印度金融发展规模、结构、效率与经济增长关系研究——基于该国金融改革20年的数据分析，本文主要内容关键词为：印度论文,经济增长论文,金融改革论文,效率论文,规模论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
印度金融体系的改革源自于20世纪90年代初世界范围内金融自由化浪潮冲击的大背景。在对国内金融管理运行机制进行战略调整、坚持向市场化方向转变的同时，印度当局围绕着发展、稳定的具体目标，针对银行业和资本市场两大领域进行了一系列金融改革，取得了瞩目的成绩。回顾印度近20年来的金融改革历程我们可以看到：印度各类金融资产规模、金融结构发生了很大改变，金融相关比率和国民经济发展的货币化程度逐步提高，居民储蓄率和社会投资效率也有了重大的变化，金融运行效率得以进一步提升。金融改革带动了印度的金融发展，并由此促进了印度本国经济的增长，尤其是进入21世纪以来，印度的经济发展增速明显加快，经济增长率多年保持在世界前列，成为世界经济体和全球金融结构中令人瞩目的一股新兴势力。
本文选择以印度为研究对象，一方面是基于随着经济的强势崛起，当前印度对世界经济的影响力及全球经济增长的贡献度与日俱增、在全球范围内的辐射作用越来越大，有关印度金融发展与经济增长问题将逐渐成为学者们研究探讨的一个新视角；而另一方面，作为“金砖国家”的主要成员、立足本土化特征发展的印度，其所拥有的国土面积、人口规模、市场资源等经济条件及经济体制改革进程均与中国较为类似，通过对印度市场的研究与分析，或许能够为处于经济转型期中的我国经济与金融体系的健康发展提供更富有借鉴意义的经验启示。
二、发展中国家金融发展与经济增长关系的相关文献回顾
金融发展与国家宏观经济增长之间具有相互影响和促进的作用，金融发展与经济增长理论一直以来都是现代经济学研究的重要内容。20世纪70年代，Mckinnon(1973)and Shaw(1973)在《经济发展中的货币和资本》及《经济发展中的金融深化》等著作中提出了“金融抑制”和“金融深化”的论断，他们把发展中国家经济增长较为落后的现象归结于金融压抑，并认为发展中国家应当实行金融自由化以促进经济的增长，提升金融效率，从而将发展中国家金融发展与经济增长之间关系开辟成为一个新的研究领域。Kapur(1976)and Galbis(1977)随后则以劳动力过剩的欠发达发展中国家经济为研究对象，通过建立开放条件下的经济模型进行推导及论证，对麦金农和肖的金融深化理论进行了验证补充。
在数据实证研究方面，国外的学者们主要是从两个方面对发展中国家金融发展与经济增长之间关系进行研究分析的：
在金融指标绝对规模的发展与经济增长关系的论证方面，以King and Levine(1993)为代表的学者较早地尝试运用计量经济学的方法对金融发展规模与经济增长进行了研究，他们创造性地设计了四个金融发展与经济增长的具体指标，对包含有数十个发展中国家的数据进行了跨国回归分析后认为：是金融规模的发展导致了宏观经济增长，并得出：“不仅同期的经济增长指标和金融规模发展的指标是呈显著正相关的，而且在1960－1989年间，被研究国家中每个十年初的金融发展指标和随后十年的经济增长指标也为显著正相关”的结论。Calderón(2003)关于发展中国家经济运行的研究也表明了金融规模发展对经济增长的重要性。通过对部分发展中国家在1960～1994年间金融发展与经济增长的因果关系进行了检验，Calderón发现：金融规模的发展对经济增长的影响是长期的，发展中国家的金融发展与经济增长是双向格兰杰因果关系，同时金融规模的发展可以通过促进资本积累和技术进步来促进经济增长，发展中国家金融规模发展的增长效应甚至还强于发达国家。Christopoulus and Tsionsa(2004)通过对10多个发展中国家1970～2000年金融发展和经济增长之间关系的实证检验后发现：从长期来看，是金融规模的发展促进了经济增长，但是短期却不存在这种因果关系。Aghion(2005)等人采用部分发展中国家1960－1995年的数据分析了金融发展对增长收敛性的影响，得出“金融规模发展水平越低，趋同于发达国家经济增长率的可能性就越小”的判断。
在金融体系、结构的变化发展与经济增长关系的论证方面，为了全面考查发展中国家金融体系结构构成以及股票、债券等资本市场对宏观经济的影响，Demirgüc－Kunt and Levine(1999)、Beck(2000)、Levine(2002)等学者都做出过相关的研究。而其中比较有代表性的是Levine(2002)，他通过对数十个发展中国家1980－1995年的宏观数据进行实证检验后，认为发展中国家金融体系结构中，无论是股票市场还是银行中介机构对本国经济增长具有较强的影响力，都能够对经济增长起到促进作用，但是究竟两者中哪部分与经济增长的关系更紧密，作者也无法做出有说服力的判断。Beck(2004)采用GMM技术处理了遗漏变量和因果关系问题，并部分验证了Levine的观点。Atie and Jovanovic(1993)对数个发展中国家实证研究表明经济增长与股票市场发展有明显的相关关系，金融中介机构对经济增长的促进效应主要存在于低收入的发展中国家。
总体来看，国外学者这些实证研究对我们考察和理解发展中国家金融发展与经济增长间的关系问题提供了借鉴和帮助。虽然在研究过程中由于所采用国家样本和时间跨度的差异和实证方法的不同造成了部分研究结论存在一定的分歧，但大多数经济学者以发展中国家作为样本进行的实证研究结果还是倾向于：“金融规模的发展是促进经济增长的重要因素，金融市场及金融机构体系的发展及完善都能促进经济的增长”这一基本判断，同时隐含着“发展中国家需进一步完善金融结构，避免单一的融资形式并以此实现经济健康发展”的政策含义。
20世纪90年代以后，伴随着中国金融体制改革的不断深化，国内学者在总结国外金融经济发展理论研究成果的基础上，结合中国社会主义市场经济运行阶段性的特点，开始运用实证方法对中国金融发展与经济增长的关系进行检验。谈儒勇(1999)和曹啸、吴军(1002)分别采用线性回归分析及格兰杰因果检验法得出“金融发展是中国经济增长的重要原因”这一结论。韩廷春(2001)建立起金融发展与经济增长内在关系的计量模型，采用中国经济发展的具体数据进行研究后指出：金融发展对中国经济增长的作用并不大，促进中国经济增长的关键因素是技术进步与制度创新。同时他选择了实际利率、金融发展指标(M2/GDP)、非国有经济投资占总投资的比重、资本市场发育程度(直接融资余额与社会金融资产总量余额之比)以及单位实物资本上的无形资本数量等一系列影响因素对金融发展与经济增长关联进行实证分析，发现我国金融发展程度对经济增长作用呈从弱到强的特征。李广众、陈平(2002)通过建立多变量向量自回归模型对国内金融发展与经济增长的对应关系进行分析，发现我国金融机构发展规模与经济增长之间完全不存在因果关系，金融机构发展规模扩大的意义仅仅体现在对国内投资规模增长的促进上。但同时他在文中指出，国内金融中介机构效率与经济增长存在双向因果关系，具体表现在金融中介效率的提高与中国工业经济增长之间存在双向的因果关系。谭艳芝、彭文平(2003)搜集了中国改革开放20多年以来的相关数据对国内金融发展与经济增长的关系进行研究，发现金融发展对投资规模的影响较为显著，但是对宏观经济增长的影响却不显著。于是得出：金融发展对中国经济增长率影响不显著的最终结论。
随着“金砖国家”概念的提出，我国学者开始尝试将注意力放在印度这个与中国具有相近经济发展背景国家的研究上。杨雪峰(2006)的研究表明：伴随着中国和印度金融体制改革的不断深入发展，两国的金融深化程度也不断提高。其中，商业银行贷款与国债增长规模与国家宏观经济增长的关系较为显著，但是股票及公司债券等资本市场规模同经济增长的关系却不显著。黄瑞玲、李子联(2008)建立了以资本形成的金融相关率(SFIR)和货币深化的金融相关率(MFIR)的计量模型，对中印两国的金融与经济增长的关系进行研究，认为：中印两国资本形成因银行储蓄在经济增长中发挥着重要的作用，资本累积规模越大，经济增长越快。但是中印两国均存在资本促进经济增长的作用越来越不明显的“资本收益递减”趋势，货币在中印两国具有“非中性”的特征，即货币供应的增加能导致经济增长水平的提高。范辰、刁莉(2010)专门以印度金融与经济发展为研究对象，他们选择用1980—2007年印度不变价格计算的GDP增长率数据来代表经济增长，以银行信贷余额与名义GDP的比值来代表金融发展对两者之间关系进行实证检验，发现印度的经济增长和金融发展二者之间有双向的促进作用，作者进一步提出：印度的金融发展对其高速的经济增长有促进作用，但更多的情况下，可能是其高速的经济增长带动了金融需求，刺激了印度金融的改革和发展。
概括地说，由于资料来源渠道的缺乏，目前国内对于印度金融发展在经济增长中作用的研究大多是借鉴西方学者的经验数据所做出的理论判断，很少有系统性地梳理，也未形成一个完整的理论体系。尤其是20世纪90年代印度金融改革后，针对印度金融结构、规模、效率的变化发展将会对其经济增长产生何种影响的相关分析几乎为空白。
本文以1991－2009年印度金融发展及经济增长数据为分析依据，对印度金融体系市场化改革之后金融发展与经济增长之间的因果关系进行检验。从目前已发表相关研究文献所采用的实证方法来看，学者们对于金融发展与经济增长关系的研究大多侧重于检验两者之间的格兰杰因果关系，运用VAR模型、误差修正模型来分析金融发展与经济增长之间的影响方向及程度。这些模型有一个共同的缺陷是：由于参数固定，研究无法反映出在一国经济发展的不同阶段，金融发展对经济增长的影响变化程度。本文的研究则是在因果检验基础上再建立状态空间的变参数模型对不同时期印度金融发展与经济增长之间的影响方向和程度进行动态考察，将印度经济金融改革、外部政策调控对国内经济带来的影响全面地反映出来，更能显示出印度实际经济运行的阶段性特征及规律。此外，考虑到印度进出口规模变化对本国宏观经济影响较大这一特点，本文在金融发展作用于经济增长等模型中还特别设置对外贸易依存度作为控制变量，对其进行计量分析。
三、样本、变量指标选取与数据说明
金融发展既是一国金融资产等相关指标规模的扩大，也包含着金融结构、金融效率的变化及发展等诸多内容，本文拟从金融资产规模、结构及效率等多个角度考查印度金融发展对经济增长的影响程度。笔者由此选取印度1991—2009年历年人均实际GDP作为衡量经济增长的指标，并在统计方法上取对数处理，以缩小变量值的尺度，降低实证模型的异方差性，记为lnrjgdp。为了更好地体现印度金融发展程度，反映金融深化的过程，本文选取金融相关比率①来衡量其金融发展的规模。按照国际统计惯例，国民财富总量通常用GNP或是GDP表示，金融资产总额包括广义货币、股票市值和债券余额三部分，为了与印度统计口径相匹配，本文选取印度实际GDP代表国民财富总量，M3代表广义货币，股票市值与债券余额同中国国内统计口径基本一致，通过对比得到的金融相关比率记为fir。选取印度证券余额占金融资产总量的比率即直接融资比率来反映印度金融结构的变化情况，记为fig。另外，在哈罗德—多马模型、索洛新古典增长模型以及卢卡斯的内生增长理论中，居民储蓄率都是影响经济增长的重要指标，本文因此用印度的储蓄贷款比作为金融效率指标②，反映一国金融运行服务于实体经济的能力，记为cdb。同时，考虑到20世纪90年代后印度加大了改革开放力度，积极发展对外贸易，进出口总额迅速增加，对印度本国经济增长的作用越来越大，本文特选取对外贸易依存度作为控制变量，避免由于遗漏重要的解释变量而使模型估计结果偏离实际情况，对外贸易依存度是实际进出口总额与GDP之比，记为wm。
在本文所搜集整理的1991—2009年印度相关年度数据中，实际人均GDP、实际进、出口规模来源于WDI世界发展数据库(均以2004年不变价格折算)；印度的广义货币、股票市值、债券余额、储蓄总额及银行贷款总额等数据来源于印度统计局和印度证券交易委员会出版的：印度经济统计手册(《Handbook of Statistics on Indian Economy 2010》)和印度证券市场统计手册(《Handbook of Statistics on the India Securities Market 2009》)。
四、印度金融发展与经济增长之间因果关系分析
笔者首先运用格兰杰因果关系检验法对印度金融发展与经济增长的关系进行检验。格兰杰因果关系检验的判断依据是，如果自变量的滞后值有助于解释和预测因变量，则该自变量就是引起因变量发生变化的格兰杰原因。根据这个原则，印度金融发展与经济增长之间格兰杰因果关系检验的模型及原假设如下：
金融发展作用于经济增长模型：
如果原假设成立，则金融发展不是经济增长的格兰杰原因。
经济增长作用于金融发展模型：
原假设：
如果原假设成立，则经济增长不是金融发展的格兰杰原因。
在公式(1)～(4)中，t表示时间，i表示滞后阶数，m表示滞后总阶数，α、β、χ、δ、γ为系数，ε为随机误差项。
在合适的滞后阶数下，可以运用F统计量或者
。统计量对因果关系进行检验：当F统计量或者统计量的P值小于显著性水平(常用1％、5％、10％)时拒绝原假设，存在因果关系，否则不存在因果关系。
为了避免时间序列的“伪回归”现象，只有在平稳变量或者存在协整关系的非平稳变量之间进行格兰杰因果关系检验的结论才是可靠的。因此，在因果检验之前本文在此处先运用Eviews6.0检验变量的平稳性和协整性。
常用的平稳性检验法是Dickey、Fuller(1981)提出的单位根ADF法，检验方程滞后阶数按照AIC和SC最小的原则来确定，检验结果显示：lnrjgdp、fir、fjg、cdb、wm都不平稳，但它们的一阶差分都平稳，即变量是一阶单整的，它们之间可能存在协整关系(见表1)。
对于多元模型，本文运用Johansen提出的利用特征值和迹统计量进行协整检验方法，对变量之间的协整关系进行检验，结果表明：在5％的显著性水平下，“无协整向量”和“至多1个协整向量”的原假设均被拒绝，五个变量之间存在两个协整关系(见表2)。
在验证lnrjgdp、fir、fig、cdb、wm存在协整关系后，笔者再运用卡方检验法检验印度金融发展与经济增长的因果关系，结果发现：金融发展作用于经济增长模型的原假设显著被拒绝，这说明印度金融发展，包括规模、结构、效率都会对经济增长产生一定的作用；在印度经济增长作用于金融发展模型的原假设中，只有金融规模和金融结构的原假设被拒绝，金融效率的原假设没有被拒绝，本文因此判断印度经济增长因素对金融规模和金融结构有影响，对金融效率的影响不明显(见表3)。
五、印度金融发展与经济增长之间的动态关联分析
格兰杰因果关系检验解释了印度金融发展与经济增长关系中谁是因、谁是果的问题，但并没有指出这种因果关系到底是正影响还是负影响，而且在变量动态发展过程中，在经济发展的不同阶段所表现出来的影响程度和影响方向也不会完全一致。考虑到这些因素，本文尝试在因果关系检验的基础上建立状态空间的变参数模型分析印度金融改革后的不同阶段里，金融发展对经济增长的影响程度和影响方向③。由格兰杰因果检验可知，20世纪90年代以来印度金融改革所导致金融规模、结构、效率的变化都对经济增长起到了促进作用，但是印度经济增长只对金融规模、结构有影响，对金融效率的影响不明显。因此，本节建立金融规模、结构、效率作用于经济增长和经济增长影响金融规模、结构的变参数模型分析印度金融发展与经济增长的动态关联性。
金融规模、结构、效率作用于经济增长的变参数模型：
在公式(5)～(10)中，t表示时间，φ为常数项、f为可变参数，即状态变量，在状态方程中采用递归形式，μ、ν分别为观测方程和状态方程的随机误差项。
在这里本文运用卡尔曼滤波算法对变参数模型进行估计，结果显示：三个模型所有参数均高度显著，AIC、SC、HQ值也比较小，从各自模型中提取的标准化残差进行单位根检验后也具有平稳性，模型的估计结果稳健、可靠，变量之间存在变参数的协整关系(参见表4)。
笔者此处对印度金融发展与经济增长之间状态空间模型的变参数做如下分析，以探索两者之间的动态关联机制：
首先，从金融规模与经济增长相互影响模型的变参数估计结果来看，1991—1996年印度金融规模作用于经济增长模型的变参数估计结果发生过较大的波动，尤其是1994年变参数估计结果为－4.20④，本文认为这种情况的出现与20世纪90年代初印度政府对本国金融体系进行大刀阔斧的改革有重大关联。从历史上看，印度的金融体系正是在这几年发生了重大的变革⑤，改革措施的接连出台，短期内引发了印度金融市场的震荡，使印度国内的经济增长出现明显起伏。在度过这段金融经济运行不稳定的时期后，从1997年开始，印度金融规模的变化对经济增长的促进作用开始显现，并一直延续下去，最终稳定在0.26左右⑥。在亚洲金融危机之后印度经济复苏时期的1999—2001年间，变参数估计结果均保持在0.58以上，金融规模的发展对经济增长起到了积极的促进作用。
而在经济增长对金融规模的作用方面，样本期间印度经济增长作用于金融规模的变参数估计结果平均在2.65左右，即当印度人均实际GDP上涨1％时，金融相关比率提升2.65个百分点，由此可见，印度经济增长对金融规模发展的作用远大于金融规模发展对经济增长的作用(见图1)。
图1 印度金融规模与经济增长相互影响模型的变参数估计结果
注：左轴为金融规模作用于经济增长模型的变参数估计结果，右轴为经济增长作用于金融规模模型的变参数估计结果。
其次，从金融结构与经济增长之间的动态比较关系来看，从两者相互影响模型的变参数估计结果中可以看出，20世纪90年代初期印度金融结构作用于经济增长模型的变参数估计结果由于金融市场的巨大变化而出现明显的起伏特征，1994年变参数估计结果为4.34，这就意味着当直接融资比率上升1个百分点时，人均实际GDP上涨4.34％，这主要是因为印度金融改革后直接融资比率迅速上升促进了经济增长的缘故。但从1997年开始印度直接融资比率又出现了一定程度的下降(这其中尤其是以债券市场发展增速下降最为明显)。
直到从2004年开始，随着印度的外汇管理局(ECB)放宽针对印度企业去海外发行债券的融资规定、印度证券交易委员会(SEBI)废除了原有市场中“关于债券工具通过公募发行应该要有最低投资等级的规定”以及印度财政部等机构在原则上通过取消外国投资机构在印度购买国债和其他商业债券的原有限制，彻底向国外投资者打开本国债券市场等相关扶持政策的出台，印度的债券市场发展势头又逐渐增强，直接融资比率开始有所增长，它对经济增长的负面影响越来越小。从计量结果来看，印度经济增长作用于金融结构模型的变参数估计结果均为负数，这说明印度直接融资市场发展步伐相对于印度经济增长水平而言是滞后的，但从趋势来看这种滞后程度有缩小倾向(参见图2)。
图2 印度金融结构与经济增长相互影响模型的变参数估计结果
注：左轴为金融结构作用于经济增长模型的变参数估计结果，右轴为经济增长作用于金融结构模型的变参数估计结果。
第三，印度金融效率作用于经济增长模型的变参数估计结果基本为负数，本文认为这是因为印度的储蓄贷款比长期偏高的缘故。数据显示，在样本期间内(1991—2009年)印度平均储蓄贷款比高达0.98，流动性的过剩状态导致了在这一时期印度的通货膨胀比较严重，(在近20年中，印度的平均通货膨胀率为7.5％，高于国际惯例5％的临界点)，从而给印度经济增长带来一些负面影响。从变参数的动态发展趋势看，这种负影响并不太大，变参数估计结果的平均值为－0.14，这表明印度的储蓄贷款比率指标相对于其经济增长速度而言并不算太高，在促进本国经济增长的同时对宏观经济造成的负效应不太严重。(参见图3)
图3 印度金融效率作用于经济增长模型的变参数估计结果
六、主要结论及建议
在金融改革后的20年里，印度的金融资产规模、结构及金融市场运行效率均有了很大的变化和发展，使其国内经济增长水平得以迅速提高，这充分体现出印度金融改革的价值所在。根据发展经济学理论，通常情况下金融发展与经济增长之间的关系要受到诸如政治经济制度、文化法律传统以及银行机构与资本市场在金融体系中的融资地位等多元因素的影响，因此即使是同一个国家，金融发展与经济增长之间的因果关系在不同经济发展阶段条件下的情况也可能会有较大不同。本文引入特定的金融规模、金融结构与金融效率等变量指标并对印度金融发展与经济增长之间关系进行探讨，得出以下结论：
第一，印度金融规模、结构发展与经济增长之间存在着双向的格兰杰因果关系，这种相互影响的方向和程度在印度经济发展过程中呈现出阶段性的差异。在经历了20世纪90年代初的几年由于金融市场改革对印度经济增长带来的短暂负面影响后，从1997年开始印度金融规模的扩大显著地促进了国内经济的增长⑦。但是，印度经济增长对金融规模发展的作用要远大于金融规模发展对经济增长的作用。
究其原因，作者认为这是经济增长对金融规模发展形成促进作用的必然结果：即当人均实际GDP增长到一定程度、人们的基本生活需要得到满足后，社会上大量闲置资金就会寻找保值增值的渠道，对各类金融资产的需求相应增加，因而较大幅度促进了金融规模的扩大。这符合美国经济学家帕特里克(Patrick,1966)在分析金融发展与经济增长关系问题上提出的“需求追随型模式”特点，即随着经济总量的增长及发展方式的变化，市场主体会逐渐产生对金融服务的需求而且金融资产规模也将随之相应增加。
但是印度经济增长则是诸多因素共同起作用的结果：出口规模的不断扩大，政府政策上鼓励外商投资，加大引进国外先进技术促进企业科技创新实现产业升级等等，这些因素综合起来共同拉动了印度的内需，促进了印度的经济增长。金融规模的扩大在这里确实起到了融通资金的润滑作用，但不是促进经济增长的最根本原因。
第二，印度政府在金融市场改革中制定的“间接融资与直接融资相结合”策略对于完善融资体系与促进本国金融发展方面极具战略意义。通过在政策上对资本市场发展的引导及扶持，印度政府有效地推进了本国股票及债券市场的发展，显示出政府在资本市场建设和发展过程中突出的主导调节作用。然而应当指出的是，虽然从绝对规模上看，在金融改革之后的20年时间里，印度资本市场得以较快发展(尤其是股票和政府债券市场)，直接融资占本国金融体系融资结构中的比重有了较大程度地增长，但是从计量结果上看，印度的直接融资比率与经济增长之间仍存在负相关关系，对经济增长带来了一定程度的负面效应，其对经济增长的贡献度未能与印度经济增长所对应阶段相匹配。这说明受到传统融资结构的影响(印度曾是银行主导型融资模式的典型国家)，直接、间接融资方式在印度的融资结构中仍然未达到一个均衡状态⑧。
第三，印度的金融效率(储蓄贷款比)与经济增长之间格兰杰因果关系是单向的，经济增长对金融效率的影响作用不明显⑨，印度金融效率(储蓄贷款比)也对本国经济增长具有较小的负影响⑩。因此，印度的经济发展还无法说能够做到非常富有效率，达到较为理想的高增长低通胀状态。
同样作为金砖成员国的中国，与印度经济发展规模特点及进程非常相似，两国的金融市场改革大都包含了：减少政府干预、促进金融机构由一元化向多元化格局转变、推进金融机构企业治理改革、利率市场化改革、加快资本市场发展、保护投资者的利益、重塑金融监管体系及扩大金融市场投资开放度等内容，中印在改革开放后的经济发展显然都得益于金融体系的市场化改革。中国的金融改革已使金融业基本上实现了由计划经济体制向市场经济体制的过渡，中国金融业一方面已经发展成为国民经济的核心产业，同时金融资产总规模、金融中介机构运作效率的提高也对中国经济的发展提供了极大的支持作用。国内数据显示，进入21世纪以来中国的金融发展速度很快，经济增长幅度也大大高于世界发达国家的增速。
然而，从目前国内金融结构中直接、间接融资的比例看，我国也同样面临着实体经济运行对银行机构融资依赖程度仍然较大的问题，直接融资对国内经济增长的贡献度还有待提高。
由此本文认为，我国应进一步加快直接融资市场建设，健全股票融资、交易和竞争机制，构建多功能的直接融资平台，同时要加强债券市场特别是公司债券市场的培育力度，建立起直接和间接融资协调发展的金融运行模式。此外，鉴于当前我国经济增长过程中也伴随着一定程度的通胀影响压力，因此中国人民银行制定和执行货币政策时需要注意结合经济发展的不同阶段实施恰当的货币政策，在保持金融运行效率的同时兼顾经济增长与抑制通货膨胀的双重战略目标，从而促进我国经济增长效率的进一步提高。
注释：
①该指标是某一时点现存的金融资产总额与国民财富总量的比例。
②金融效率包含着丰富的内涵，20世纪90年代末中国学者开始对金融效率的概念进行多元化的探讨与界定。从宏观层面来看，王广谦(1997)认为，金融效率是指金融运作的能力；杨德勇(1999)认为，金融效率是指一国金融整体在国民经济运行中所发挥的效率，即把金融要素(人力、物力、各类金融资产的存量和流量)的投入与国民经济运行的结果进行比较分析；李木祥等(2004)认为，金融效率就是资金融通的效率；白钦先(2000)认为，金融效率为金融资源在经济系统与金融系统以及金融系统的内部系统之间配置的协调度；郑旭(2005)认为，金融效率就是金融资源(货币和货币资本)的配置达到帕累托最优状态，云鹤等(2012)还构建了包涵金融效率测算的经济增长模型，并将金融效率切分为资金转化效率、资金配置效率和资金分置效率等三个侧面。因此，在实证研究中对金融效率进行多层次的分解并有所侧重是合理的。综合前人的研究成果，本文认为金融效率是指资金融通和运用的效率，主要考察宏观层面的金融效率，即金融体系资金融通状况对国民经济整体运行的促进效率。本文中印度金融效率指标用储蓄贷款比来表示，描述的是金融中介将储蓄转化为贷款的效率，反映印度金融中介效率(考虑到没有合适的指标来考察印度证券市场吸引储蓄资金的效率以及在大多数样本选取期间里印度证券市场规模相对较小、金融结构指标可以间接弥补其缺陷等原因，本文认为储蓄贷款比是印度金融效率的一个较好衡量指标)。
③状态空间模型与传统回归方法相比最大的优越性在于参数是随时间的变化而变化的，这显然更符合对实际情况的变化描述要求。该模型的基本建模思路是构建两条方程，一条是观测方程，与传统的回归模型类似，不过参数是可变的，这个可变参数称为状态变量，另一条是状态方程，即可变参数的回归方程，运用卡尔曼滤波算法进行估计，反映参数的动态变化特征。
④这意味着当金融相关比率上升1个百分点时，人均实际GDP下降4.20％，金融规模作用于经济增长反而是负影响。
⑤从1991年开始的金融改革使印度金融体系运行机制由原来的政府主导管理模式开始转向以市场自我调节为主。在印度银行业改革方面，银行业市场利率管制得以消除，外资银行、私营企业资金进入银行业经营领域极大地改变了市场竞争格局。在金融市场改革方面，1992年印度废除了原来针对股票发行的管制法案：《资本发行控制法案(1947)》，不再对新股发行定价进行行政干预，同时推出了一系列新型高风险金融产品并开始在市场中引入境外投资者，在增强了市场流动性的同时也加剧了市场竞争。
⑥只是在1998年变参数估计结果为0.17，为1997年后正影响的最低值，笔者判断这是因为1997年年底爆发的亚洲金融危机的负面影响，造成了印度金融规模发展对经济增长的作用力度有所减弱。
⑦自1997年至2009年的大多数年份里，印度金融规模提升1个百分点时，实际人均GDP上涨超过0.17％；而随着印度经济的快速增长、居民生活水平的不断提高又反过来刺激本国金融规模的不断扩大，大多年份印度经济增长1％时，金融规模扩大超过2.6个百分点。
⑧印度直接融资市场(尤其是债券市场)具有较强的政府干预型特征，印度政府在市场建设和发展过程中的管制主导作用很突出，是市场发展建设过程中重要的决策者、组织者和政策实施的关键推动者。而一旦政府在某个阶段放松对市场管制或对市场做出政策倾斜的时候，印度的直接融资市场同样也会有一个良好发展的态势，因此该市场的发展呈现出较明显的阶段性特征。
⑨经济增长对金融效率即“储蓄贷款比”不起明显作用的主要原因，本文认为这是由于印度的信贷投放规模从属于其中央银行的货币政策，信贷投放规模很大程度上是受中央银行控制的，这种货币政策操作外部性的影响，可能冲抵了印度经济增长对储蓄贷款比的作用效果。
⑩从实证结果看，当印度储蓄贷款比上涨1个百分点时，人均实际GDP平均下降0.14％。金融改革后的20年中，印度平均0.98的储蓄贷款比在刺激经济增长的同时伴随着平均7.5％的通货膨胀率，如果能在保持经济快速增长的同时考虑如何抑制过高通货膨胀的影响，将储蓄贷款比控制在合理的范围内，印度的经济增长将更平稳并富有效率。
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