張前程　陳建偉

摘要：文章利用1999年-2009年的制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采取SYS-GMM動態(tài)面板方法實證檢驗了市場化進程、利率變動對企業(yè)投資行為的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：總體而言，利率變動對企業(yè)投資具有顯著的負向影響；然而，利率變動對企業(yè)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(qū)，利率變動對企業(yè)投資有顯著負向影響，相反在市場化程度低的地區(qū)這種負向影響則不顯著。文章對實證結(jié)果進行了解析，并有針對性地提出對策建議。

關(guān)鍵詞：市場化進程；利率變動；企業(yè)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(dǎo)向的經(jīng)濟體制改革，這場史無前例的改革給原有的經(jīng)濟系統(tǒng)和微觀經(jīng)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(jīng)濟金融體制已經(jīng)發(fā)生了顯著的變化。比如，國有企業(yè)所占比重已大幅下降，并且預(yù)算約束逐步硬化；利率市場化改革不斷推進，商業(yè)銀行存貸款利率的浮動區(qū)間擴大；銀行業(yè)實施股份制改革，引進境外戰(zhàn)略投資者，以市場化經(jīng)營目標(biāo)為主導(dǎo)，政府減少了對銀行資金運用的行政干預(yù)；民營企業(yè)得到長足發(fā)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(dǎo)環(huán)境大為改善，微觀經(jīng)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(yè)投資產(chǎn)生負向影響。貨幣政策當(dāng)局通過調(diào)整基準(zhǔn)利率，能夠影響企業(yè)投資的利息成本，進而影響投資，此即貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道。并且市場化進程會提高利率變動對企業(yè)投資的負向影響能力。當(dāng)然，這種理論判定還需要來自經(jīng)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(shù)據(jù)并基于VAR方法展開研究，鮮有基于微觀數(shù)據(jù)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(huán)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(guān)系中所起的作用。有鑒于此，本文基于1999年～2009年的制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用動態(tài)面板方法實證檢驗利率變動對企業(yè)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(yè)投資行為的影響能力。本文研究結(jié)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(shè)計，介紹計量模型設(shè)定與數(shù)據(jù)說明，第三部分是實證結(jié)果及分析；最后是結(jié)論和政策含義。

二、 研究設(shè)計

1. 計量模型設(shè)定。根據(jù)Fazzari等（1988）以及Guariglia等（2011），設(shè)定如下基準(zhǔn)計量模型：

■=？琢1rt+？琢2■+？琢3qit+？茲i+？諄t+？著it（1）

其中，i表示企業(yè)，t表示時間，■表示投資率，rt表示利率，■表示凈現(xiàn)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(yīng)，表示不隨時間變化的企業(yè)特定因素；？諄t是非觀測的時間效應(yīng)，表示不隨企業(yè)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(yè)變化的隨機因素。

由于資本存量的調(diào)整具有慣性特征，也就是說當(dāng)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(chǔ)上引入投資率的一階滯后項?，F(xiàn)實中影響投資的因素非常復(fù)雜，為了克服遺漏變量導(dǎo)致的估計偏差，有必要在基準(zhǔn)計量模型中加入一些控制變量。根據(jù)相關(guān)研究文獻，添加以下主要控制變量：凈資產(chǎn)利潤率（Profit）、資產(chǎn)負債率（Lev）、企業(yè)規(guī)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(yè)投資的影響是否取決于市場化進程，參考現(xiàn)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(jù)（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(shù)大小，即可判定市場化進程在利率與企業(yè)投資關(guān)系中所起的作用。

2. 指標(biāo)和數(shù)據(jù)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(xiàn)金流量表中的“構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”。對于資本存量，現(xiàn)有文獻大多以期初總資產(chǎn)度量。因此，本文的投資率等于“構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”除以年初總資產(chǎn)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(gòu)人民幣貸款基準(zhǔn)利率”，通貨膨脹率是根據(jù)固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)計算而得。所以，本文的利率等于“一至三年期金融機構(gòu)人民幣貸款基準(zhǔn)利率”減去通貨膨脹率的差。

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

（4）其他變量的構(gòu)造說明。資本影子價格（q）反映企業(yè)投資機會，以Tobin's q來替代，計算方法為（年初流通股數(shù)價值+年初未流通股數(shù)賬面價值+負債的賬面價值）/年初總資產(chǎn)；凈資產(chǎn)利潤率（Profit）反映企業(yè)盈利能力，以凈利潤與所有者權(quán)益的比例衡量；資產(chǎn)負債率（Lev）反映財務(wù)杠桿對企業(yè)的治理作用，以總負債與總資產(chǎn)的比例來衡量；規(guī)模（Size）以企業(yè)年初總資產(chǎn)的自然對數(shù)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(yè)公司。為了選擇合適的樣本，設(shè)定了如下篩選條件：①剔除財務(wù)數(shù)據(jù)不全的公司；②保留至少有三年主營業(yè)務(wù)收入數(shù)據(jù)的公司。為了消除異常值的影響，本文對公司所有連續(xù)變量上下1%分位數(shù)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(wù)數(shù)據(jù)來自CCER經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫，貸款利率和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。

表1是對實證檢驗中的被解釋變量和解釋變量的統(tǒng)計描述?？梢钥闯觯瑯颖酒趦?nèi)投資率呈現(xiàn)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(xiàn)象。

三、 實證結(jié)果及分析

本文的計量模型包含滯后因變量，因而是動態(tài)面板模型，具有內(nèi)生性，若采用面板OLS進行估計將導(dǎo)致“動態(tài)面板偏差”。為克服內(nèi)生性，采用SYS-GMM方法進行估計。將滯后因變量、利率設(shè)定為內(nèi)生變量；將凈現(xiàn)金流比率、Tobin's q、資產(chǎn)負債率、凈資產(chǎn)利潤率設(shè)定為前定變量；將企業(yè)規(guī)模設(shè)定為外生變量。對于內(nèi)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(guān)檢驗和Sargan過度識別檢驗。

1. 全部樣本估計結(jié)果。以計量模型（2）式為基礎(chǔ)，表2第（1）報告了全部樣本的SYS-GMM估計結(jié)果。Sargan檢驗的結(jié)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(guān)，不存在二階自相關(guān)，因此，可以斷定擾動項不存在自相關(guān)。

根據(jù)第（1）列的估計結(jié)果進行分析，可以發(fā)現(xiàn)，利率的回歸系數(shù)為-0.013 2，并且在5%的水平上顯著。這說明利率變動對企業(yè)投資行為具有顯著影響：當(dāng)利率提高時，企業(yè)將減少投資；當(dāng)利率下調(diào)時，企業(yè)將增加投資。這與理論預(yù)期完全一致，意味著企業(yè)投資對利率具有敏感性，我國的利率政策有效。凈現(xiàn)金流比率的回歸系數(shù)為0.026 1，在1%的水平上顯著，這一方面說明了我國企業(yè)投資在很大程度上依賴于內(nèi)部現(xiàn)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(dāng)政策緊縮時，企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流減少，于是減少投資。通過比較可以發(fā)現(xiàn)，利率回歸系數(shù)的絕對值小于凈現(xiàn)金流回歸系數(shù)的絕對值，這表明企業(yè)投資對利率的敏感性小于對凈現(xiàn)金流的敏感性，從側(cè)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(dǎo)地位。

進一步分析其他解釋變量，可以發(fā)現(xiàn)，Tobin's q的系數(shù)顯著為負，與理論預(yù)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(fā)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?qū)е耇obin's q不能反映公司投資機會。凈資產(chǎn)利潤率的回歸系數(shù)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(jīng)濟高速發(fā)展，為上市公司提供良好發(fā)展環(huán)境和盈利空間，激勵企業(yè)積極進行投資擴張，這也為我國的固定資產(chǎn)投資持續(xù)高漲提供了微觀層面的證據(jù)。資產(chǎn)負債率的回歸系數(shù)顯著為正，說明財務(wù)杠桿的治理作用有限，負債未能對上市公司的投資行為產(chǎn)生約束作用。相反，負債反而為投資提供了資金支持。企業(yè)規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為負，說明規(guī)模越小越加大投資。原因可能是，在我國，企業(yè)規(guī)模越大，在市場中越具有競爭優(yōu)勢，因而小企業(yè)更渴望通過投資做大規(guī)模。

2. 考慮市場化進程的估計結(jié)果。伴隨經(jīng)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(huán)境以及企業(yè)的行為模式發(fā)生了很大變化。那么，利率變動對企業(yè)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(shù)（Market）衡量各地區(qū)的市場化程度，根據(jù)上市公司所在地區(qū)的市場化程度將總樣本分成兩個子樣本：如果某地區(qū)在1999年～2009年期間的平均市場化指數(shù)大于6，則視為市場化程度高的地區(qū)；如果平均市場化指數(shù)小于6，則視為市場化程度低的地區(qū)?；貧w結(jié)果分別報告于表2的第（2）和（3）列。

不難發(fā)現(xiàn)，在市場化程度高的地區(qū)，利率的回歸系數(shù)為-0.051 8，并且十分顯著；在市場化程度低的地區(qū)，利率的回歸系數(shù)為-0.009 3，但沒有顯著性。市場化程度高的地區(qū)利率系數(shù)絕對值不僅大于市場化程度低的地區(qū)，并且大于全部樣本的系數(shù)絕對值。這就說明，在市場化程度高的地區(qū)，利率的變動對企業(yè)投資有顯著的負向影響，而在市場化程度低的地區(qū)這種影響則不顯著。由此可知，利率變動對企業(yè)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(qū)，企業(yè)投資對利率比較敏感；反之，在市場化程度低的地區(qū)，企業(yè)投資對利率則不敏感。只有當(dāng)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(dǎo)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(qū)，企業(yè)經(jīng)營行為具有更強的市場導(dǎo)向，面臨硬的預(yù)算約束，以追求利潤最大化為經(jīng)營目標(biāo)，當(dāng)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(yīng)減少，企業(yè)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(yè)就會擴大投資。反之，在市場化程度低的地區(qū)，企業(yè)的經(jīng)營行為往往偏離市場導(dǎo)向，企業(yè)進行投資決策時不是以利潤最大化為唯一目標(biāo)，可能還要面臨政治任務(wù)等非市場化目標(biāo)，這樣投資對利率就不夠敏感，利率的變動也就難以對企業(yè)投資造成影響。

四、 結(jié)論與政策含義

本文利用1999年～2009年制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采取SYS-GMM動態(tài)面板方法實證檢驗了市場化進程、利率變動對企業(yè)投資行為的影響。全部樣本的回歸結(jié)果展示：總體而言，利率變動對企業(yè)投資具有顯著的負向影響，說明企業(yè)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(jié)果則發(fā)現(xiàn)，利率變動對企業(yè)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(qū)，利率變動對企業(yè)投資有顯著負向影響，相反在市場化程度低的地區(qū)這種影響不顯著。

本文結(jié)論包含如下政策含義：第一，強化利率政策對經(jīng)濟的調(diào)控作用，使貨幣政策工具由數(shù)量型向價格型轉(zhuǎn)變。我國企業(yè)投資對利率已經(jīng)有了一定的敏感性，實施以利率等價格型工具為主導(dǎo)的貨幣政策具備了必要的微觀基礎(chǔ)。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(zhǔn)利率，有必要積極培育市場基準(zhǔn)利率，并逐步實現(xiàn)央行基準(zhǔn)利率和市場基準(zhǔn)利率并軌，充分發(fā)揮基準(zhǔn)利率在貨幣政策中的作用。第二，鑒于民營企業(yè)更具有市場屬性，而國有企業(yè)改革則仍面臨預(yù)算軟約束，因此應(yīng)當(dāng)大力發(fā)展民營企業(yè)，同時深化國有企業(yè)改革。從制度層面打破制約民營企業(yè)發(fā)展的瓶頸，提升民營企業(yè)在國民經(jīng)濟中的比重，矯正金融機構(gòu)對民營企業(yè)的信貸歧視。理順政府與國有企業(yè)之間的關(guān)系，使國有企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)更具市場屬性；減少對國有企業(yè)的利息補貼和信貸優(yōu)惠，增強國有企業(yè)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(fā)揮作用的良好環(huán)境。對于市場化程度高的地區(qū)，應(yīng)當(dāng)繼續(xù)保持已有的發(fā)展勢頭，進一步完善市場化進程所需的制度性基礎(chǔ)設(shè)施。對于市場化程度低的地區(qū)，必須加快推進市場化發(fā)展的步伐，特別是需要緩解實體經(jīng)濟面臨的流動性約束，消除金融抑制現(xiàn)象，提升微觀經(jīng)濟主體的利率敏感性，暢通貨幣政策的利率傳導(dǎo)渠道。

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作者簡介：張前程，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院經(jīng)濟學(xué)系博士生；陳建偉，南開大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院經(jīng)濟學(xué)系博士生。