摘要：在對金融增長與金融發(fā)展涵義進行區(qū)分后，文章采用戈氏指標對我國金融發(fā)展進行了全面考察，并根據(jù)制度分析對其中的虛假成份進行了制度剔除，從而得到我國金融發(fā)展的真實水平。結果發(fā)現(xiàn)，改革以來在政府的強力干預下，對于我國金融發(fā)展我們一直存在著一種金融幻覺，而剔除其中的虛假成份也就等于打破了這種幻覺，從而有助于我們正確地認識我國金融發(fā)展的真實狀況。

關鍵詞：金融發(fā)展；金融增長；虛假成分

中圖分類號：F832.1 文獻標識碼：A 文章編號：1006-1428(2008)04-0021-07

一、問題的提出：中國金融發(fā)展中的異常態(tài)勢

對于金融發(fā)展及其在促進經(jīng)濟增長方面的重要作用，許多文獻都作了廣泛研究。這些研究在對20世紀60年代以來世界主要國家的經(jīng)濟貨幣化進程進行分析后得出一項基本結論：以貨幣化比率衡量的金融發(fā)展指標基本上反映了不同國家的經(jīng)濟發(fā)展水平，經(jīng)濟貨幣化與一國經(jīng)濟的發(fā)達程度呈現(xiàn)明顯的正相關關系。

改革開放以來，我國金融發(fā)展取得了長足進步；對于我國的經(jīng)濟貨幣化及在此基礎上的金融發(fā)展，易綱(1996b)、謝平(1996)、張軍(1997)、張杰(1998)、談儒勇(1999)、武志(2002)等許多學者均做了研究。一般情況下，通常以貨幣化比率(M2/GDP)來衡量一國的金融發(fā)展水平，但統(tǒng)計資料卻顯示1999年我國M2/GDP比值高達1.46，不僅遠高于巴西、阿根廷、印度等發(fā)展中國家，也高于泰國、新加坡、韓國等新興市場國家，甚至高于美國、日本、英國等發(fā)達國家(表1)。而李揚、何德旭(1998)對包括中國在內(nèi)的8個亞洲國家的貨幣化比率進行比較后也發(fā)現(xiàn)，1999年我國M0/GDP、M1/GDP比值均名列第一。經(jīng)濟發(fā)展水平尚處落后的中國在貨幣化比率指標上竟然絲毫不遜于經(jīng)濟發(fā)達國家，這不能不說是一種異常。

而且，既然以經(jīng)濟貨幣化指標衡量的金融發(fā)展水平與一國經(jīng)濟的發(fā)達程度呈現(xiàn)正相關關系，那么在理論上就應該可以運用一定的經(jīng)濟計量方法來分析我國經(jīng)濟貨幣化程度與經(jīng)濟發(fā)展水平間的這種相互關系；在此，我們采用標準的格蘭杰(Granger)因果關系檢驗方法。由于衡量金融發(fā)展水平時采用的是M2/GDP即經(jīng)濟貨幣化指標，因此，在衡量經(jīng)濟發(fā)展水平時必須采用與M2、GDP無關的指標，基于一國經(jīng)濟發(fā)展水平最終實際體現(xiàn)為居民消費水平的考慮，我們選取居民消費水平指標進行。從經(jīng)濟學常識與國外經(jīng)驗來看，居民消費水平與經(jīng)濟貨幣化指標間應該呈現(xiàn)出一定的因果關系，而實證檢驗結果(表2)卻清晰地表明，我國的經(jīng)濟貨幣化水平竟然與居民消費水平?jīng)]有呈現(xiàn)顯著因果關系。令人費解之余，更進一步佐證了以貨幣化比率衡量的中國金融發(fā)展水平呈現(xiàn)出某種異常態(tài)勢。

經(jīng)濟貨幣化水平的橫向國際比較以及我國經(jīng)濟貨幣化與居民消費水平間格蘭杰因果關系的實證分析均已表明，我國的經(jīng)濟貨幣化指標與經(jīng)濟發(fā)展水平并不相適應，以經(jīng)濟貨幣化指標衡量的我國金融發(fā)展水平呈現(xiàn)出某種異常態(tài)勢。毫無疑問，金融發(fā)展其本身就是一個充滿爭論的問題，而這些異常態(tài)勢的出現(xiàn)必將引導我們對我國金融發(fā)展及其測量進行更為深入的探討與研究。

二、中國金融發(fā)展歷程：制度分析視角

中國的經(jīng)濟轉軌是從計劃經(jīng)濟體制解體開始的，因此，原有的計劃經(jīng)濟是一切市場經(jīng)濟制度生長的初始條件，而中國金融發(fā)展則是以此為背景；因此，它是我們分析中國金融發(fā)展的一個邏輯起點。作為中國金融發(fā)展主要背景的漸進式經(jīng)濟轉軌，其實質(zhì)乃是一場復雜的制度演變與變遷，而金融制度作為一種制度安排，本身就是這場制度變遷中的一部分，因此，我們有必要將中國金融發(fā)展放到經(jīng)濟體制漸進轉軌這一特殊的歷史背景下進行考察。

概括地講，中央計劃經(jīng)濟向市場經(jīng)濟的過渡方式有兩種：一是激進式，一是漸進式。懷著對自由市場制度的信奉與推崇，蘇聯(lián)、東歐等國先后走上了主流經(jīng)濟學所倡導的“休克療法”式的激進改革道路；但是，與原蘇聯(lián)、東歐的改革道路所不同的是，中國經(jīng)濟體制的改革表現(xiàn)為一個漸進過程，并在實踐中取得了巨大成功。主流經(jīng)濟學倡導下的“休克療法”的失敗與中國漸進轉軌的成功形成了鮮明對比，既有的研究已經(jīng)表明，中國與蘇聯(lián)在道路選擇上的不同緣于其經(jīng)濟體制改革的初始條件存在巨大差異。但是，在強調(diào)初始條件的重要性時，卻似乎很少有人提及貨幣化水平差異這一重要條件，而這直接導致既有的研究無法將金融因素納入分析視野。世界銀行(1996)的權威統(tǒng)計表明，俄羅斯在1990年的貨幣化比率達到100％，而中國1978年僅為25％，在改革之前俄羅斯的經(jīng)濟就已經(jīng)貨幣化了，而中國卻恰恰相反。由于中國存在著一個巨大的貨幣化區(qū)間，伴隨著改革的推進經(jīng)濟中產(chǎn)生了巨大的貨幣化收益尤其是金融剩余(主要是居民儲蓄)，而同時國家也控制并支配著這些金融剩余，因此，將金融因素內(nèi)生化后的研究發(fā)現(xiàn)，貨幣化區(qū)間與國家的金融控制正好構成了中國改革相對于蘇聯(lián)、東歐的特殊初始條件，而正是基于這些條件，漸進轉軌才得以順利推行(張杰，1998)。因此，金融因素在中國漸進轉軌中發(fā)揮著特殊甚至是關鍵性的支持作用。

許多學者已經(jīng)對中國經(jīng)濟轉軌、金融支持及金融體制變遷進行了有益嘗試(張杰，1998；張興勝，2002)，在此，我們著重對其背后所透露出的經(jīng)濟轉軌、金融支持及金融發(fā)展間的關系進行考察。首先我們簡要回顧一下國有金融的制度變遷歷史。由于只是充當財政的出納會計而基本上不具備金融功能，作為中國金融制度變遷起始點的國有金融制度安排在漸進轉軌之前只是一種“被剔除了”的制度安排。但是，隨著經(jīng)濟體制改革的進行，國民收入結構從“集財于國”向“藏富于民”轉變，居民收入占國民收入比重逐漸增加并取代財政成為最大的儲蓄主體。金融資源的分散化意味著金融資源的相對價格上升，而這直接導致長期“被剔除了”的國有金融制度安排在體制改革后獲得了重新擴張的機會。在國有金融產(chǎn)權壟斷、一系列金融管制以及“擔保代替注資”等基礎上，國家通過國有銀行主導型的金融制度安排最終實現(xiàn)了對國有企業(yè)的貨幣性金融支持。但是，銀行信貸的債權性質(zhì)決定了伴隨著國有銀行將居民儲蓄向國有企業(yè)流轉出現(xiàn)的必然是國有企業(yè)資本金的下降與資產(chǎn)負債率的上升?！爸袊?jīng)濟的貨幣化程度(M2/GDP)在1991年為97％，政府已不能再無限依賴國有銀行借款，否則，過去13年的偉大經(jīng)濟成就就會面臨危險，東歐型的通貨膨脹就不能排除”(麥金農(nóng)，1993)。在國有金融制度變遷陷入困境(國有企業(yè)的融資困境)之際，由國家推動其進行制度變遷與創(chuàng)新(證券性金融支持)從而為國有企業(yè)提供持續(xù)融資乃是一種必然選擇。盡管誕生之初的中國證券市場其發(fā)展基本是由民間力量推動進行，而中央政府則由于謹慎政治原則采取了觀望態(tài)度；但是，當中央政府一旦確認了證券市場的潛力和能量(為國有企業(yè)提供證券性金融支持等)，便成為其發(fā)展的最主要因素，而政府主導型的強制性制度供給也代替了早期的誘致性制度變遷成為制度變遷與創(chuàng)新的最主要形式(胡繼之，1999)。

透過國有金融的制度變遷歷史，我們可以清晰地感受到漸進轉軌、金融支持、金融發(fā)展三者問的緊密聯(lián)系，而這在一定程度上也折射出中國金融發(fā)展的某種特殊性。顯然，金融剩余與金融控制對于中國漸進轉軌的貢獻不可估量，但是，由于可積累的收入已分配到了居民個人手中，他們有權選擇資產(chǎn)的形式，有權決定資金的投向；因此，儲蓄結構的迅速轉變促使國家改變其偏好函數(shù)并進而作出增加國有金融產(chǎn)權比重的努力。為此，國家致力于推動國有銀行體系的重建和擴張，這直觀地體現(xiàn)在銀行分支機構的廣泛設置上，其真正目的在于獲取日益分散的金融資源和金融剩余，以彌補隨改革而出現(xiàn)的財政能力的迅速下降從而支持經(jīng)濟轉軌的順利推行。結果，長期被剔除的金融制度安排在改革以后獲得了重新擴張的機會，并成為國家追求其效用最大化的主要途徑。從人民銀行脫離財政部門到中、農(nóng)、建、工四大國有銀行的陸續(xù)重建，在改革后的不太長時間內(nèi)國家便迅速組建起了一個擴張性的國有金融產(chǎn)權結構。但是，僅有一個擴張性的國有金融產(chǎn)權結構并不能保證居民儲蓄代替財政向國有企業(yè)進行順利流轉，因此，在國有金融產(chǎn)權結構基礎上國家還有意識地實行了一系列的金融管制。投資渠道的單一使得居民無法根據(jù)自身的風險、收益偏好選擇相應的金融工具，而只能被動地選擇銀行存款使貨幣流入國有金融體系，并由其以貸款形式向國有企業(yè)投放，至此國家通過金融制度最終實現(xiàn)了對國有企業(yè)的貨幣性金融支持。

顯然，國有金融的擴張本身乃是符合漸進轉軌的邏輯，而在此基礎上的金融控制雖然抑制了中國金融的市場化進程，但國家卻由此形成了對國有企業(yè)的強有力金融支持，從而支持著經(jīng)濟轉軌。但是，銀行信貸的債權性質(zhì)決定了伴隨著國有銀行將居民儲蓄向國有企業(yè)流轉出現(xiàn)的必然是國有企業(yè)資本金的下降與資產(chǎn)負債率的上升。國有企業(yè)資產(chǎn)負債率1979年為29.5％，1985年實行“撥改貸”后上升至40％，1990年為60％，1994年為75％，到1996年則高達80％。隨著國有企業(yè)資本金下降與資產(chǎn)負債率提高的問題逐漸出現(xiàn)并最終使國有企業(yè)不堪重負，此時，由國家推動對國有銀行主導的金融制度進行制度變遷與創(chuàng)新(證券性金融支持)從而為國有企業(yè)提供進一步融資成為了一種必然選擇。顯然，國有金融的擴張本身乃是符合漸進轉軌的邏輯，而國家推動其從貨幣性金融支持向證券性金融支持轉變同樣符合漸進轉軌的邏輯。如果將證券市場放到國有金融制度變遷這一廣闊背景下來考察，其只不過是國有金融在其制度變遷中所呈現(xiàn)出的“路徑依賴”罷了，因為無論是國有銀行的貨幣性金融支持，還是證券市場的證券性金融支持，其均是動員居民儲蓄以支持漸進轉軌，它們具有相同的內(nèi)涵。

三、中國金融發(fā)展的修正測量：金融增長≠金融發(fā)展

1．金融增長≠金融發(fā)展。

經(jīng)過幾代發(fā)展經(jīng)濟學家的努力，人們已廣泛認識到經(jīng)濟增長與經(jīng)濟發(fā)展之間的不同?！敖?jīng)濟學家一般用經(jīng)濟增長一詞指一國在一定時期中產(chǎn)品和勞務的實際產(chǎn)出的增長，或者更恰當?shù)卣f，人均實際產(chǎn)出的增長?！?jīng)濟發(fā)展是一個含義廣泛的詞。一些經(jīng)濟學家把它定義為增長伴隨著變化——經(jīng)濟結構的變化、社會結構的變化以及政治結構的變化”(小朱維卡斯，1979)。經(jīng)濟增長雖是發(fā)展的基礎，但并不必然帶來經(jīng)濟發(fā)展，沒有發(fā)展的增長是廣泛存在的。

金融增長和金融發(fā)展之間同樣存在這種關系。金融增長表現(xiàn)為金融資產(chǎn)規(guī)模與金融機構數(shù)量的擴張。金融發(fā)展不單指金融數(shù)量上的擴張，更主要的是指金融效率的提高，體現(xiàn)為金融對經(jīng)濟發(fā)展需要的滿足程度和貢獻作用。因此，金融增長并不必然意味著金融發(fā)展。金融單純數(shù)量上的增長，很可能是泡沫經(jīng)濟的結果。沒有發(fā)展的金融增長是很危險的。金融規(guī)模的粗放式擴張往往會造成資源浪費，導致通貨膨脹和債臺高筑，而又沒有產(chǎn)生出償還債務的手段，結果造成恐慌、危機和經(jīng)濟崩潰，如日本、韓國、智利等國家。1978年以來的中國，金融增長速度也很驚人。1978—1995年間，中國的貨幣存量(M2)平均增速達25.2％，而同期GDP增長速度平均為9.65％。貨幣化也達到很高的水平，如1995年為105％，而同期美國的水平為59％，英國為104％，日本為114％，德國為70％，印尼為40％，韓國為M％，馬來西亞為89％，泰國為79％。然而，這其中主要體現(xiàn)為量的擴張，而質(zhì)的進步卻較少。

對金融增長與金融發(fā)展不加區(qū)別，也使人們對金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中的作用產(chǎn)生了懷疑。東南亞金融危機發(fā)生后，不少文獻認為，亞洲的金融發(fā)展過快是導致金融危機的主要因素之一，因而在政策上主張“金融約束”。東南亞金融危機的原因，主要是金融增長過快，而且是一種不講質(zhì)量的增長。假若將東南亞和中國銀行體系中20％以上的不良資產(chǎn)剔除后，再計算金融相關比率，其“金融發(fā)展”就不會有現(xiàn)在那么高了。國內(nèi)也有學者認識到東南亞國家金融發(fā)展的現(xiàn)實效應與主流理論的不符，并就此提出“金融可持續(xù)發(fā)展”概念?！八^金融可持續(xù)發(fā)展，就是在遵循金融發(fā)展的內(nèi)在客觀規(guī)律的前提下，建立和健全金融體制，發(fā)展和完善金融機制，……從而達到經(jīng)濟和金融在長期內(nèi)的有效運行和穩(wěn)健發(fā)展”。這里將金融發(fā)展的手段與金融發(fā)展的目標混同了。其實，發(fā)展經(jīng)濟學中的“發(fā)展”從來指的都是“持續(xù)”的意思，金融發(fā)展本身就是指持續(xù)發(fā)展，沒有必要再創(chuàng)造一個新概念來與金融發(fā)展相區(qū)別。東南亞的例證實際上只是一種金融增長，而非金融發(fā)展。

由此可見，金融發(fā)展是有益的，金融增長卻未必如此。那么，如何判別一國的金融是在“發(fā)展”還是“增長”，就具有關鍵意義。定性的區(qū)別是顯而易見的，難點必須要從量上將二者區(qū)別開來。這涉及到對傳統(tǒng)衡量金融發(fā)展指標的揚棄。傳統(tǒng)上，衡量金融發(fā)展程度最權威的指標是金融相關比率(FIR)和廣義貨幣比率?，F(xiàn)在看來，這兩個指標都不盡科學，會夸大金融發(fā)展程度。問題出在分子上。廣義貨幣比率指標的分子是M2，取決于中央銀行的貨幣發(fā)行和銀行存款。這樣，在政府債券市場不發(fā)達的情況下，財政赤字直接通過銀行融資，廣義貨幣也擴大了。極端投機性的國際短期資本存款也在廣義貨幣統(tǒng)計之列。FIR的分子是金融資產(chǎn)，金融資產(chǎn)包括了廣義貨幣，因而廣義貨幣比率指標的缺點它同樣具有。還有，金融機構的大量不良資產(chǎn)也被計入金融資產(chǎn)總量之中。戈德史密斯(1969)在《金融結構與金融發(fā)展》一書中已經(jīng)注意到金融發(fā)展不能單純用規(guī)模來衡量，他在強調(diào)金融相關比率指標的統(tǒng)率作用之后，還提出了若干衡量金融結構的指標，如：主要類型的金融工具在金融工具總額中所占的份額；金融機構發(fā)行的金融工具相對非金融機構發(fā)行的金融工具比率，用來衡量金融機構化程度；同類金融機構資產(chǎn)之和與全部金融機構總資產(chǎn)的比率，用以衡量金融機構的集中程度；非金融部門的內(nèi)部融資與外部融資的相對規(guī)模；各經(jīng)濟部門和子部門在金融資產(chǎn)中所占的份額，以及在各類金融工具中所占的份額。這些指標名為衡量金融結構，而根據(jù)戈德史密斯的定義一一金融發(fā)展就是“金融結構的變化”，顯然，它們也是更準確地衡量金融發(fā)展的指標。

但是，由于各國的經(jīng)濟制度的不同，衡量各國金融發(fā)展的指標應該存在差異。黃金老(2001)選取了貨幣化程度、FIR、金融機構數(shù)量與多樣化程度、金融工具結構、信貸非政府化比率以及存款貨幣銀行對中央銀行資金依賴比率等6個指標來說明中國20年來的金融發(fā)展。從而發(fā)現(xiàn)20年來“金融業(yè)的大發(fā)展”主要體現(xiàn)為量的擴張，而非質(zhì)的進步；或者說金融增長的色彩強一些，金融發(fā)展的因素弱一些。盡管采取多指標方式有助于我們從不同角度得出金融增長與金融發(fā)展存在著明顯差異這一正確結論，但是，我們并不能準確甚至粗略地刻畫出其中金融增長與金融發(fā)展的具體量度以及體現(xiàn)二者差異的金融發(fā)展虛假成份，這不能不說是一種遺憾。而要達到這一目標，也許采取同一個指標——哪怕是一個正如上面所認為的自身存在缺陷的測量指標，并在此基礎上對其中的虛假成份進行剔除——如果不是一種最優(yōu)選擇的話，也應該是一種適宜的次優(yōu)選擇。

2．戈氏測量指標。

對于金融發(fā)展，我們通常采用的測量指標為麥金農(nóng)指標(簡稱麥氏指標；即M2/GDP)，表示經(jīng)濟的貨幣化程度。但是，另外一種指標卻不為我們所重視：戈德史密斯指標(簡稱戈氏指標，即FIR)，表示金融與經(jīng)濟的相關程度。

戈氏指標的完整表達式為：FIR=(M2+L+S)/(GDP)

其中，L為各類貸款(包括向政府提供的貸款)；

S為有價證券(包括政府債券、企業(yè)債券、金融債券、保險費以及股票市值等)；

顯然，戈氏指標與麥氏指標的區(qū)別在于，前者的分子中增加了兩個金融變量L和S。與麥氏指標只注重金融負債，戈氏指標同時考慮了金融負債與金融資產(chǎn)，因此，戈氏指標更全面地反映了一國的金融發(fā)展水平，而這正是我們所需要的。表3列出了以戈氏指標進行測量的中國金融發(fā)展。從總量上看，中國的FIR已經(jīng)較高，2000年達到3.40，相比之下，雖低于日本等經(jīng)濟發(fā)達國家；但卻接近或高于經(jīng)濟發(fā)展處于近似水平的國家或地區(qū)，如韓國、巴西、印度等。而且，從結構上看，在中國的FIR中，主要是M2和L這兩項，在2000年其高達2.62。

體制改革以來，為支持經(jīng)濟轉軌，中國金融發(fā)展主要表現(xiàn)為國有銀行金融資產(chǎn)的單方面擴張，在此過程中通過金融管制配合從而使居民的金融剩余以儲蓄存款的形式流入銀行；而當國有銀行對國有企業(yè)的這種貨幣性金融支持難以維持之際，又通過證券市場的控制(國有企業(yè)的優(yōu)先入市以及股權結構的割裂等)來獲得證券性金融支持，從而對持漸進轉軌提供持續(xù)支持。因此，中國金融發(fā)展在很大程度上乃是金融資產(chǎn)總量在原有金融結構與制度框架內(nèi)的一種簡單擴張。顯然，我們并不能認為，在國家政策導向下國有銀行對國有企業(yè)發(fā)放的貸款越多則意味著我國的金融發(fā)展水平越高；同樣，我們不能認為，在一系列的金融管制下，投資渠道的單一使得居民無法根據(jù)自身的風險收益偏好選擇相應的金融工具，而只能被動地選擇讓貨幣流入國有金融體系所形成的居民儲蓄完全視為一種金融發(fā)展；此外，我們也不能認為，在國家對證券市場控制的前提下，股權結構的割裂必然導致流通股的股價畸高，而在此基礎上計算的全部市值能夠準確反映我國的金融發(fā)展水平。因此，為了更準確地對我國金融發(fā)展進行測量并保留其中的真實成份，我們準備對FIR進行分解考察并在此基礎上剔除其中的虛假成份。在此，我們用上標“r”、“n”、“f”分別表示金融增長中的真實、名義及虛假成份。顯然，有下式成立：

FIR^r=FIRⁿ-FIR^f；FIRⁿ=M^r₂+Lⁿ+Sⁿ；FIR^f=M^f₂+L^F+S^F

債券包括國債、金融債、企業(yè)債和國家投資債券。

資料來源：《中國證券期貨統(tǒng)計年鑒》、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國人民銀行統(tǒng)計季報》。

3．虛假成份剔除與修正后測量。

(1)M^f₂。中國Mⁿ₂的超常上升，除了改革之前貨幣化程度較低而改革后國民收入結構從集財于國向藏富于民轉變等原因外，還有其深刻的制度性因素，其中最值得關注的是居民儲蓄存款相關比率。從相關數(shù)據(jù)我們可以看出，我國居民儲蓄相關比率自1978年以來持續(xù)上升，1978年僅為5.81％，到2000年卻已達到71.96％；因此，可以說中國的高貨幣化比率(M2/GDP)在很大程度上乃是由居民儲蓄的高相關率所引起。仿照金融相關比率，我們將居民儲蓄與GDP的比率定義為居民儲蓄相關比率(Sav/GDP)；出于簡便考慮，假設Mⁿ₂中的其它項目均為正常，則我們只要剔除居民儲蓄相關比率中的虛假成份即可。此外，為了比較，我們將居民儲蓄相關比率與貨幣化比率的比值定義為居民儲蓄相對比率(Sav/M2)。在此，我們對Sav/GDP、Sav/M2進行考察后發(fā)現(xiàn)，居民儲蓄相對比率在1986、1987、1988三年徘徊不前，分別為33.31％、36.90％、37.85％，而1989年卻出現(xiàn)跳躍性上升，達到43.49％；而且，根據(jù)張杰(1998)的研究，盡管國家控制金融的成本從1992年開始才超過其收益，但從國家控制金融的收益成本指數(shù)的變化趨勢進行考察，因此應該將“折點時限”劃在1988年。據(jù)此，我們假設在1988年這一時點上居民儲蓄相關比率處于25.60％的水平時沒有什么虛假成份，并假定其為正常水平；則可以以1988年為基數(shù)，對以后年度的M^f₂進行粗略估算。

(2)L^f。赫爾曼、穆爾多克與斯蒂格利茨(1997)的一項研究認為，對于發(fā)展中國家的經(jīng)濟而言，由政府出面維持一種壟斷性的制度框架將比競爭性的制度框架更有利于吸收儲蓄。而既有的研究已經(jīng)表明，國家通過國有銀行主導型的制度安排完成儲蓄動員，從而實現(xiàn)對國有企業(yè)的貨幣性金融支持。顯然，在國有銀行主導型的制度框架下，由于存在著國家隱性擔保，對于國有銀行而言，居民儲蓄實際上蛻變?yōu)橐环N免費資本，以租金形式對經(jīng)濟轉軌進行金融補貼。因此，隨著改革而出現(xiàn)的財政收入的迅速下降，國家對國有經(jīng)濟的融資義務轉移給了國有金融，尤其在1985年實行“撥改貸”以后，出現(xiàn)了大量自有資本比例極少甚至無本經(jīng)營的國有企業(yè)，國有銀行的這些信貸在很大程度上乃是用于填補其自有資本的不足，顯然，這部分貸款與“撥改貸”之前的國家撥款具有相同本質(zhì)。在此情況下，由這部分信貸所表現(xiàn)出的金融發(fā)展具有明顯的虛假成份。因此，我們選擇1985年實行“撥改貸”作為轉折點，以1984年國有企業(yè)貸款的相關比率(Lge/GDP)52.21％為假定的標準比率，從而可以計算出以后年度If的估算值。

(3)S^f。我們已經(jīng)知道，國有企業(yè)的優(yōu)先入市以及國有股權的割裂是國家獲取證券性金融支持的一個重要組成部分。盡管國家可以對進入證券市場的國有企業(yè)進行專屬保護(patent protection)，但股票的發(fā)行意味企業(yè)所有權的出售及企業(yè)控制權的喪失，而這不僅涉及經(jīng)濟利益，更涉及政治利益。但是，通過股權結構割裂這一制度安排卻可以巧妙地回避這一問題，外部投資者即使將流通股全部買斷，也無法取得國有企業(yè)的控股權；因此，國家既獲得通過證券市場為國有企業(yè)提供融資的收益，又防止了自己對企業(yè)控制權的失落。但是，隨之而來的問題卻是，股權結構的割裂必然導致流通部分的股價畸高，而在此基礎上計算的全部市值并不能準確反映我們的金融發(fā)展。事實上，沸沸揚揚的國有股減持鬧劇已經(jīng)證明，未流通股票的解凍必將使現(xiàn)行的股票價格大幅下跌，從而使總市值嚴重縮水；這從另一側面也說明，在大量國有、法人股不能流通的條件下所計算出的總市值并不準確，在此基礎上考察的金融發(fā)展存在著相當大的虛假成份。既然我們認定未流通股票的市值并不能反應金融發(fā)展，則我們可以從總市值中剔除未流通部分的市值(總市值Sex未流通比率α)從而對S^f進行估算。

3．修正后的測量。

由表4中國金融發(fā)展修正后的測量可以看出，中國金融增長的虛假成份從1985年以來逐步增加，到2000年高達1.08。剔除FIRf后的金融發(fā)展真實水平并不算高，2000年僅為2.32，與發(fā)達國家存在較大的差距。這說明改革以來，在政府的強力干預下，對于中國金融發(fā)展我們一直存在著一種金融幻覺，而剔除其中的虛假成份也就等于打破了這種幻覺，從而有助于我們正確地認識中國金融發(fā)展的真實狀況。

四、簡短結論與政策建議

在本文中，我們對我國金融發(fā)展進行了虛假剔除與修正測量。一般以麥氏指標(貨幣化比率)來測量一國的金融發(fā)展，但是，中國的經(jīng)濟貨幣化卻呈現(xiàn)出某種異常態(tài)勢；通過將金融因素內(nèi)生化從而將其納入經(jīng)濟轉軌分析視野，并在此基礎上對我國金融發(fā)展進行制度分析，發(fā)現(xiàn)我國經(jīng)濟轉軌、金融支持與金融發(fā)展存在著密切關系。由于麥氏指標只注重金融負債，而戈氏指標則同時考慮了金融負債與金融資產(chǎn)，因此，戈氏指標能夠更全面地反映一國的金融發(fā)展水平。隨后，文章采用戈氏指標對我國金融發(fā)展進行了全面考察，并根據(jù)制度分析對其中的虛假成份進行了制度剔除，從而得到我國金融發(fā)展的真實水平。我們發(fā)現(xiàn)，改革以來在政府的強力干預下，對于我國金融發(fā)展我們一直存在著一種金融幻覺，而剔除其中的虛假成份也就等于打破了這種幻覺，從而有助于我們正確地認識我國金融發(fā)展的真實狀況。

長期以來，我們一直通過規(guī)模擴張的金融增長來促進經(jīng)濟增長以支持經(jīng)濟轉軌，但從文章的分析來看，金融發(fā)展具有數(shù)量與質(zhì)量之區(qū)別，因此，在新時期我們應該樹立科學發(fā)展觀，摒棄過去單純通過金融擴張手段來實現(xiàn)金融增長規(guī)模的做法，而應更多地注重金融發(fā)展的內(nèi)在質(zhì)量。顯然，從更嚴格的意義上講，經(jīng)濟體制改革給中國金融格局帶來的乃是一種金融增長，是金融總量在原有結構和制度框架上的簡單擴張；因此，進一步金融體制改革的著眼點在于觸動支撐金融數(shù)量擴張的原有金融制度框架，使金融發(fā)展建立在一個嶄新的金融制度結構之上。但是，既有的研究已經(jīng)表明，經(jīng)濟轉軌需要我們對其進行金融支持，而這又必然導致我們的金融發(fā)展更多地只是一種量的擴張，而質(zhì)的提高卻較少。這意味著，支持經(jīng)濟轉軌與金融發(fā)展的質(zhì)的提高在一定程度上乃是一種兩難選擇，因此，我們的金融發(fā)展如何在兩者之間尋求一種平衡乃是一適當?shù)恼哌x擇，而由此可見，我們的金融改革還任重道遠。

(責任編輯：周智立)