中国金融发展和经济增长关系的实证研究

中国金融发展和经济增长关系的实证研究

*

谈儒勇

(南京大学国际商学院 210093)

内容提要:本文从实证上研究中国金融发展和经济增长之间的关系。由于金融发展主要包括金融中介体发展和股票市场发展两部分,本文依次研究中国金融中介体发展和经济增长之间的实证关系、中国股票市场发展和经济增长之间的实证关系以及中国金融中介体发展和股票市场发展之间的实证关系。本文的结论是,在中国金融中介体发展和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系,这意味着我国金融中介体的发展有可能促进经济增长,同时也意味着金融中介体的发展不能滞后于经济增长;在中国股票市场发展和经济增长之间有不显著的负相关关系,这意味着我国股票市场发展对经济增长的作用是极其有限的,即使有那么一点点,也是不利的;在中国金融中介体发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系,这意味着在现阶段的我国,股票市场的发展并不排斥金融中介体的发展。

本文使用的时间序列数据为1993)1998年有关中国金融发展和经济增长的季度数据。我们之所以选取1993年为起点,有以下一些原因:(1)中国的股市成立时间不长,我们无从获取最初几年有关股票交易的月度数据,缺乏这几年股票市场指标的季度值;(2)我国对广义货币供应量(M 2)的统计口径在1992年前后发生变化,1993年以后的M 2与1992以前的M 2不可比;(3)我国对货币当局资产负债表和存款货币银行资产负债表的编制始自1993年。我们之所以选取季度数据而非年度数据,是因为年度数据的样本量太小从而使回归失去意义。

在本文中,我们运用普通最小二乘法(OLS)来对中国金融发展和经济增长的关系进行线性回归,以检验在中国金融发展和经济增长之间是否有某种程度的线性关系。如果没有的话,则我们可以作如下的判断,即金融发展对经济增长的作用是极其有限的。相反,如果有的话,则我们不能作上述判断,同时我们也不能判断因果关系的方向)))在金融发展和经济增长中,哪个是因,哪个是果)))以及这种线性关系是否是由同时作用于金融发展和经济增长的各种冲击造成的。显然,这为将来的实证研究提供了广阔的空间。

为了达到上述目的,我们把本文分三部分,依次检验:(1)中国金融中介和经济增长之间是否有某种程度的线性关系;(2)中国股票市场发展和经济增长之间是否有某种程度的线性关系;(3)中国金融中介和股票市场之间是否有某种程度的线性关系。

1999年第10期

一、中国金融中介和经济增长

11问题的提出

国外学者对金融中介和经济增长的关系的普遍看法是,金融中介体¹在调动储蓄、评估项目、管理风险、监督管理者和便利交易等方面的积极作用都有助于经济增长,即金融中介促

进经济增长,同时金融中介体随经济的发展而发展。大量的涵盖发达国家和发展中国家的实证研究证实了上述看法,但遗憾的是这些实证研究遗漏了最大的发展中国家)))中国。我们的问题是,国外学者的上述看法)))金融中介和经济增长相互促进)))是否适用于我国?由于金融中介和经济增长相互促进必然意味着在金融中介和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系,所以,我们对中国金融中介和经济增长之间的关系进行线性回归,以判断在中国金融中介和经济增长之间是否有显著的、很强的正相关关系。如果有的话,则我们可以断定,国外学者的上述看法很可能适用于我国,因为我们无从否定它在我国的适用性;相反,如果没有的话,则我们可以断定,国外学者的上述看法不适用于具有特殊国情的中国。

21变量选取和数据来源

限于数据的可获得性,此处选取两个指标。第一是传统的金融深度指标(DEPTH ),它反映金融中介体的总体规模,等于全部金融中介体的流动负债与当季GDP 的比率。全部金融中介体的流动负债实际上就是M 3,但由于我国缺乏M 3的统计数据,我们用M 2替代。需要指出的是,M 2是某一时点值(期末余额),而GDP 是某个时期的累计值,所以,为了减轻物价变动带来的不利影响,我们仿照金和莱文(King and Lev ine,1993,p720,footnote3)的做法,对上季度末和本季度末的M 2求算术平均,再除以本季度的名义GDP,从而得到本季度的DEPTH 。1995年以后的季度GDP 和M 2来自5中国人民银行统计季报6(199611)199911),1993和1994年的季度GDP 来自5中国经济运行轨迹(1990)1994年)6(国家统计局国民经济核算司编,中国统计出版社,1995年)。第二个指标用来衡量存款货币银行在配置国内信贷过程中相对于银行的重要性,我们用BANK 来表示这一指标。我们之所以选取这一指标,是因为根据金和莱文(King and Levine,1993)的说法,不同类型金融中介体的重要性不同,如与银行相比,存款货币银行可能提供更好的风险管理和投资信息服务。BANK 等于存款货币银行资产负债表上3个资产类帐户/对债权0、/对其他部门债权0和/对非货币金融机构债权0的季末余额之和除以存款货币银行资产负债表上三个资产类帐户/对债权0、/对其他部门债权0和/对非货币金融机构债权0以及货币当局资产负债表上4个资产类帐户/对债权0、/对存款货币银行债权0、/对非货币金融机构债权0和/对非金融部门债权0

的季末余额之和。º数据来自5中国人民银行统计季报6(199611)199911)。

¹º

需要指出的是,在存款货币银行资产负债表上,1997年第1季度起货币统计数据与历史数据不可比。1997年初,

中国人民银行对金融统计制度进行了调整[5中国人民银行统计季报6(199814),第页]。但考虑到这种调整同时对BANK 的分子和分母施加影响,以及这种影响相对而言较有限,我们忽视这种调整对BANK 的影响。

由于金融中介体(financial intermediaries)在本文中的地位举足轻重,此处有必要给它下一个较明确的定义,以区别

于/金融中介(financial intermediation)0和/金融机构0(financial ins titutions)0。金融中介体是指那些便利市场参与者之间的以及整个经济的资金流动的机构或个人(M axw ell,1994,p9)。

在现实世界中,经济增长还可能受其他因素的影响。为了检验金融中介和经济增长之间的关系是否于其他变量,有必要对这些变量进行控制。但限于数据的可获得性,我们只选取两个变量:一个变量是季度通货膨胀率(P),它在数值上等于[(本季RPI-上季RPI)/上季RPI]@100%;另一个变量是当季进出口贸易总额与当季GDP的比率(T RADE)。季度进出口贸易总额(亿元)是根据月度进出口总额(亿美元)和月度美元折合人民币的平均数(美元兑人民币的加权平均汇率)计算出来的。其中月度进出口总额(亿美元)来自5海关统计6(中华人民共和国海关总署),月度美元折合人民币的平均数来自5中国金融6(中国人民银行主办)。

31回归的结果及其分析

在回归之前,我们先看一下两个金融中介指标)))DEPTH和BANK)))之间的相关系数。由相关矩阵(见表3)知DEPTH和BANK之间的相关系数为0131,说明两者的相关性不高,从而它们分别从不同的侧面反映金融中介的发达程度。两个指标所包含的信息是不同的。

运用普通最小二乘法,对我国金融中介和经济增长关系的线性回归结果如表1所示。

需要指出的是,无论是序列P还是其滞后序列P(-4)都不显著地进入增长的回归模型中,所以我们在表1的/解释变量0列中未列出它们。这似乎有悖于常识。本季的通货膨胀率和上年同季度的通货膨胀率竟然对本季的实际增长率基本上无影响,尽管这一结果似乎证实了货币是超中性的(superneutral))))经济体系中货币增长速度的变动或通货膨胀率的变动仅仅影响名义变量,而对实际变量无影响。对这一结果的合理解释是我们没有对P作季节调整,而对季度GDP环比增长率作了季节调整。

从表1可看出,中国金融中介和经济增长之间有显著的相关关系。金融深度指标DEPTH 或其滞后变量DEPTH(-4)显著地进入回归模型中,说明本季或上年同季DEPTH和季节调整后的季度GDP环比增长率GY之间有显著的相关关系。尽管存款货币银行相对于银行的重要性指标BANK或其滞后变量BANK(-4)的t-检验值低于DEPTH或DEPTH(-4)的t-检验值,但一旦BANK和DEPTH同时进入回归模型中,两者的t-检验值都得到显著提高,即使在对滞后变量T RADE(-4)进行控制之后。也就是说,中国金融中介和经济增长的关系于其他影响经济增长的因素(如进出口贸易总额与GDP的比率)。

值得注意的是,无论是DEPTH或DEPTH(-4)单独进入回归模型中,还是DEPTH和BANK联合进入回归模型中,DEPTH或DEPTH(-4)的估计系数都为负。这表明在金融中介体的总体规模和经济增长之间有显著的负相关关系。这似乎与我们的预期不符。但若作深入分析,这种结果又不难得到解释。金融深度DEPTH和经济增长率GY之间的负相关关系乃表1中国金融中介和经济增长(1994年第1季度)1998年第4季度)

解释变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)

c4113

(3181)

4194

(5150)

-7137

(-1138)

-5100

(-1105)

GY(-4)0170

(5149)

0171

(6182)

0170

(4143)

0170

(0140)

0179

(6145)

0180

(7144)

0176

(7161)

DEPT H-0183

(-3151)

-0197

(-4136)

-0193

(-4175)

-0190

(-4163)

DEPT H(-4)-1107

(-5119)

BA NK0174

(1120)

15104

(2119)

14116

(2136)

8102

(5175)

BA NK(-4)0174

(1115)

T RADE(-4)-4171

(-2143)

-5113 (-2170)

可决系数R20172018101510151017801840183

调整后的可决系数R20168017901480148017401800180

D-W检验值11481113210821071192111176被解释变量为GY)))季节调整后的季度GDP环比增长率,1994年第1季度)1998年第4季度。

观测值个数=20。

括号内数字为t-检验值。

c:常数项。

DEPTH:金融深度指标,等于每季平均M2除以季度GDP。

BANK:存款货币银行相对于银行的重要性指标。

T RADE:每季的进出口总额除以季度GDP。

是货币当局逆周期操作的结果。货币当局之所以逆周期操作,是为了通过货币来熨平经济波动。在经济处于高涨期(经济增长率较高时),货币当局通常减少货币供应量M2,加之此时GDP较高,所以金融深度M2/GDP较低。而在经济处于衰退期(经济增长率较低或为负时),货币当局通常增加货币供应量M2,加之此时GDP较低,所以金融深度M2/GDP较高。滞后变量DEPTH(-4)和经济增长率GY之间的负相关性可以从货币的时滞得到解释。由于货币的时滞通常长于1年,货币当局在某时期实行的旨在推动经济增长(或防止经济过热)的扩张性(或紧缩性)货币,到了下年的同一时期未见成效)))经济依然处于衰退(或高涨)期,从而在对GY的回归模型中,DEPTH(-4)的系数为负。一种可行的替代办法是拉长金融深度的滞后期,即不用DEPTH(-4),而用DEPTH(-8)或DEPTH(-12)等等,但由于我们此处使用的时间范围太短(只有6年,即1993年第1季度至1998年第4季度),这样做使观测值个数太少,从而失去意义。中国金融深度和经济增长之间的关系留待以后研究。

另外值得注意的是,无论是BANK或BANK(-4)单独进入回归模型中(尽管此时各自的t-检验值不是很高),还是BANK和DEPTH联合进入回归模型中,BANK或BANK(-4)的估计系数都为正。这表明,存款货币银行的相对重要性和经济增长之间有正相关关系,特别是在(5)、(6)和(7)三个回归中,两者之间有显著的正相关关系。这完全符合我们的预期。存款货币银行在提供风险管理和投资信息服务上的特殊重要性,把它们的发展同经济增长密切联系起来。在(5)、(6)和(7)三个回归中,BANK的系数不仅在统计上显著,在经济上也显著。例如,在回归(6)中,BANK每提高一个百分点,GY就提高0114个百分点。

41结论

根据以上的分析,我们可作如下的判断,即国外学者在金融中介和经济增长关系上的普遍看法)))金融中介和经济增长相互促进)))很可能适用于我国。我们的实证研究表明,在中国金融中介(特别是存款货币银行在配置国内信贷过程中相对于银行的重要性)和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系。这意味着,金融中介的不发达必定会成为制约我国经济增长的/瓶颈0,所以我国金融改革的重心似应放在大力促进存款货币银行的发展上。

二、中国股票市场发展和经济增长

11问题的提出

国外学者在股票市场发展和经济增长有何关系以及这种关系的强度如何等问题上存在较严重的分歧。一些人认为在股票市场发展和经济增长之间有正的相关关系,另一些人认为股票市场在风险分散(risk diversification)或风险分担(risk sharing)和流动性提供等方面的作用使人们的储蓄动机下降,从而股票市场发展可能不利于储蓄率进而经济增长率的提高。在这两种观点中,第一种观点占主导地位,但即使在这些人当中也存在分歧,分歧体现在这种正相关关系的强度上。莱文和泽尔沃斯(Levine and Zervos,1996;1998)以及阿切和约万诺维奇(Atje and Jovanovic,1993)等人认为在股票市场发展和经济增长之间有很强的正相关关系,而哈里斯(Harris,1997)则认为股票市场发展和经济增长之间的关系较弱,并且在统计上不是很显著,他还特别指出,在欠发达国家,股票市场发展对经济增长的效应至多是非常弱的,而在发达国家,股票市场活动水平确实有助于解释人均实际GDP增长率。

尽管我国的股票市场成立时间不长,但其发展速度飞快。问题是,我国股票市场的这种发展是否促进了经济增长?为此,我们在本部分对中国股票市场发展和经济增长之间的关系进行计量检验。如果实证研究表明,我国股票市场发展和经济增长之间没有多大的关系,我们可作如下的判断,即我国股票市场发展对经济增长的作用是相当有限的(至少在过去的几年间是这样);相反,如果实证研究表明,我国股票市场发展和经济增长之间有显著的、很强的正相关关系,则我们不能作出上述判断。

21变量选取和数据来源

经济增长指标在第一部分中已有详细介绍,此处只介绍股票市场发展指标。我们仿照德米尔居斯孔特和莱文(Demirg Ô-Kunt and Levine,1996)的做法并考虑到数据在我国的可获得性,提出三个反映我国股票市场发展情况的指标。第一个指标是每季的平均市价总值与季度GDP的比率,它用来反映股票市场的规模,我们用CAPITALIZAT ION来表示这一指标。每季的平均市价总值是该季度三个月的月末市价总值的算术平均。市价总值等于在上交所和深交所上市的股票(包括A股和B股)的市价总值之和。1995年以后的每月月末上交所和深交所股票市价总值来自5中国人民银行统计季报6(199611)199911),1993、1994年的每月月末上交所和深交所股票市价总值分别来自5中国证券市场年报6(1994、1995)(中国证券业协会编);后两个指标用来反映股票市场的流动性。二是每季的总成交金额与季度GDP的比率,用VALUE表示。每季的总成交金额等于该季度三个月上交所和深交所股票(包括A股和B股)成交金额之和。1995年以后的每月上交所和深交所股票成交金额来自5中国人民银行统计季报6(199611)199911),1993和1994年的每月上交所和深交所股票成交金额分别来自5中国证券市场年报6(1994、1995)(中国证券业协会编);另一个指标是季度周转率,用TU RNOVER 表示。某季度的周转率等于该季度的股票总成交金额除以该季度的股票平均市价总值。

31回归的结果及其分析

表2中国股票市场发展和经济增长(1994年第1季度)1998年第4季度)解释变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)

c0193

(1119)

0186

(1112)

0156

(0179)

0179

(1126)

0131

(0146)

0163

(0195)

G Y(-4)0167

(3194)

0169

(4111)

0170

(4104)

0169

(4111)

0171

(4129)

0170

(4119)

CAP IT AL IZAT I ON-0149

(-0160)

CAP IT AL IZAT I ON(-4)-0158

(-0149)

VAL U E0105

(0103)

VAL U E(-4)-0178

(-0157)

T UR NO VER0152

(0163)

T UR NO VER(-4)-0110

(-0112)可决系数R2015201520151015201520151调整后的可决系数R2014601460145014601460145 D-W检验值119811942106210811962108被解释变量为GY)))季节调整后的季度GDP环比增长率,1994年第1季度)1998年第4季度。

观测值个数=20。

括号内数字为t-检验值。

c:常数项。

CAPIT ALIZATION:股票市场规模指标,等于每季的股票平均市价总值除以季度GDP。

VALUE:股票市场流动性指标,等于每季的股票总成交金额除以季度GDP。

T URNOVER:股票市场流动性指标,表示季度周转率。

三个股票市场发展指标CAPITALIZAT ION、VALUE和T URNOVER的相关矩阵如表3所示。由表2中可看出,VALU E和TURNOVER的相关系数(0173)以及VALUE和CAPI-TALIZATION的相关系数(0160)较高,这说明在我国,两个股票市场流动性指标VALU E和T URNOVER是高度相关的,并且其中一个流动性指标VALU E还和股票市场规模指标CAP-ITALIZATION高度相关。有点出乎我们意料的是,另外一个流动性指标TURNOVER却和股票市场规模指标CAPITALIZAT ION负相关(两者的相关系数为-0104)。

运用普通最小二乘法,对我国股票市场发展和经济增长关系的线性回归结果如表2所示。从表2中可看出,反映我国股票市场发展状况的三个指标CAPITALIZAT ION、VALUE和T URNOVER都不显著地进入增长回归模型中(相应的t-检验值相当低),不仅如此,这些指标的滞后变量CAPITALIZAT ION(-4)、VALUE(-4)和T URNOVER(-4)也都不显著地进入增长回归模型中(相应的t-检验值也相当低)。既然这三个指标及各自的滞后变量在统计上都不显著,在它们和经济增长之间就基本上没有什么关系,这说明,本期或上年同期的股票市场活动基本上和经济增长无关系,或者说,在过去几年间,我国股票市场发展对经济增长的作用是极其有限的。还需要指出的是,在表2中,除了VALU E和TURNOVER这两个变量的估计系数为正外,其余4个变量的估计系数全为负(尽管所有6个变量的t-检验值都相当低)。这告诉我们,我国股票市场发展对经济增长的作用不仅极其有限,而且即使存在那么一点点,这种作用也是不利的。这表明,国外学者在股票市场发展和经济增长关系上的主流看法)))股票市场发展和经济增长相互促进)))是不适用于我国的(至少在过去的几年间是如此)。我们的上述结果似乎与哈里斯(Harris,1997)的实证结果)))欠发达国家的股票市场发展对经济增长的效应至多是非常弱的)))相吻合。

我国股票市场发展和经济增长关系的这种特殊性是有其深刻原因的。首先,我国的股市成立时间不长,还有许多有待完善的地方;其次,股票交易行为和股票价格不仅受经济因素的影响,而且还受其他非经济因素的影响,有时后者的影响程度甚至超过前者。在我国很不规范的股票市场上,国内政治因素、股民心理因素以及国际气候等很可能在股票价格变动中起着决定性作用;再次,的行为非理性,在股票上市方面的时松时紧、缺乏连贯性和透明度是导致这种特殊关系的不容忽视的原因;最后,股市的不完善使那些有资格获准上市的公司将筹措来的资金不是用在生产性项目或指定项目上,而是转用它途,如用于消费或交给证券经营机构去营运。另外,上市公司从股票上市到把从股票市场上筹措来的资金投向指定的项目并获利可能需要长于1年的时间,从而股票市场发展对经济增长的作用就不可能在短时期内显示出来。这意味着需要在回归模型中拉长股票市场发展指标的滞后期。

41结论

根据以上分析,国外学者在股票市场发展和经济增长关系上的主流看法)))股票市场发展和经济增长相互促进)))并不适用于我国。我们的回归结果显示,在过去几年间,我国股票市场发展对经济增长的作用是相当有限的,更有甚者,股票市场发展可能不利于经济增长。所以,我们眼下不应该过分地强调股票市场在经济发展中的作用,相反,我们应该重点发展金融中介体,特别是存款货币银行,让存款货币银行在资源配置过程中起主导性作用。同时应该规范股票市场的发展,而不应该一味地促其发展。

59需要提请注意的是,我们的上述结论限定于我们选定的样本期(1993年第1季度)1998年第4季度)。这一时期的结论未必适用于其他时期,特别是股票市场较为完善的以后时期。

三、中国金融中介和股票市场

11问题的提出

本部分研究中国金融中介和股票市场的实证关系,乍看起来,这似乎与本文的关系不大,因为本文研究的是中国金融发展和经济增长的实证关系。但作为金融体系的两个重要组成部分,金融中介体和股票市场的关系问题一直为理论界和实务界所关注,金融中介体和股票市场之间有何种关系)))是互补关系还是替代关系)))对一国的金融取向,特别是金融体系的类型选择(发展何种类型的金融体系)有至关重要的影响,加之一些人在潜意识中对金融中介体和股票市场的关系存在误解,所以我们认为有必要对我国金融中介和股票市场的关系进行计量检验,以便明确股票市场的发展是否对金融中介体的发展造成不良影响。如果计量检验的结果显示在金融中介体发展和股票市场发展之间有显著的正相关关系,则意味着股票市场的发展并不以牺牲金融中介体的发展为代价,从而消除了人们在这方面的疑虑。

21变量选取和数据来源

在本部分,我们使用的金融中介指标有两个)))DEPTH和BANK,这两个指标的含义及数据来源见第一部分。我们使用的股票市场发展指标有三个)))CAPITALIZATION、VAL-U E和TURNOVER,这三个指标的含义及数据来源见第二部分。

31回归的结果及其分析

在回归之前,我们先看一下五个金融发展指标DEPTH、BANK、CAPITALIZAT ION、VALUE和TURNOVER的相关矩阵(见表3)。

时间序列DEPTH、BANK、CAPITALIZAT ION、VALUE和TU RNOVER

表3的相关矩阵(1993年第1季度)1998年第4季度)

DEPT H BAN K CAP IT AL IZAT I ON VA LU E T UR NOV ER DEPT H1100

BAN K01311100

CAP IT AL IZAT I ON015901671100

VAL U E0126013901601100

T UR NO VER-01160100-010*********观测值个数为24。

DEPTH:金融深度指标,等于每季平均M2除以季度GDP。

BANK:存款货币银行相对于银行的重要性指标。

CAPIT ALIZATION:股票市场规模指标,等于每季的股票平均市价总值除以季度GDP。

VALUE:股票市场流动性指标,等于每季的股票总成交金额除以季度GDP。

T URNOVER:股票市场流动性指标,表示季度周转率。

从表3中可看出,除了TURNOVER和DEPTH微弱负相关(相关系数为-0116)以及T URNOVER和BANK基本上无关(相关系数为0100)外,其他两个股票市场发展指标CAPI-TALIZATION和VALUE都分别和金融中介指标DEPTH和BANK正相关,特别是CAPI-60TALIZATION分别和金融中介指标DEPTH和BANK高度正相关,这至少可以说明金融中介体的发展和股票市场的发展并不像一些人所担心的那样是相互排斥的。

为了作进一步说明,我们运用普通最小二乘法,对我国金融中介和股票市场的关系进行线性回归。回归的结果(限于篇幅,此处不再列出回归的结果)表明股票市场的发展并不排斥金融中介体的发展:一方面,股票市场发展的三个指标CAPITALIZATION、VALU E和T URNOVER及其滞后变量CAPITALIZAT ION(-1)、VALUE(-1)和T URNOVER(-1)都不很显著地进入存款货币银行相对于银行的重要性指标BANK的各个回归模型,这说明我国股票市场的本季和上季运行情况对本季存款货币银行相对于银行的规模的影响甚微,也就是说,存款货币银行的相对业务规模基本上不受股票市场上的交易行为和股价变动的影响;另一方面,在金融深度DEPTH的各个回归方程中,股票市场发展的三个指标CAPI-TALIZATION、VALU E、TURNOVER或其滞后变量CAPITALIZATION(-4)、VALUE (-4)、TURNOVER(-4)的估计系数全为正(尽管这6个变量中只有2个变量)))CAPI-TALIZATION和VALU E)))在统计上很显著),这至少可以说明,在股票市场发展和金融中介体发展之间有某种程度的互补关系。

我国金融中介和股票市场之间的这种互补关系可以解释如下。我国现正处于社会主义初级阶段,整个经济社会中有潜在的储蓄资源。股票市场的成立和发展可以有效地将这些潜在的储蓄资源挖掘出来,这样,股票市场所调动的资源并不是从金融中介体转移出去的资源;相反,金融中介体甚至可以从这种调动中获取部分好处。因此,在现阶段,股票市场的发展并非以牺牲金融中介体的发展为代价。这意味着金融中介体用不着担心股票市场会和它们争夺有限的资源,至少在目前是如此。所以现阶段股票市场的适度发展并不有损于我国中介体主导型金融发展战略的选择与实施。

41结论

在金融中介和股票市场的关系上,我们的实证分析表明,我国金融中介和股票市场之间有某种程度的互补关系,这接近于德米尔居斯孔特和马克西莫维奇(Demirg Ô-Kunt and Maks-i movic,1996)的研究结果)))在较贫穷国家,股票市场发展是对金融中介体发展的促进。

参考文献

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S t.Paul.(责任编辑:晓喻)(校对:天)

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