黃澤華

摘 要：基于1980—2013年農(nóng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，通過(guò)設(shè)定利率市場(chǎng)化水平的制度變量，在向量自回歸模型框架下，進(jìn)行數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)后，建立并估計(jì)結(jié)構(gòu)向量自回歸（SVAR）模型，通過(guò)其脈沖響應(yīng)函數(shù)，對(duì)利率市場(chǎng)化的宏觀經(jīng)濟(jì)效果進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析和評(píng)估。分析結(jié)果表明，利率市場(chǎng)化對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)具有長(zhǎng)期持續(xù)的正向影響，但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，其作用發(fā)揮得并不充分。最后在揭示相應(yīng)的政策含義的基礎(chǔ)上，提出一些建議。

關(guān)鍵詞：利率市場(chǎng)化;宏觀經(jīng)濟(jì)效果;SVAR;脈沖響應(yīng)

中圖分類號(hào)：F832 ? ? ? ?文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A ? ? ?文章編號(hào)：1673-291X（2015）24-0007-06

引言

金融市場(chǎng)的發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展密切相關(guān)，穩(wěn)定的金融環(huán)境是經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的前提和保證。隨著我國(guó)改革開(kāi)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(diǎn)和重點(diǎn)，利率市場(chǎng)化是金融市場(chǎng)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(kāi)利率市場(chǎng)和債券市場(chǎng)，從而將推進(jìn)金融市場(chǎng)改革的深化。利率市場(chǎng)化的最終目標(biāo)是建立起由市場(chǎng)供求關(guān)系決定的金融機(jī)構(gòu)利率形成機(jī)制，央行通過(guò)貨幣政策工具（數(shù)量工具向價(jià)格工具轉(zhuǎn)變）調(diào)控和引導(dǎo)市場(chǎng)利率，使市場(chǎng)機(jī)制在金融資源配置中起決定性作用。利率市場(chǎng)化將提高金融資源的配置效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型，促進(jìn)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

我國(guó)漸進(jìn)的利率市場(chǎng)化進(jìn)程已邁上了新的臺(tái)階，下一步是逐步放開(kāi)存款利率上限，這意味著利率市場(chǎng)化已經(jīng)進(jìn)入了最后的攻堅(jiān)時(shí)期。在這樣的現(xiàn)實(shí)背景下，基于20世紀(jì)70年代麥金農(nóng)和肖提出的“金融抑制”理論和20世紀(jì)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(diǎn)，探討利率市場(chǎng)化對(duì)中國(guó)這樣一個(gè)發(fā)展中國(guó)家到底效果怎么樣，如何有效評(píng)價(jià)這一改革的效果和缺陷，就成為了一個(gè)有價(jià)值的課題。

一、文獻(xiàn)綜述

目前，國(guó)外對(duì)利率市場(chǎng)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(jì)影響方面，F(xiàn)ry（1980）計(jì)量分析發(fā)現(xiàn)，實(shí)際存款利率的提高給儲(chǔ)蓄帶來(lái)正的影響，并且能夠增加實(shí)際信貸的供給，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Ueda（2006）從金融部門競(jìng)爭(zhēng)程度證實(shí)了金融自由化對(duì)投資和儲(chǔ)蓄的正向“數(shù)量效應(yīng)”。Ang 和 McKibbin（2007）采用主成分分析方法構(gòu)建了馬來(lái)西亞金融抑制的指標(biāo)，結(jié)果表明，金融抑制顯著阻礙了馬來(lái)西亞的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。Abaid，Omes和Ueda（2008）以5個(gè)新興市場(chǎng)國(guó)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(jì)學(xué)的分析框架下認(rèn)為，中國(guó)1992年以來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，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(guó)利率市場(chǎng)化改革效果的文獻(xiàn)還很少見(jiàn)。

國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)這一問(wèn)題的相關(guān)研究則主要集中在以下兩個(gè)方面：一是著眼于利率水平對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。如沈坤榮、汪建（2000）對(duì)實(shí)際利率水平、利率傳導(dǎo)機(jī)制與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)行了經(jīng)濟(jì)計(jì)量檢驗(yàn)，分析了利率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。張鳳（2008）系統(tǒng)闡述了我國(guó)利率對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的促進(jìn)作用。二是關(guān)注利率調(diào)整政策的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。如方先明、熊鵬（2005）實(shí)證研究了中國(guó)利率政策的時(shí)滯效應(yīng)，結(jié)果表明利率工具有著非常明顯的時(shí)滯效應(yīng)，利率政策的有效性并不充分，因此需要不斷推進(jìn)利率市場(chǎng)化。易綱（2009）綜合梳理了改革開(kāi)放三十年來(lái)我國(guó)利率市場(chǎng)化的進(jìn)程，并探索了利率政策的有效性問(wèn)題。劉雅然（2011）實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)中國(guó)利率政策的效應(yīng)正在逐步增強(qiáng)，但對(duì)于金融市場(chǎng)的影響還不成熟。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源及說(shuō)明

本文是基于我國(guó)1980—2013農(nóng)村經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，共34個(gè)樣本，若無(wú)特別說(shuō)明，本文數(shù)據(jù)都來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》（1999—2014年）《新中國(guó)五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編（1949—1999年）》和《中國(guó)金融年鑒》（2014），基于數(shù)據(jù)的可得性，選取了以下變量（見(jiàn)下表表1）。

關(guān)于利率市場(chǎng)化水平（Liberal）的度量，本文采用了六個(gè)月至一年的貸款基準(zhǔn)利率，主要是因?yàn)椋海?）存款利率的放開(kāi)遵循“先長(zhǎng)期大額，后短期小額”“存款利率向下浮動(dòng)，管住上限”思路進(jìn)行，利率水平是由借貸雙方協(xié)商確定，難以統(tǒng)計(jì)和量化;（2）調(diào)整央行基準(zhǔn)利率是央行影響社會(huì)資金供求狀況、實(shí)現(xiàn)貨幣政策既定目標(biāo)的有效利率工具之一，因此銀行存貸款基準(zhǔn)利率本身包含了利率市場(chǎng)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(shí)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(gè)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(lái)構(gòu)造模型。VAR模型常用來(lái)預(yù)測(cè)相互聯(lián)系的時(shí)間序列系統(tǒng)以及分析隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)經(jīng)濟(jì)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(shí)期k個(gè)相關(guān)內(nèi)生經(jīng)濟(jì)變量的列向量，在本文中為相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的自然對(duì)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(yàn)

為了避免偽回歸，要檢驗(yàn)相關(guān)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。隨著協(xié)整理論的發(fā)展，對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)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(shí)間序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)方法——ADF單位根檢驗(yàn)。經(jīng)過(guò)對(duì)原序列的趨勢(shì)圖的觀察，確定所有變量的檢驗(yàn)方程均包含常數(shù)項(xiàng)和線性時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)。

從表2中的檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)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(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)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(shì)，包含常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，變量滯后區(qū)間取[1，1]。檢驗(yàn)結(jié)果（見(jiàn)下頁(yè)表3）。

從下頁(yè)表3中可以看到，跡統(tǒng)計(jì)量和最大特征值統(tǒng)計(jì)量都拒絕了不存在協(xié)整關(guān)系的假設(shè)，說(shuō)明變量間一定存在協(xié)整關(guān)系，即利率市場(chǎng)化水平和各宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。同時(shí)跡檢驗(yàn)和最大特征值檢驗(yàn)都顯示拒絕最多有3個(gè)協(xié)整向量的假設(shè)，這表明至少存在4個(gè)協(xié)整向量。

（四）基于VAR模型的Granger因果檢驗(yàn)

傳統(tǒng)的VAR模型理論要求模型的每一個(gè)變量都是平穩(wěn)的，對(duì)于非平穩(wěn)時(shí)間序列需要經(jīng)過(guò)差分，得到平穩(wěn)序列在建立VAR模型，這樣通常會(huì)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(duì)于非平穩(wěn)時(shí)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(jìn)行估計(jì)，模型結(jié)果表達(dá)式為：

= +

對(duì)其進(jìn)行了模型的AR單位根檢驗(yàn)。被估計(jì)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(shuō)明所建立的VAR（2）模型是穩(wěn)定的。從估計(jì)得出的系數(shù)矩陣中第一列（除第一個(gè)數(shù)值）來(lái)看，利率市場(chǎng)化存在一定程度的滯后效應(yīng)。

Granger因果檢驗(yàn)實(shí)質(zhì)上是檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后變量是否可以引入到其他變量方程中。一個(gè)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(yàn)用于分析時(shí)間序列經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系。本文對(duì)VAR（2）模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果（見(jiàn)表4）。

從表4的結(jié)果可以看到，在LIBERAL方程的檢驗(yàn)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(chǎng)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(shuō)明利率市場(chǎng)化中包含了預(yù)測(cè)投資變動(dòng)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?yàn)槔适袌?chǎng)化水平并沒(méi)有滿足農(nóng)村地區(qū)的信貸需求，因而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)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(jì)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(fèi)傾向，農(nóng)村金融市場(chǎng)的存款利率彈性較低，也說(shuō)明了利率市場(chǎng)化對(duì)儲(chǔ)蓄的作用可能是間接的。

（五）SVAR模型的建立、估計(jì)

在公式（1）中可以看到，變量間的當(dāng)期關(guān)系沒(méi)有直接給出，而是隱藏在誤差項(xiàng)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(jì)理論對(duì)結(jié)構(gòu)式殘差之間進(jìn)行約束，從而使外生沖擊具有了明確而合理的經(jīng)濟(jì)含義，受到廣泛應(yīng)用，特別是應(yīng)用于貨幣政策和財(cái)政政策對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的動(dòng)態(tài)沖擊方面。本文采用了此模型，考慮k個(gè)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(duì)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(wú)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(jì)到的殘差對(duì)結(jié)構(gòu)矩陣C中的元素進(jìn)行估計(jì)，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論和邏輯關(guān)系，利率市場(chǎng)化首先影響投資，然后促進(jìn)產(chǎn)出增長(zhǎng)，最后拉動(dòng)收入、消費(fèi)和儲(chǔ)蓄的增長(zhǎng)。

yt= ?C= ?μt=

對(duì)于k元p階SVAR模型，需要對(duì)結(jié)構(gòu)式施加k（k-1）/2個(gè)限制條件才可以識(shí)別結(jié)構(gòu)沖擊。因此，根據(jù)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)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(fèi)和儲(chǔ)蓄的變動(dòng)不影響利率市場(chǎng)化水平，c12=c13=c14=c15=c16=0。

2.產(chǎn)出水平對(duì)當(dāng)期收入、消費(fèi)和儲(chǔ)蓄有影響，而反過(guò)來(lái)當(dāng)期收入、消費(fèi)和儲(chǔ)蓄不會(huì)影響產(chǎn)出，c34=c35=c36=0。

3.收入對(duì)儲(chǔ)蓄有影響， 而當(dāng)期儲(chǔ)蓄又不影響其收入即c46=0。

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

根據(jù)上述對(duì)約束矩陣的參數(shù)的假定和估算，在滿足模型識(shí)別條件的情況下，根據(jù)滯后準(zhǔn)則，選取滯后階數(shù)2，對(duì)C矩陣進(jìn)行估計(jì)，然后進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析?；赟VAR的脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）用于衡量來(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)取值的影響，能夠直觀地刻畫(huà)出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用及其效應(yīng)?；谝呀⒌?SVAR（2）模型得到如下（非累積）脈沖響應(yīng)圖（見(jiàn)下頁(yè)圖）。

從下頁(yè)圖可以看出，不考慮利率市場(chǎng)化受自身沖擊影響，在利率市場(chǎng)化水平的一個(gè)正向結(jié)構(gòu)新息的隨機(jī)沖擊下，相關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)變量會(huì)先達(dá)到一個(gè)峰值，然后經(jīng)過(guò)小幅波動(dòng)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(jì)變量中，利率市場(chǎng)化水平的一個(gè)正向隨機(jī)沖擊對(duì)投資和儲(chǔ)蓄的沖擊效果最大，分別在第2期和第9期達(dá)到最高點(diǎn)（其自然對(duì)數(shù)值分別達(dá)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(chǎng)化水平的一個(gè)正向隨機(jī)沖擊下，先減少，在第4期以后才開(kāi)始增長(zhǎng)，并分別在第9期和第10期達(dá)到最大值（分別為0.0162和0.0157）。這些結(jié)果表明，在長(zhǎng)期中利率市場(chǎng)化對(duì)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(qiáng)的持續(xù)效應(yīng)。從影響的絕對(duì)值來(lái)看，利率市場(chǎng)化對(duì)投資和儲(chǔ)蓄的影響比較大，對(duì)產(chǎn)出、消費(fèi)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(guó)農(nóng)村信貸市場(chǎng)存在信息不對(duì)稱所造成的。理論上認(rèn)為，在利率市場(chǎng)化進(jìn)程中，由于存貸款利率浮動(dòng)空間的擴(kuò)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(huì)增長(zhǎng)，進(jìn)而拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。但實(shí)際情況是，盡管在2006年底放寬了農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的準(zhǔn)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(jī)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(huì)發(fā)生太大變化，在缺乏競(jìng)爭(zhēng)的情況下其業(yè)務(wù)開(kāi)展和創(chuàng)新的動(dòng)力就不是很充足。而且，由于地方金融機(jī)構(gòu)普遍受到行政干預(yù)的原因，使得農(nóng)村金融機(jī)構(gòu)的行為受到了制約，從而阻礙了利率政策效應(yīng)的傳導(dǎo)，限制了利率市場(chǎng)化作用的充分發(fā)揮。

關(guān)于利率對(duì)消費(fèi)的影響較為薄弱，可能是由于農(nóng)村地區(qū)利率變動(dòng)對(duì)消費(fèi)影響的不確定性，使得利率變動(dòng)對(duì)消費(fèi)的效應(yīng)即使有，也會(huì)比較低。關(guān)于利率變動(dòng)對(duì)收入的相對(duì)較弱的正向影響，是因?yàn)槔使苤频姆潘筛纳屏宿r(nóng)村的資金的供求關(guān)系，提高了資金的配置效率，最終導(dǎo)致了人均收入水平的提高和社會(huì)福利的改善。

結(jié)論

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

第一，堅(jiān)定利率市場(chǎng)化改革方向。改革開(kāi)放三十多年來(lái)，我國(guó)的利率改革取得重要的階段性成果，并直接對(duì)儲(chǔ)蓄和投資產(chǎn)生了影響，對(duì)居民消費(fèi)和收入產(chǎn)生了刺激作用。存款利率的逐步放開(kāi)是下一步改革的關(guān)鍵，政府應(yīng)該根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)效果，冷靜觀察，恰當(dāng)選擇改革的時(shí)機(jī)，從而為提高資金配置效率，讓市場(chǎng)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(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，促進(jìn)貨幣政策傳導(dǎo)渠道更加順暢。從實(shí)證分析結(jié)果來(lái)看，利率市場(chǎng)化吸引投資的顯著增長(zhǎng)，表明現(xiàn)階段我國(guó)農(nóng)村地區(qū)的金融抑制情況依然存在。過(guò)強(qiáng)的金融約束，往往會(huì)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(dāng)前的金融改革中，政府應(yīng)逐步減少金融機(jī)構(gòu)基于特許權(quán)價(jià)值的租金，放松管制，弱化金融約束，優(yōu)化金融資源配置機(jī)制，為資本市場(chǎng)服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)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(qiáng)金融監(jiān)管和風(fēng)險(xiǎn)防范。從農(nóng)村地區(qū)情形來(lái)看，金融機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)的缺乏和地方行政干預(yù)一定程度上阻礙了利率市場(chǎng)化作用的發(fā)揮。面對(duì)這一情況，政府雖然放寬了市場(chǎng)準(zhǔn)入，為多種所有制金融機(jī)構(gòu)提供了更多的發(fā)展空間。然而，可能是因?yàn)槔适袌?chǎng)化的滯后效應(yīng)等因素，實(shí)證結(jié)果顯示，利率市場(chǎng)化功能還要進(jìn)一步加強(qiáng)，還要堅(jiān)持改革方向。關(guān)鍵時(shí)期，政府應(yīng)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(chǎng)，把握好金融服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的大方向。同時(shí)政府還應(yīng)逐漸以法律法規(guī)取代對(duì)利率和金融的直接干預(yù)，加強(qiáng)有效的金融監(jiān)管和風(fēng)險(xiǎn)防范，竭力避免系統(tǒng)性和區(qū)域性金融危機(jī)的產(chǎn)生，維護(hù)金融穩(wěn)定，從而保證利率市場(chǎng)化的順利進(jìn)行。

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