黃澤華

摘 要：基于1980—2013年農(nóng)村經(jīng)濟數(shù)據(jù)，通過設(shè)定利率市場化水平的制度變量，在向量自回歸模型框架下，進行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗、協(xié)整檢驗和Granger因果檢驗后，建立并估計結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型，通過其脈沖響應函數(shù)，對利率市場化的宏觀經(jīng)濟效果進行動態(tài)分析和評估。分析結(jié)果表明，利率市場化對宏觀經(jīng)濟具有長期持續(xù)的正向影響，但在現(xiàn)實經(jīng)濟運行中，其作用發(fā)揮得并不充分。最后在揭示相應的政策含義的基礎(chǔ)上，提出一些建議。

關(guān)鍵詞：利率市場化;宏觀經(jīng)濟效果;SVAR;脈沖響應

中圖分類號：F832 ? ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2015）24-0007-06

引言

金融市場的發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展密切相關(guān)，穩(wěn)定的金融環(huán)境是經(jīng)濟高速發(fā)展的前提和保證。隨著我國改革開放程度的不斷深入，金融改革逐步成為全面深化改革的牽引點和重點，利率市場化是金融市場改革的重要一環(huán)，根據(jù)央行總體布局和改革順序，將逐步放開利率市場和債券市場，從而將推進金融市場改革的深化。利率市場化的最終目標是建立起由市場供求關(guān)系決定的金融機構(gòu)利率形成機制，央行通過貨幣政策工具（數(shù)量工具向價格工具轉(zhuǎn)變）調(diào)控和引導市場利率，使市場機制在金融資源配置中起決定性作用。利率市場化將提高金融資源的配置效率，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，促進長期經(jīng)濟增長。

我國漸進的利率市場化進程已邁上了新的臺階，下一步是逐步放開存款利率上限，這意味著利率市場化已經(jīng)進入了最后的攻堅時期。在這樣的現(xiàn)實背景下，基于20世紀70年代麥金農(nóng)和肖提出的“金融抑制”理論和20世紀90年代產(chǎn)生的“金融約束”理論（HMS模型）這兩種看似矛盾的觀點，探討利率市場化對中國這樣一個發(fā)展中國家到底效果怎么樣，如何有效評價這一改革的效果和缺陷，就成為了一個有價值的課題。

一、文獻綜述

目前，國外對利率市場化的研究大量集中在論述金融自由化或放松金融管制的宏觀經(jīng)濟影響方面，F(xiàn)ry（1980）計量分析發(fā)現(xiàn)，實際存款利率的提高給儲蓄帶來正的影響，并且能夠增加實際信貸的供給，進而促進經(jīng)濟增長。Ueda（2006）從金融部門競爭程度證實了金融自由化對投資和儲蓄的正向“數(shù)量效應”。Ang 和 McKibbin（2007）采用主成分分析方法構(gòu)建了馬來西亞金融抑制的指標，結(jié)果表明，金融抑制顯著阻礙了馬來西亞的經(jīng)濟發(fā)展。Abaid，Omes和Ueda（2008）以5個新興市場國家公司層面數(shù)據(jù)為樣本，利用Tobins Q不平等系數(shù)衡量資源配置效率，發(fā)現(xiàn)金融自由化提高了資源配置效率。Song.et al.（2011）在新古典經(jīng)濟學的分析框架下認為，中國1992年以來的經(jīng)濟增長，其基礎(chǔ)就在于具有異質(zhì)性生產(chǎn)力的企業(yè)間的金融不完善和金融再分配。定量分析中國利率市場化改革效果的文獻還很少見。

國內(nèi)學者對這一問題的相關(guān)研究則主要集中在以下兩個方面：一是著眼于利率水平對經(jīng)濟增長的作用。如沈坤榮、汪建（2000）對實際利率水平、利率傳導機制與經(jīng)濟增長進行了經(jīng)濟計量檢驗，分析了利率與經(jīng)濟增長的關(guān)系。張鳳（2008）系統(tǒng)闡述了我國利率對經(jīng)濟增長的促進作用。二是關(guān)注利率調(diào)整政策的宏觀經(jīng)濟效應。如方先明、熊鵬（2005）實證研究了中國利率政策的時滯效應，結(jié)果表明利率工具有著非常明顯的時滯效應，利率政策的有效性并不充分，因此需要不斷推進利率市場化。易綱（2009）綜合梳理了改革開放三十年來我國利率市場化的進程，并探索了利率政策的有效性問題。劉雅然（2011）實證分析發(fā)現(xiàn)中國利率政策的效應正在逐步增強，但對于金融市場的影響還不成熟。

二、數(shù)據(jù)來源及說明

本文是基于我國1980—2013農(nóng)村經(jīng)濟數(shù)據(jù)進行研究，共34個樣本，若無特別說明，本文數(shù)據(jù)都來自《中國統(tǒng)計年鑒》（1999—2014年）《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編（1949—1999年）》和《中國金融年鑒》（2014），基于數(shù)據(jù)的可得性，選取了以下變量（見下表表1）。

關(guān)于利率市場化水平（Liberal）的度量，本文采用了六個月至一年的貸款基準利率，主要是因為：（1）存款利率的放開遵循“先長期大額，后短期小額”“存款利率向下浮動，管住上限”思路進行，利率水平是由借貸雙方協(xié)商確定，難以統(tǒng)計和量化;（2）調(diào)整央行基準利率是央行影響社會資金供求狀況、實現(xiàn)貨幣政策既定目標的有效利率工具之一，因此銀行存貸款基準利率本身包含了利率市場化的信息;（3）目前在農(nóng)村貸款中，短期貸款占有較大比例。

三、實證分析

（一）構(gòu)建向量自回歸模型（VAR）

向量自回歸（VAR）把系統(tǒng)中的每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型。VAR模型常用來預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)以及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟沖擊對經(jīng)濟變量形成的影響。根據(jù)研究需要建立VAR（p）模型：

yt=β1yt-1+β2yt-2+…+βpyt-p+εt ? ?（1）

其中，yt表示t時期k個相關(guān)內(nèi)生經(jīng)濟變量的列向量，在本文中為相關(guān)宏觀經(jīng)濟變量的自然對數(shù)（LNPROD、LNINVEST、LNINCOME、LNCONSUME和LNSAVING）以及Liberal的列向量，p為內(nèi)生變量的滯后階數(shù)，βp表示p階滯后內(nèi)生變量的系數(shù)矩陣。

（二）數(shù)據(jù)平穩(wěn)性的單位根檢驗

為了避免偽回歸，要檢驗相關(guān)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。隨著協(xié)整理論的發(fā)展，對于非平穩(wěn)時間序列，也可建立VAR模型，但各變量之間必須存在協(xié)整關(guān)系。這里采用非平穩(wěn)時間序列的平穩(wěn)性檢驗方法——ADF單位根檢驗。經(jīng)過對原序列的趨勢圖的觀察，確定所有變量的檢驗方程均包含常數(shù)項和線性時間趨勢項。

從表2中的檢驗結(jié)果來看，在5%顯著性水平下，變量LIBERAL 變量LNPROD、變量LNINVEST和變量LNCONSUME是一階單整序列，變量LNINCOME和變量LNSAVING是在二階差分后才變得平穩(wěn)，是二階單整I（2）。

（三）基于回歸系數(shù)的Johansen協(xié)整檢驗

協(xié)整檢驗的目的是決定一組非平穩(wěn)序列的線性組合是否具有協(xié)整關(guān)系。假定是線性趨勢，包含常數(shù)項和趨勢項，變量滯后區(qū)間取[1，1]。檢驗結(jié)果（見下頁表3）。

從下頁表3中可以看到，跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量都拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，說明變量間一定存在協(xié)整關(guān)系，即利率市場化水平和各宏觀經(jīng)濟變量之間具有長期均衡關(guān)系。同時跡檢驗和最大特征值檢驗都顯示拒絕最多有3個協(xié)整向量的假設(shè)，這表明至少存在4個協(xié)整向量。

（四）基于VAR模型的Granger因果檢驗

傳統(tǒng)的VAR模型理論要求模型的每一個變量都是平穩(wěn)的，對于非平穩(wěn)時間序列需要經(jīng)過差分，得到平穩(wěn)序列在建立VAR模型，這樣通常會損失水平序列所包含的信息。而隨著協(xié)整理論的發(fā)展，對于非平穩(wěn)時間序列，只要各變量之間存在協(xié)整關(guān)系也可以建立VAR模型。因此，采用VAR（2）模型，利用協(xié)整向量LNPROD、LNINVEST、LNINCOME、LNSAVING、LNCONSUME和LIBRAL進行估計，模型結(jié)果表達式為：

= +

對其進行了模型的AR單位根檢驗。被估計的VAR模型的所有的單位根模的倒數(shù)都落于單位圓內(nèi)，說明所建立的VAR（2）模型是穩(wěn)定的。從估計得出的系數(shù)矩陣中第一列（除第一個數(shù)值）來看，利率市場化存在一定程度的滯后效應。

Granger因果檢驗實質(zhì)上是檢驗一個變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個變量如果受到其他變量的滯后影響，則稱它們具有在Granger意義上的因果關(guān)系。Granger因果檢驗用于分析時間序列經(jīng)濟變量之間的因果關(guān)系。本文對VAR（2）模型進行檢驗，結(jié)果（見表4）。

從表4的結(jié)果可以看到，在LIBERAL方程的檢驗中，在5%的顯著性水平下，LNPROD、LNINVEST和LNSAVING變量都接受了不是LIBRAL的Granger原因的假設(shè)，這與本文的利率市場化是外生的假設(shè)是一致的。在5%顯著性水平下，LIBERA拒絕了不能Granger引起LNINVEST的原假設(shè)，說明利率市場化中包含了預測投資變動的有效信息。

其中，不能拒絕LIBERAL不是LNPROD的Granger原因，一方面，可能是因為利率市場化水平并沒有滿足農(nóng)村地區(qū)的信貸需求，因而對經(jīng)濟增長的貢獻有限;另一方面，農(nóng)村生產(chǎn)力的發(fā)展可能更多的是取決于經(jīng)濟體制改革和政府公共投資等其他因素;LIBERAL不是LNSAVING的Granger 原因不能拒絕則反映出由于農(nóng)村地區(qū)較高的消費傾向，農(nóng)村金融市場的存款利率彈性較低，也說明了利率市場化對儲蓄的作用可能是間接的。

（五）SVAR模型的建立、估計

在公式（1）中可以看到，變量間的當期關(guān)系沒有直接給出，而是隱藏在誤差項的相關(guān)關(guān)系結(jié)構(gòu)中難以解釋。Blanchard和Quah（1989）等提出的SVAR模型則能夠利用經(jīng)濟理論對結(jié)構(gòu)式殘差之間進行約束，從而使外生沖擊具有了明確而合理的經(jīng)濟含義，受到廣泛應用，特別是應用于貨幣政策和財政政策對宏觀經(jīng)濟的動態(tài)沖擊方面。本文采用了此模型，考慮k個變量情形的p階SVAR（p）基本方程如下：

Cyt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+…+Γpyt-p+μt ?t=1，2，…T ?（2）

式中C和Γ都是k×k階矩陣，C的對角線元素為1。如果C可逆，那么式（2）中的SVAR模型就可以轉(zhuǎn)化為無約束的VAR模型，即：

yt=C-1Γ1yt-1+C-1Γ2yt-2+…+C-1Γpyt-p+C-1μt

=B1yt-1+B2yt-2+…+Bpyt-p+εt ? ? t=1，2，…T ? ? ?（3）

其中，εt=C-1μt，因此，可以利用前面VAR模型估計到的殘差對結(jié)構(gòu)矩陣C中的元素進行估計，根據(jù)經(jīng)濟學理論和邏輯關(guān)系，利率市場化首先影響投資，然后促進產(chǎn)出增長，最后拉動收入、消費和儲蓄的增長。

yt= ?C= ?μt=

對于k元p階SVAR模型，需要對結(jié)構(gòu)式施加k（k-1）/2個限制條件才可以識別結(jié)構(gòu)沖擊。因此，根據(jù)現(xiàn)實經(jīng)濟理論的約束，本文提出如下粗略假設(shè)：

1.投資、產(chǎn)出、收入、消費和儲蓄的變動不影響利率市場化水平，c12=c13=c14=c15=c16=0。

2.產(chǎn)出水平對當期收入、消費和儲蓄有影響，而反過來當期收入、消費和儲蓄不會影響產(chǎn)出，c34=c35=c36=0。

3.收入對儲蓄有影響， 而當期儲蓄又不影響其收入即c46=0。

4.其他宏觀經(jīng)濟變量之間既相互影響又相互作用。同時，采用對變量間建立線性回歸模型，對SVAR約束矩陣的一些未知參數(shù)進行估算，得到如下估計結(jié)果，c32=0.9812，c43=0.8654，c53=0.8826，c63=0.3808，c64=0.4639，c54=0.9516（見表5）。

根據(jù)上述對約束矩陣的參數(shù)的假定和估算，在滿足模型識別條件的情況下，根據(jù)滯后準則，選取滯后階數(shù)2，對C矩陣進行估計，然后進行脈沖響應分析?；赟VAR的脈沖響應函數(shù)（IRF）用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量當前和未來取值的影響，能夠直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用及其效應?；谝呀⒌?SVAR（2）模型得到如下（非累積）脈沖響應圖（見下頁圖）。

從下頁圖可以看出，不考慮利率市場化受自身沖擊影響，在利率市場化水平的一個正向結(jié)構(gòu)新息的隨機沖擊下，相關(guān)宏觀經(jīng)濟變量會先達到一個峰值，然后經(jīng)過小幅波動后，趨于收斂，這表明本文建立的SVAR（2）模型是穩(wěn)定的。

在相關(guān)宏觀經(jīng)濟變量中，利率市場化水平的一個正向隨機沖擊對投資和儲蓄的沖擊效果最大，分別在第2期和第9期達到最高點（其自然對數(shù)值分別達到0.031和0.0218），隨后受影響程度逐漸減弱。而產(chǎn)出和收入則是在利率市場化水平的一個正向隨機沖擊下，先減少，在第4期以后才開始增長，并分別在第9期和第10期達到最大值（分別為0.0162和0.0157）。這些結(jié)果表明，在長期中利率市場化對產(chǎn)出和收入都存在正向和滯后的影響，并且其影響有較強的持續(xù)效應。從影響的絕對值來看，利率市場化對投資和儲蓄的影響比較大，對產(chǎn)出、消費和收入的影響較為薄弱。

上述結(jié)果與理論并不一致，這主要是由于我國農(nóng)村信貸市場存在信息不對稱所造成的。理論上認為，在利率市場化進程中，由于存貸款利率浮動空間的擴大，存貸利差增大了，銀行發(fā)放貸款的積極性增加，在乘數(shù)作用下，投資會增長，進而拉動經(jīng)濟增長。但實際情況是，盡管在2006年底放寬了農(nóng)村金融機構(gòu)的準入限制，允許村鎮(zhèn)銀行的設(shè)立。但是在短期內(nèi)，農(nóng)村金融機構(gòu)中農(nóng)村信用合作社一定程度上的壟斷主體地位仍然不會發(fā)生太大變化，在缺乏競爭的情況下其業(yè)務(wù)開展和創(chuàng)新的動力就不是很充足。而且，由于地方金融機構(gòu)普遍受到行政干預的原因，使得農(nóng)村金融機構(gòu)的行為受到了制約，從而阻礙了利率政策效應的傳導，限制了利率市場化作用的充分發(fā)揮。

關(guān)于利率對消費的影響較為薄弱，可能是由于農(nóng)村地區(qū)利率變動對消費影響的不確定性，使得利率變動對消費的效應即使有，也會比較低。關(guān)于利率變動對收入的相對較弱的正向影響，是因為利率管制的放松改善了農(nóng)村的資金的供求關(guān)系，提高了資金的配置效率，最終導致了人均收入水平的提高和社會福利的改善。

結(jié)論

綜合上述實證分析的結(jié)果，結(jié)合我國現(xiàn)有的利率政策和利率市場化改革的實際情況，本文提出以下三條建議：

第一，堅定利率市場化改革方向。改革開放三十多年來，我國的利率改革取得重要的階段性成果，并直接對儲蓄和投資產(chǎn)生了影響，對居民消費和收入產(chǎn)生了刺激作用。存款利率的逐步放開是下一步改革的關(guān)鍵，政府應該根據(jù)宏觀經(jīng)濟效果，冷靜觀察，恰當選擇改革的時機，從而為提高資金配置效率，讓市場在資源配置中真正發(fā)揮決定性作用創(chuàng)造有利條件。

第二，完善市場經(jīng)濟體制，促進貨幣政策傳導渠道更加順暢。從實證分析結(jié)果來看，利率市場化吸引投資的顯著增長，表明現(xiàn)階段我國農(nóng)村地區(qū)的金融抑制情況依然存在。過強的金融約束，往往會阻礙金融資源配置效率的提升，現(xiàn)階段農(nóng)村金融的發(fā)展情況更加符合金融抑制理論。因此，在當前的金融改革中，政府應逐步減少金融機構(gòu)基于特許權(quán)價值的租金，放松管制，弱化金融約束，優(yōu)化金融資源配置機制，為資本市場服務(wù)實體經(jīng)濟發(fā)展創(chuàng)造有利條件。

第三，繼續(xù)培育多層次的金融體系，加強金融監(jiān)管和風險防范。從農(nóng)村地區(qū)情形來看，金融機構(gòu)競爭的缺乏和地方行政干預一定程度上阻礙了利率市場化作用的發(fā)揮。面對這一情況，政府雖然放寬了市場準入，為多種所有制金融機構(gòu)提供了更多的發(fā)展空間。然而，可能是因為利率市場化的滯后效應等因素，實證結(jié)果顯示，利率市場化功能還要進一步加強，還要堅持改革方向。關(guān)鍵時期，政府應繼續(xù)完善金融微觀基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，繼續(xù)培育多層次、多方位地金融市場，把握好金融服務(wù)實體經(jīng)濟發(fā)展的大方向。同時政府還應逐漸以法律法規(guī)取代對利率和金融的直接干預，加強有效的金融監(jiān)管和風險防范，竭力避免系統(tǒng)性和區(qū)域性金融危機的產(chǎn)生，維護金融穩(wěn)定，從而保證利率市場化的順利進行。

參考文獻：

[1] ?Blanchard Olivier，Danny Quah.The Dynamic Effects of Aggregate Demand and Supply Disturbances[J].American Economic Review，

1989，（79）：655-673.

[2] ?McKinnon R.Money and Capital in Economic Development [M].Washington DC：The Brooking s Institution，1973.

[3] ?Shaw E.FinancialDeepening in Economic Development [M].New York：Oxford University Press，1973.

[4] ?Fry M.J.，1980，Saving，Investment，Growth and the Cost of Financial Repression[R].World Development，1980，（8）：317-327.

[5] ?Abiad A.，Oomes N.Ueda K.The Quality Effect：Does Financial Liberalization Improve the Allocation of Capital[J].Journal of Development

Economics，2008，（87）：270-282.

[6] ?Ang J.B.and McKibbin W.J.Financial Liberalization，F(xiàn)inancial Sector Development and Growth：Evidence from Malaysia.Journal

of Development Economics，2007，（84）：215-233.

[7] ?高鐵梅.計量經(jīng)濟分析方法與建模：第2版[M].北京：清華大學出版社，2009.

[8] ?張孝巖，梁琪.中國利率市場化的效果研究——基于我國農(nóng)村經(jīng)濟數(shù)據(jù)的實證分析[J].量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究，2010，（6）.

[9] ?沈坤榮，汪建.實際利率水平與中國經(jīng)濟增長[J].金融研究，2000，（8）.

[10] ?張鳳.我國利率與經(jīng)濟增長關(guān)系的實證研究[D].北京：首都經(jīng)濟貿(mào)易大學碩士學位論文，2008.

[11] ?方先明，熊鵬.我國利率政策調(diào)控的時滯效應研究——基于交叉數(shù)據(jù)的實證檢驗[J].財經(jīng)研究，2005，（8）.

[12] ?易綱.中國改革開放三十年的利率市場化進程[J].金融研究，2009，（1）.

[13] ?劉雅然.中國利率市場化及利率政策效應研究[D].武漢：華中科技大學碩士學位論文，2011.