利率市場化對我國投資效率的影響

張慧敏　鄭莉

摘 要：本文根據(jù)1993年～2015年的相關數(shù)據(jù)，通過自回歸檢驗模型分析在利率市場化進程中，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出所產生的影響，并得出利率市場化能通過更好地發(fā)揮市場機制的資源配置作用，提高投資效率，進而促進經濟健康有序的運行的結論。

關鍵詞：利率市場化；投資效率；經濟增長

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構設置的利率管制，從而使利率水平由資金市場供求來決定。實質是利率水平根據(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節(jié)利率水平的高低，充分發(fā)揮市場機制的基礎作用，最終通過市場供求的狀況來決定金融機構存貸款利率的運行機制。在這種市場運行機制下，銀行的儲蓄存款會有效地轉化成投資，將社會上閑散的資金進行在投資，提高資金的配置效率，從而更好地促進經濟的增長。

二、利率市場化對投資效率的作用機理

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

三、實證檢驗和結果分析

1.變量定義及指標選取。本文將衡量利率市場化的指標設置為一年期貸款利率，考慮到基準利率是央行調整經濟的一種手段，與總支出的相關性更強。投資效率是在經濟活動中，用于投資的部分得到的產出與原始投資之間的比例關系，一般用資本邊際產出作為指標，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用全社會固定資產投資總額表示。GDP、投資總額的數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網站及《統(tǒng)計年鑒》。

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

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

3.自回歸模型及結果分析。根據(jù)Eviews軟件，利用最小二乘法對各個變量進行估計，建立模型。首先對相關變量進行ADF單位根檢驗。

（1）對變量一年期貸款利率r進行單位根檢驗，結果見表1。從表1的檢驗結果看，在1%、5%、10%三個顯著性水平下，單位根檢驗的臨界值分別為-3.788030、-3.012363、-2.646119，t檢驗統(tǒng)計量值-1.223517，P值位0.6440，大于0.05，大于響應臨界值，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，得到P值為0.008，小于0.05，小于響應臨界值，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）對變量資本邊際產出δ進行單位根檢驗，結果見表2。同理，可從表2的檢驗結果看出P值為0.6360，大于響應臨界值，不能拒絕H0，說明資本邊際產出序列是非平穩(wěn)序列。進一步檢驗資本邊際產出序列是否存在一階或二階單整，得到估計結果P值為0.0000，小于響應臨界值，拒絕H0，表明資本邊際產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出都是一階單整序列，因此它們之間可能存在協(xié)整關系，以下進一步分析兩者之間是否真實存在協(xié)整關系回歸結果如下表3。

估計的回歸模型為

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行單位根檢驗。為了判斷兩者之間是否存在協(xié)整關系，也要檢驗回歸殘差的平穩(wěn)性，對et序列進行單位根檢驗。同上所述，如圖4。結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出之間存在協(xié)整關系，即長期均衡關系。

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

（6）脈沖響應函數(shù)

用脈沖響應函數(shù)來分析上述變量的短期動態(tài)響應關系，如圖所示，在短期內，當資本邊際產出受到一個一年期貸款利率的沖擊時，資本邊際產出會下降，即當政府干預提高一年期貸款利率時，會使資本邊際產出減少，投資效率降低。

4.結論。本文研究結果表明，我國一年期貸款利率變動對我國投資效率的影響效應較為明顯。主要是由于利率市場化的推進，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，實現(xiàn)利率市場化穩(wěn)步有序的進行，從而提高市場投資效率，實現(xiàn)經濟增長。

四、政策啟示

在利率市場化后期，隨著利率浮動范圍的擴大，銀行間競爭加劇，可能進一步提高存款利率，降低貸款利率，這樣就會影響銀行的存貸利差，進而使金融機構能盈利空間縮小，降低收益水平。銀行等金融機構便可能向政府監(jiān)管比較薄弱的方面運作，進行套利。因此，金融當局必須促使銀行建立風險防范和預警機制；此外，加速銀行業(yè)的進一步升級，加快發(fā)展中間業(yè)務，創(chuàng)新金融產品，改善其服務態(tài)度和水平；還應積極拓展中小企業(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，以確保在經濟結構調整和轉型期間，市場經濟平穩(wěn)有序健康的發(fā)展，從而緩解經濟下行壓力。

參考文獻：

[1]李宏瑾.利率市場化對商業(yè)銀行的挑戰(zhàn)[J].國際金融研究，2015（2）：12-22.

[2]慈亞平，賈瑞躍.利率市場化對城商行的影響：基于凈利差率的實證分析[J].價值工程，2014（5），34-43.

作者簡介：張慧敏（1991- ），女，漢族，山西忻州五臺縣人，金融學碩士，山西財經大學，研究方向：金融投資；鄭莉（1990- ），女，漢族，山西省忻州市人，金融學碩士，山西財經大學，研究方向：國際貿易