中國金融資源配置對經濟增長作用的實證分析

田樹喜, 惲曉方, 王 毅

(1. 東北大學 文法學院, 遼寧 沈陽 110819;2. 沈陽廣播電視大學 教務處, 遼寧 沈陽 110003; 3. 北京銀行 博士后工作站, 北京 100032)

一、 問題的提出

金融是現代經濟的核心,金融資源的配置效率決定著一國經濟發展的質量。市場機制是金融資源配置的基礎,但大多數發展中國家市場機制不健全,客觀上要求政府干預金融資源的配置。Shaw(1973)[1]提出,多數發展中國家存在著儲蓄不足和資本匱乏的問題,這些國家在金融資源配置中以金融管制代替市場機制,并導致金融資源配置效率低下。McKinnon(1973)[2]建議放松政府部門對金融體系的管制,尤其是利率的管制,使實際利率提高,高利率鼓勵人們儲蓄,從而為投資提供資金,即以金融自由化的方式實現金融深化和經濟增長。然而,20世紀80年代以來,許多實施金融自由化政策的發展中國家爆發了債務危機和金融危機。Hellman等(1996)[3]從不完全信息的角度提出“金融約束論”,重新審視了金融資源配置中的放松管制與加強政府干預的問題。他們認為McKinnon和Shaw的金融深化理論的假設前提是瓦爾拉斯均衡的市場條件,在現實中,由于經濟中存在著信息不對稱的問題,這種均衡條件難以成立,金融資源也難以被有效配置,所以政府對金融資源配置的約束是必要的。他們指出金融約束的目標是政府通過積極的政策引導為民間部門創造租金機會,通過“租金效應”和“激勵作用”規避金融資源配置中的逆向選擇和道德風險問題。因此,在政策上,金融約束論更強調政府干預的重要作用,認為選擇性的政府干預有助于而不是阻礙了金融發展,這是一種通過政府推動金融深化的政策。學者們普遍認為“金融約束”是金融資源配置的過渡性措施,市場化的金融體系才是一國經濟長期增長的基礎[4]。然而,2008 年爆發的國際金融危機導致市場體系最發達的美國正在經歷著嚴重的經濟衰退,危機中金融機構的“國有化”措施屢見不鮮,而以“政府約束”為特征的中國金融體系并未受到顯著沖擊,人們開始重新審視政府“這只看得見的手”在金融資源配置中的作用。

中國作為全球最大的轉型國家,由于政府的強制性金融“約束”行為, 形成了以國有中介壟斷為特征的金融資源配置模式[5]。 這一金融資源配置模式在中國經濟體制轉軌初期發揮了重要作用: 為了動員居民儲蓄以彌補國家財政的迅速下降, 中國在改革初期迅速擴展其壟斷金融產權的邊界, 金融規模不斷擴張; 另一方面,為了支持國有企業的發展,政府推行了存款利率管制、金融市場準入管制、金融組織體系控制及限制資產替代等一系列政策,獲得政府市場準入特許的銀行在沒有其他替代金融產品可供居民選擇的條件下, 通過較低的利率盡可能多地動員居民手中的閑置資金, 獲得金融租金。 在Hellman等人的金融約束分析框架中, 獲取租金的是民間金融部門和市場化的企業, 而中國則是政府自己獲取租金并擁有相應的內在激勵。 政府以顯性或隱性的方式參與了租金的分配過程, 使得租金的分配呈現“所有制偏好”。 作為租金的主要獲得者的國有企業存在著預算軟約束和目標多元化的特征, 預算軟約束不僅扭曲了國有企業面臨的真實的融資約束,使得其對內部現金流的依賴程度明顯低于非國有企業, 而且降低了其對利率的敏感度,使其存在擴張信貸規模的內在沖動。 劉小玄、周曉艷(2011)[6]對中國制造業規模以上企業的研究表明,中國企業的信貸資源主要是以企業的固定資產和銷售收入為依據來配置,2001—2007年期間, 國企支付的實際融資費率為1.6%,利潤率只有1.3%; 民企支付的實際融資費率為5.4%,而利潤率卻達到7.8%。同時,政府對金融資源的實質性控制和制度性歧視導致了中國金融資源配置事實上的“雙軌價格”。以浙江省為例[7],2008年,浙江金融機構貸款加權平均年利率為6.84%,浙江民間貸款利率為15.88%。金融管制造成了民間利率與正規金融利率之間的價差,這部分租金收益在各方爭奪中“耗散”,導致金融資源不能有效供給[8]。

在經濟體制轉軌的背景下,中國經濟增長的基礎是“復合型”的,既依賴于金融資源的數量擴張,更要依靠金融資源配置效率的提高[9]。但當前,中國金融資源配置效率與經濟增長之間存在著“悖論”:一方面,中國金融資源配置的所有制偏好和雙軌價格嚴重影響著金融資源的配置效率;另一方面,近年來中國經濟的持續增長是不爭的事實。由此提出的問題是,中國金融資源的低效配置是如何促進經濟增長的？其實現的約束條件是什么？當約束條件發生變化時,“動員性”的金融資源配置能否支撐中國經濟的持續增長？因此,本文在內生金融發展的理論框架下,對中國金融資源配置與經濟增長的作用機制及其約束條件進行實證分析,并針對實證分析結果提出政策建議。

二、 金融資源配置對經濟增長的作用機制及約束條件

間接融資與直接融資是金融資源的兩種配置方式,間接融資通過銀行體系完成,直接融資通過證券市場實現?；趦煞N金融資源配置方式對經濟作用機制的差異,形成了市場主導學派和銀行主導學派:市場主導學派認為,勢力強大的金融中介機構對企業的影響力較大且具有天生的謹慎傾向性,不利于公司創新和增長,而證券市場則能提供靈活多樣的金融風險產品和工具,有利于公司改善治理結構;銀行主導學派強調,銀行等金融中介易于獲得企業的有關信息從而降低信息搜集和管理成本,有利于金融資源配置效率的提升和對企業實施控制。對于大多數國家而言,在經濟發展的初期,間接融資主導著金融資源的配置,銀行體系暢通的傳導機制有利于儲蓄的增加和儲蓄向投資的有效轉化。隨著資本市場規模的擴大和業務的拓展,直接融資對資本積累和技術創新的作用日益重要。總體而言,市場主導型金融資源配置方式的優勢在于金融創新,銀行主導型金融資源配置方式的優勢在于金融統籌。Levine(2002)[10]指出,無論金融資源配置依賴于哪一種方式,它所發揮的金融功能是相同且穩定的,即動員儲蓄、將儲蓄轉化為投資、提高資源配置效率以及風險管理。

基于上述分析,本文在內生金融發展理論框架下,以間接融資和直接融資作為目標解釋變量,對金融資源配置功能及其對經濟增長的作用機制進行分解:

其中,ΔYt/Yt為經濟增長率;e為資本邊際效率;η為儲蓄-投資轉化率;K為資本存量;ΔK為資本增量;I為投資,在不考慮折舊的情況下,新增資本全部用于投資,所以ΔK=I;s為儲蓄率。式(1)表明,金融資源配置對經濟增長的作用體現在資本邊際效率、儲蓄-投資轉化率和儲蓄率的變化上。首先,分析儲蓄率s的影響因素。理論上,居民收入水平和市場利率水平等因素與儲蓄水平正相關,而通貨膨脹預期和資本市場的替代效應等因素與儲蓄水平負相關。其次,分析儲蓄-投資轉化率η的影響因素。儲蓄向投資轉化通過間接融資和直接融資兩種方式實現,間接融資和直接融資規模是儲蓄向投資轉化的直觀反映。其中,間接融資的作用規?？梢杂媒鹑跈C構形成的貸款來衡量;直接融資的作用規模可以用證券市場的融資額來衡量。最后,分析資本邊際效率e的影響因素。資本的邊際效率主要取決于金融資源配置的制度條件和技術條件。中國在由計劃經濟向市場經濟轉軌過程中,非國有經濟成分比重不斷增加,而且,相對于國有經濟,非國有經濟具有更強的預算約束和創新激勵,投資效率相對較高,因此,選擇非國有經濟投資數量作為反映中國制度變遷的變量。從技術條件來看,一方面,信息技術的發展減少了金融市場的信息不對稱性,節約了交易成本;另一方面,資本積累過程中所形成的技術進步與溢出效應更是資本邊際效率的重要影響因素。

基于上述分析,中國金融資源配置對經濟增長的作用機制通過模型(2)來表示:

GDPt=α0+α1LOANt+α2STOCKt+

α3RDt+α4IRt+α5NIt+εt

(2)

其中, 國內生產總值(GDPt)為反映經濟增長的被解釋變量; 金融機構人民幣貸款數額(LOANt)與A股市場融資額(STOCKt)為反映金融資源配置的目標解釋變量; 研發教育投入(RDt)、實際利率(IRt)和非國有經濟投資(NIt)分別為反映技術條件、市場條件和制度變遷的控制變量;α系列為反映解釋變量引起被解釋變量變動的彈性系數;εt為隨機誤差項。 本文樣本區間為1992—2010年度數據, 數據來源于《中國統計年鑒》和《中國科技統計年鑒》相關各期。其中, 研發與教育投入(RDt)是研發投入和教育投入兩項數據相加而得; 實際利率(IRt)是用一年期名義存款利率減去消費品價格指數而得; 非國有經濟投資(NIt)是用總投資減去國有經濟投資而得。

依據金融資源配置對經濟增長作用機制的分析,模型中變量為自然對數變量。由于時間序列數據往往存在顯著的自相關性,因此,本文采用一階廣義差分法對模型進行參數估計,參數估計結果如式(3)所示:

(3)

R2=0.98,F=2 877,D.W.=1.44

從兩種金融資源配置方式對經濟增長的貢獻來看,間接融資的產出彈性為0.58,直接融資的產出彈性僅為0.13;從變量的顯著關系來看,LOANt與GDPt的線性關系顯著,而STOCKt沒有通過與GDPt的顯著性檢驗。進一步分析中國金融資源配置對經濟增長作用的約束條件:首先,在中國的經濟增長中,由計劃經濟向市場經濟轉變的制度變遷起到了顯著的作用(NIt的產出彈性為0.25)。其次,國家對金融資源價格的管制,使實際利率長期低于均衡利率水平,降低了國有企業的經營成本,在預算軟約束的情況下,國有企業關注的是貸款可得性而非利率水平(IRt的產出彈性為-0.11,且未通過顯著性檢驗)。第三,研發和教育投入的產出效應不顯著,這一效應體現在RDt的產出彈性僅為0.06,且未通過變量的顯著性檢驗,這說明中國金融資源配置對經濟增長的作用主要體現在數量擴張上,技術溢出效應不足。

三、 金融資源配置對經濟增長作用的計量檢驗

通過對中國金融資源配置對經濟增長作用機制的分析,控制了金融資源配置影響經濟增長的市場條件、技術條件和制度條件,從中分離出間接融資與直接融資兩種金融資源配置方式對中國經濟增長的相對貢獻。需要進一步分析的是,間接融資和直接融資與經濟增長之間因果關系如何？隨著時間的推移,兩種金融資源配置方式對經濟增長的貢獻是否具有穩健性？如果兩種金融資源配置方式的相對作用發生變化,那么變化趨勢是什么？上述問題的回答需要借助時間序列的協整檢驗和向量自回歸模型進行分析。

1. 平穩性檢驗

在中國金融資源配置對經濟增長作用機制的回歸分析中, 隱含著一個重要的假設, 即數據是平穩的, 這樣回歸結果才會是穩健的。 經典回歸分析對于小樣本問題具有普遍適用性, 但對于大樣本分析, 尤其是在時間序列的趨勢分析中, 需要進行平穩性檢驗來保證回歸結果的穩健性, 避免非平穩時間序列之間可能產生的偽回歸問題。 因此, 在分析金融資源配置與經濟增長之間的協整關系之前, 首先要對相關變量進行平穩性檢驗。 本文采用拓展的迪基-富勒(ADF)方法來檢驗時間序列的平穩性, ADF模型如式(4)所示:

(4)

依據假設檢驗原理,如果式(4)中Xt-1前面的系數δ通過零假設檢驗,說明Xt序列含有一個單位根,即Xt是非平穩序列;反之,如果式(4)中Xt-1前面的系數顯著不為零,說明Xt序列不含有單位根,即Xt是平穩序列。ADF模型檢驗形式為(C,T,L),其中,C、T、L分別代表模型中的常數項、時間趨勢項和滯后階數。檢驗結果如表1所示。GDPt、LOANt、STOCKt不能拒絕含有單位根的原假設。經過一階差分后,ΔGDPt在5%顯著水平下拒絕單位根假設;ΔLOANt、ΔSTOCKt在1%顯著水平下拒絕單位根假設?？傮w而言,ΔGDPt、ΔLOANt、ΔSTOCKt可以在5%的顯著水平下拒絕含有單位根的原假設,接受平穩性的備擇假設。

表1 單位根檢驗結果

2. 協整檢驗

判斷中國金融資源配置對經濟增長的作用,不僅要考慮間接融資與直接融資對經濟增長的相對貢獻,還應考察兩種金融資源配置方式與經濟增長之間是否具有長期均衡關系,即協整關系。協整關系檢驗的基本思想是:如果所考慮的時間序列具有相同的單整階數,且它們之間某種線性組合(協整向量)使得組合時間序列的單整階數降低,則稱這些時間序列之間存在顯著的協整關系。由于GDPt、LOANt、STOCKt均為1階單整序列,如果它們之間的線性組合為0階單整序列,則說明這些變量之間存在顯著的協整關系;反之,則說明這些變量之間的線性組合不具有穩健性。本文依據極大似然原理,采用約翰遜(Johansen)估計法對GDPt、LOANt、STOCKt之間協整關系假設進行檢驗。檢驗結果如表2所示: GDPt、LOANt、STOCKt之間在1%的顯著水平下拒絕不存在協整方程的原假設,在5%的顯著水平下拒絕至多存在1個協整方程的原假設。總體而言,ΔGDPt、ΔLOANt、ΔSTOCKt可以在5%的顯著水平下接受至少存在兩個協整方程的備擇假設。

表2 協整關系檢驗結果

3. 格蘭杰因果檢驗

協整檢驗可以判斷變量之間是否具有長期均衡關系,但不能反映出變量之間的因果關系,因此,需進一步進行因果關系檢驗。格蘭杰(Granger)因果檢驗是檢驗變量之間因果關系的常用方法,其基本思想是:對于兩個時間序列變量Xt和Yt,如果在包含了變量Xt和Yt的過去信息的條件下,對變量Xt的預測效果要優于只單獨由Xt的過去信息對其進行的預測效果,即變量Yt-i有助于解釋變量Xt的變化,則說明Yt序列是引致Xt序列變化的格蘭杰原因?；谏鲜龇治?本文建立向量自回歸(VAR)模型進行格蘭杰因果檢驗,模型形式如式(5)和式(6)所示:

綜合AIC信息和SC準則,格蘭杰因果檢驗模型解釋變量的滯后階數k確定為2階。檢驗結果如表3所示:首先,LOANt不是GDPt變化的Granger原因的原假設被拒絕,說明LOANt-1和LOANt-2與GDPt的線性關系顯著,即間接融資的先期變動對中國經濟增長變化影響顯著;另一方面,GDPt不是LOANt變化的Granger原因的原假設也被拒絕,說明LOANt與GDPt之間形成了相互引導關系。其次,STOCKt不是GDPt變化的Granger原因的原假設被接受,說明STOCKt-1和STOCKt-2與GDPt的線性關系不顯著,即直接融資的先期變動不能顯著影響中國的經濟增長;另一方面,GDPt不是STOCKt變化的Granger原因的原假設被拒絕,說明雖然中國的經濟增長客觀上帶動了直接融資的發展,但STOCKt與GDPt之間尚未形成相互引導關系,直接融資對中國經濟增長的引致作用不足。

表3 格蘭杰因果檢驗結果

4. 脈沖響應函數分析

隨著金融運行的虛擬化程度的不斷提高,市場上的外生沖擊在金融加速機制作用下往往會對實體經濟造成嚴重影響,使經濟運行偏離長期的均衡路經。因此,分析金融資源配置對經濟增長的作用不僅要考慮其長期均衡趨勢,還應關注市場沖擊的波動效應及其恢復機制。在VAR模型中,脈沖響應函數描述的是隨機擾動項的一個標準差大小的沖擊對模型中內生變量的當期值和未來值產生的動態影響。令式(5)中的ε1t=0.01且式(6)中的ε2t=0,脈沖響應函數描述的是間接融資序列隨機擾動項的一個標準差大小的沖擊對經濟增長產生的動態影響,見圖1。脈沖響應圖1顯示,中國間接融資序列隨機擾動項的一個標準差大小的正向沖擊對經濟增長會產生顯著正向影響,但在3個預測期后,正向影響開始衰弱,間接融資的邊際產出開始下降。

圖1 LOANt對GDPt的脈沖響應曲線

令式(5)中的ε1t=0且式(6)中的ε2t=0.01,脈沖響應函數描述的是直接融資序列隨機擾動項的一個標準差大小的沖擊對經濟增長產生的動態影響,見圖2。脈沖響應圖2顯示,中國直接融資序列隨機擾動項的一個標準差大小的正向沖擊對經濟增長的初期影響微弱,但在3個預測期后,這種正向影響開始顯現并有所增強,這說明中國直接融資存在著較大的發展空間。

圖2 STOCKt對GDPt的脈沖響應曲線

四、 結論分析與政策啟示

1. 結論分析

本文利用經典假設下線性回歸模型進行的實證分析表明,中國金融資源配置對經濟增長的作用是在一定約束條件下實現的:首先,由計劃經濟向市場經濟的轉軌,釋放了社會生產力,使中國經濟步入了“干中學”的發展階段[11]。在這一階段,即使金融資源配置尚不能形成有利于技術進步的機制,但“干中學”中經驗積累的溢出效應客觀上帶動了全要素生產率的提升,從而促進了經濟增長。其次,國家采取了管制性金融約束政策,使金融資源低成本配置給國有經濟,從而促進了體制內產出的增長。盡管非國有經濟直接得到的金融資源有限,但通過國有經濟的“資金漏損”以及民間融資,非國有經濟獲得了必要的生產資金,從而促進了經濟的增長。第三,政府對銀行體系的隱性擔保,客觀上形成了對國有經濟的救助機制,由于銀行主導的融資模式更有利于實現金融統籌,這樣即使金融資源配置依賴于間接融資方式,國有銀行形成的呆賬壞賬也可以通過不良資產剝離和注資的方式解決,使金融風險隱性化。第四,國家通過對人民幣匯率的控制使中國產品在國際市場保持比較優勢,中國過剩的產能得以輸出。

本文利用時間序列VAR模型進行的實證分析表明,中國金融資源配置對經濟增長的作用體現為“量”的擴張而非“質”的提升,并且,隨著經濟增長約束條件的變化,中國“動員性”金融資源配置的邊際產出開始出現遞減趨勢。首先,金融資源“錯配”累積的矛盾日益突出,導致金融資源配置效率下降。長期以來,國有企業低成本地占據著大部分金融資源,但對經濟增長的貢獻并不顯著;另一方面,對經濟增長貢獻顯著的非國有經濟無法通過正規渠道獲得金融資源,只能依賴于高成本的民間融資及來自國企的“資金漏損”[12]。當高融資成本和低經營利潤并存時,金融資源配置的邊際產出必將下降。其次,國有銀行的股份制改造導致政府對國有經濟的擔保和救助作用減弱,金融風險面臨顯性化挑戰。長期以來,國有銀行充當著“第二財政”的作用,在國家的隱性擔保下,國有企業的呆賬壞賬通過資產剝離的方式核銷,并且,隨著地方財政權力的縮減,地方政府對銀行資金的依賴性增強。2010年,全國地方債務累計達10.7萬億元,其中80%是銀行債務。當國有銀行股份制改革逐步深入時,國有控股銀行必將更加注重商業化經營,擺脫政策性負擔,因此,國有企業和地方政府的不良債務面臨顯性化的局面。第三,人民幣升值壓力和國際金融危機沖擊導致金融資源配置的邊際產出下降。無論是人民幣升值產生的相對價格效應,還是國際金融危機產生的外部收入效應,都會對中國的出口產生巨大的沖擊,加之國內勞動力成本、融資成本、交易成本的居高不下,使中國企業尤其是外向型企業面臨嚴峻的生存環境。近年來,許多生產性資金流入到房市、股市以及高利貸市場便是例證。當勞動力成本的比較優勢和經驗積累的溢出效應逐漸喪失的時候,金融資源配置的邊際產出便會出現下降的趨勢。

2. 政策啟示

在金融資源配置過程中,由于市場這只“看不見的手”有時會失靈,所以需要政府這只“看得見的手”參與調節;由于政府這只“看得見的手”也會“顫抖”,所以政府調節不是萬能的,金融資源配置還應以市場化機制為基礎,政府的主要作用在于為金融資源配置創造良好的制度環境并加強監管。中國金融資源配置低效的原因關鍵在于中國金融約束的“租金”是由國有部門而非民間部門獲得的。由于國有企業目標的多重性,金融資源在國有企業手中難以按照利潤最大化原則配置,難以激勵經營創新和技術進步,由此導致了金融資源供求的結構性失衡和金融資源配置的價格雙軌。在實際存款利率為負、官方利率價格信號失真的情況下,很多社會資金流向了民間借貸體系、非銀行金融機構以及商業銀行的表外資產[13]。規模巨大的民間融資如同地下暗流,既難以被金融監管體系所涵蓋,也難以被宏觀調控政策所控制。因此,只有通過有效的制度安排,使中國金融約束的“租金”由國有部門轉移到非國有部門,才能激勵金融企業的創新和生產性企業全要素生產率的提高。2012年3月28日召開的國務院常務會議,批準實施《浙江省溫州市金融綜合改革試驗區總體方案》 ,重點提到引導民間金融從“地下”走向“地上”,構建與經濟社會發展相匹配的多元化金融體系,為全面金融改革探路。

從長期來看,只有為金融資源由動員性配置向市場化配置轉變創造良好的制度環境、市場條件和技術條件,才能最終實現金融資源配置效率的提高和中國經濟的可持續發展。就近期而言,中國金融資源配置應重點處理好兩方面問題:第一方面是要明確政府作用的領域及邊界,減輕政府配置金融資源形成的“擠出效應”。地方政府作為地區經濟和社會發展的代理人,存在著獲取金融資源的偏好。由于激勵地區經濟快速發展有利于提高地方官員的政績,所以地方政府有獲取和配置金融資源的主觀偏好;由于地方政府的財權和事權不對等,客觀上要求地方政府通過金融渠道獲得資金。因此,應通過明確地方政府的作用領域和邊界,使地方政府從競爭性領域退出,把主要精力投入到公共服務上,同時,中央政府對地方政府的考核由GDP增長轉移到服務和民生上,這樣才能真正減少地方政府對金融資源的擠占,實現金融資源的市場化配置。第二方面是要打破國有金融體系的壟斷地位,消除對國有企業和私營企業的“所有制偏好”,形成金融資源的有效供給。理論上,金融機構與其服務對象的業績正相關,但我國金融機構的業績卻相對獨立,金融業的高收益一方面是由于高額存在差和繁雜收費,另一方面也意味著業績不穩但對經濟增長貢獻顯著的中小企業難以得到貸款,也就不會形成不良貸款。因此,應加快國有金融機構產權多元化的改革,降低民營金融資本的進入門檻,鼓勵民營資本參股和組建金融機構,逐步形成多元、有序的市場競爭格局。同時,政策制定要兼顧到各級政府以及市場參與者的多元利益平衡,這樣相關措施才能真正得到落實。

參考文獻:

[1] Shaw E. Financial Deepening in Economic Development[M]. New York:Oxford University Press, 1973:327-330.

[2] McKinnon R. Money and Capital in Economic Development[M]. Washington, D.C.:Brooking Institution, 1973:167-171.

[3] Hellman E. Financial Restraint:Toward a New Paradigm[M]. New York:Oxford University Press, 1996:88-93.

[4] Demirgü-Kunt A, Levine R. Finance,Financial Sector Policies and Long-run Growth[D]. Washington, D.C.: World Bank, 2008.

[5] 魯曉東. 金融資源錯配阻礙了中國的經濟增長么? [J]. 金融研究, 2008(4):55-69.

[6] 劉小玄,周曉艷. 金融資源與實體經濟之間配置關系檢驗----兼論經濟結構失衡原因[J]. 金融研究, 2011(2):58-69.

[7] 姚先國,武鑫. 中國的金融制度轉型----基于經濟危機中的觀察[M]. 經濟學動態, 2010(11):54-59.

[8] 翁世淳. 論金融資源的非有效供給[J]. 廣東社會科學, 2009(6):69-74.

[9] 曹源芳. 中國信貸規模、結構、效率與經濟增長關系的經驗分析[J]. 上海金融, 2011(1):22-26.

[10] Levine R. Bank-based or Market-based Financial Systems:Which is Better?[J]. Journal of Financial Intermediation, 2002,11:398-411.

[11] 中國經濟增長與宏觀穩定課題組. 金融發展與經濟增長:從動員性擴張向市場配置的轉變[J]. 經濟研究, 2007(4):6-9.

[12] 盧峰,姚洋. 金融壓抑下的法制、金融發展與經濟增長[J]. 中國社會科學, 2004(1):45-46.

[13] 王愛儉. 加快推進金融改革是中國經濟可持續增長的關鍵[N]. 金融時報, 2012-03-12(9).