简体金融抑制经济为什么能够持续高速增长.doc

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导言在前面的几章中，我们一直提到了中国的金融抑制，但都没有比较全面地展示中国金融抑制的具体表现。当然，相对于改革开放前，中国金融是发展了，但是，发展必须采取与经济发展的阶段和规模相一致的比较的观点来看待，那么，这就引出了这样的一个问题，中国金融随着中国的经济发展真的发展了吗？发展的程度怎样？表现在那些方面？金融抑制理论是由Ronald McKinnon（1973）和Edward Shaw（1973）提出来的。他们同时构造了自己的经济发展模型，在模型中，他们描述了金融抑制，如设定利率上限、高额的储备金要求、定向信贷配给和对金融中介机构的歧视性税收等对经济增长的影响。他们两个人都同时放弃了凯恩斯、凯恩斯主义和结构主义的金融理论，认为这些理论的关键假设并不适合发展中国家，因此，由他们的理论衍生出的政策建议是，发展中国家应该实行金融自由化，而他们的经验证据来自于50年代早期的台湾和60年代中期的韩国。McKinnon的一个最重要的观点是，发展中国家所有的经济单位都局限于内源融资，它们在进行一项投资前，必须进行较大规模的积累和储蓄（这也意味着投资具有不可分割性），因此，货币和资本是互补的，而不像在新古典经济学里，货币和资本是替代的，随着货币量的增加，投资也增加，这就是货币的“导管”效应（Ronald McKinnon，1973）。Shaw强调了债务中介的观点，在Shaw的模型中，提高金融资源配置效率的金融中介是不同人均收入水平的一个重要的决定因素，Raymond Goldsmith（1969）以大量的具体资料证实了这种关系。Shaw认为，在欠发达国家，货币量是由私人部门所获得的信贷量决定的。经济活动中的货币存量越大，通过银行体系起作用的金融中介的活动则越强。McKinnon的互补性假说强调了通过内源融资进行投资的储蓄的重要性，存款利率的上升提高了存款积累的报酬和内源融资的总量，从而刺激了对资本的需求；Shaw 的债务中介的观点主要关注使金融机构可贷资金量扩张的存款积累上，更高的存款利率鼓励了资金向银行的流动，因而提高了信贷量，结果刺激了通过外部融资的投资。尽管McKinnon和Shaw分别强调了金融资产和债务积累的不同方面，但很明显，他们的理论是互补的而不是竞争的。这两种方式相互补充因为对于大多数项目而言，它们部分使用自己的资金，部分通过借贷（Molho，1968，P102，P111）。McKinnon和Shaw关于金融抑制的思想后来一些经济学家模型化，主要的代表人物是Basant Kapur（1974）和 Donald Mathieson（1980），他们研究的结果基本支持了McKinnon和Shaw的金融抑制假说，这些模型（包括其它的人如Fry，Vicente Gabis等）的一个共同的特点是最大化经济增长率的储蓄利率是竞争性的自由市场的均衡利率。对模型的动态扩展同时也得出了一些其它的结论，比如，当一个经济受到金融抑制时，利率政策作为一种稳定经济的工具具有良好的效果（Fry，1995）。金融抑制的理论在80年代早期受到了以Edward Buffie（1984），Lance Taylor（1983）和Sweder vanWijnbergen（1982，1983）新结构主义经济学家的批评，他们利用加成定价框架，结合成本推进通货膨胀模型和凯恩斯主义调解机制，得出了金融发展和金融自由化会产生与McKinnon和Shaw模型相反的结论。在新结构主义模型中，名义利率由非正规金融市场决定（这很显然符合发展中国家的情况），然后调整到等于货币信贷市场供给与需求相等的水平；而与此同时，收入调整到产品市场上供给与需求相等的水平。Stiglitz 和 Weiss（1981）也不同意金融自由化的观点，他们认为McKinnon和Shaw忽略了金融市场的内生约束 内生约束与外生约束相对应。外生约束指法律制度约束，如利率管制和政府的信用分配等。内生约束指金融市场的贷款者甄别不同借款人的风险特征需要耗费的成本，尤其是信息成本，由于内生约束，即使银行业已经自由化，也不能保证资本配置的效率有多大的提高。在自由化的竞争性的市场中，内生约束是提高信贷配置效率的一个重要障碍。根据他们的分析银行信贷的回报率并不是贷款利率的单调递增函数，因为存在着逆向选择效应和道德风险效应。当信贷市场存在这两种效应时，利率就失去了作为资源配置的价格信号的作用，银行也无法简单的通过利率来对借款者进行筛选。1994年，Stiglitz（1994） 老调重谈，他的争论主要集中在金融市场的失灵上，认为，政府的干预不仅能够使它运行的更好，而且能够提高整个经济的绩效。到目前为止，研究的结果基本上得出了一条中间路线，一方面必须渐进地实行金融自由化，另一方面基于金融市场的内在约束，政府的监管也不可避免。二、金融演化：发展还是抑制？要理解中国的金融，首先必须理解中国的财政。中国金融的发展演变本质上是基于政府的财政需要的。在计划经济体制下，政府也是一个经济理性人，它的目标收益必须是最大化自己的财政收入，只有在拥有足够的可支配的财政收入后，政府才能有效地实行对经济社会的控制。在传统的计划经济体制下，中国的财政自然而然地成为社会经济资源配置的核心。整个社会是一个大工厂，国家财政便是财务部，社会生产的各个环节都由财政计划加以控制。财政职能延伸到社会各类财务职能之中，包揽了生产、投资、乃至职工的消费，覆盖了政府、企业、家庭在内的几乎所有的部门职能。财政形成了一个大而宽的支出格局。这主要表现在经济建设支出浩大，财政成为社会投资的主体。在整个社会投资中，经济建设支出占财政支出的60以上，重要的支出项目主要包括基本建设拨款和流动资金支出。基本建设拨款（相当于企业的长期投资）占3040左右，主要由财政划拨，流动资金分为定额流动资金和非定额流动资金。定额流动资金与基本建设一样，由财政无偿拨付；非定额流动资金几经变革，主要由银行供应。除此之外，财政还包揽了社会各项事业，投资兴建包括科技、教育、文化、卫生等社会基础事业体系，承担了国有企业职工“从摇篮到坟墓”的社会保障体系。这一切成为中国财政的沉重负担。十年文化大革命（19661976）之后，经济生产处于停滞状态，经济负增长1.6，财政赤字29.62亿，财政基本上已经没有能力支撑如此庞大的经济支出。这可能也是中国进行改革开放的政治经济学原因 当时的中国是一个封闭的经济，不能获得国际上的信贷援助；居民的收入低，也没有足够的储蓄，财政无法通过银行进行透支（当时也不存在中央银行）。农村改革的进行，对中国金融可能具有非常重要的意义。年产承包制实行后，农民的收入大幅度增长。由于金融体系的落后，农村地区普遍缺乏方便就近的银行网点，再加上交通极为不便，储蓄交易的成本很高，大量现金保留在农民手中，在体外循环，这一过程可能一直持续到了现在，体外现金循环在最高的年份达到当年新增金融资产的36（见表1）。在19812000年中，平均每年居民新增金融资产中手持现金比例达到16.8，是股票的5倍，企业债券的8.6倍，政府债券的1.72倍，保险的6.79倍（见图1）。在80年代中期之前，由于根本没有可表1：中国居民新增金融资产结构 单位：年份储蓄存款股票企业债券政府债券保险手持现金总和198158.34 22.8618.8100198266.0119.0714.92100198365.5512.5521.9100198456.077.436.53100198564.759.620.7824.85100198664.62 8.795.861.3719.36100198772.140.860.228.422.1919.17100198847.731.611.8510.773.0235.02100198974.810.361.711.462.519.16100199080.270.182.052.052.4413.01100199172.240.174.625.782.6714.52100199258.341.1611.325.162.5421.48100199365.523.73-0.374.912.9919.49100199479.440.540.574.980.7313.74100199587.810.260.016.860.025.04100199677.472.781.69.871.167.12100199767.067.68-4.3316.232.4310.93100199874.266.140.2711.071.446.82100199959.617.170.6912.544.6915.3100200060.8114.050.317.088.69.14100平均67.63.331.959.722.4716.8100注：1994年以后的企业债券项目中包括金融债券及其它金融投资项。资料来源：中国金融年鉴1995；中国证券市场统计年鉴1995；中国统计年鉴1993，1996；中国人民银行统计季报、中国人民银行年报各期。以替代的金融资产，现金的构成比例更高。这样意味着一个庞大的货币市场的存在，而且这个货币市场只要存在合适的条件，也可以转变成为一个资本市场。大量的手持现金和高储蓄资产的存在，不是因为金融发展的结果，而是金融发展与经济发展不同步而出现的金融抑制的结果。 庞大的现金市场也意味着庞大的市场需求，在当时中国的历史条件下，这种需求主要针对基本生活资料，因此才诱发了乡镇企业和个体私营经济的出现（郭为，2003）。非国有企业的出现，成长和发展需要一个能够为它们提供金融支撑的市场和机构。很显然，当时的财政体制和结构从根本上不具备这种功能，而且它们的主要职责是服务于国有企业。不仅正规金融从财政体制母体内产生出来还需要一段时间，而且非正规金融也处在萌芽的状态。 1979年，国家计委、财政部、和建设银行联合向国务院提出报告，建议试行基本建设拨款改由建设银行贷款的办法，同年8月，国务院以国发【1979】214号文件正式批转各地、各部门试行，1985年正式全面推行“拨改贷” 拨改贷在1979年初由国家计委、财政部和建设银行联合向国务院提出，同年8月试点运行，1984年9月，国务院发布关于改革建筑业和基本建设管理体制若干问题的暂行规定，要求国家投资的建设项目都要按照资金有偿使用的原则，改财政拨款为银行贷款，1985年，拨改贷全面推行。1985年12月，国家计委、财政部和中国人民银行建设银行又联合发出关于调整国家预算内基本建设拨款改为贷款范围等问题的若干决定，决定从1986年起，国家预算内直接安排的基本建设投资分别为拨款投资和“拨改贷”投资两部分。对科研、各级各类学校、医院及行政事业单位等没有收入，无偿还能力的十类项目回复预算拨款。“拨改贷”的实行可以说正是启动了中国金融市场，主要是银行市场的出现和演变的开端（具体内容详见第五章）。伴随银行业的发展，1988年，中国政府放开了国债市场，1990年12月上海证券交易所和深圳证券交易所先后挂牌营运，1991年国债发行走向市场化。中国金融市场格局开始形成。在1985年正式全面推行“拨改贷”之前，中国政府对国有企业完成了“利改税” 利改税分两步进行，分别在1983年和1984年。在实行利改税之前，中央政府先期在19801982年就进行了一定范围的税制改革。具体内容参见中国财政50（项怀诚，1999）的实施。“利改税”可以说是“拨改贷”的基础，只有当企业以税收形式上缴国家，拨改贷才具有真正的合理性和合法性意义。到1994年，分税制完全确立，增值税成为流转税的主体，同时，彻底禁止财政向中央银行透支，财政赤字只能以国债发行。中国的金融才完全从财政中脱离出来，成为一个独立的主体。因此，我们可以说，中国的金融抑制在19781994年期间属于一种财政抑制。在1994年之后，则属于一种结构抑制，整个金融抑制的结果是在庞大的现金市场中出现了非正规金融。总的说来，中国缺乏成熟的有组织的金融，政府在替代金融的过程中也不具有充分性，这样导致的结果是金融市场不仅在地域上（尤其是非正规金融）而且在服务上（特别是银行商业化改革之前）是一个分割的市场。对于非国有企业或个人来说，融资必然受到限制（我们暂时排除金融的歧视性政策），这样阻止了单个企业进行体现最佳生产技术的连续投资，从而使得市场上实质资本的收益率分布是离散的，企业以不同的效率使用各自积累的货币资本以及其土地和劳动。而另一方面，国有企业的融资受到较少的约束，能够以低于市场出清水平的利率获得信贷，导致企业以资本替代劳动，资本产出比率不断提高，资本的边际效率下降很快（张军，2002）。因此即使在国有企业和非国有企业之间实质资本的收益率也成离散分布。什么是金融发展？金融发展的标准是什么？金融发展的标准是各种金融资源的配置能够使国内企业家控制的、现有及追加投资的极大离散的社会收益率趋向收敛。各个单独的金融指标虽然能够在一定程度上反映金融发展的情况，但对每一个指标都必须结合该国当时的具体情况进行具体分析。表2列出了反映金融发展的一些基本指标。正如我们前面指出的一样，在1994年以前，金融并不能表2：金融深化指标 单位：年份财政向央行借款对财政赤字比率自筹资金比率资本外逃额*外资对固定资产投资金融相关比率通货膨胀税对GDP比率199065.4122.76.382.32.819911126460.35.789.5319926762.5163.45.895.46199311665.572.57.3100.712.6199418.364.7174.49.9100.420.91995065.3249.811.2103.915.8199606696.411.8110.98.41997067.7364.710.6121.93.11998067.4386.49.1128.6-11999067.79303.96.7143.3-1.9注：*单位为亿美元。资料来源：中国统计年鉴各年，中国统计出版社。中国金融年鉴各年，中国金融出版社。李庆云、田晓霞（2000）：中国资本外逃规模的重新估算：19821999。算是独立的，因为财政可以随意向中央银行借款或者透支，金融不能独立，那么，它的一些指标就不能真实地反映金融发展水平；在固定资产投资资金中，企业的自筹资金比率总体上呈现不断上升的趋势，这说明中国金融中介市场受到相当程度的抑制，金融机构不能有效地媒介储蓄向投资的转化，金融的中介技术和配置技术在资源配置的过程中地位相当薄弱；资本外逃 资本外逃衡量反映一个国家金融体系潜在危机的一个重要指标。广义的资本外逃指生产资源由不发达国家流向发达国家；狭义的资本外逃指为了规避风险获因当局管制而出现的非正常资本外流。额是一个反映金融发展的比较好的指标，从表中，我们可以发现，90年代以来，资本外逃的额度越来越高，资本外逃的原因主要来自几个方面（李扬，1998）：在金融抑制的环境下，中国居民和企业的反向国民待遇；中国的银行业积累了大量的不良资产，同时又不存在存款保险制度；金融市场不发达，金融工具少，居民和企业无法通过套期保值的方法来规避风险；同时，在市场化进程中，对私人财产的保障不健全；外资对固定资产投资的比率应该一分为二地看待：在一个金融开放，市场比较成熟的国家，如果该国的储蓄率很低，那么对外资高额利用，可以说是金融发展的标志；但是，在中国，储蓄率非常高，进入90年代后期以来，储蓄剩余达到23万亿人民币，但是，对外资的利用，尤其是FDI的利用仍然在不断上升，这可能反映的不是金融与经济发展的同步，而是对金融的抑制，这种抑制导致了金融资源配置的无效获浪费，因而通过外资进行替代（具体分析见第五章）；金融相关比率采用的是M2对GDP的比率，在M2中的一个最重要的组成部分是居民储蓄存款，改革开放以来，中国居民的高储蓄率来自于两个方面的因素：一个是在经济不断市场化的过程中，货币化 经济货币化包括三个方面：1、通过货币媒介的商品交易量占国民生产总值的比重；2、收入分配中货币分配所占的比重；3、居民金融资产占国民生产总值的比重。的程度不断提高；2、货币化程度不断提高的同时，消费信贷受到抑制，使居民不能跨期平滑自己的消费效用。总的来说，消费信贷抑制、以及住房、医疗、养老、教育和保险等滞后，使得货币与资本形成了互补的关系，居民必须不断储蓄，逐渐积累才能一次性地完成对耐用消费品的“投资”，因此，表中所反映的金融相关比率的快速提高，不但不能说明金融发展，相反，它是金融抑制的表现。通货膨胀税对GDP比率的下降，一方面是94年财政赤字无法货币化，另一方面是90年后期以来，国内需求不足所导致的通货紧缩的结果。表3：金融中介指标 单位： 亿元年份商业银行比全部银信贷私人信贷比总信贷国有银行资产比全部资产不良贷款总额不良贷款对GDP比率资产回报率存贷利差199095.119.695.717409.40.90199196.219.894.918628.60.91.1199296.820.994.5300011.30.71.1199397.82194650018.80.40.2199498.215.592.9700015.10.30.2199598.615.491.4800013.90.31.1199698.84.8*89.91100016.20.32.6199799.85.1*90.31400018.80.23199899.95.1*89.81700021.70.12.6199999.988.92000024.40.23.6注：*表示不含城市集体、乡镇企业贷款；*不含城市集体企业贷款。表示估算值，单位：亿人民币；存贷利差指一年期流动资金贷款利率与一年期定期存款利率。资料来源：中国统计年鉴各年，中国统计出版社。中国金融年鉴各年，中国金融出版社。张杰：中国金融制度的结构与变迁P7071，P122。拉迪：中国未完成的经济改革P53-61。该数据部分转引自彭兴韵：金融发展的路径倚赖与金融自由化P35-36。 我们接着考察金融中介的一些指标（见表3）。结合商业银行贷款对全部银行信贷和国有银行资产对全部银行资产两个指标，我们可以发现，银行的国有产权份额在下降，但仍然在市场中居于很高的地位，这无疑会形成对非国有企业的信贷抑制；从90年代以来，不良贷款对GDP的比率逐渐增加，到99年，达到24.4，与该指标相对应的是，金融机构的资产回报率逐年下降，而存贷利差却在逐年上升。政府通过管制利率，扩大银行的存贷差，无疑是通过政策的方式给予银行补贴，但是，这种补贴不断没有提高银行的资产回报率，而且不良贷款持续增加。这种现象说明了金融抑制的结果不仅导致了信贷资源配置流向的错误，同时，导致了金融机构主要是银行的低效率。另外，与经济发展的阶段和私人企业对经济增长贡献增加相背离的是私人企业信贷量对总信贷比率下降。这更加说明了，如果参照经济发展阶段来解读中国金融的话，金融抑制的程度似乎超过了金融发展。表4：股票市场指标 单位： 亿元年份筹资额*市价总值*资本化率成交金额*交易比率换手率1990199181.30.4199294.11048.13.9762.42.92651993375.5353110.2366710.63411994326.836907.9812817.47871995150.334745.943967.53961996425.19842.414.52133231.459119971293.817529.323.430721.841.17601998841.519505.624.523544.229.6535199994126471.232.331319.538.2355注：*表示该栏目单位为亿元。资料来源：中国统计年鉴各年，中国统计出版社。中国金融年鉴各年，中国金融出版社。张杰：中国金融制度的结构与变迁P7071，P122。中国证券期货市场统计年鉴各年。拉迪：中国未完成的经济改革P53-61。该数据部分转引自彭兴韵：金融发展的路径倚赖与金融自由化P35-36。 我们接下来考察中国股票市场的发展情况（见表4）。衡量股票市场发展水平的指标主要包括资本化率 资本化率是衡量股票市场规模的指标，它等于国内上市的公司市价总值与GDP的比率。和流动性 流动性包括换手率和交易比率。换手率等于国内股票市场的交易量与市价总值之比；交易比率是国内股票的交易量对GDP的比率。（Ross Levine and Sara Zervos，1998）。从资本化率来看，中国股票市场的规模相对很小，还没有起到对单一银行主体融资的平衡作用，而且，进入股票市场的大多数是国有企业，股票市场本身不能根据企业的业绩在事前进行遴选，相反，作为一种融资工具，对绩效良好的非国有企业形成了抑制；流动性包括换手率和交易比率：高换手率一方面说明了交易的成本比较低，但另一方面反映了市场投机性的程度，从表中，我们可以计算出从19921999年的8年间，换手率平均每年达到503.7次，如此高的换手率说明了股票市场更多的是一个投机性的市场，而不是一个投资性的市场，投机性反证了投资抑制。投资抑制来源于投资者对企业的未来的预期，这种预期，在一个政策性很强的市场中，甚至可能与企业未来的收益无关，而纯粹是对政府行为的一个预期。对流动性的说明还必须结合股票市场的效率 股票市场效率分为内在效率和外在效率。内在效率指股票市场的营运效率，即能否在最短的时间内以最低的费用完成一笔交易，它反映了市场组织功能和服务功能的效率；外在效率指股票市场资金配置效率，即股票价格能否根据有关的信息作出及时、快速的反应，它反映资金的调节和配置效率。Fama曾根据股票价格所包含的信息量将股票市场分为弱效率市场、半强型市场和强型市场。事实是，中国的股票市场尚未达到弱型效率市场（吴世农，1999？），上海股票价格的信息含量只有40，美国证券交易所股票价格的信息含量达到88（许小年，1996）。因此，中国的股票市场只是促进了金融结构的调整，但并没有改变金融抑制的状态。 综上所述，中国金融从绝对量的角度，是发展了，但是，与经济发展阶段相比，尤其是与非国有企业对经济增长的贡献相比，金融抑制加深了。三、金融抑制：一个交易成本的模型说明 在一个经济中，我们可以通过居民所持有的金融资产构成来说明金融抑制的情况，其核心是居民所持有货币量（现金量）。这个货币量可以是名义货币量，也可以是真实货币量（M/P），它们之间的转化很容易。 凯恩斯认为居民持有货币的动机包括三个方面：1、交易的动机；2、预防的动机；3、投机的动机。事实上，这三个方面可以归纳到一个核心点上：那就是交易成本。A、 当交易成本C0时，居民没有必要持有货币；B、 当交易成本C= 时，所有的资产都必须以货币形式持有；C、 当交易成本0<C< 时，金融资产就会在货币和其它形式的金融资产之间分布。 推论1：在一个社会中存在交易成本时，居民手持货币量是度量金融资产交易成本高低的一个很好的方式。 当然，这种度量方式也可以采用比率的形式。这样我们有： 推论2：在一个社会中存在交易成本时，居民手持货币量与投资性金融资产 投资性的金融资产主要包括股票、债券、保险等，我们将储蓄排除在投资性金融资产外。的比率是度量金融资产交易成本高低的一种很好的方式。 金融资产交易成本反映了一个经济体金融发展或金融抑制的状况。 推论3：金融资产的交易成本高低可以作为金融发展或者抑制的一个替代。 推论4：居民手持货币量可以作为度量金融发展或抑制的一种方式。必要的前提假设：该经济必须基本上是一个市场化的经济，而不能是一个集权化的计划经济。 这里，我们选择比率的形式来表现金融抑制的情况，如：金融抑制居民手持货币量/居民手持投资性金融资产比率 在本章中，我们选用比率的形式来说明问题。利用表1的数据我们可以计算出从19812000年间，中国平均金融抑制度为0.96，也就是说，在每一年新增的金融资产构成中，手持现金的比率在投资性金融资产中达到了96，这是一个非常高的比例。 为什么要持有如此高的现金？仅仅是因为要满足日常交易需要和预防性需要 在这里，我们没有考虑投机性的需要，因为中国目前的金融市场还不完善，没有足够多的金融工具来供居民进行投机活动。？对于预防性需要，它最高限界只能是小于等于预防性资产的构成（在表中为2.47）；对于日常交易性需要，这个比例可能更小。也就是说，在扣除这两种需要之外，居民的手持现金仍然高达10左右，这也远远超过了其它任何投资性资产的构成。 很显然，在现实经济中，居民手持现金是不可能达到如此高的程度的，大量的现金集中在企业手中。对于国有企业而言，融资相对容易，成本也低，金融资产交易往来主要经过银行，不必保持大量的现金。外资企业基本不存在融资的问题，营运也很规范。因此，大量的现金只能是保留在非国有企业，尤其是乡镇企业和私人企业（易纲，1996）。 乡镇企业和私人企业持有如此高的现金量只能说明两个方面的问题：1、信贷交易的成本太高（这同时也证明了Mckinnon的观点：在欠发达国家，货币和资本是互补的，而不是替代的）；2、存在一个获利更高的市场，至少这个市场能够有效弥补持有现金的成本。这个可获利性市场的存在刚好是由金融抑制所导致的，它的表现和结果就是一个庞大的手持现金市场的存在。很显然，这个手持现金市场在一定条件下能够转化为一个有效的资本市场。 从居民手持投资资产的构成来看，政府债券居第一位，达9.72%；股票第二位，为3.33；保险第三位，为2.47；企业债券第四位，1.95。从一个跨度20年的时间期限来均衡考虑每一种资产的收益和风险，它们应该基本收敛在同一个水平上，也就是说，在20年左右的时间范围内，居民持有各种投资资产的数量比例应该基本相同；否则，如果一项资产明显高于其它资产，这就说明存在两个方面的问题：1、该项资产的综合收益明显比其它资产高，而这在一个相对成熟的市场中是不可能的；把这个思想推到极点，市场就会只存在该种资产，其它资产会被驱逐出去；2、其它市场受到压抑，这种压抑主要通过总量表现出来，对资产构成比例偏离最大的资产，也就是受到压抑最厉害的市场，也说明了这个市场的交易成本最高。第一种现象的出现，虽然有可能，但违背了理性人的假设，理性人是不容许该类市场的存在的；因此，在中国，最有可能的是其它的金融市场受到了抑制。那么，根据我们上面的分析，我们可以断定，中国的企业债券市场是最受压抑的市场。在80年代中期，许多非国有企业都通过向招收的员工收取保证金或者延期支付职工工资来获得生产高峰期的流动资金，同时也通过发行“负债”（严格来说，不是规范的债券）来募集资金。易纲（1996）也曾经论述过集体和私营企业的这种情况。 到现在为止，我们可以肯定地说，庞大的手持现金市场必定支撑了一个类似于债券融资的可获利性市场的存在。我们认为，这个市场在体制外支持了中国经济的增长。四、模型的经验验证及说明 我们已经完整地逻辑地提出了我们地思想，在这一部分里，我们将通过具体的经验模型来验证我们的思想。我们的数据来源于中国金融年鉴1995；中国证券市场统计年鉴1995；中国统计年鉴1993，1996；中国人民银行统计季报、中国人民银行年报各期；总体的时间跨度为20年，虽然这个序列比较小，但基本可以说明我们要陈述的问题。我们因此提出如下的命题： 命题1：是否存在着一个类似于债券市场的可获利的非正规金融市场的市场。 非正规金融市场的存在是一个定性的问题，因此，我们采用虚拟变量的方法来进行验证。结合中国的经验，我们设定非正规金融市场的生成时间为8年，即从19811988年为0，19892000年为1 本文中0代表在这段时间内，非正规金融市场不存在；1则代表存在。参见计量经济学古亚拉蒂，中国人民大学出版社出版2000年第三版。我们通过一个联立方程来检验我们的假说。模型如下： （1） （2） 在经验模型中，、和分别代表政府债券、保险、企业债券、股票、代表非正规金融市场的虚拟变量和居民手持现金量等变量。在联立方程（1）中，我们总体上检验经济增长是否受到一个潜在的非正规金融市场的影响，也就是说，这个市场是否存在；因为这个市场本身可能受到经济增长本身的影响，同时也可能与我们指出的居民手持现金量相关，因此方程（2）给出了潜在金融市场与经济增长本身和居民手持现金量的关系。在我们的预期中，将至少在10的水平上显着并且为正。如果出现这样的结果，则证明了我们的命题1是成立的。模型回归的结果见表5。表5：被解释变量：GrowthVariable系数标准差T-检验值P-值.FB0.5761320.1212164.7529450.0003FS-0.2397680.168774-1.4206500.1773GB-0.0391070.156765-0.2494620.8066INS0.0955060.2930400.3259150.7493V_UFM*FB0.8980740.1518535.9141130.0000C0.5256261.8526780.2837110.7808R-squared0.277303Durbin-Watson stat1.718318 从回归的结果来看，变量的系数为0.89，而且极为显着，p-值为零。这说明命题1是成立的：存在一个类似于债券市场的非正规金融市场，而且这个市场是可获利的。它的系数（0.898074）比债券资产本身的系数要大(0.576132)。 命题2：非正规金融市场是否与经济增长存在显着的相关性？ 在命题1里，我们知道市场中存在一个可获利的非正规金融市场，而且这个市场是相关于居民手持现金资产的。那么在这部分里，我们将用居民手持现金市场替代命题1里类似于债券市场的非正规金融市场来验证：非正规金融市场是否经济增长具有很好的拟合关系。 (3)在模型中，我们考虑到增长率可能具有趋势性，因此，对增长率和非正规金融市场的数据都进行了一阶差分。回归结果见表6。 表6：被解释变量：Growth解释变量系数标准差t-检验值P-值UFM0.2035730.0606133.3585400.0037C0.2508690.6036670.4155750.6829R-squared0.377103Durbin-Watson stat1.807987从回归结果来看，非正规金融市场对经济增长的影响是高度显着的（零系数概率为0.0037）。居民对非正规金融的资产持有每增加1，经济增长可增加0.2各百分点。结合我们在第6章中对正规金融（银行信贷）的分