金流量表中的“構建固定資產、無形資產和其他資產支付的現金”。對于資本存量，現有文獻大多以期初總資產度量。因此，本文的投資率等于“構建固定資產、無形資產和其他資產支付的現金”除以年初總資產的比例。

（2）利率。為了剔除價格因素的影響，采用貸款利率與通貨膨脹率之差來衡量。其中，貸款利率選擇的是“一至三年期金融機構人民幣貸款基準利率”，通貨膨脹率是根據固定資產投資價格指數計算而得。所以，本文的利率等于“一至三年期金融機構人民幣貸款基準利率”減去通貨膨脹率的差。

（3）凈現金流比率。采用經營活動現金流與期初總資產之比來衡量。現金流量表中包含“經營活動產生的現金流量凈額”“投資活動產生的現金流量凈額”和“籌資活動產生的現金流量凈額”。然而，后兩種現金流都與投資有密切關系，為了克服變量的內生性，采用“經營活動產生的現金流量凈額”。因此，本文的凈現金流比率等于“經營活動產生的現金流量凈額”除以年初總資產的比例。

（4）其他變量的構造說明。資本影子價格（q）反映企業投資機會，以Tobin's q來替代，計算方法為（年初流通股數價值+年初未流通股數賬面價值+負債的賬面價值）/年初總資產；凈資產利潤率（Profit）反映企業盈利能力，以凈利潤與所有者權益的比例衡量；資產負債率（Lev）反映財務杠桿對企業的治理作用，以總負債與總資產的比例來衡量；規模（Size）以企業年初總資產的自然對數來衡量。

本文的研究樣本為1999年～2009年在滬、深證券交易所上市的制造業公司。為了選擇合適的樣本，設定了如下篩選條件：①剔除財務數據不全的公司；②保留至少有三年主營業務收入數據的公司。為了消除異常值的影響，本文對公司所有連續變量上下1%分位數分別進行了縮尾（winsorize）處理。最終共得到7 800個樣本觀測值。樣本公司財務數據來自CCER經濟金融數據庫，貸款利率和固定資產投資價格指數數據來自國家統計局網站。

表1是對實證檢驗中的被解釋變量和解釋變量的統計描述?？梢钥闯觯瑯颖酒趦韧顿Y率呈現較大差異，均值為0.075 8，最小值為0.000 2，最大值達到0.445 8。實際利率均值為0.040 4，但最小值為-0.016 3，說明我國實際利率水平不高，甚至存在負利率現象。

三、 實證結果及分析

本文的計量模型包含滯后因變量，因而是動態面板模型，具有內生性，若采用面板OLS進行估計將導致“動態面板偏差”。為克服內生性，采用SYS-GMM方法進行估計。將滯后因變量、利率設定為內生變量；將凈現金流比率、Tobin's q、資產負債率、凈資產利潤率設定為前定變量；將企業規模設定為外生變量。對于內生變量和前定變量，本文使用兩個高階滯后項作為其工具變量。為保證模型估計的有效性，本文做了擾動項序列相關檢驗和Sargan過度識別檢驗。

1. 全部樣本估計結果。以計量模型（2）式為基礎，表2第（1）報告了全部樣本的SYS-GMM估計結果。Sargan檢驗的結果表明工具變量有效。擾動項的差分檢驗表明存在一階自相關，不存在二階自相關，因此，可以斷定擾動項不存在自相關。

根據第（1）列的估計結果進行分析，可以發現，利率的回歸系數為-0.013 2，并且在5%的水平上顯著。這說明利率變動對企業投資行為具有顯著影響：當利率提高時，企業將減少投資；當利率下調時，企業將增加投資。這與理論預期完全一致，意味著企業投資對利率具有敏感性，我國的利率政策有效。凈現金流比率的回歸系數為0.026 1，在1%的水平上顯著，這一方面說明了我國企業投資在很大程度上依賴于內部現金流，存在融資約束；另一方面也說明了貨幣政策信貸渠道的有效性。比如，當政策緊縮時，企業內部現金流減少，于是減少投資。通過比較可以發現，利率回歸系數的絕對值小于凈現金流回歸系數的絕對值，這表明企業投資對利率的敏感性小于對凈現金流的敏感性，從側面反映了貨幣的利率渠道小于信貸渠道，意味著我國貨幣政策的信貸渠道居于主導地位。

進一步分析其他解釋變量，可以發現，Tobin's q的系數顯著為負，與理論預期不符。一則，我國上市公司存在非流通股，而非流通股難以估價（江偉，2011）；二則，我國股票市場還不發達，缺乏有效性，股價波動更多反映市場層面而不是公司基本面的信息（Morck，2000）。這兩方面原因導致Tobin's q不能反映公司投資機會。凈資產利潤率的回歸系數顯著為負，表明上市公司的投資行為取決于盈利能力。由于我國宏觀經濟高速發展，為上市公司提供良好發展環境和盈利空間，激勵企業積極進行投資擴張，這也為我國的固定資產投資持續高漲提供了微觀層面的證據。資產負債率的回歸系數顯著為正，說明財務杠桿的治理作用有限，負債未能對上市公司的投資行為產生約束作用。相反，負債反而為投資提供了資金支持。企業規模的回歸系數顯著為負，說明規模越小越加大投資。原因可能是，在我國，企業規模越大，在市場中越具有競爭優勢，因而小企業更渴望通過投資做大規模。

2. 考慮市場化進程的估計結果。伴隨經濟的高速增長，中國的市場化進程不斷推進，這意味著利率政策的作用環境以及企業的行為模式發生了很大變化。那么，利率變動對企業投資的影響可能隨著市場化進程的變化而變化。為此，我們以樊綱等（2011）的市場化指數（Market）衡量各地區的市場化程度，根據上市公司所在地區的市場化程度將總樣本分成兩個子樣本：如果某地區在1999年～2009年期間的平均市場化指數大于6，則視為市場化程度高的地區；如果平均市場化指數小于6，則視為市場化程度低的地區。回歸結果分別報告于表2的第（2）和（3）列。

不難發現，在市場化程度高的地區，利率的回歸系數為-0.051 8，并且十分顯著；在市場化程度低的地區，利率的回歸系數為-0.009 3，但沒有顯著性。市場化程度高的地區利率系數絕對值不僅大于市場化程度低的地區，并且大于全部樣本的系數絕對值。這就說明，在市場化程度高的地區，利率的變動對企業投資有顯著的負向影響，而在市場化程度低的地區這種影響則不顯著。由此可知，利率變動對企業投資的影響確實取決于市場化進程。在市場化程度高的地區，企業投資對利率比較敏感；反之，在市場化程度低的地區，企業投資對利率則不敏感。只有當市場化水平達到一定的程度，利率政策才有效，而我國推行的以市場化為導向的改革有助于提高利率政策的有效性。

推其緣由，在市場化程度高的地區，企業經營行為具有更強的市場導向，面臨硬的預算約束，以追求利潤最大化為經營目標，當進行投資決策時必然要考慮項目的成本和收益：如果利率提高，意味著利息成本上升，收益相應減少，企業自然會壓縮投資；如果利率下降，則利息成本下降，收益上升，企業就會擴大投資。反之，在市場化程度低的地區，企業的經營行為往往偏離市場導向，企業進行投資決策時不是以利潤最大化為唯一目標，可能還要面臨政治任務等非市場化目標，這樣投資對利率就不夠敏感，利率的變動也就難以對企業投資造成影響。

四、 結論與政策含義

本文利用1999年～2009年制造業上市公司數據，采取SYS-GMM動態面板方法實證檢驗了市場化進程、利率變動對企業投資行為的影響。全部樣本的回歸結果展示：總體而言，利率變動對企業投資具有顯著的負向影響，說明企業投資對利率具有敏感性，我國的利率政策有效；然而，按市場化進程進行分組的子樣本回歸結果則發現，利率變動對企業投資的影響效果在一定程度上取決于市場化進程，在市場化程度高的地區，利率變動對企業投資有顯著負向影響，相反在市場化程度低的地區這種影響不顯著。

本文結論包含如下政策含義：第一，強化利率政策對經濟的調控作用，使貨幣政策工具由數量型向價格型轉變。我國企業投資對利率已經有了一定的敏感性，實施以利率等價格型工具為主導的貨幣政策具備了必要的微觀基礎。因此，可以進一步推進利率市場化，逐步放開對市場利率的管制。鑒于金融市場尚未形成真正的市場基準利率，有必要積極培育市場基準利率，并逐步實現央行基準利率和市場基準利率并軌，充分發揮基準利率在貨幣政策中的作用。第二，鑒于民營企業更具有市場屬性，而國有企業改革則仍面臨預算軟約束，因此應當大力發展民營企業，同時深化國有企業改革。從制度層面打破制約民營企業發展的瓶頸，提升民營企業在國民經濟中的比重，矯正金融機構對民營企業的信貸歧視。理順政府與國有企業之間的關系，使國有企業經營目標更具市場屬性；減少對國有企業的利息補貼和信貸優惠，增強國有企業的利率敏感性。第三，進一步推進市場化改革，塑造利率有效發揮作用的良好環境。對于市場化程度高的地區，應當繼續保持已有的發展勢頭，進一步完善市場化進程所需的制度性基礎設施。對于市場化程度低的地區，必須加快推進市場化發展的步伐，特別是需要緩解實體經濟面臨的流動性約束，消除金融抑制現象，提升微觀經濟主體的利率敏感性，暢通貨幣政策的利率傳導渠道。

參考文獻：

1. Fazzari S.M.，Hubbard R.G.，Peterson B.C.Financing Constraints and Corporate Investmen- t.NBER Working Paper，1988.

2. Guariglia A.， X. Liu，L. Song.Internal Finance and Growth： Microeconometric Evidence On Chinese Firms.Journal of Development Economics， 2011，（1）：79-94.

3. 北京大學中國經濟研究中心宏觀組.產權約束、投資低效與通貨緊縮.經濟研究，2004，（9）：26-35.

4. 龔剛，林毅夫.過度反應——中國經濟縮長之解釋.經濟研究，2007，（4）：53-68.

5. 樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數——各地區市場化相對進程2011年報告.北京：經濟科學出版社，2011.

6. 江偉.金融發展、銀行貸款與公司投資.金融研究，2011，（4）：113-128.

7. 彭方平，王少平.我國利率政策的微觀效應——基于動態面板數據模型研究.管理世界，2007，（1）：24-29.

8. 宋芳秀.中國利率作用機制的有效性與利率調控的效果.經濟學動態，2008，（2）：55-59.

作者簡介：張前程，南開大學經濟學院經濟學系博士生；陳建偉，南開大學經濟學院經濟學系博士生。