1、市场化进程、利率变动与企业投资摘要:文章利用 1999年-2009 年的制造业上市公司数据,采取SYS-GMM动态面板方法实证检验了市场化进程、利率变动对企业投资行为的影响。结果发现:总体而言,利率变动对企业投资具有显著的负向影响;然而,利率变动对企业投资的影响效果在一定程度上取决于市场化进程。在市场化程度高的地区,利率变动对企业投资有显著负向影响,相反在市场化程度低的地区这种负向影响则不显著。文章对实证结果进行了解析,并有针对性地提出对策建议。 关键词:市场化进程;利率变动;企业投资 一、 引言 近三十多年以来,我国最大的制度特征就是推行以市场化为导向的经济体制改革,这场史无前例的改革给原有
2、的经济系统和微观经济主体带来了巨大冲击。随着市场化改革的全面推进,我国经济金融体制已经发生了显著的变化。比如,国有企业所占比重已大幅下降,并且预算约束逐步硬化;利率市场化改革不断推进,商业银行存贷款利率的浮动区间扩大;银行业实施股份制改革,引进境外战略投资者,以市场化经营目标为主导,政府减少了对银行资金运用的行政干预;民营企业得到长足发展,民间投资所占比重迅速攀升。这些都意味着,利率政策的作用条件和传导环境大为改善,微观经济主体对利率的敏感性增强。因此,有理由判定,利率变动将对企业投资产生负向影响。货币政策当局通过调整基准利率,能够影响企业投资的利息成本,进而影响投资,此即货币政策的利率传导渠
3、道。并且市场化进程会提高利率变动对企业投资的负向影响能力。当然,这种理论判定还需要来自经验层面的支持。 既有文献在考察利率对投资的影响时,大多采用宏观总量数据并基于 VAR方法展开研究,鲜有基于微观数据的实证探讨,因此无法厘清变量之间的微观作用机理。而且,既有文献也忽略了中国所特有的制度环境对投资行为的影响,没有探讨市场化进程在利率与投资之间关系中所起的作用。有鉴于此,本文基于 1999年2009 年的制造业上市公司数据,采用动态面板方法实证检验利率变动对企业投资的影响,并检验市场化进程是否提升了利率变动对企业投资行为的影响能力。本文研究结论为定量评估央行货币政策提供微观层面的支持,并为提升利
4、率政策有效性指明可能方向。 本文其余部分安排如下:第二部分研究设计,介绍计量模型设定与数据说明,第三部分是实证结果及分析;最后是结论和政策含义。 二、 研究设计 1. 计量模型设定。根据 Fazzari等(1988)以及 Guariglia等(2011) ,设定如下基准计量模型: =?琢 1rt+?琢 2+?琢 3qit+?兹 i+?谆 t+?着 it(1) 其中,i 表示企业,t 表示时间,表示投资率,rt 表示利率,表示净现金流比率,qit 表示资本影子价格。另外,?兹 i是非观测的个体效应,表示不随时间变化的企业特定因素;?谆 t是非观测的时间效应,表示不随企业变化而只随时间变化的特定因
5、素;?着 it是随机误差项,表示既随时间变化也随企业变化的随机因素。 由于资本存量的调整具有惯性特征,也就是说当期投资很大程度上依赖于过去投资。为刻画这种特性,可在(1)式的基础上引入投资率的一阶滞后项。现实中影响投资的因素非常复杂,为了克服遗漏变量导致的估计偏差,有必要在基准计量模型中加入一些控制变量。根据相关研究文献,添加以下主要控制变量:净资产利润率(Profit) 、资产负债率(Lev) 、企业规模(Size) 。因此,本文最终的计量模型修正为: =?琢 0+?琢 1rt+?琢 2+?琢 3qit+?琢 4Profitit+?琢5Levit+?琢 6Sizeit+?兹 i+?谆 t+?
6、着 it(2) 为了考察利率变动对企业投资的影响是否取决于市场化进程,参考现有文献的通行做法,将全部样本依照市场化程度的高低分成两个子样本,根据(2)式对子样本分别进行回归。通过比较两个子样本中利率的系数大小,即可判定市场化进程在利率与企业投资关系中所起的作用。 2. 指标和数据说明。 (1)投资率。采用投资与资本存量之比来衡量。其中,投资采用现金流量表中的“构建固定资产、无形资产和其他资产支付的现金” 。对于资本存量,现有文献大多以期初总资产度量。因此,本文的投资率等于“构建固定资产、无形资产和其他资产支付的现金”除以年初总资产的比例。 (2)利率。为了剔除价格因素的影响,采用贷款利率与通货
7、膨胀率之差来衡量。其中,贷款利率选择的是“一至三年期金融机构人民币贷款基准利率” ,通货膨胀率是根据固定资产投资价格指数计算而得。所以,本文的利率等于“一至三年期金融机构人民币贷款基准利率”减去通货膨胀率的差。 (3)净现金流比率。采用经营活动现金流与期初总资产之比来衡量。现金流量表中包含“经营活动产生的现金流量净额” “投资活动产生的现金流量净额”和“筹资活动产生的现金流量净额” 。然而,后两种现金流都与投资有密切关系,为了克服变量的内生性,采用“经营活动产生的现金流量净额” 。因此,本文的净现金流比率等于“经营活动产生的现金流量净额”除以年初总资产的比例。 (4)其他变量的构造说明。资本影
8、子价格(q)反映企业投资机会,以 Tobins q来替代,计算方法为(年初流通股数价值+年初未流通股数账面价值+负债的账面价值)/年初总资产;净资产利润率(Profit)反映企业盈利能力,以净利润与所有者权益的比例衡量;资产负债率(Lev)反映财务杠杆对企业的治理作用,以总负债与总资产的比例来衡量;规模(Size)以企业年初总资产的自然对数来衡量。 本文的研究样本为 1999年2009 年在沪、深证券交易所上市的制造业公司。为了选择合适的样本,设定了如下筛选条件:剔除财务数据不全的公司;保留至少有三年主营业务收入数据的公司。为了消除异常值的影响,本文对公司所有连续变量上下 1%分位数分别进行了
9、缩尾(winsorize)处理。最终共得到 7 800个样本观测值。样本公司财务数据来自 CCER经济金融数据库,贷款利率和固定资产投资价格指数数据来自国家统计局网站。 表 1是对实证检验中的被解释变量和解释变量的统计描述。可以看出,样本期内投资率呈现较大差异,均值为 0.075 8,最小值为 0.000 2,最大值达到 0.445 8。实际利率均值为 0.040 4,但最小值为-0.016 3,说明我国实际利率水平不高,甚至存在负利率现象。 三、 实证结果及分析 本文的计量模型包含滞后因变量,因而是动态面板模型,具有内生性,若采用面板 OLS进行估计将导致“动态面板偏差” 。为克服内生性,采
10、用 SYS-GMM方法进行估计。将滞后因变量、利率设定为内生变量;将净现金流比率、Tobins q、资产负债率、净资产利润率设定为前定变量;将企业规模设定为外生变量。对于内生变量和前定变量,本文使用两个高阶滞后项作为其工具变量。为保证模型估计的有效性,本文做了扰动项序列相关检验和 Sargan过度识别检验。 1. 全部样本估计结果。以计量模型(2)式为基础,表 2第(1)报告了全部样本的 SYS-GMM估计结果。Sargan 检验的结果表明工具变量有效。扰动项的差分检验表明存在一阶自相关,不存在二阶自相关,因此,可以断定扰动项不存在自相关。 根据第(1)列的估计结果进行分析,可以发现,利率的回
11、归系数为-0.013 2,并且在 5%的水平上显著。这说明利率变动对企业投资行为具有显著影响:当利率提高时,企业将减少投资;当利率下调时,企业将增加投资。这与理论预期完全一致,意味着企业投资对利率具有敏感性,我国的利率政策有效。净现金流比率的回归系数为 0.026 1,在 1%的水平上显著,这一方面说明了我国企业投资在很大程度上依赖于内部现金流,存在融资约束;另一方面也说明了货币政策信贷渠道的有效性。比如,当政策紧缩时,企业内部现金流减少,于是减少投资。通过比较可以发现,利率回归系数的绝对值小于净现金流回归系数的绝对值,这表明企业投资对利率的敏感性小于对净现金流的敏感性,从侧面反映了货币的利率
12、渠道小于信贷渠道,意味着我国货币政策的信贷渠道居于主导地位。 进一步分析其他解释变量,可以发现,Tobins q的系数显著为负,与理论预期不符。一则,我国上市公司存在非流通股,而非流通股难以估价(江伟,2011) ;二则,我国股票市场还不发达,缺乏有效性,股价波动更多反映市场层面而不是公司基本面的信息(Morck,2000) 。这两方面原因导致 Tobins q不能反映公司投资机会。净资产利润率的回归系数显著为负,表明上市公司的投资行为取决于盈利能力。由于我国宏观经济高速发展,为上市公司提供良好发展环境和盈利空间,激励企业积极进行投资扩张,这也为我国的固定资产投资持续高涨提供了微观层面的证据。
13、资产负债率的回归系数显著为正,说明财务杠杆的治理作用有限,负债未能对上市公司的投资行为产生约束作用。相反,负债反而为投资提供了资金支持。企业规模的回归系数显著为负,说明规模越小越加大投资。原因可能是,在我国,企业规模越大,在市场中越具有竞争优势,因而小企业更渴望通过投资做大规模。 2. 考虑市场化进程的估计结果。伴随经济的高速增长,中国的市场化进程不断推进,这意味着利率政策的作用环境以及企业的行为模式发生了很大变化。那么,利率变动对企业投资的影响可能随着市场化进程的变化而变化。为此,我们以樊纲等(2011)的市场化指数(Market)衡量各地区的市场化程度,根据上市公司所在地区的市场化程度将总
14、样本分成两个子样本:如果某地区在 1999年2009 年期间的平均市场化指数大于 6,则视为市场化程度高的地区;如果平均市场化指数小于 6,则视为市场化程度低的地区。回归结果分别报告于表 2的第(2)和(3)列。 不难发现,在市场化程度高的地区,利率的回归系数为-0.051 8,并且十分显著;在市场化程度低的地区,利率的回归系数为-0.009 3,但没有显著性。市场化程度高的地区利率系数绝对值不仅大于市场化程度低的地区,并且大于全部样本的系数绝对值。这就说明,在市场化程度高的地区,利率的变动对企业投资有显著的负向影响,而在市场化程度低的地区这种影响则不显著。由此可知,利率变动对企业投资的影响确
15、实取决于市场化进程。在市场化程度高的地区,企业投资对利率比较敏感;反之,在市场化程度低的地区,企业投资对利率则不敏感。只有当市场化水平达到一定的程度,利率政策才有效,而我国推行的以市场化为导向的改革有助于提高利率政策的有效性。 推其缘由,在市场化程度高的地区,企业经营行为具有更强的市场导向,面临硬的预算约束,以追求利润最大化为经营目标,当进行投资决策时必然要考虑项目的成本和收益:如果利率提高,意味着利息成本上升,收益相应减少,企业自然会压缩投资;如果利率下降,则利息成本下降,收益上升,企业就会扩大投资。反之,在市场化程度低的地区,企业的经营行为往往偏离市场导向,企业进行投资决策时不是以利润最大
16、化为唯一目标,可能还要面临政治任务等非市场化目标,这样投资对利率就不够敏感,利率的变动也就难以对企业投资造成影响。 四、 结论与政策含义 本文利用 1999年2009 年制造业上市公司数据,采取 SYS-GMM动态面板方法实证检验了市场化进程、利率变动对企业投资行为的影响。全部样本的回归结果展示:总体而言,利率变动对企业投资具有显著的负向影响,说明企业投资对利率具有敏感性,我国的利率政策有效;然而,按市场化进程进行分组的子样本回归结果则发现,利率变动对企业投资的影响效果在一定程度上取决于市场化进程,在市场化程度高的地区,利率变动对企业投资有显著负向影响,相反在市场化程度低的地区这种影响不显著。
17、 本文结论包含如下政策含义:第一,强化利率政策对经济的调控作用,使货币政策工具由数量型向价格型转变。我国企业投资对利率已经有了一定的敏感性,实施以利率等价格型工具为主导的货币政策具备了必要的微观基础。因此,可以进一步推进利率市场化,逐步放开对市场利率的管制。鉴于金融市场尚未形成真正的市场基准利率,有必要积极培育市场基准利率,并逐步实现央行基准利率和市场基准利率并轨,充分发挥基准利率在货币政策中的作用。第二,鉴于民营企业更具有市场属性,而国有企业改革则仍面临预算软约束,因此应当大力发展民营企业,同时深化国有企业改革。从制度层面打破制约民营企业发展的瓶颈,提升民营企业在国民经济中的比重,矫正金融机
18、构对民营企业的信贷歧视。理顺政府与国有企业之间的关系,使国有企业经营目标更具市场属性;减少对国有企业的利息补贴和信贷优惠,增强国有企业的利率敏感性。第三,进一步推进市场化改革,塑造利率有效发挥作用的良好环境。对于市场化程度高的地区,应当继续保持已有的发展势头,进一步完善市场化进程所需的制度性基础设施。对于市场化程度低的地区,必须加快推进市场化发展的步伐,特别是需要缓解实体经济面临的流动性约束,消除金融抑制现象,提升微观经济主体的利率敏感性,畅通货币政策的利率传导渠道。 参考文献: 1. Fazzari S.M.,Hubbard R.G.,Peterson B.C.Financing Const
19、raints and Corporate Investmen- t.NBER Working Paper,1988. 2. Guariglia A., X. Liu,L. Song.Internal Finance and Growth: Microeconometric Evidence On Chinese Firms.Journal of Development Economics, 2011, (1):79-94. 3. 北京大学中国经济研究中心宏观组.产权约束、投资低效与通货紧缩.经济研究,2004, (9):26-35. 4. 龚刚,林毅夫.过度反应中国经济缩长之解释.经济研究,2007, (4):53-68. 5. 樊纲,王小鲁,朱恒鹏.中国市场化指数各地区市场化相对进程 2011年报告.北京:经济科学出版社,2011. 6. 江伟.金融发展、银行贷款与公司投资.金融研究,2011, (4):113-128. 7. 彭方平,王少平.我国利率政策的微观效应基于动态面板数据模型研究.管理世界,2007, (1):24-29. 8. 宋芳秀.中国利率作用机制的有效性与利率调控的效果.经济学动态,2008, (2):55-59. 作者简介:张前程,南开大学经济学院经济学系博士生;陈建伟,南开大学经济学院经济学系博士生。