金融發(fā)展與社會福利關系研究
——基于規(guī)模和效率的門檻效應分析?

梁 鹢

內容提要：文章基于1995～2014年我國24個省市的面板數據，分別探究了當全國范圍和東、中、西部三大區(qū)域內的金融規(guī)模和金融效率發(fā)生變化時，金融業(yè)發(fā)展對于居民社會福利水平產生的影響。研究發(fā)現，規(guī)模和效率無論是直接影響還是通過促進金融發(fā)展的間接影響，都可以起到提升社會福利水平的作用，但是這種關系并非線性。經過門檻效應分析可以得出，在全國范圍內，金融規(guī)模顯著呈現倒U型特征，金融效率顯著呈現J型特征；在東、中、西部三大區(qū)域內，這種特征會因為經濟、地理、資源的差異而有些許改變，但是總趨勢卻是一致的。

一、引言

改革開放以來，我國金融業(yè)整體實力不斷增強，發(fā)展水平持續(xù)提高：1978～2017年的40年間，我國廣義貨幣(M2)余額由0.11萬億元激增至167.68萬億元；2007～2016年的10年間，我國金融業(yè)增加值占比由5.6%上升至8.3%；2017年，我國人民幣存、貸款分別增加13.51萬億元和13.53萬億元，以人民幣進行結算的跨境貨物貿易額和服務貿易額分別為3.27萬億元和1.09萬億元，可以說金融業(yè)既成為拉動經濟增長的重要力量，又扮演著服務實體經濟、增進居民幸福感的關鍵角色。隨著福利經濟學的興起和深入，不少學者開始著眼于金融系統(tǒng)與社會福利關系的探索，發(fā)現金融業(yè)的發(fā)展在一定程度上可以促進福利水平的提升，認為前者的進步可以增進后者，而前者的缺失則會抑制后者。但是值得注意的是，霍爾(Hall，2014)在研究了美國近130年的數據后發(fā)現其金融業(yè)增加值占比長期保持在4%～6%，這與我國不斷攀升的金融業(yè)貢獻率形成了鮮明對比。那么我國金融業(yè)發(fā)展是否存在著最優(yōu)結構，它與社會福利水平之間是否存在非線性關系？這些問題亟待解決。

綜上所述，探索我國金融業(yè)發(fā)展與社會福利的相互關系具有極為重要的理論和現實意義。因此，本文在研究二者相關性的同時，考慮了金融業(yè)規(guī)模和效率兩種因素，基于1995～2014年我國省際面板數據、利用門檻效應分析法，測度了全國和東、中、西部三個區(qū)域內金融發(fā)展對社會福利水平的作用效果，并指出此類研究的政策意義。

二、文獻回顧

金融對于國家和地區(qū)的發(fā)展具有舉足輕重的關鍵作用，帕尼基拉齊斯(Panigyrakis，2002)也曾提出健康的金融體系有助于提升居民福利水平。整理文獻可以發(fā)現，各國學者在這個領域的研究主要集中在以下兩個方面：一是金融發(fā)展對狹義社會福利水平的影響?，F代經濟學通常認為幸福感的提升主要來源于當地經濟的增長和收入差距的減少。對于前者而言，熊彼特(Schumpeter，1911)開創(chuàng)性地提出金融體系的構建是經濟發(fā)展的基石，更是引導生產要素不斷集中的手段。麥金農(Mckinnon，1973)和肖恩(Shaw，1973)以發(fā)展中國家為研究對象，通過建立金融深化理論模型進一步闡釋了金融部門是如何與實體經濟形成良性循環(huán)的。也有學者提出不同意見，圣梅羅(Santomero，2000)認為金融業(yè)的欠缺發(fā)展、過度發(fā)展或不均衡發(fā)展均會給經濟帶來不同程度的抑制和危害。對于后者，國外多以高收入者和低收入者作為收入差距的研究對象，而中國學者多以城鄉(xiāng)居民進行界定。班納杰(Bannerjee，1993)和艾金(Aghion，1997)的研究均表明，由于信息不對稱和交易成本過高而產生的信貸約束會嚴重影響低收入者，因此金融業(yè)的發(fā)展有助于縮減收入差距。在國內，王小斌(2017)以空間杜賓模型為基礎，提出在長周期中金融發(fā)展有助于改善城鄉(xiāng)收入差距。基于此，劉賽紅(2017)研究了2000～2015年我國31個省市的面板數據得到了相似的結論。然而孫永強(2012)從我國城鄉(xiāng)二元結構出發(fā)，采用VECM模型進行實證分析后發(fā)現，整體金融發(fā)展水平的提高將擴大城鄉(xiāng)居民的收入差距。二是金融發(fā)展對廣義社會福利水平的影響。從上述文獻中可以看出，金融發(fā)展的確會對狹義的社會福利水平產生顯著影響，但是這種影響的作用效果和作用方向尚無定論。所以，國內外學者開始嘗試針對定義更加廣泛的“福利”概念進行研究和探索。2006年，聯合國強調了金融業(yè)所帶來的福利效應，并提出了“構建普惠金融體系”的構想。格巴(Gerba，2013)利用結構向量自回歸模型探究了美國、德國等6個發(fā)達國家的城市中金融與福利的內在關系，發(fā)現二者具有一定的“互補性”。在我國，李猛(2008)、黃瑩(2013)等人基于“金融寬度”提出了金融服務可達性概念，進而從測度方法和作用機制兩方面完善了金融發(fā)展的福利效應分析。

從文獻綜述中不難看出，國內外學者在金融發(fā)展與社會福利關系的探索中已經積累了一定的成果，但是依然存在兩點不足：一是在廣義社會福利定義下對于二者關系的研究較為寬泛，結合我國實際金融發(fā)展狀況的實證文章較少；二是對于二者相關性的刻畫尚存不足，對于現階段我國金融規(guī)模和金融效率能夠帶來的福利效應的描述也不夠詳盡。

三、理論模型

對于金融發(fā)展的研究本文嘗試引入總生產函數進行分析和研究：

Y=M[K，N(D1，D2)L]

(1)

式(1)中，Y代表經濟總產出，K代表資本投入總額，D代表金融業(yè)發(fā)展水平，L代表勞動力投入總量。其中，對于變量D的測度分為金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率，分別用D1和D2表示，且與D存在D=N(D1，D2)的關系。

又令y=Y/L，k=K/L，d=D/L，則得到式(2)：

y=m[k，n(d1，d2)]

(2)

同金融發(fā)展函數一樣，為了能夠在盡量少的假設前提下建立社會福利函數，本文從古典社會福利函數出發(fā)，發(fā)現W=U(s1)+U(s2)+…+U(sn)，其中，W代表居民社會福利水平，U代表收入的效用函數，si代表居民收入水平。假定可以將區(qū)域居民整體的福利水平以當地的均值表現，且中央政府的最終目標是實現居民社會福利最大化，那么可以得到式(3)：

(3)

式(3)中，F=F(s)代表收入分布的概率分布函數。對于效用函數U=U(s)，假定居民收入水平不變、相關基尼系數可得且最終目標是社會福利最大化，那么居民的邊際效用就可以使得相關收入分布函數唯一確定，其表達形式借鑒趙志君的做法(2011)，可以令F′(s)=1-[U′(s)U′(sm)]，可得式(4)：

(4)

式(4)中，R(sm)=U(sm)-U′(sm)sm，R(sm)代表消費者剩余，U(sm)代表最低收入情況下給定的效用函數，s代表平均收入水平，sm代表最低收入水平，G代表基尼系數。本文所構建的函數從古典社會福利函數出發(fā)，形成了一個由最低收入者福利、平均收入水平和基尼系數組成的社會福利函數，更加適用于對金融發(fā)展和社會福利關系的研究。

綜上所述，假設經濟系統(tǒng)中政府的目標是實現無限時域上居民的社會福利最大化，那么其最終目標和約束條件可以簡單表達如式(5)：

(5)

另外，假定廠商的決策原則是利潤最大化和零利潤，那么均衡水平時勞動的實際收入等于其邊際產出，故收入表達為s=?Y/?L，結合金融業(yè)相對發(fā)展水平r=D/K，可發(fā)現?s/?r>0，?W/?r>0。可以看出在長時間周期中，整個社會福利水平的提升是依賴于金融業(yè)發(fā)展進步的，顯然，其規(guī)模和效率也會在不同程度上增進該水平。但是，二者的相關性是線性還是非線性的呢？這依然需要計量模型和實證分析進行驗證。

四、研究設計和實證分析

(一)模型設定

若不考慮其他因素的影響，忽略各部門間的差異，并用αi分別表示每個項目對當地社會福利水平的邊際貢獻率，則可用下式的基本計量模型考察城鄉(xiāng)金融發(fā)展與社會福利水平的關系：

dW=α1dG+α2dsm+α3dY+α4dK+α5dL+αjdDj

(6)

不難發(fā)現W的水平量與其他指標的水平量具有穩(wěn)定的關系，同時金融發(fā)展往往具有一定的滯后性，所以本文引入社會福利的滯后一期并設定如下基礎計量模型：

Wit=α0+α1Git+α2sm，it+α3Yit+α4Kit+α5Lit+α6Wi(t-1)+α7Di(t-1)+αjDj，i(t-1)+μit

(7)

雖然長期以來金融業(yè)的進步對于社會福利水平的總體作用是積極的，但是金融業(yè)規(guī)模和效率對于總體發(fā)展程度與社會福利水平之間相關性的影響不能確定。本文采用漢森(Hansen，1999)提出的面板門檻回歸模型，將規(guī)模和效率變量納入分析框架，構建如下門檻面板模型：

Wit=β0+β1Git+β2sm，it+β3Yit+β4Kit+β5Lit+β6Wi(t-1)+β7Di(t-1)I(Dj，i(t-1)≤γ1)+β8Di(t-1)I(γ1

(8)

式(8)中，Di(t-1)表示金融發(fā)展總體水平，Dj，i(t-1)中j=1，2時分別表示金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率，γ表示不同門檻區(qū)間下的門檻值。

(二)數據來源與變量選取

在截面數據上，考慮到農村金融數據較難收集，所以本文選取了24個省份的城鎮(zhèn)數據，其中剔除的省份(西藏、湖南)主要是因為其部分指標數據無法得到；在時間序列上，由于1995年《中國人民銀行法》頒布，再結合大多統(tǒng)計數據均截至2014年的統(tǒng)計現狀，所以本文選取1995～2014年的相關數據。

D表示金融發(fā)展水平，D1和D2分別表示金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展效率，僅根據某一種方式衡量規(guī)模和效率會存在偏差，故本文將采用兩種指標的綜合值進行表達(見表1所示)。

表1 金融發(fā)展水平變量

表1中，GDPi，r是地區(qū)r內的當年生產總值；ni，r是地區(qū)r內的金融機構數量；Yi，r、Yi分別是地區(qū)r的金融業(yè)總產值、全國金融業(yè)總產值；Xi，r、Xi分別是地區(qū)r的金融業(yè)從業(yè)人數、全國金融業(yè)當年總從業(yè)人數；sdi，r是地區(qū)r的儲蓄總額；lbi，r是地區(qū)r的貸款余額。

另外，本文還控制了其他可能影響當地居民社會福利水平的變量：(1)用consun表示消費水平，利用最終消費支出占GDP的比重反映消費帶給當地居民的福利水平；(2)用educ表示教育水平，考慮到國家教育經費的多少能夠在一定程度上反映居民所能享受到的教育程度，故用該值表示；(3)用medic表示健康水平，衛(wèi)生費用往往代表了當地對醫(yī)療重視的程度，故越高的費用支出表示越充分的保障；(4)用envir表示環(huán)境水平，考慮到研究對象包含農村等地煤炭的使用量依然是主要部分，故利用該值反映當地環(huán)境水平。

數據來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國金融年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》《中國固定資產投資統(tǒng)計年鑒》《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國教育經費統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生和計劃生育統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》及各省歷年《統(tǒng)計年鑒》。

(三)單位根檢驗與協(xié)整檢驗

為了防止面板數據由于不平穩(wěn)而產生偽回歸，本文對全國范圍內的所有變量進行單位根檢驗，發(fā)現經過LLC、PP Fisher、ADF Fisher和IPS四種檢驗后，變量的二階差分均能夠在1%的顯著性水平下拒絕“存在單位根”的原假設，即面板數據為平穩(wěn)序列(檢驗結果見表2)。

表2 全國范圍單位根檢驗

基于上述前提，本文分別采用Kao檢驗和Pedroni檢驗對數據進行協(xié)整分析，發(fā)現兩種檢驗方式均在1%的顯著性水平下拒絕“不存在協(xié)整關系”的原假設，也就是說這些變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，即方程回歸殘差是平穩(wěn)的，在此基礎上對上述方程進行回歸結果將比較精確。

表3 面板協(xié)整檢驗

(四)門檻效應檢驗

在式(8)的基礎上，按照不同的研究對象將模型分為Model 2和Model 3，分別表示在全國范圍內金融規(guī)模和效率在金融發(fā)展對于社會福利水平影響中所起的作用。作如下假設：假設(a)：模型不存在門檻值；假設(b)：模型存在一個門檻值；假設(c)：模型存在兩個門檻值。

表4 門檻效應檢驗

注：Bootstrap設定為2 500。

由表4可以看出在全國范圍內，對于Model 2而言，在原假設為a時，p值等于0.0176，即在5%的顯著性水平下可以拒絕原假設，即此時可以判定存在一個以上的門檻，但是在原假設為b時，p值為0.1128，并不能拒絕原假設，故停止門檻效應檢驗，僅存在單一門檻；同理，對于Model 3而言，在原假設為a時，p值等于0.0004，即在1%的顯著性水平下可以拒絕原假設a，在原假設為b時，p值等于0.0959，即在10%的顯著性水平下可以拒絕原假設b，但是在原假設為c時，p值等于0.7216，并不能拒絕原假設，故此時存在雙重門檻， 在此基礎上得到表5。

表5 門檻個數與置信區(qū)間

為了更加清晰地表述上述值與區(qū)間的構造過程，本文借助似然比函數圖進行表示：

圖1 Model 2單一門檻估計值和置信區(qū)間

圖2 Model 3雙重門檻估計值和置信區(qū)間

由Hausman檢驗可以發(fā)現(見表6)，p值均為0.0000，即在1%的顯著性水平下可以拒絕原假設，故在進行回歸時采用固定效應的面板門檻模型(最終結果如表7所示)。

表6 Hausman檢驗

表7 全國范圍模型回歸結果

表7中，Model 1表示線性模型，雖然由表4、5已經清楚金融規(guī)模和效率對于金融發(fā)展程度和社會福利水平之間的關系應當是非線性的，為了方便進行對比特設定此組模型?？梢钥闯鲈诖思僭O下，金融業(yè)總體發(fā)展水平在其規(guī)模和效率的影響下都能夠顯著促進社會福利水平。

Model 2表示金融規(guī)模對于金融發(fā)展程度和社會福利水平關系的影響。從Model 2(I)可以發(fā)現，規(guī)模具有一重門檻效應，即在45.7869之前金融規(guī)模的擴大會為金融發(fā)展對社會福利水平的促進作用提供積極的影響；而在該值之后則會產生“量性發(fā)展有余，質性發(fā)展不足”的情形，考慮到金融規(guī)模的過度發(fā)展不僅會導致資源的浪費和成本的提升，還會由于系統(tǒng)性風險的增加而帶來一系列負效應；因此，從回歸結果中可以看出全國范圍內金融規(guī)模呈現的是一個由0.0341過渡至-0.0079的倒U型特征，即欠缺發(fā)展會令經濟增長和其他產業(yè)革新缺乏動力，而過度發(fā)展則會導致行業(yè)體態(tài)臃腫、供需關系不匹配等一系列問題，使得金融業(yè)的發(fā)展反而對社會福利水平產生不利影響。為了確保結果的穩(wěn)健性，本文將數據平滑滾動三年后得到Model 2(II)，在此基礎上重復上述回歸過程后發(fā)現無論是門檻值還是回歸結果都相差不大，結果是可信的。

Model 3表示金融效率對于金融發(fā)展程度和社會福利水平關系的影響。從Model 3(I)可以看出,效率具有二重門檻效應，即在71.5978之前效率的提升會使金融發(fā)展對于社會福利的作用是負面的；71.5978～106.5975時，效率提升所產生的積極作用開始顯現；而在這之后，其作用雖然開始減弱，但是依然與早期擴大金融規(guī)模所起的作用是相仿的?？梢钥闯?，其實金融效率的影響呈現的是一個J型曲線，這與諸多文獻及相關直覺是一致的：在早期，金融業(yè)十分脆弱，抵抗風險的能力也很差，追求金融效率的過程中所滋生的更多新的、復雜的、傳染性更強的金融風險必然會對整個行業(yè)產生沖擊，進而影響居民的社會福利水平；而當體系不斷得以構建、環(huán)境逐漸得以穩(wěn)定之后，金融風險開始得到有效抑制，而效率提升以及金融創(chuàng)新則會在行業(yè)發(fā)展和社會福利二者的關系間起到顯著的促進作用。這種作用也存在著邊際遞減的特征，但卻是最能為社會福利水平帶來正效應的關鍵因素之一。同樣，此處本文也將數據平滑滾動三年后得到Model 3(II)，發(fā)現無論是門檻值還是回歸結果都相差不大，即結果是可信的。

五、基于區(qū)域層面的分析

考慮到我國地域遼闊，各省市的地理位置不同、經濟發(fā)展水平各異，本文從東、中、西部三個區(qū)域再進行回歸和分析。經過一系列檢驗步驟后，分別得到表8、9的東、中、西部門檻值與置信區(qū)間，其中Model 4、7，Model 5、8，Model 6、9分別反映了東、中、西部地區(qū)的金融規(guī)模和效率對金融發(fā)展程度和社會福利水平二者間關系所產生的影響。

表8 東、中、西部的金融規(guī)模門檻檢驗

表9 東、中、西部的金融效率門檻檢驗

由表8、9可以發(fā)現在區(qū)域層面上，不同區(qū)域的門檻數量和置信區(qū)間不僅與全國范圍內的該值存在一定的差異，而且組間也不盡相同。為了探討這樣的非線性關系是否會對回歸系數和符號產生影響，本文對相應模型進行回歸，得到表10(見表10)。

由此可以發(fā)現：(1)對于東部地區(qū)而言，顯然金融規(guī)模和效率都可以在不同程度上促進金融發(fā)展水平的影響效果。前者存在單一門檻，在跨越門檻后促進效果由0.0207衰減至0.0103，雖然并沒有像測度全國范圍時達到抑制的程度，但是總體趨勢是走低的，依然體現了邊際規(guī)模遞減的特性。而后者存在雙重門檻，在尚未跨越第一門檻前其影響效果并不顯著，也就是說即使在經濟發(fā)展較快的東部地區(qū)，初期的金融體系與環(huán)境依然比較脆弱，效率的提升尚不能為其帶來明顯的推動作用。隨著跨越第一重門檻71.5940，其影響力開始顯現，即便之后有從0.0267下降到0.0163的過程，但是其效果的持續(xù)性和重要性是毋庸置疑的。(2)對于中部地區(qū)而言，其門檻效應檢驗結果與全國范圍的檢驗結果最為接近，本文認為這是由于中部地區(qū)的金融業(yè)發(fā)展較為穩(wěn)定，少有東、西部地區(qū)相關數據波動較大的情況出現，因此金融規(guī)模呈現由0.0391衰減至0.0209進而產生-0.0008的抑制作用的影響趨勢。值得注意的是，金融效率在中部地區(qū)并不存在門檻值，可以將其視為是一個能夠顯著影響金融發(fā)展程度并且對居民社會福利水平推動能力極強的動力。(3)對于西部地區(qū)而言，可以發(fā)現金融規(guī)模是無門檻的，其作用為正效應，這是因為西部地區(qū)普遍金融發(fā)展水平落后，無論是覆蓋廣度還是深化程度都不足以匹配當地的經濟發(fā)展水平和人民生活水平；而金融效率存在單一門檻，其作用由負轉正，這是因為考慮到提升金融效率、鼓勵機制創(chuàng)新的同時會帶來一定程度上的對金融體系穩(wěn)定性的沖擊以及資源、資金的投入，所以金融效率提升的積極作用是逐步、緩慢顯現的，并不是一蹴而就的。另外，當二者的作用都是積極的時候，前者能夠帶來0.2511的促進作用，而后者只能提供0.0121，很明顯這與西部地區(qū)的金融業(yè)發(fā)展現狀是密切相關的。從統(tǒng)計數據來看，中部和西部地區(qū)的組間數據相差不大，但是西部地區(qū)組內的金融業(yè)發(fā)展狀況差異極大，雖然在國家政策扶持下偏遠落后地區(qū)正在大力發(fā)展金融業(yè)，但是欠缺且不成體系依然是這些地區(qū)的現實狀況。因此，從表8中可以看出，對于這些地區(qū)而言，在做好其他工作的前提下，量的提升反而優(yōu)先于質的提升，這是反直覺的判斷，但也是符合當地發(fā)展需要和現況的推斷。

表10 東、中、西部模型回歸結果

六、結論與政策建議

本文利用1995～2014年中國24個省市的面板數據構建面板門檻模型，對我國金融規(guī)模和效率對于金融發(fā)展程度和社會福利水平關系進行了比較和分析，研究結果表明：從全國范圍來看，金融規(guī)模存在單一門檻，呈現倒U型特征；金融效率則具有雙重門檻，呈現J型特征。從區(qū)域范圍來看，東部地區(qū)需要格外注重金融效率的提升，中部地區(qū)發(fā)展趨勢與全國范圍相仿，而西部地區(qū)則在提高效率的同時理應加快擴大金融規(guī)模的步伐。另外，本文做出了穩(wěn)健性檢驗，結果再次支持了以上結論?；谘芯拷Y論相應的政策建議如下：

第一，適度擴大規(guī)模，匹配本地區(qū)其他產業(yè)發(fā)展狀況。從上述研究中可以發(fā)現，金融發(fā)展對于社會福利水平的促進作用是有限的，當超過這個閾值后就會表現為無顯著影響甚至起到抑制作用。因此，應當著眼于本地經濟、社會及產業(yè)的具體發(fā)展狀況，因地制宜地調整金融規(guī)模，使之與前者相聯系和適應。2017年的全國金融工作會議以來，各級領導干部及有關專家學者都在不斷強調“服務實體經濟是金融的本分”這一理念，而對于全國和各省市金融規(guī)模應當如何把控和調配，是亟待解決的問題。在我國經濟結構深度調整的新形勢下，金融發(fā)展規(guī)模與實體經濟增速之間存在著動態(tài)平衡，也與社會福利水平之間保持著密切聯系，所以如果想保持金融規(guī)模的良性發(fā)展就務必堅持“從實體中來，到實體中去”，在提高對實體經濟服務能力的同時實現金融規(guī)模的合理擴張，切忌粗放式、指標式、任務式發(fā)展。

第二，進一步提升金融效率，處理好政府和市場內在關系。如果說金融規(guī)模的擴大是量的增長，那么金融效率的提升則是質的改變。眾所周知，金融效率是金融活動中直接或間接作用于經濟時所顯示的有效功能，一方面反映了金融業(yè)自身的生產效率，另一方面體現了所能產生的經濟效益水平；也就是說，效率的提升會通過資金轉化、配置分置等方式更加合理地引導資金流向并改善金融投資結構，最終提升居民的社會福利水平。因此，相關部門及各金融機構應該更加重視如何進一步提高金融效率這一問題。目前來看，存在著以下三點內容需要改進與完善：一是深化改革。在以推動大型商業(yè)銀行股份制改革為核心、大力推進政策性金融機構和各類金融機構改革的同時，持續(xù)關注利率和匯率的市場化改革，從而提升人民幣匯率的形成機制市場化程度。二是對外開放。無論是小微企業(yè)的融資難問題，還是多個產業(yè)所面臨的轉型升級問題，都需要通過強化金融開放程度來解決。三是體系構建。多層次的金融市場體系有助于促進金融效率，緩釋金融風險，保障金融穩(wěn)定，而金融市場體系的基礎即是貨幣、股票、債券、保險等金融產品，因此，打造協(xié)調、合理、有效的金融產品市場對于金融效率的提升顯得尤為重要。

第三，加強金融監(jiān)管，把控發(fā)展方向，避免短視行為。2018年7月2日，新一屆國務院金融穩(wěn)定發(fā)展委員會成立并召開會議，著重強調了堅決守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的底線。值得注意的是，在促進金融效率和創(chuàng)新的過程中，金融風險在以往是不被重視的一環(huán)，但卻對整個金融業(yè)產生了極大的影響與打擊。因此，在考慮金融發(fā)展與社會福利水平的關系時，除了要考慮規(guī)模和效率，還要重視以下三點：一是政策穩(wěn)定性。在提高對結構性去杠桿過程中正常的、非系統(tǒng)性的風險暴露要提高容忍度，保持政策定力。二是強化監(jiān)管。從全局出發(fā)，不斷建立健全相關法律支持體系，并在此基礎上探索可行、有效的風險監(jiān)管機制，可以極大地降低其在金融發(fā)展各階段對社會福利水平的抑制作用。三是精準處置。在金融市場中，對不同領域、不同市場的風險采取不同的解決辦法，尋求差異化的處理方案，對癥下藥，精準施策。