实际存款利率变化对我国经济增长效应实证分析，本文主要内容关键词为：实证论文,我国经济论文,存款利率论文,效应论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中国分类号：F832.22
1 引言
在凯因斯的宏观经济模型中，利率变化的效应就是通过商品市场和货币市场的相互作用，不断地改变投资需求进而引起国民收入变化的一个动态收敛过程。这一理论只考虑了利率变化引起的国民收入构成中投资需求量的变化，而没有考虑利率对投资效率的影响。但是根据新古典货币理论，金融资产与实际资产之间有一种替代效应：人们为获得最大经济利益，会在金融资产与实际资产之间由收益率低的向收益率高的转化。这种替代效应所带来的金融深化程度和企业存货的变化会显著地改变一国现有资本存量的效率，因此，利率的变化对国民收入变化还有质的影响。改革开放后，我国经济长期在“金融抑制”的状态中运行，居民只能得到很低的甚至有时是负的实际存款利率，这样的存款利率政策必然对经济增长产生一些相应的效应。对这些效应进行定量测定，对于我们评价过去的政策及深化金融体制改革意义重大，本文试就这一问题进行初步的探讨。
2 利率效应分解的建模思路
我们对利率效应的分解是在哈罗德经济增长模型基础上进行的，因此哈罗德经济增长模型的假定在此同样适用。
根据哈罗德单部门经济增长模型的假定，有：
y（t）＝σk（t）（1）其中y（t）表示t期国民收入；k（t）表示t期资本存量；σ是与t 无关的变量，容易看出σ即为资本边际产出。
I（t）表示第t期的新增投资。
再由国民收入的均衡增长条件I（t）＝s（t）（s（t）为t期储蓄）得到：
（4）式两边对实际利率R求偏导，得到：
这样，我们就将实际利率对经济增长的效应分解为两部分：一部分是由平均储蓄倾向加权的资本边际产出随利率变化所反映的投资效率效应；另一部分是由资本边际产出加权的平均储蓄倾向随利率变化所反映的储蓄效应。要定量测定这两种效应，首先必须估计出σ与R，s与R 之间的经验关系式。
3 利率效应分解的经验结论
─
先来求出σ与R，s与R之间函数关系的估计式。
─
考虑到利率对储蓄影响的滞后效应，对平均储蓄倾向s与利率R 的关系采用无限分布滞后模型进行参数估计，模型设定形式为：
s[,t] ∞
──────＝a[,10]+∑ b[,1i]R[,t-i]+ε[,1t]（6）
y[,t] i=0
其中b[,1i]＝b[,10]λ[i]（i＝0，1，2，…），0＜λ＜1， λ是分布滞后衰减率。
为估计参数的方便，将（6）式用Koyck变换化为自回归模型：
s[,t] s[,t]-1
─────＝a[,1]+b[,1]R[,1]+c[,1]─────+ε[,t]
（7）
y[,t] y[,t]-1
由于σ表示资本边际产出，故可用△y[,t]／I[,t]代替σ，将σ与
R之间的关系式设定为如下模型：
△y[,t] △y[,t]
─────＝a[,2]+b[,2]R[,t]+c[,2]─────+υ[,t]（8）
I[,t] I[,1t]
另外假定（6）、（8）式中的随机扰动项ε[,1t]，υ[,t]满足最小二乘法的各项要求。
运用1980～1996年的样本数据（见表1），利用OLS法在Excel 上对（7）、（8）式进行线性回归，得如下经验估计式：
s[,t]／y[,t]＝0.0139+1.0495（s[,t-1]／y[,t-1]+0.00135R[,It]
（1.06）（19.89） （1.14） （9）
R[2]＝0.97
表1 模型回归的样本数据 （亿元）
年份居民定期储蓄 GNP值 一年期居民定期
存款余额存款实际利率
1980 304.9 4517.8 -0.60
1981 396.4 4860.3 3.00
1982 519.3 5301.8 3.86
1983 682.3 5957.4 4.26
1984 900.9 7206.7 2.96
1985 1225.2 8984.1 -1.60
1986 1729.7 10201.4 1.70
1987 2361.3 11954.5 -0.10
1988 2848.5 14922.3 -9.86
1989 4215.4 16917.8 -6.46
1990 5811.2 18598.4 -6.54
1991 7691.7 21662.5 4.66
1992 9425.2 26651.9 2.56
199311971.0 34560.5 -3.12
199416838.7 46670.0 -11.12
199523778.2 57494.9 -3.02
199630873.4 66850.5 2.23
年份三年期居民定期全社会投资总额
全社会固定
存款实际利率 资产投资总额
1980
0.12 1590.0
910.9
1981
3.72 1581.0
961.0
1982
4.94 1760.2 1230.4
1983
5.34 2005.0 1430.1
1984
4.04 2468.0 1832.9
1985 -0.52 3386.0 2543.2
1986
2.28 3846.0 3120.6
1987 -0.98 4322.0 3791.7
1988 -8.78 5495.0 4753.8
1989 -4.66 6095.0 4410.4
1990
7.98 6444.0 4517.0
1991
5.38 7517.0 5594.5
1992
3.28 9636.0 8080.1
1993 -1.68 14998.0 13072.3
1994 -9.76 19260.6 17042.1
1995 -1.76 23877.0 20014.3
1996
3.08 26867.2 22974.0
资料来源：《中国统计年鉴》、《中国金融年鉴》。
s[,t]／y[,1]＝0.0125+1.0494（s[,t-1]／y[,t-1]）+0.00145R[,υ]
（0.94） （20.06） （1.21）
R[2]＝0.97 （10）
△y／I[,t]＝-0.00169+0.7998（△y[,t]／I[,1t]）－0.00419R[,It]
（-0.04） （4.99） （-2.28）
R[2]＝0.94
（11）
△y／I[,t]＝-0.00665+0.7925（△y[,t]／I[,1t]）－0.00467R[,υ]
（-0.16） （10.39） （-2.61）
R[2]＝0.94（12）
括号中值为t统计值，以上各模型中变量含义为：y[,t]为第t 年国民收入；s[,t]为第t年居民定期储蓄存款余额；R[,1t]为第t 年一年期居民定期存款利率；R[,2t]为为第t年三年期居民定期存款利率；I[,t]为第t年全社会投资总额；I[,1t]为第t年全社会固定资产投资额；s[,t-1] 为s[,t]的一期滞后值；y[,t-1]为y[,t]的一期滞后值；△y[,t]为y[,t]的一阶差分值。
从回归结果的拟合优度和T检验统计值来看， 模型基本可以通过统计检验。同时，除（10）、（11）式R系数值为负外， 其它参数都可得到较合理的经济解释：s[,t-1]／y[,t-1]系数的高显著性，说明利率对储蓄的滞后效应非常明显；△y[,t]／△I[,1t]系数的高显著性说明我国的资本边际产出变化可主要由全社会固定资本边际产出变化可主要由全社会固定资本边际产出变化来解释。
那么为什么利率对资本边际效率的影响出现异常的负值呢（这与Alan Gelb验证的大多数发展中国家的情况相反）？ 如上所述利率变化影响资本边际产出的传导机制是利率变化引起实物资产和金融资产收益对比变化，各经济部门为获得高收益而将低收益资产向高收益资产转化。一般而言，由于金融经济具有可以降低交易成本，缩短交易时间等优势，因此比实物经济更有效率，所以适当的高利率应当可以提高资本边际效率。但上述理论的前提是各部门的经济主体的经济行为目标必须是追求自身利益的最大化，否则，利率与资本边际效率正向相关的结论不能成立。反观我国的实际经济情况，在经济中处于核心地位的国有经济（一定程度上还可以包括集体经济）由于权、责、利不明确，因此根本不注意如何调整自己的资产组合以使自己所拥有的资产增值，再加上金融资产和实物资产之间调整成本可能较高等原因，利率就不会与资本边际产出正相关。不仅如此，在样本期的较长一段时间内，由于企业投资效益低下，我国经济运行呈现银行向企业注入资金越多，亏损越严重的局面。这样一来，由于高实际利率增加了银行储蓄余额，扩大了信贷资金来源，企业就可以从银行获得更多的资金。这些借贷资金在企业投资决策机制混乱和投资机会减少的情况下只会带来更低的边际产出。因此，总体来说，实际利率的提高不但不会增加而且会降低资本边际效率。这样R 的系数也有了明确的经济意义，整个模型可以通过统计检验和经济检验，因此，可用于进一步的经济分析。
现在我们就来给出分解后的利率效应的具体数值。对（5 ）式中的
─σ和s分别取为△y[,t]／I[,t]和s[,t]／y[,t]在样本期内的平均值，
，今λ＝2／3得到投资效率效应和储蓄效应的值如表2所示。
表2 实际存款利率变化对经济增长影响的效应值
利率结构 投资效率效应 储蓄效应总效应
一年期定期存款利率(R[,1]) -0.00099550.00170.0007045
三年期定期存款利率(R[,2]) -0.00110950.00180.0006905
4 实证结果的启示
第一，验证了我国过去十几年的实际存款利率变化主要是支持了外延式的经济增长。利率变化对经济增长的总效应是正值，说明高实际利率的确促进了经济增长， 但我国的实际存款利率投资效应却为负值（Alan Gellb利用34个国家的样本数据发现实际存款利率的投资效率效应是储蓄效应的4倍）， 高的实际存款利率仅通过正的储蓄效应为经济增长提供了更多的资金，扩大了经济规模，而没有相应地提高生产效率。
第二，实际存款利率这一反映金融资产收益率的信号在我国对资源的有效配置基本不起作用。在市场经济中，经济主体会根据各种资产收益率不同而不断调整自己的资产组合，以获取最大经济效益，并通过这一途径实现资源的有效配置。我国的负投资效率效应和利率对资本边际产出的负影响说明利率变化并未起到资源有效配置的作用。有两个方面原因：一是存款利率这一金融资产价格不是市场均衡价格，它不反映金融资源的真实稀缺性，是扭曲的；二是经济主体对价格变化不敏感，不是市场竞争主体。
第三，实现利率市场化应是我们利率改革的方向。只有实现利率由市场决定，才能真正使利率成为反映金融资源稀缺性的信号，从而引导金融资源流向最佳用途，使经济主体调整资产组合时有一个正确的依据，确保资源的最佳配置。当前我国实行的浮动利率制，利率浮动决策权在中央银行，基准利率决策权在中央政府，而做为市场直接参与者的各商业银行只有执行权，而不能根据市场供求状况自行调整利率。为达到提高经济增长质量的目的，应将利率市场化视为改革的方向。
第四，确立企业的市场竞争主体地位。这是一个多次强调的问题。我们的实证结果再次证实了这个问题的重要性。没有真正的企业的市场竞争主体地位，做为社会经济细胞的企业的经济行为就会发生变异，表现为价格信号对其没有作用，其资产组合的调整也并非为谋取最大经济利益。在这种情况下，资源当然不会实现有效配置，经济增长也难以保证是高质量的。
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