金融发展与经济增长来自中国的经验分析

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1、金融发展与经济增长：来自中国的经验分析( 上)2010-8-25 摘要：在对我国金融发展与经济增长的研究中， 存在着经济货币化比率异常 等一些令人困惑之处， 因此需要对此问题进行更为深入的研究。 文章采用戈氏指 标对我国金融发展水平进行考察， 并通过剔除虚假成分得到我国金融发展的真实 水平，在此基础上对我国金融发展与经济增长间关系进行经验研究。 同时，将发 展经济学的观点与金融发展、经济增长间的“供给主导”、 “需求遵从”理论假 说进行综合分析，提出了一种新的理论假说：虽然金融增长能够促进经济增长， 但金融发展的内在质却只能由经济增长所引致，最后是简短结论与政策建议。关键词： 金融发展，金融增

2、长，经济增长、中国金融发展与经济增长：既有研究及其困惑对于金融发展在促进经济增长方面的重要性，许多文献(如， Goldsmith ，1966，1969；Curley & Shaw，1955，1960；Patrick ，1966；Porter ，1966；Khatkhate ， 1972；Mckinnon，1973；Bhatia & Khatkhate ，1975)都作了广泛研究。其中， 部分经济学家认为，金融发展是经济增长的一个必要条件 (Goldsmith ，1969； Mckinnon，1973；Shaw， 1973) ，这便是 Patdck(1966) 所认为的金融发展的“供 给主导”

3、(supply leading) 作用。金融发展在储蓄动员、风险管理、交易便利 等方面的积极作用有助于经济增长。 但是，对于金融发展究竟如何影响经济增长 的问题却存在许多争论(Gupta, 1984； Spears, 1992)。以 Goldsmith(1969)为 代表的结构主义者认为， 金融发展以金融资产的形式直接增加储蓄， 从而促进了 资本形成与经济增长。 Tun Wai(1972)、Sinai & Stokers(1972) 、Wallick(1969) 等有关文献均对这一假说提供了经验支持。而另一方面,以 Mckinnon(1973) 、 Shaw(1973)为代表的金融压抑主义者却

4、认为，现金余额的实际收益率是资本形成 及由此取得经济增长的关键性因素。 根据这一观点, 经济增长基础上的金融发展 绩效取决于利率的发展绩效。 因此金融压抑主义者认为， 实行金融自由化、 放松 利率管制最为重要。运用传统的总储蓄方程， Fry(1988) 基于亚洲不发达国家进 行的研究发现， 利率对总储蓄函数确实存在着积极的正向作用， 尽管这种明显的 积极效果对其他多数国家很小。 Gupta(1987) 在其选择的亚洲及拉丁美洲国家的 研究中也发现利率自由化有利于发展中国家形成高水平的储蓄。与上述观点截然相反的是， Patrick(1966) 认为金融发展相对于经济增长处 于一种“需求遵从” (

5、demandfollowing) 地位，即其通过对经济增长所引致的 新增金融服务需求来产生影响，因此金融发展附属于 (handmaiden) 经济增长 (Robinson ， 1952； Stern ， 1989)。实业部门的增长方便了金融部门的发展，当 经济增长时，其需要更多种类的金融服务和不断增长的金融机构来提供这些服 务。根据这一观点， 金融机构与金融服务的稀缺反映了对服务的需求。 既然金融 中介有助于将一国资源从低增长部门向高增长部门转移， 那么，对金融中介的需 求同样取决于实际经济中各部门增长速度的变化 (patrick ， 1966)。对以上两种结论的综合观点是，金融发展与经济增长

6、间存在双向关系， Patrick(1966) 认为，金融发展与经济增长间的关系取决于经济发展所处的阶段。在发展早期， 金融部门，的扩张通过金融机构的产生与金融服务的供给来促进经 济增长，这与上面解释的“供给主导”观点相一致。但是，在经济发展的较高阶 段，金融部门则处于“需求遵从”地位，即经济增长诱致金融发展。近年来，一些研究采用了内生增长方法。 Beneivenga & Smith(1990) 的研究 表明，金融中介的存在降低了对低收益流动资产的投资， 在风险厌恶假设条件下， 有金融中介下的均衡可以比无金融中介下的均衡产生更高的增长率。而支持 Cooley & Smith(1991) 所认为的

7、金融市场促进市场分工与技术创新观点的证据， 同样可以在内生经济增长模型中获得 ( 如， Greenwood& Jovonovic ，1990；King & Levine ，1993a) 。发达的金融市场通过提高储蓄率及鼓励技术创新来促进资本 积累与经济增长 (Grossman & Helpman，1991；Aghion & Howitt ，1992) 。更为最近以来的一些研究将股票市场也纳入了分析范围， 他们发现， 不仅金 融发展与经济增长之间存在较强的正向关系， 而且在金融深度与经济增长之间也 存在明显的相关关系； 此外还发现， 金融发展的初始水平是未来经济增长率的良 好预测。因此， 金融并

8、不是仅仅追随于经济行为， 其对资本积累与经济增长起着 积极作用 (King & Levine ，1993b；Levine ，1997；Levine & Zervos ，1998；Rajan & Zingales ，1998) 。对于我国的经济货币化以及在此基础上的金融发展与经济增长， 许多学者均 作了研究，例如，易纲 (1996b) 、谢平(1996) 、张军(1997) 、张杰(1998) 、谈儒 勇(1999) 、孙刚(2001) 、康继军 (2005) 、沈军(2006)等。一般情况下，通常以 M/GDP比值来表示一国的经济货币化。Goldsmith、Friedman、Schwartz等

9、经济 学家在对 20世纪 60年代以来世界主要国家的经济货币化进程进行分析后得出一 个基本结论： 经济货币化的差别基本上反映了不同国家的经济发展水平， 货币化 比率与一国经济的发达程度成明显的正相关关系。 但是统计资料却显示， 我国的 经济货币化比率一直呈现出一种异常态势。比如，1999年我国M/GDP比值高达1.46 ，不仅远高于巴西、阿根廷、印度等发展中国家，也高于泰国、新加坡、韩 国等新兴市场国家， 甚至高于美国、 日本、英国等发达国家 (王毅， 2002) 。李扬、 何德旭(1 998) 对包括中国在内的 8个亚洲国家的货币化比率进行比较后也发现， 1999年我国M/GDP M/GDP

10、比值均名列第一。经济发展水平尚处落后的中国在 经济货币化指标上竟然丝毫不逊于经济发达国家。 而且，既然经济货币化水平与 一国经济的发达程度成正比，但是，孙刚(2001)采用M/GDP表示经济货币化指 标以及与之不相关的居民消费水平指标进行实证分析后却发现， 我国的经济货币 化水平与居民消费水平并没有显著关系。 可见，无论是横向的国际比较还是有关 的实证分析均表明，我国的经济货币化指标与经济发展水平并不相适应。对于我国金融发展与经济增长关系，谈儒勇(1999)运用OLS进行线性回归后 认为金融中介与经济增长之间相互促进。 但是，其判断依据仅是基于金融发展与 经济增长间的简单线性关系，并没有明确给

11、出其中的因果关系及方向。史永东、 武志(2002) 发现我国金融发展与经济增长之间存在着双向因果关系， 并由此进一 步认为我国已经处于从不发达经济向发达经济过渡的阶段。 但是正如其研究所认 为的，其对我国金融发展与经济增长关系的分析结论乃是建立在其所选取的各自 测量指标的基础上，其中对我国金融发展的一个重要测量指标便是货币化比率，其余的几个测量指标也都与此高度正相关。 而既然我国的经济货币化比率本身就 呈现一种异常态势， 以此测量指标为基础进行实证分析所得出的结论自然很值得 我们深思。 而且，即便基于作为发展中国家这一基本国情， 得出我国经济发展已 处于过渡阶段的结论也似乎过于乐观。此外，康继

12、军等 (2005) 的实证研究表明，中、日、韩三国的金融发展与经济 增长之间存在因果关系， 但在因果关系方向上存在差异。 沈军 (2006) 给出了宏观 金融效率综合指标及相关估算， 并对中国金融发展与经济增长进行了检验， 从而 为中国效率型金融发展提供了新的理论依据。社科院经济研究所课题组 (2007) 认为货币、金融政策的特定制度安排可以有效解释中国转轨时期的高增长和低通 胀，但同时应积极推动动员型金融向市场配置型金融转型。从上面我们可以看出， 在对我国金融发展与经济增长的已有研究中， 存在着 一些令人难以解释的困惑之处： 一是经济货币化比率呈现一种异常态势； 二是金 融发展与经济增长间的

13、内在关系究竟如何。 无疑，金融发展与经济增长本身就是 一个充满争论的问题， 而这诸多异议的出现必将引导我们对我国金融发展与经济 增长进行更为深入的探讨与研究。、我国的金融发展与金融增长发展经济学认为， 经济增长是经济发展的基础， 但经济增长并不必然带来经 济发展，没有发展的增长是广泛存在的。 这种关系在金融增长和金融发展之间同 样存在。金融增长表现为金融资产规模与金融机构数量的扩张； 金融发展不单指 金融数量上的扩张， 更主要的是指金融效率的提高， 体现为金融对经济发展需要 的满足程度和贡献作用。因此，金融增长并不必然意味着金融发展。既然金融发展与金融增长之间存在差异， 那么，如何判别一国的金

14、融是 “发 展”还是“增长”就具有重要意义。定性的区别是显而易见的，难点是如何从量 上将二者区别开来， 这涉及对传统衡量金融发展指标的扬弃。 戈德史密斯 (1969) 在金融结构与金融发展一书中已经注意到金融发展不能单纯用规模来衡量， 他在强调金融相关比率指标的统率作用之后，还提出了若干衡量金融结构的指 标，这些指标名为衡量金融结构，而根据其对金融发展就是“金融结构的变化” 的定义，因此，它们也是更准确衡量金融发展的指标。 不过，由于经济制度不同， 衡量各国金融发展的指标也应该存在差异。黄金老 (2001) 选取了货币化程度、 FIR、金融机构数量与多样化程度、金融工具结构、信贷非政府化比率以

15、及存款 货币银行对中央银行资金依赖比率等指标来测量中国金融发展， 发现我国金融业 的发展主要体现为量的扩张， 而非质的进步； 或者说金融增长的色彩强一些， 金 融发展的因素弱一些。 尽管采取多种指标有助于我们从不同角度得出金融增长与 金融发展存在着明显差异这一正确结论， 但是，我们并不能准确甚至粗略地刻画 出这二者的具体量度以及体现二者差异的金融虚假成分，这不能不说是一种遗 憾。而要达到这一目标， 也许采取同一个指标哪怕是一个我们所认为的自身 存在缺陷的测量指标， 并在此基础上对其中的虚假成分进行剔除如果不是一 种最优选择的话，也应该是一种适宜的次优选择。对于金融发展，我们通常采用的测量指标为

16、麦金农指标 （简称麦氏指标，即 M2/GDP），表示经济的货币化程度。但是，另外一种指标却不为我们所重视：戈 德史密斯指标（简称戈氏指标，即FIR），表示金融与经济的相关程度。戈氏指标的完整表达式为：FIR = (M2 +L+S)/(GDP)其中，L为各类贷款（包括向政府提供的贷款）；S为有价证券（包括政府债券、 企业债券、金融债券、保险费以及股票市值等）；显然，戈氏指标与麦氏指标的区别在于，前者的分子中增加了两个金融变量 L和S。与麦氏指标只注重金融负债相比，戈氏指标同时考虑了金融负债与金融 资产，因此，戈氏指标更全面地反映了一国的金融发展水平，而这正是我们所需要的。采用戈氏指标对我国金融发

17、展进行测量， 从总量上看，我国的FIR已经较 高，2000年达到3.40 ,相比之下，虽低于日本等经济发达国家，但却接近或高 于经济发展处于近似水平的国家或地区，如韩国、巴西、印度等。而且，从结构 上看，在我国的FIR中，主要是M2和L这两项，2000年合计高达2.62。对于体制改革、金融支持及中国金融体制变迁等问题，国内学者已经进行了 大量卓有成效的研究。研究结果表明，体制改革以来，为支持体制转轨，我国金 融发展在很长一段时期内主要表现为国有银行金融资产的单方面扩张，在此过程中通过金融管制配合从而使居民的金融剩余以储蓄存款的形式流入银行；而当国有银行对国有企业的这种货币性金融支持难以为继之际

18、，又通过证券市场的控制 （国有企业的优先入市以及股权结构的分割等）来获得证券性金融支持，从而对渐 进式体制转轨提供持续支持。因此，中国金融发展在很大程度上是金融资产总量 在原有金融结构与制度框架内的一种简单扩张。 有理由认为，在体制改革后的很 长一段时期内，在一系列的金融管制下，投资渠道的单一使得居民无法根据自身 的风险收益偏好选择相应的金融工具，而只能被动地选择让货币流入国有金融体 系，由此形成的居民储蓄并不能完全视为一种金融发展；同样，在国家政策导向下国有银行对国有企业发放的贷款越多并不意味着我国金融发展水平越高；此 外，在国家对证券市场的金融控制下， 股权结构分割导致流通股价偏高， 而以

19、此 为标准计算的总市值并不能够真实地反映我国金融发展水平。为了更准确地对我国金融发展进行测量并保留其中的真实成分，我们需要对FIR进行分解考察并在此基础上剔除其中的虚假成分。为此，我们将FIR的计算公式转换成：.，并用上标“ r ”、“ n”、“ f”分别表示金融增长中的真实、名义及虚假成分。 显然，有下式成立：FIR、FIR J F陝；FIR J+fl +Sn；F/ = AfJ对此，武志(2008)通过金融因素内生化从而将其纳入经济转轨分析视野，并对我国金融发展进行了制度分析，在此基础上对M2f、Lf、S进行了简单估算与虚假成分剔除。从中可以看出，我国金融增长中的虚假成分从1985年以来逐步

20、增加，到2000年高达1.08。剔除虚假成分后的金融发展真实水平并不算高，2000年仅为2.32，与发达国家存在较大的差距。这说明改革以来，在政府的强力干 预下，对于我国的金融发展我们一直存在着某种金融幻觉，而剔除其中的虚假成分也就等于打破了这种幻觉，从而有助于我们正确地认识我国金融发展的真实状 况。金融发展与经济增长：来自中国的经验分析(下)2010-8-25三、金融发展与经济增长的因果关系分析我国从1978年开始实行体制改革，因此依照惯例我们选取1978年作为我们 的研究起始年。我们从中国统计年鉴、中国金融年鉴等收集整理了实际国内总产出、人均实际收入、社会总投资以及劳动力人口等截至2000

21、年的有关数据，金融发展与金融增长方面的数据来源于武志(2008)。从收集整理后的数据 来看，金融发展与经济增长的所有测量指标都呈现出如我们所预期的显著增长。 不过，这并不能推论出其中具体的因果关系方向，因此，我们还需要对金融发展与经济增长进行因果关系检验。在格兰杰模型中，其程序是决定因果变量的加入 是否显著地增强回归的解释能力，它仅采用因变量和独立变量的滞后值。在联合 检验中，对没有因果关系的假说进行检验，其中滞后因变量的系数应明显不等于 0。为检验因果关系，我们运用下面的两组回归方程：X =工耳儿*工如粘+ X(1)(2)其中丫是实际国内总产出(或PY,人均实际收入)，F为金融发展或金融增长

22、 的测量指标(FIRr、FIRn)。方程(1)和提供了以下四种可能的因果关系：弘如果为 X。且工Bn = 0,岭对巧存在单一的因果关系；K如果2久H 0且1制=o t 对乙存在单一的因果关系;G如果工 MO且工炕XO 人与K间存在双向因果关系:d.如果三仇=0且工氐=0 ,FtYt间稅有建立因堤关系。表1给出了格兰杰因果关系检验的结果。在所有的评估中我们均采用了四期 滞后结构。为了节省篇幅，在此我们仅列出了至少在一个方向上被发现具有统计 显著性的滞后结构。检验结果表明，实际收入（Y）与人均实际收入（PY）在滞后1、 2、3、4期内均以格兰杰方式引致金融发展（FIR）;而金融发展（FIR）在四期

23、滞 后结构内却无一例外以格兰杰方式引致实际收入 （Y）.与人均实际收入（PY）。 I全发展与经济增帳的耦兰為国果关察检结JR腺催设興輕孟蘇力向滞后期膜暇迎网果关礙方向Ftft站论14. 9H张绝“3F J4,9*1A /r的1.70* |3料密rP。跖接爰1Y十mr5. 563J HfT3. 201f /fT -+1. B630.93接哽2FY6.694PY-咖5.442HIT -PY1.584nr _fv0 42接壁27. IS拒4Yy hk5. 172咖YL3i接受4Hff Y0.44it：*井刚为1侈.九me凤检验结果看上去非常清晰：我国金融发展与经济增长间存在着明显的单向因 果关系，即

24、经济增长在格兰杰意义上引致金融发展。不发达国家的实证研究支持 “供给主导”假说，而发达国家的实证研究支持“需求遵从”假说。但是在此， 我们却得出了我国经济增长在格兰杰意义上引致金融发展，根据上述假说，我国似乎却已步入发达国家行列，这显然不合情理。至此，我们似乎才只解答了文章 第一部分所提出的第一个困惑，而对第二个困惑，不仅没有给出合理解答，反而 更加迷茫了。根据发展经济学的解释，增长是一种量的扩张，而发展则是内在质的提高， 发展本身是在质的改变的基础上所表现出的量的增长。或者说，发展意味着变化 与进步，而绝不是原有结构与体制上的简单的数量扩张。显而易见，从更严格的意义上讲，经济体制改革给中国金

25、融格局带来的是一种金融增长， 是金融资产总 量在原有结构和制度框架内的简单扩张。 为此，我们尝试着对我国金融增长中的 虚假成分进行简单估算与剔除，而剔除虚假成分后的金融发展可以粗略地视为一 种内在质的改变，显然，这种内在质的改变只能由经济增长所引致，因此，我们得出我国经济增长在格兰杰意义上引致金融发展的结论并不矛盾，相反，这更进一步说明，我们对我国金融增长进行制度剔除符合一定的经济意义。将发展经济学的观点与金融发展、经济增长间的“供给主导”、“需求遵从” 理论假说进行综合分析，我们可以发现，在赶超战略下，不发达国家往往倾向于 通过金融机构的增设与金融资产的扩张来推动经济增长，而发达国家则主要是

26、通 过经济增长所引致的新增金融服务需求来产生影响； 因此，不发达国家的实证研 究支持“供给主导”假说，而发达国家的实证研究支持“需求遵从”假说。 显 然，不发达国家金融发展的这种量的简单扩张在一定程度上只是一种金融增长， 而发达国家的金融发展才是内在质的提高。 基于此，我们大胆提出一种新的理论 假说：虽然金融增长能够促进经济增长，但金融发展的内在质的提高却只能由经 济增长所引致。为此，我们需要对我国金融增长与经济增长关系进行考察，因为基于这一理论假说，我们应该在其中能够发现我国金融增长促进经济增长的一些 证据。 2 盘增怅与蛭祈増长的格兰冉因果关系检It结星滞丘翩源收设因翠关系方向rm炊醍设悯

27、累关矗方向1PY-* Fite4-39拒绝”;2PY 一 FMT2412.21接受2hr *py4. n1-* HfT乐的2Y HIT4 261X42 2HR* 74r 16注iki上“表2给出了金融增长与经济增长的格兰杰因果关系检验结果。检验结果表 明，在四期滞后结构内，实际收入（丫）与人均实际收入（PY）在滞后1、2期内均以 格兰杰方式引致金融增长（FIRn），而金融增长（FIRn）在滞2期内也以格兰杰方式 引致实际收入（Y）与人均实际收入（PY），从中可以欣喜地发现金融增长引致经济 增长的相关证据。此外，为了对比，我们还对建国后至体制改革这一时期内我国 金融发展与经济增长的数据作了收集并

28、进行了实证检验，结果发现，在四期滞后结构内，其无一例外全部呈现出一种单向因果关系，即经济增长在格兰杰意义上引致金融发展。这意味着，对于经济增长引致金融发展这一点， 其一直贯穿于我 国经济发展全过程，而金融增长引致经济增长只是在体制改革后才开始出现。因此，这一分析结果更进一步支持了文章结论与理论假说。金融增长与经济增长的格兰杰因果关系检验结果提供了支持我们理论假说 的经验证据，我国的金融增长引致了经济增长。尽管如此 但格兰杰因果关系分 析并没有表明这种潜在关系的幅度；因此，在以下部分我们将对包含了金融发展 测量指标在内的经济增长的回归方程进行估算。四、金融发展与经济增长的经济计量分析在这一部分，

29、我们依据的是已经广泛应用于实证研究的内生经济增长模型的 基本解释变量。首先我们从下面的柯布一道格拉斯生产函数方程开始：对两边取自然对数，我们得到:nY = h + alnK + ZlnF 方程(4)对时间t进行微分:dlnY . dK IrdF 1J di F(5)增加满足标准假设的误差项，方程(5)可以写成以下形式:KTr = ft + aKTt+ rFTt + 堀其中,方程(6)中的四项表达式分别代表经济增长率，资本、劳动及金融发展。因 为方程为对数形式，所以相关系数“ a”、“B ”和“r”分别为资本、劳动及 金融发展对产出的弹性，常数“h”用来反应Hicks中性技术进步可能的生产率。

30、由于资本存量增长的数据不能获得，因此我们运用可获得的资本形成(即总投资)1来代替KT。其中丫、I、F均通过GDF平减指数转换成基于1978年价格的实 际值；L为用作劳动力的人口。表3给出了包含金融发展测量指标的柯布一道格拉斯型生产函数的回归结 果。从R2值判断，两种情况均表现出良好的模型适应性。资本形成的相关系数 为正，并且在每种情况下均统计显著。但是，劳动力的系数较小，甚至出现了负数迹象，而且其统计显著性也较低，这可能暗示我国实际劳动力的统计数据有较 大偏差。但对我们研究更为重要的是，两种情况下金融发展的回归系数都出现预 期效果并且统计显著。尽管两种情况下的系数并没有显著差别， 但这些已经强

31、有 力地表明，无论是金融增长还是金融发展对经济增长均具有明显的推动作用。而且，通过比较技术进步对经济增长的弹性系数， 我们惊喜地发现，金融增长情形 下的系数比金融发展情形下的系数要大得多。对此的解释是，金融增长情形下简 单的量的扩张导致技术进步相对稀缺，因而其对经济增长的弹性要高于金融发展 情形下的状况。因此，这从另一侧面证明了未进行制度剔除情形下的金融增长是 一种简单的量的扩张，因而进一步支持了我们前面所提出的理论假说。*3包含标的轲布一逋裕拉蜥型生产画以的回归箱JR1LHRHR*Ck!0.42(-0.81)0,36 (10. 52)2.44(23- 930. 9991.44(2)0.45

32、(9+040,03 (0.29)0. 37 (9,1.97 (21 10)1,50桂汕为常數序.林勺内为I检怡偷；FIIT为未进冇謀虞制關的金为遊和制度X 降坊的懂雜绘*T J978勺谕胳儿五、结论与政策建议在本文中，我们对我国金融发展与经济增长间关系进行了经验分析。金融发展与经济增长关系的一般理论认为， 在早期，金融发展能够通过金融机构的扩张 与金融服务的供给来促进经济增长，而后期则主要是通过经济增长所引致的新增 金融服务需求来产生影响，即不发达国家支持“供给主导”假说而发达国家支持 “需求遵从”假说。由于我国货币化比率呈现出一种异常态势， 文章在对我国金 融发展进行制度分析基础上，采用戈氏

33、指标对我国金融发展水平进行考察， 并对 其中的虚假成分进行了制度剔除，从而得到我国金融发展的真实水平。在此基础 上，文章对我国金融发展与经济增长进行了格兰杰因果关系检验，发现两者间存在着明显的单向因果关系，即经济增长在格兰杰意义上引致金融发展； 而这似乎 才只解答了文章第一部分所提出的第一个困惑， 对于第二个困惑，不仅没有给出 合理解答，反而更加迷茫了。对此，文章将发展经济学的观点与金融发展、经济 增长间的“供给主导”、“需求遵从”理论假说进行综合分析，大胆提出新的理 论假说：虽然金融增长能够促进经济增长，但金融发展的内在质却只能由经济增 长所引致。为此，文章对金融增长与经济增长关系进行考察，

34、 并在其中发现了我 国金融增长促进经济增长的证据，从而支持了文章所提出的理论假说。尽管如此， 但格兰杰因果关系分析并没有表明这种潜在关系的幅度。 因此，进一步地，文章 对包含了金融发展测量指标在内的经济增长的回归方程进行了估算。结果发现， 两种情形下，尽管金融发展和金融增长的回归系数并没有显著差别，但通过比较技术进步对经济增长的弹性系数却发现，金融增长情形下的系数比金融发展情形 下的系数要大得多。其原因在于，金融增长情形下的简单的量的扩张导致技术进 步相对稀缺， 因而其对经济增长的弹性要高于金融发展情形下的状况。 因此，经 济计量分析从另一角度佐证了未进行制度剔除情形下的金融增长是一种简单的

35、量的扩张，因而进一步支持了文章所提出的理论假说。主要的政策含义是， 从文章的研究出发， 既然金融增长能够促进经济增长而 金融发展内在质只能由经济增长所引致， 那么，我们的政策取向似乎不应该将重 点放在单纯通过进一步自由化措施或增加金融服务来鼓励金融增长并进而提高 经济增长上，相反，我们应该将工作的重心更多地放在经济结构调整、 技术进步、 制度创新等方面从而促进经济增长上。 或者说，在我国经济发展到目前这种阶段 下，我们应该树立科学的发展观， 不能单纯通过金融扩张的手段来实现经济增长 的规模，而应更多地注重金融发展的内在质量。显然，从更严格的意义上讲，经 济体制改革给中国金融格局带来的更多是一种

36、金融增长， 是金融总量在原有结构 和制度框架内的简单扩张。 因此，金融体制进一步改革的着眼点在于触动支撑金 融数量扩张的原有金融制度框架， 使金融发展建立在一个崭新的金融制度结构之 上。但是，既有的研究同时也表明，体制改革需要我们对其进行金融支持，而这 又必然导致我们的金融发展更多地只是一种量的扩张， 而质的提高却较少。 这意 味着，支持体制改革与金融发展的内在质的提高在一定程度上是一种两难选择， 因此，我们的金融发展如何在两者之间寻求某种平衡是适宜的政策选择， 而由此 可见，我们的金融改革还任重道远。作者： 中国人民银行金融研究所 武志 来源： 金融研究 2010 年第 5 期 责任编辑： 李蕊