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一、利率的作用及其影響因素
利率是金融資產(chǎn)的價(jià)值表現(xiàn),它作為經(jīng)濟(jì)杠桿,在發(fā)達(dá)的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中具有“牽一發(fā)而動(dòng)全身”的效應(yīng),對(duì)一國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。研究利率不僅可以了解國民經(jīng)濟(jì)是如何以利率為橋梁來實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)資源的有效利用,而且可以了解微觀金融資源價(jià)值的最優(yōu)配置。利率在宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中的作用主要是它能夠調(diào)節(jié)社會(huì)資本供給,利率也可以調(diào)節(jié)投資,它對(duì)投資在規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩方面都具有調(diào)節(jié)作用,國家政府可以利用利率對(duì)資本流動(dòng)所起的導(dǎo)向作用,通過實(shí)行差別利率政策,影響資本的流向。利率還可以調(diào)節(jié)社會(huì)總供求,要達(dá)到經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的目標(biāo),須保證社會(huì)總需求與社會(huì)總供給不斷變動(dòng),處于一種動(dòng)態(tài)平衡,即從不平衡走向平衡。而利率對(duì)供求總量的平衡具有一定的調(diào)節(jié)作用;在微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中,對(duì)企業(yè)而言,利率能夠促進(jìn)企業(yè)加強(qiáng)經(jīng)濟(jì)核算,提高經(jīng)濟(jì)效益。對(duì)個(gè)人而言,利率影響其經(jīng)濟(jì)行為。一方面,利率能夠誘發(fā)和引導(dǎo)人們的儲(chǔ)蓄行為,合理的利率能夠增強(qiáng)人們的儲(chǔ)蓄愿望和熱情,不合理的利率會(huì)削弱人們的儲(chǔ)蓄愿望和熱情。另一方面,利率可以引導(dǎo)人們選擇金融資產(chǎn)。在現(xiàn)實(shí)生活中,利率發(fā)揮作用并不是無條件的,某些人為的因素或非經(jīng)濟(jì)因素可能會(huì)使其作用的發(fā)揮受到種種限制,要使其發(fā)揮作用,適當(dāng)?shù)睦仕揭财鹬鴽Q定作用。過高或過低的利率水平都不利于利率作用的發(fā)揮。利率水平過高,會(huì)抑制投資,阻礙經(jīng)濟(jì)的發(fā)展與增長;利率水平過低,又不利于發(fā)揮利率對(duì)經(jīng)濟(jì)的杠桿調(diào)節(jié)作用。因此,各國金融管理部門或中央銀行都十分重視利率水平的確定,尤其對(duì)發(fā)展中國家來說,在市場(chǎng)化利率決定機(jī)制形成的過程中,應(yīng)逐步確定并適時(shí)調(diào)節(jié)適當(dāng)?shù)睦仕健?/p>
對(duì)影響利率波動(dòng)的因素西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家做了大量的實(shí)證研究,認(rèn)為影響利率的基本因素有儲(chǔ)蓄、投資、貨幣供給和需求,在其他因素不變的條件下,投資或貨幣需求量增加(減少)時(shí),利率將上升(下降);貨幣供應(yīng)量或儲(chǔ)蓄增加(減少)時(shí),利率將下降(上升)。而我國由于利率受到管制,對(duì)利率波動(dòng)的研究還處于起步階段,隨著我國金融改革的深化和利率市場(chǎng)化的不斷深入,對(duì)利率的研究將會(huì)成為熱點(diǎn)。那么在利率完全開放之前我國利率的調(diào)整與投資、儲(chǔ)蓄、貨幣供給與需求的關(guān)系如何?符不符合理論分析?本文將利用計(jì)量模型對(duì)因素的長期波動(dòng)關(guān)系做簡要分析。
二、數(shù)據(jù)選取和計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型建立
影響利率的因素很多,如平均利潤率、中央銀行的貨幣政策和國際經(jīng)濟(jì)政治關(guān)系等。為了影響因素的可數(shù)量化和收集,本文選取的原始數(shù)據(jù)為金融機(jī)構(gòu)一年期貸款利率R,全社會(huì)固定資產(chǎn)投資I,居民儲(chǔ)蓄存款S,均為年度數(shù)據(jù)(貸款利率的年度是以月為權(quán)數(shù)加權(quán)得到),樣本區(qū)間為1995年到2004年,共10年(表1)。并利用EVIEWS軟件對(duì)上述變量建立線性回歸方程以及對(duì)該方程進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn),即回歸系數(shù)的顯著性檢驗(yàn)和回歸方程的顯著性檢驗(yàn)。
線性回歸方程:R=a+bI+cS+ε。利用OLS法估計(jì)該回歸模型參數(shù),并對(duì)回歸方程進(jìn)行統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。所得估計(jì)模型為:
R=11.89856+0.000346I-0.000255S
(3.735301)(-4.978289)
R2=0.897326F=30.58857
D.W=1.305592
在上述模型中我們可以看到,R2=0.897326,表明該回歸方程對(duì)樣本觀測(cè)值的擬合程度相當(dāng)高,在一年期貸款利率R的變動(dòng)中,由解釋變量全社會(huì)固定資產(chǎn)投資I和居民儲(chǔ)蓄存款S變化引起的為89.7326%。表明了本文選取的這兩個(gè)解釋變量的變動(dòng)對(duì)一年期貸款利率的變動(dòng)起著至關(guān)重要的作用。
系數(shù)b=0.000346,表示整個(gè)樣本期,全社會(huì)固定資產(chǎn)投資I每增加1億元,一年期貸款利率R將上升0.000346%,b為正數(shù),表明全社會(huì)固定資產(chǎn)投資I和一年期貸款利率R呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系,符合投資和利率變動(dòng)的客觀經(jīng)濟(jì)規(guī)律。系數(shù)c=-0.000255,表示整個(gè)樣本期,居民儲(chǔ)蓄S每增加1億元,貸款利率R將降低0.000255%,c為負(fù)數(shù),表明居民儲(chǔ)蓄S與貸款利率R成負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與現(xiàn)實(shí)中居民儲(chǔ)蓄與利率成反向變動(dòng)相吻合。
另外,在方程顯著性檢驗(yàn)中,F(xiàn)=30.58857(>臨界值),通過了檢驗(yàn),認(rèn)為全社會(huì)固定資產(chǎn)投資I和居民儲(chǔ)蓄S對(duì)一年期的貸款利率R的整體影響顯著。在變量顯著性檢驗(yàn)中,全社會(huì)固定資產(chǎn)投資I的P值為0.0073(<0.05)通過了T檢驗(yàn),認(rèn)為全社會(huì)固定資產(chǎn)投資I對(duì)一年期貸款利率R的影響顯著。同樣,居民儲(chǔ)蓄S的P值為0.0016(<0.05),通過了T檢驗(yàn),認(rèn)為居民儲(chǔ)蓄S對(duì)貸款利率R的整體影響也顯著。
由回歸方程可以看出,從長期觀察,一年期貸款利率與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資呈同向波動(dòng),而與居民儲(chǔ)蓄呈反向波動(dòng),這符合古典學(xué)派的利率決定理論,也部分符合新古典學(xué)派關(guān)于利率的理論。同時(shí)可以看到貸款利率對(duì)投資的邊際傾向?yàn)?.000346,而對(duì)居民儲(chǔ)蓄的邊際傾向?yàn)?.000255,這說明一年期貸款利率對(duì)投資的變化更為敏感,究其原因可能是因?yàn)槲覈谥鸩綄?shí)行利率市場(chǎng)化,運(yùn)用利率杠桿調(diào)節(jié)投資的作用顯著,二者的密切聯(lián)系導(dǎo)致投資的變動(dòng)對(duì)貸款利率的影響比居民儲(chǔ)蓄對(duì)其的影響更為顯著。但它們對(duì)利率的彈性仍然很微弱,利率對(duì)固定資產(chǎn)投資的彈性微弱,可能是因?yàn)槲覈鴩薪?jīng)濟(jì)和集體經(jīng)濟(jì)投資對(duì)利率的敏感性不強(qiáng),雖然非國有經(jīng)濟(jì)的投資對(duì)利率具有一定的敏感性,但由于非國有經(jīng)濟(jì)的投資不占多數(shù),我國投資的利率彈性依然很弱。利率對(duì)居民儲(chǔ)蓄的彈性低,可能與我國的居民收入偏低、資本市場(chǎng)不發(fā)達(dá)有關(guān),這是因?yàn)樵诘褪杖胨綏l件下,利率的升降很難令居民從維持生存和溫飽的消費(fèi)部分中壓縮一部分用以增加儲(chǔ)蓄,因此,居民儲(chǔ)蓄對(duì)利率的作用不敏感。同時(shí),資本市場(chǎng)的完善程度同樣制約著利率對(duì)居民儲(chǔ)蓄的彈性。
上述模型只是利用回歸分析方法,對(duì)一年期貸款利率與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和居民儲(chǔ)蓄之間的關(guān)系進(jìn)行定量描述。我們知道這種描述是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的。因?yàn)橛绊懤实囊蛩剌^多,諸如上文提到的平均利潤率、中央銀行的貨幣政策和國際經(jīng)濟(jì)政治關(guān)系等因素在模型中均未體現(xiàn)出來。在制定利率水平時(shí)應(yīng)綜合考慮各種因素的影響。因此,可以對(duì)模型進(jìn)行修正。
設(shè)修正值為D,修正后的模型為:
R1=11.89856+0.000346I-0.000255S+Di
Di=D1+D2+D3
式中:D1為平均利潤率,D2為中央銀行的貨幣政策,D3為國際經(jīng)濟(jì)政治關(guān)系。
三、結(jié)論與啟示
通過對(duì)一年期貸款利率與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資和居民儲(chǔ)蓄模型的估計(jì)與檢驗(yàn),我們可以看到利率與投資和居民儲(chǔ)蓄之間存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系,一年期貸款利率與全社會(huì)固定資產(chǎn)投資之間成正相關(guān)關(guān)系,與居民儲(chǔ)蓄成負(fù)相關(guān)關(guān)系,且固定資產(chǎn)投資對(duì)貸款利率的影響更為敏感。這些顯著特征將深化我們對(duì)市場(chǎng)利率波動(dòng)本質(zhì)的認(rèn)識(shí),對(duì)世界發(fā)達(dá)國家普遍使用利率杠桿作為調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的重要手段有一個(gè)充分了解。從上述分析可以看出,作為金融體系中核心變量的利率,我國的利率在儲(chǔ)蓄和投資方面的作用不大,與發(fā)達(dá)國家相比,我國利率政策的有效性要大打折扣,就是與其他一些發(fā)展中國家相比,我國的利率政策效果也不好。由于我國沒有實(shí)行真正的利率市場(chǎng)化,中央銀行不能通過公開市場(chǎng)操作及時(shí)調(diào)整存貸款利率水平和復(fù)雜的利率結(jié)構(gòu),不能通過利率的作用來調(diào)節(jié)總需求,而只能依賴貨幣供應(yīng)量為貨幣政策的中介目標(biāo)。為了更好的發(fā)揮利率的宏觀和微觀作用,與國際經(jīng)濟(jì)接軌,實(shí)行利率市場(chǎng)化是必然要求。升息和降息手段被認(rèn)為是標(biāo)準(zhǔn)的市場(chǎng)手段,但利率升降目前還不能真正發(fā)揮出市場(chǎng)杠桿作用,主要是利用其間接作用機(jī)制,即不直接干預(yù)企業(yè)的微觀行為,而是通過間接提高或降低企業(yè)的投資成本,即利率的升降來影響企業(yè)的微觀行為,這是很有效的市場(chǎng)調(diào)控手段。這就要求我國的微觀經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)完全市場(chǎng)化,使利率成為市場(chǎng)貨幣的真正價(jià)格。利率市場(chǎng)化是指把利率的決定權(quán)交給市場(chǎng),由市場(chǎng)主體自主決定利率的過程。它有助于我國各生產(chǎn)要素的比例協(xié)調(diào),充分發(fā)揮我國經(jīng)濟(jì)資源豐富的優(yōu)勢(shì),促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化調(diào)整;有助于加強(qiáng)中央銀行的宏觀經(jīng)濟(jì)調(diào)控能力,在投資和消費(fèi)領(lǐng)域里建立起市場(chǎng)機(jī)制,推進(jìn)國有企業(yè)建立現(xiàn)代企業(yè)制度的改革。對(duì)于國有商業(yè)銀行來說,利率市場(chǎng)化可以增強(qiáng)其利率風(fēng)險(xiǎn)觀念,建立起自主經(jīng)營、自負(fù)盈虧、自我發(fā)展和自我約束的運(yùn)行機(jī)制,推進(jìn)國有商業(yè)銀行的商業(yè)化進(jìn)程。對(duì)于商業(yè)銀行來說,利率市場(chǎng)化有助于其根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)收益狀況合理提供貸款。利率市場(chǎng)化可以推進(jìn)貨幣市場(chǎng)和資本市場(chǎng)的發(fā)展,金融創(chuàng)新更加活躍,利率信號(hào)的導(dǎo)向作用更強(qiáng)。通過利率市場(chǎng)化,提高金融機(jī)構(gòu)的競(jìng)爭能力,促進(jìn)金融市場(chǎng)的平穩(wěn)運(yùn)行。在利率市場(chǎng)化的條件下,如果市場(chǎng)競(jìng)爭充分,則任何單一的經(jīng)濟(jì)主體都不可能成為利率的單方制定者,而只能是利率的承擔(dān)者。一般情況下,提高利率將起到減少貨幣供給、縮小信用規(guī)模的作用,從而減緩經(jīng)濟(jì)增長;降低利率則起到增加貨幣供給、擴(kuò)大信用規(guī)模的作用。利率市場(chǎng)化具有儲(chǔ)蓄效應(yīng)、投資效率效應(yīng)、金融深化效應(yīng),最終促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。