利率市場化、金融深化與經濟增長

康晴晴，宋雅晴，劉 兮

（合肥師范學院數學與統計學院，安徽合肥230601）

利率作為資金的價格，是金融市場最為關鍵的指標。政府通過控制存貸款利率，以低于市場化應有的利率水平為經濟發展提供更為廉價的資金。與此同時，政府通過行政手段保護金融機構，尤其是銀行體系，利率市場化作為解決金融抑制所產生弊端的改革方向應運而生。利率市場化與經濟增長之間的關系一直是國內外學者研究的熱點，國外學者的觀點分為兩個方面。一是利率市場化促進經濟增長，最早由M ckinnon和Shaw提出金融自由化假說[1-2]，支持利率市場化對經濟的正向影響；Feyzio?lu等也認為利率市場化會使得資金的成本上升，提高存款回報，進而提高投資效率，促進經濟增長[3]。二是利率市場化對經濟增長存在負面影響，Giovannini和Bandiera等認為雖然更高的利率使消費的機會成本上升，儲蓄會替代消費，使得儲蓄上升，但與此同時居民財富也會隨著利率提高而上升，進而消費上升，這一由利率上升帶來模棱兩可的結果最終對儲蓄產生負面影響[4-5]；Omole等從利率市場化對工業生產造成不利影響證實了其會阻礙經濟發展[6]。國內學者的研究始于利率市場化的發展進程。易綱對我國利率市場化路徑進行了概括，明確了利率市場化改革的目標[7]；陶雄華等借助利率市場化指數對利率市場化改革進程進行了測度[8]。近年來學者的討論轉移到利率市場化與經濟增長之間的關系，黎志剛等構造自回歸分布滯后模型發現，利率市場化短期內抑制經濟增長，長期內促進經濟增長[9]；沙虎居等利用實證分析得出利率市場化有利于產業結構升級，促進新興業態成長[10]。金融深化與經濟增長之間的聯系同樣因為實證結果的不同而存在爭議，現有文獻中出現了4種不同的結論，第一種認為金融深化與經濟增長之間沒有因果關系，二者的變化軌跡并不相關，而且所有觀察到的經驗聯系都只是基于歷史數據[11]；第二種認為金融深化隨著經濟增長而進行，即需求跟隨假說；第三種結論則基于供給跟隨假說，認為金融發展推動經濟增長；第四種認為二者互為格蘭杰因果關系，但Odhiambo研究結果顯示經濟增長和金融發展之間的關系還需取決于特定的國家、不同的時間段以及金融發展指標的衡量標準[12-13]。本文研究中國利率市場化、金融深化和經濟增長，探尋這三者在中國經濟體系下的聯系。

1 模型設定和數據來源

1.1 VAR模型

為考察利率的變化、金融深化和經濟增長之間的聯系，建立VAR模型，模型設定：

其中yt是一個包含3個內生變量的向量，F為金融深化變量，用M2/GDP來表示，M2為廣義貨幣存量，GDP為國內生產總值；R為實際人均收入，即用GDP除以人口總數；D為名義存款利率，用商業銀行一年期儲蓄存款利率表示；β0為常數列向量，βj為參數矩陣，μt為隨機向量。將R取對數后再代入回歸方程，并在下文中用LR來表示。

1.2 數據來源

以上變量數據采用1952—2016年度時間序列數據，數據來源于《新中國50年統計資料匯編》《中國金融年鑒》和《中國統計年鑒》。其中個別年份的一年期儲蓄存款基準利率有變動，即人民銀行根據當年的經濟形勢利用利率工具，調整了當年的存款基準利率，因此取當年利率的平均值作為年度數據；由于1985年才開始統計并公布廣義貨幣存量M2的數據，1952—1985年的M2數據根據各項存款加上貨幣流通量計算得來。

2 模型估計結果

2.1 變量平穩性檢驗

利用單位根檢驗(ADF檢驗)和PP（Philips-Perron）檢驗，所用軟件為Stata11。根據ADF檢驗的結果，序列F、LR、D包含單位根過程，是非平穩的；根據PP檢驗也得到同樣的結果。將3個非平穩的時間序列進行一階差分，再進行ADF檢驗和PP檢驗，結果如表1所示。一階差分后，無論采用哪種檢驗方法，都高度拒絕時間序列包含單位根過程的原假設，為平穩過程，即序列F、LR、D為一階單整I（1）序列，在進行回歸時采用其一階差分。

表1 變量平穩性檢驗（差分后）

2.2 協整檢驗

采用Johansen檢驗考察序列F、LR、D之間是否存在協整關系，在確定合適的滯后階數時，根據AIC、HQIC和SBIC 3個不同的準則得到的合適階數不同，分別為4階、2階和1階。從更保守的角度出發，對這3種情況均進行檢驗，滯后2階的檢驗結果如表2所示，可得出拒絕協整關系個數為零的假設，且結果都顯示含有一個協整向量。當按照AIC準則和SBIC準則將滯后階數分別確定為4階和1階時，得到的結論與滯后2階一致，即含有一個協整向量。

表2 Johansen多元協整檢驗結果（滯后2階）

2.3 VAR模型估計結果

在進行單位根檢驗和協整關系檢驗后，開始分析各變量之間的跨期相關性，由于在選擇適合的滯后階數方面不同的判斷準則所確定的階數不同。為使估計結果合理且避免繁瑣，選擇滯后2階，與Stata11默認的滯后階數一致，估計結果如表3所示。

表3 VAR模型估計結果

根據模型估計結果，首先考察名義儲蓄利率的變化對金融深化的影響，其系數為-0.009 4，且在5%的顯著性水平上顯著，即名義儲蓄利率上升會抑制金融深化，降低M2/GDP。這與M ckinnon和Shaw提出的金融自由化假說相悖。根據金融自由化假說，利率市場化后，名義存款利率會上升，促使居民將資金從其他資產轉移到金融資產上，從而促進金融深化。而名義儲蓄利率對人均實際收入的影響為正，系數為0.013 4，在5%的水平下顯著，從這個角度來看，又支持金融自由化假說。上述估計結果中，人均收入的二階滯后對金融深化的影響系數為0.359 1，且在1%的水平下顯著，即人均收入的提高促進了金融深化。其次，考察金融深化是否促進經濟增長，金融深化的一階滯后對人均收入的影響系數為0.418 5，在1%的水平下顯著，二階滯后系數為0.154 3，但是并不顯著，可以得出金融深化能夠明顯地促進經濟增長，且金融深化與經濟增長之間是相互促進的關系，但是人均收入的滯后2階才對金融深化影響顯著，即人均收入的提高在短期內并不能直接促進金融深化。最后，經濟增長與金融深化對名義存款利率影響的1階和2階滯后系數都不顯著，說明在短期內，名義存款利率并不取決于經濟增長與金融深化，有其他因素對其產生重要影響。

3 結論與政策建議

由實證結果可以看出，利率市場化、金融深化和經濟增長之間存在聯系：

第一，利率市場化過程對金融深化的影響有限。原因在于中國的儲蓄率處于世界前列，遠高于西方發達國家，而且隨著經濟增長沒有降低的趨勢。一方面因為中國的基本社會保障制度不完善，人們需要足夠的儲蓄來應對養老、醫療等支出；另一方面中國的資本市場不健全，居民不敢將儲蓄轉移股市、債券等資本市場中，這樣儲蓄對利率的敏感性較低，儲蓄傾向隨人均收入水平的提高而提高。

第二，金融深化能夠明顯促進經濟增長。金融中介通過將資金從各個居民手中集合起來，通過借貸關系支撐大規模的投資與建設，因而金融深化實質是通過擴大信貸的可獲得性來為經濟增長添加“杠桿”，加快增長速度，同時經濟增長亦促進金融深化，但人均收入的提高需要通過一系列傳導機制來促進金融深化。

第三，經濟增長和金融深化對利率市場化進程作用不顯著。一是中國雖然已經實現了貸款利率的市場化，但是存款利率一直受到嚴格管制，存款利率市場化更為審慎，可以將存款利率視為外生變量；二是根據費雪效應，名義利率等于實際利率加上通貨膨脹率，實際利率通常保持不變，則名義利率的變動主要取決于通貨膨脹率，與經濟增長和金融深化的關聯更為間接。

鑒于此，政府應加快完善社會保障體系的步伐，進一步明確政府、企業、團體在社會保障中的責任范圍和承擔力度，努力填充空白區域，真正實現責任共擔機制。與此同時，建立相應的存款保險、投資者保護和保險保障制度，健全股市分紅制度和轉板制度，提高資本市場的使用效率，借助相應的法律法規進行規范，并適當放開管制，但不是放棄監管，根據經濟反應漸進式推進資本市場開放，及時而靈活地調整改革政策。