利率市場化、金融深化與經(jīng)濟(jì)增長

康晴晴，宋雅晴，劉 兮

（合肥師范學(xué)院數(shù)學(xué)與統(tǒng)計(jì)學(xué)院，安徽合肥230601）

利率作為資金的價(jià)格，是金融市場最為關(guān)鍵的指標(biāo)。政府通過控制存貸款利率，以低于市場化應(yīng)有的利率水平為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供更為廉價(jià)的資金。與此同時(shí)，政府通過行政手段保護(hù)金融機(jī)構(gòu)，尤其是銀行體系，利率市場化作為解決金融抑制所產(chǎn)生弊端的改革方向應(yīng)運(yùn)而生。利率市場化與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系一直是國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)，國外學(xué)者的觀點(diǎn)分為兩個(gè)方面。一是利率市場化促進(jìn)經(jīng)濟(jì)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(jīng)濟(jì)的正向影響；Feyzio?lu等也認(rèn)為利率市場化會(huì)使得資金的成本上升，提高存款回報(bào)，進(jìn)而提高投資效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[3]。二是利率市場化對經(jīng)濟(jì)增長存在負(fù)面影響，Giovannini和Bandiera等認(rèn)為雖然更高的利率使消費(fèi)的機(jī)會(huì)成本上升，儲(chǔ)蓄會(huì)替代消費(fèi)，使得儲(chǔ)蓄上升，但與此同時(shí)居民財(cái)富也會(huì)隨著利率提高而上升，進(jìn)而消費(fèi)上升，這一由利率上升帶來模棱兩可的結(jié)果最終對儲(chǔ)蓄產(chǎn)生負(fù)面影響[4-5]；Omole等從利率市場化對工業(yè)生產(chǎn)造成不利影響證實(shí)了其會(huì)阻礙經(jīng)濟(jì)發(fā)展[6]。國內(nèi)學(xué)者的研究始于利率市場化的發(fā)展進(jìn)程。易綱對我國利率市場化路徑進(jìn)行了概括，明確了利率市場化改革的目標(biāo)[7]；陶雄華等借助利率市場化指數(shù)對利率市場化改革進(jìn)程進(jìn)行了測度[8]。近年來學(xué)者的討論轉(zhuǎn)移到利率市場化與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，黎志剛等構(gòu)造自回歸分布滯后模型發(fā)現(xiàn)，利率市場化短期內(nèi)抑制經(jīng)濟(jì)增長，長期內(nèi)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[9]；沙虎居等利用實(shí)證分析得出利率市場化有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，促進(jìn)新興業(yè)態(tài)成長[10]。金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的聯(lián)系同樣因?yàn)閷?shí)證結(jié)果的不同而存在爭議，現(xiàn)有文獻(xiàn)中出現(xiàn)了4種不同的結(jié)論，第一種認(rèn)為金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間沒有因果關(guān)系，二者的變化軌跡并不相關(guān)，而且所有觀察到的經(jīng)驗(yàn)聯(lián)系都只是基于歷史數(shù)據(jù)[11]；第二種認(rèn)為金融深化隨著經(jīng)濟(jì)增長而進(jìn)行，即需求跟隨假說；第三種結(jié)論則基于供給跟隨假說，認(rèn)為金融發(fā)展推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長；第四種認(rèn)為二者互為格蘭杰因果關(guān)系，但Odhiambo研究結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展之間的關(guān)系還需取決于特定的國家、不同的時(shí)間段以及金融發(fā)展指標(biāo)的衡量標(biāo)準(zhǔn)[12-13]。本文研究中國利率市場化、金融深化和經(jīng)濟(jì)增長，探尋這三者在中國經(jīng)濟(jì)體系下的聯(lián)系。

1 模型設(shè)定和數(shù)據(jù)來源

1.1 VAR模型

為考察利率的變化、金融深化和經(jīng)濟(jì)增長之間的聯(lián)系，建立VAR模型，模型設(shè)定：

其中yt是一個(gè)包含3個(gè)內(nèi)生變量的向量，F(xiàn)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(nèi)生產(chǎn)總值；R為實(shí)際人均收入，即用GDP除以人口總數(shù)；D為名義存款利率，用商業(yè)銀行一年期儲(chǔ)蓄存款利率表示；β0為常數(shù)列向量，βj為參數(shù)矩陣，μt為隨機(jī)向量。將R取對數(shù)后再代入回歸方程，并在下文中用LR來表示。

1.2 數(shù)據(jù)來源

以上變量數(shù)據(jù)采用1952—2016年度時(shí)間序列數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《新中國50年統(tǒng)計(jì)資料匯編》《中國金融年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。其中個(gè)別年份的一年期儲(chǔ)蓄存款基準(zhǔn)利率有變動(dòng)，即人民銀行根據(jù)當(dāng)年的經(jīng)濟(jì)形勢利用利率工具，調(diào)整了當(dāng)年的存款基準(zhǔn)利率，因此取當(dāng)年利率的平均值作為年度數(shù)據(jù)；由于1985年才開始統(tǒng)計(jì)并公布廣義貨幣存量M2的數(shù)據(jù)，1952—1985年的M2數(shù)據(jù)根據(jù)各項(xiàng)存款加上貨幣流通量計(jì)算得來。

2 模型估計(jì)結(jié)果

2.1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)

利用單位根檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))和PP（Philips-Perron）檢驗(yàn)，所用軟件為Stata11。根據(jù)ADF檢驗(yàn)的結(jié)果，序列F、LR、D包含單位根過程，是非平穩(wěn)的；根據(jù)PP檢驗(yàn)也得到同樣的結(jié)果。將3個(gè)非平穩(wěn)的時(shí)間序列進(jìn)行一階差分，再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)，結(jié)果如表1所示。一階差分后，無論采用哪種檢驗(yàn)方法，都高度拒絕時(shí)間序列包含單位根過程的原假設(shè)，為平穩(wěn)過程，即序列F、LR、D為一階單整I（1）序列，在進(jìn)行回歸時(shí)采用其一階差分。

表1 變量平穩(wěn)性檢驗(yàn)（差分后）

2.2 協(xié)整檢驗(yàn)

采用Johansen檢驗(yàn)考察序列F、LR、D之間是否存在協(xié)整關(guān)系，在確定合適的滯后階數(shù)時(shí)，根據(jù)AIC、HQIC和SBIC 3個(gè)不同的準(zhǔn)則得到的合適階數(shù)不同，分別為4階、2階和1階。從更保守的角度出發(fā)，對這3種情況均進(jìn)行檢驗(yàn)，滯后2階的檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示，可得出拒絕協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)為零的假設(shè)，且結(jié)果都顯示含有一個(gè)協(xié)整向量。當(dāng)按照AIC準(zhǔn)則和SBIC準(zhǔn)則將滯后階數(shù)分別確定為4階和1階時(shí)，得到的結(jié)論與滯后2階一致，即含有一個(gè)協(xié)整向量。

表2 Johansen多元協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果（滯后2階）

2.3 VAR模型估計(jì)結(jié)果

在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)和協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)后，開始分析各變量之間的跨期相關(guān)性，由于在選擇適合的滯后階數(shù)方面不同的判斷準(zhǔn)則所確定的階數(shù)不同。為使估計(jì)結(jié)果合理且避免繁瑣，選擇滯后2階，與Stata11默認(rèn)的滯后階數(shù)一致，估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 VAR模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)模型估計(jì)結(jié)果，首先考察名義儲(chǔ)蓄利率的變化對金融深化的影響，其系數(shù)為-0.009 4，且在5%的顯著性水平上顯著，即名義儲(chǔ)蓄利率上升會(huì)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(jù)金融自由化假說，利率市場化后，名義存款利率會(huì)上升，促使居民將資金從其他資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到金融資產(chǎn)上，從而促進(jìn)金融深化。而名義儲(chǔ)蓄利率對人均實(shí)際收入的影響為正，系數(shù)為0.013 4，在5%的水平下顯著，從這個(gè)角度來看，又支持金融自由化假說。上述估計(jì)結(jié)果中，人均收入的二階滯后對金融深化的影響系數(shù)為0.359 1，且在1%的水平下顯著，即人均收入的提高促進(jìn)了金融深化。其次，考察金融深化是否促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，金融深化的一階滯后對人均收入的影響系數(shù)為0.418 5，在1%的水平下顯著，二階滯后系數(shù)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(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，且金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間是相互促進(jìn)的關(guān)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(nèi)并不能直接促進(jìn)金融深化。最后，經(jīng)濟(jì)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(shù)都不顯著，說明在短期內(nèi)，名義存款利率并不取決于經(jīng)濟(jì)增長與金融深化，有其他因素對其產(chǎn)生重要影響。

3 結(jié)論與政策建議

由實(shí)證結(jié)果可以看出，利率市場化、金融深化和經(jīng)濟(jì)增長之間存在聯(lián)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(chǔ)蓄率處于世界前列，遠(yuǎn)高于西方發(fā)達(dá)國家，而且隨著經(jīng)濟(jì)增長沒有降低的趨勢。一方面因?yàn)橹袊幕旧鐣?huì)保障制度不完善，人們需要足夠的儲(chǔ)蓄來應(yīng)對養(yǎng)老、醫(yī)療等支出；另一方面中國的資本市場不健全，居民不敢將儲(chǔ)蓄轉(zhuǎn)移股市、債券等資本市場中，這樣儲(chǔ)蓄對利率的敏感性較低，儲(chǔ)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(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。金融中介通過將資金從各個(gè)居民手中集合起來，通過借貸關(guān)系支撐大規(guī)模的投資與建設(shè)，因而金融深化實(shí)質(zhì)是通過擴(kuò)大信貸的可獲得性來為經(jīng)濟(jì)增長添加“杠桿”，加快增長速度，同時(shí)經(jīng)濟(jì)增長亦促進(jìn)金融深化，但人均收入的提高需要通過一系列傳導(dǎo)機(jī)制來促進(jìn)金融深化。

第三，經(jīng)濟(jì)增長和金融深化對利率市場化進(jìn)程作用不顯著。一是中國雖然已經(jīng)實(shí)現(xiàn)了貸款利率的市場化，但是存款利率一直受到嚴(yán)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(jù)費(fèi)雪效應(yīng)，名義利率等于實(shí)際利率加上通貨膨脹率，實(shí)際利率通常保持不變，則名義利率的變動(dòng)主要取決于通貨膨脹率，與經(jīng)濟(jì)增長和金融深化的關(guān)聯(lián)更為間接。

鑒于此，政府應(yīng)加快完善社會(huì)保障體系的步伐，進(jìn)一步明確政府、企業(yè)、團(tuán)體在社會(huì)保障中的責(zé)任范圍和承擔(dān)力度，努力填充空白區(qū)域，真正實(shí)現(xiàn)責(zé)任共擔(dān)機(jī)制。與此同時(shí)，建立相應(yīng)的存款保險(xiǎn)、投資者保護(hù)和保險(xiǎn)保障制度，健全股市分紅制度和轉(zhuǎn)板制度，提高資本市場的使用效率，借助相應(yīng)的法律法規(guī)進(jìn)行規(guī)范，并適當(dāng)放開管制，但不是放棄監(jiān)管，根據(jù)經(jīng)濟(jì)反應(yīng)漸進(jìn)式推進(jìn)資本市場開放，及時(shí)而靈活地調(diào)整改革政策。