試析我國經(jīng)濟(jì)增長中金融因子的影響

[摘要]改革開放30多來，在VAR模型中的諸多金融因子中，“金融深化”和信貸擴(kuò)張對我國經(jīng)濟(jì)增長起到巨大推動作用;直接融資與經(jīng)濟(jì)增長因果關(guān)系不顯著;信貸擴(kuò)張與“金融深化”因果關(guān)系較弱，反映出我國貨幣供給的內(nèi)生性;直接融資單向促進(jìn)信貸的擴(kuò)張;直接融資受其他經(jīng)濟(jì)變量聯(lián)合作用的卡方檢驗統(tǒng)計量不顯著，表明我國證券市場與國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行相脫節(jié)，缺乏經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健性。此外，我國信貸政策發(fā)生作用存在較長的外部時滯。因此，相關(guān)部門應(yīng)為我國金融市場的繁榮創(chuàng)造內(nèi)生發(fā)展的環(huán)境并逐步提高金融中介的效率，促進(jìn)資金在各行業(yè)之間的合理配置，為經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整注入內(nèi)生動力，最終實現(xiàn)穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)、促改革、惠民生的宏偉目標(biāo)。

[關(guān)鍵詞]金融因子;經(jīng)濟(jì)增長;計量經(jīng)濟(jì)分析

[中圖分類號]F830 " [文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A " [文章編號]1009—0274（2015）04—0050—06

[作者簡介]谷牧青，男，中央黨校經(jīng)濟(jì)學(xué)部碩士研究生，研究方向：金融學(xué)、國民經(jīng)濟(jì)學(xué)。

現(xiàn)代市場經(jīng)濟(jì)中金融因子對經(jīng)濟(jì)增長具有重要作用，但對于二者關(guān)系的研究在理論研究和實證研究上都存在眾多爭論。改革開放以來，我國經(jīng)濟(jì)總量和金融機(jī)構(gòu)融資規(guī)模均得到了高速發(fā)展，但我國在經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和金融資源配置等方面仍面臨著諸多問題。因此，有效分析我國經(jīng)濟(jì)增長過程中金融因子的影響，進(jìn)而確立正確的國民經(jīng)濟(jì)調(diào)控方向，對提高金融中介配置效率，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)優(yōu)化從而實現(xiàn)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的互動目標(biāo)具有重大戰(zhàn)略意義。本文首先結(jié)合宏觀經(jīng)濟(jì)形勢對我國改革開放以來歷年貨幣供給、金融中介資產(chǎn)規(guī)模、股票債券等直接融資市場交易規(guī)模等進(jìn)行分析，其次運(yùn)用計量經(jīng)濟(jì)分析方法建立向量自回歸（VAR）模型，探討了改革開放30多年來我國金融因子和經(jīng)濟(jì)增長的互動關(guān)系。

一、相關(guān)文獻(xiàn)綜述

（一）關(guān)于金融因子的界定

一國金融發(fā)展主要包括貨幣供給擴(kuò)張、金融中介資產(chǎn)規(guī)模和金融機(jī)構(gòu)信貸規(guī)模的變化、股票債券等直接融資規(guī)模的變動等。考慮到量化分析的層次性，本文將金融因子劃分為直接金融和間接金融。資金需求方通過在市場中發(fā)行股票、債券等融資工具，而資金供給者通過在金融市場中購買金融工具貸出資金，這種方式即為直接金融。資金供給者將閑置資金存入銀行等金融中介，資金需求者通過金融中介借入資金，這種方式即為間接金融。在直接金融的測算上，本文擬借鑒Levine（1998）所提出的股市市值與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比來衡量股票市場的發(fā)展?fàn)顩r（SIZE）[1]。但我國自1981年恢復(fù)國債發(fā)行以來，企業(yè)債和金融債等債券紛紛興起，經(jīng)過30多年的發(fā)展，我國債券市場已初具規(guī)模。國內(nèi)學(xué)者白積洋（2009）[2]對我國債券市場發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系進(jìn)行計量分析，并指出債券市場對我國經(jīng)濟(jì)增長起到一定推動作用?；趪?yán)密性考慮，本文以我國歷年股票市值和債券市場期末余額總和與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比（Size）作為直接融資的測度指標(biāo)。在間接金融測算上，依據(jù)McKinnon（1973）的定義，本文運(yùn)用廣義貨幣M2與國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP之比（M2/GDP）測算“金融深化”，金融深化不但可以衡量一國金融資產(chǎn)積累速度和非金融資產(chǎn)累積的速度的差距，而且能夠反映一國金融市場的專業(yè)化程度[3];Goldsmith（1969）運(yùn)用金融業(yè)對私有部門實際信貸占國內(nèi)生產(chǎn)總值之比（loan/GDP）測度金融中介相對信貸規(guī)模，它不僅反映出金融機(jī)構(gòu)創(chuàng)造的信貸和貨幣對實際產(chǎn)出的作用，同時儲蓄向投資的轉(zhuǎn)化效率代表金融中介發(fā)展水平和商業(yè)銀行對國民經(jīng)濟(jì)的重要程度[4]，我國作為社會主義國家，國有經(jīng)濟(jì)在國計民生的各大行業(yè)中對經(jīng)濟(jì)增長起著重要作用，因此，本文選取包含國有部門信貸的全國年度貸款余額與GDP之比作為測度指標(biāo)。

（二）經(jīng)濟(jì)增長中的金融因素分析

熊彼特（1912）認(rèn)為金融體系所提供的服務(wù)具有激勵創(chuàng)新和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的作用。[5]自從戈德史密斯（1969）開辟了金融發(fā)展與金融深化的研究領(lǐng)域，金融和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系引起經(jīng)濟(jì)學(xué)界的關(guān)注，但主要集中于理論分析。King和Levine（1993）首先運(yùn)用內(nèi)生增長模型研究金融因素，并用計量分析對理論進(jìn)行檢驗。金融發(fā)展主要通過兩種渠道推動經(jīng)濟(jì)增長：一是促進(jìn)實體資本積累，引起外延式增長，其次促進(jìn)企業(yè)Ramp;D投資，引起內(nèi)涵式增長。作為新興經(jīng)濟(jì)大國，改革開放之后我國進(jìn)入了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的快車道。金融作為現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心，日益成為政府機(jī)構(gòu)和學(xué)者關(guān)注的焦點。談儒勇（1999）最早研究我國的銀行體系和股票市場對經(jīng)濟(jì)增長的作用，但由于我國金融市場在20世紀(jì)80年代方才興起，最終得出我國股市對經(jīng)濟(jì)增長所起作用非常有限的結(jié)論[6]。韓廷春（2001）使用1978至1999年的相關(guān)數(shù)據(jù)，對我國金融深化和資本市場對經(jīng)濟(jì)增長所起的作用進(jìn)行分析，他認(rèn)為在1980至1989年我國金融深化對經(jīng)濟(jì)增長作用不大[7]。張軍和金煜（2005）使用我國的1987至2001年省際面板數(shù)據(jù)對國內(nèi)各地區(qū)生產(chǎn)率與金融深化的關(guān)系進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)金融深化和生產(chǎn)率增長之間呈顯著正向關(guān)系[8]。

二、改革開放后中國金融業(yè)發(fā)展趨勢

（一）貨幣存量和金融中介資產(chǎn)規(guī)?？焖僭鲩L

1978至2013年，廣義貨幣供給M2從1134億元增至1100001億元，增長約969倍，年均增速17.86%。準(zhǔn)貨幣供給（M2-M1）從275億元增至762709.65億元，增長約2773倍，年均增速27.43%。金融機(jī)構(gòu)存貸總額從1978年的3045.4億元增至1836914.4億元，增長603倍，年均增速20%。30多年來，我國準(zhǔn)貨幣供給量的增長速度遠(yuǎn)超廣義貨幣供給量的增長速度，由此反映出電子貨幣和支票等非現(xiàn)金交易支付手段的發(fā)展速度高于現(xiàn)金數(shù)額增長速度的態(tài)勢，我國金融創(chuàng)新能力也逐漸增強(qiáng)。

（二）金融機(jī)構(gòu)信貸規(guī)模逐年擴(kuò)張

1978至2013年，我國金融機(jī)構(gòu)存款余額由1155.01億增至1070587.7億，年均增長率高達(dá)21.7%，貸款余額由1890.4億增至766326.6億，年均增長率達(dá)18.9%。改革開放前，我國居民收入較低，國內(nèi)儲蓄長期低迷。改革開放后，由于我國存款增長率長期高于貸款增長率，自1994年起存貸之差開始由負(fù)轉(zhuǎn)正，隨后逐年擴(kuò)大。這首先說明隨著我國居民收入水平的增長，金融機(jī)構(gòu)獲得了充裕的信貸資金來源;其次，存貸之差的逐步擴(kuò)大也反映出金融機(jī)構(gòu)在資金運(yùn)用效率上存在一定問題。因此，如何提高信貸資金的運(yùn)作效率是金融機(jī)構(gòu)在經(jīng)營過程中的重要改革方向。

（三）直接融資發(fā)展迅速

自從我國1981年恢復(fù)發(fā)行國債以來，企業(yè)債和金融債等債券紛紛興起，經(jīng)過了30多年的發(fā)展，債券市場已初具規(guī)模。國債余額從1981年底的48.66億元增至2013年的86750.46億元，增長約1783倍。企業(yè)債由1987年最初發(fā)行后年度余額的36億增至2011年末（2012和2013年數(shù)據(jù)官方尚未公布）的46456.84億元，增長了約1290倍。金融債年度余額由1985年的5億元增至2011年末65018.82億元。自從鄧小平同志南巡講話以后，我國的股票市場也開始迅速發(fā)展。股票市場發(fā)展程度可以采用股票市價總值與股票流通市值的擴(kuò)張來測算。從1992年至2013年底，我國股市總值從1048.1億元增至230357.6億元，增長約220倍;股票流通市值從1993年的862億元增加到2013年底199579億元，增長約220倍。

（四）金融資產(chǎn)結(jié)構(gòu)逐漸優(yōu)化

在金融資產(chǎn)構(gòu)成方面，自20世紀(jì)80年代初期以來，我國債券市場和股票市場發(fā)展取得了顯著成就，股票、債券在金融資產(chǎn)中的份額不斷提高。1992 年廣義貨幣供給M2在金融資產(chǎn)中的比重為88%，2000年下降到65%，2007年末降至低谷61%。1992至2012年末，債券市場期末余額占金融總資產(chǎn)的比重由7.8%上升到15%，股票市值比重由1992年的3.6%上升至2007年峰值時的39.9%，由于受到國際金融危機(jī)的沖擊，我國股市經(jīng)歷了2008至2009年的蕭條期，之后逐漸恢復(fù)至2011年末的17.1%。就資產(chǎn)變動趨勢而言，股票成為我國金融市場中成長最快的金融資產(chǎn)。貨幣、債券、股票三種資產(chǎn)相對數(shù)量的變化，反映出我國資本市場資金周轉(zhuǎn)的效率呈日益增強(qiáng)的趨勢。

三、對我國經(jīng)濟(jì)增長中金融因子影響的計量經(jīng)濟(jì)分析

（一）計量方法和樣本數(shù)據(jù)指標(biāo)

本文選取經(jīng)濟(jì)增長、直接金融和間接金融等數(shù)據(jù)建立VAR模型，運(yùn)用單位根檢驗、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)等分析方法，探討經(jīng)濟(jì)增長、直接金融和間接金融在短期和長期的互動關(guān)系。筆者擬用經(jīng)物價指數(shù)折算后的人均實際國內(nèi)生產(chǎn)總值Pergdp①測算經(jīng)濟(jì)增長，以消除人口和物價對經(jīng)濟(jì)總量的影響。在直接金融的測算上，以股市市值和債券余額總和與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比測算直接金融規(guī)模（size）。在間接金融測算上，以廣義貨幣供給與國內(nèi)生產(chǎn)總值之比（M2/GDP）測算“金融深化”程度;運(yùn)用商業(yè)銀行實際信貸占國內(nèi)生產(chǎn)總值（Loan/GDP）測算信貸相對規(guī)模。本文中所采用的1981至2013年的數(shù)據(jù)，來自中國人民銀行網(wǎng)站、世界銀行數(shù)據(jù)庫和歷年的中國統(tǒng)計年鑒、中國金融年鑒、中國證券期貨統(tǒng)計年鑒等相關(guān)數(shù)據(jù)集。為消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差現(xiàn)象，筆者對各變量進(jìn)行了對數(shù)化處理，記為lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize。

（二）單位根檢驗

本文運(yùn)用Eviews7.0對lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize進(jìn)行ADF單位根檢驗，檢驗?zāi)Ｐ鸵罁?jù)數(shù)據(jù)趨勢選取，并根據(jù)Ngamp;Perron（2001）所給的建議，運(yùn)用修正的赤池準(zhǔn)則來確定最佳滯后階數(shù)，時間序列數(shù)據(jù)的檢驗類型遵循相應(yīng)原則來確定[9]。

圖1 所選變量時間序列演變趨勢

由圖1知，序列l(wèi)nPergdp和lnM2/GDP具有隨時間遞增趨勢;序列l(wèi)nPergdp/GDP波動性較大，時間趨勢不是特別明顯;lnSize在1981至1995年之間逐漸上升，1995年后呈現(xiàn)波動態(tài)勢，時間趨勢亦不明顯。ADF檢驗對變量的漂移項和趨勢項極其敏感，根據(jù)漢密爾頓（1999）的建議[10]，對lnLoan/GDP和lnSize單位根檢驗應(yīng)僅含漂移項，對lnPergdp和lnM2/GDP單位根檢驗應(yīng)包含漂移項和趨勢項，檢驗結(jié)果見表1。lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize的ADF統(tǒng)計量均大于顯著性水平10%的臨界值，4個序列都存在單位根，是非平穩(wěn)的。

筆者對變量lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize取一階差分后繼續(xù)檢驗，結(jié)果表明經(jīng)一階差分后的四個變量不存在單位根，四個變量均為一階單整I（1）過程。

（三）協(xié)整檢驗

由于lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize均為I（1）過程，因此不能對變量關(guān)系式進(jìn)行直接估計，但可進(jìn)行協(xié)整分析，探討變量之間是否具有長期均衡關(guān)系。本文采用Johansenamp;Juselius（1990）所提出的多變量極大似然估計法，此方法可以測算多變量時間序列數(shù)據(jù)中的全部協(xié)整向量。首先建立p階非受限VAR模型①：

yt=A1yt-1+A2yt-2+......+Apyt-p+Bxt+mt " "（1）

將方程（1）進(jìn)行差分變換可得向量誤差修正模型VECM的矩陣方程：

Δyt=Πyt-1+ΓΔyt-i+Bxt+μt

Π=Ai-I "Γ=-Ai " " " （2）

由于I（1）過程的變量進(jìn)行差分可轉(zhuǎn)化為I（0）過程，矩陣方程組（2）中△yt均為0階單整，所以只要πyt+1是過程，則是平穩(wěn)過程。向量yt-i之間的協(xié)整關(guān)系取決于系數(shù)矩陣π的秩R（π）：如果R（π）=0，表明向量各分量不存在協(xié)整關(guān)系;如果R（π）=4，表明向量是平穩(wěn)的，方程（1）就變成水平值的VAR模型;如果R（π）=1或2，表明存在1或2個協(xié)整向量。協(xié)整分析可通過測算矩陣π特征根的估計值，構(gòu)造跡統(tǒng)計量λtrace和最大特征根統(tǒng)計量λmax來判定矩陣π的秩。協(xié)整檢驗之前必須依據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則確定VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)，并將該階數(shù)減1得到用于協(xié)整檢驗的滯后階數(shù)。筆者經(jīng)過不同滯后階數(shù)的AIC和SC值對比后，最終選擇VAR（2）模型，因此協(xié)整檢驗滯后階數(shù)取1。

筆者運(yùn)用Eviews7.0測算的λtrace和統(tǒng)計量λmax如表2所示。根據(jù)跡檢驗和最大特征根檢驗結(jié)果，可以判斷出四個變量之間存在一個協(xié)整向量，變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗雖然可以分析經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的長期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但不能推斷出變量之間長期趨勢上的因果關(guān)系。因此仍需檢驗變量之間的因果關(guān)系，筆者采用基于VAR系統(tǒng)的Granger因果檢驗，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，長期內(nèi)在10%的顯著性水平下，金融深化和經(jīng)濟(jì)增長具有雙向因果關(guān)系;信貸規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長亦有雙向因果關(guān)系（注：測度經(jīng)濟(jì)增長對信貸規(guī)模因果關(guān)系的卡方統(tǒng)計量非常接近10%的臨界值，且樣本數(shù)據(jù)較少，因此可以拒絕經(jīng)濟(jì)增長無法影響信貸規(guī)模的原假設(shè)）;直接融資與經(jīng)濟(jì)增長在長期趨勢內(nèi)因果關(guān)系不顯著;信貸規(guī)模與金融深化之間僅存在較弱的因果關(guān)系，這在一定程度上反映出中國貨幣供給的內(nèi)生性，即貨幣總量對客觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況比較敏感;信貸規(guī)模受到直接融資的單向因果作用。最后，值得我們注意的是，在VAR所模擬的經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中直接融資受到其他三個內(nèi)生變量（經(jīng)濟(jì)增長、金融深化、信貸規(guī)模）聯(lián)合作用的卡方檢驗統(tǒng)計量不顯著，由此反映出我國證券市場的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健性較弱，長期內(nèi)受心理因素、政府政策、投機(jī)等非經(jīng)濟(jì)因素影響較為嚴(yán)重，證券市場發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行相脫節(jié)的特征。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠分析來自隨機(jī)擾動項的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前和未來值產(chǎn)生的影響。本文運(yùn)用如下VAR模型來構(gòu)建脈沖響應(yīng)函數(shù)，模擬各變量之間的沖擊互動。

yt=A1yt-1+A2yt-2+......+Apyt-p+Bxt+εt " （3）

其中yt為n維向量，p為滯后階數(shù)，εt為白噪聲，A為n×n階系數(shù)陣?，F(xiàn)將（3）改為移動平均模型：yt=?（L）-1εt=Ψ（L）εt=εt+Ψ（i）εt-1其中?（L）=（1-AtLi），時間序列Ψjk（1），Ψjk（2），Ψjk（3），Ψjk（4）反映出變量yj對yk的一個單位新息沖擊的脈沖相應(yīng)。

1.經(jīng)濟(jì)增長受系統(tǒng)內(nèi)生變量沖擊響應(yīng)路徑

圖2 經(jīng)濟(jì)增長受系統(tǒng)內(nèi)生變量沖擊的脈沖響應(yīng)路徑

由圖2可知（1）經(jīng)濟(jì)增長受自身新息沖擊的響應(yīng)在1至3期期處于正向上升階段，第3期后呈現(xiàn)出逐步收斂趨勢。（2）經(jīng)濟(jì)增長受金融深化沖擊的響應(yīng)在1至4期迅速上升，4至10期呈現(xiàn)逐步收斂，并保持長期微弱正向響應(yīng)。（3）經(jīng)濟(jì)增長受信貸相對規(guī)模沖擊后，在1至5期呈現(xiàn)微弱調(diào)整趨勢，6期之后呈現(xiàn)持續(xù)正向響應(yīng)，反映出我國信貸投放轉(zhuǎn)化為投資，并經(jīng)過乘數(shù)效應(yīng)拉動經(jīng)濟(jì)增長的過程中，信貸政策的實施存在一定的外部時滯。（4）經(jīng)濟(jì)增長受直接融資規(guī)模沖擊后在1至9期呈現(xiàn)微弱波動，第10期后開始出現(xiàn)極弱的正向響應(yīng)，說明無論在長期還是短期，直接融資對我國經(jīng)濟(jì)增長的拉動作用有限。

2.金融發(fā)展受經(jīng)濟(jì)增長沖擊的脈沖響應(yīng)路徑

圖3 金融發(fā)展受經(jīng)濟(jì)增長沖擊的脈沖響應(yīng)路徑

由圖3可知（1）金融深化受經(jīng)濟(jì)增長新息沖擊后的響應(yīng)在1至6期呈現(xiàn)微弱波動，第6期后逐漸開始呈現(xiàn)較強(qiáng)正向響應(yīng)。（2）相對信貸規(guī)模受經(jīng)濟(jì)增長沖擊后在前3期出現(xiàn)短暫微弱的負(fù)向響應(yīng)，4至9期呈現(xiàn)較強(qiáng)正向響應(yīng)，并呈逐漸收斂態(tài)勢，說明經(jīng)濟(jì)增長在脈沖周期內(nèi)對信貸擴(kuò)張具有一定拉動作用。（3）直接融資受經(jīng)濟(jì)增長沖擊后，1至5期呈負(fù)向響應(yīng)，第5期后呈現(xiàn)微弱正向響應(yīng)，反映出經(jīng)濟(jì)增長對直接融資作用效果的微弱性。

四、結(jié)論和建議

1.非平穩(wěn)時間序列l(wèi)nPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize經(jīng)過一階差分后達(dá)到平穩(wěn)，皆為一階單整。協(xié)整檢驗表明lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize之間存在一個協(xié)整向量，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.由格蘭杰因果檢驗得知：金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間具有雙向的因果關(guān)系;信貸規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長亦具備雙向因果關(guān)系;直接融資與經(jīng)濟(jì)增長在長期趨勢內(nèi)因果關(guān)系不顯著;信貸規(guī)模與金融深化之間的長期因果關(guān)系較弱，這在一定程度上表明中國貨幣供給的內(nèi)生性，即貨幣總量對客觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況較為敏感;信貸規(guī)模受到直接融資的單向因果作用。最后，直接融資受到其他三個變量（經(jīng)濟(jì)增長、金融深化、信貸規(guī)模）聯(lián)合作用的卡方檢驗統(tǒng)計量不顯著，由此反映出我國證券市場經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健性較弱，長期內(nèi)受心理因素、政府政策、投機(jī)等非經(jīng)濟(jì)因素影響較為嚴(yán)重，證券市場發(fā)展與國民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行相脫節(jié)的特征。

3.由VAR模型和漸進(jìn)解析法模擬的脈沖響應(yīng)函數(shù)表明，經(jīng)濟(jì)增長受自身新息和金融深化的沖擊影響顯著，直接融資無論短期還是長期都對經(jīng)濟(jì)增長的作用較小。經(jīng)濟(jì)增長對金融發(fā)展各變量沖擊后，金融深化在經(jīng)歷一定滯后調(diào)整后呈現(xiàn)出正向響應(yīng);信貸規(guī)模對經(jīng)濟(jì)增長沖擊的調(diào)整較為強(qiáng)烈，說明我國信貸資金投放受經(jīng)濟(jì)形勢影響顯著;直接融資受經(jīng)濟(jì)增長的沖擊后，經(jīng)過滯后調(diào)整后呈現(xiàn)較弱正向響應(yīng)，說明我國經(jīng)濟(jì)增長對直接融資作用的微弱性。

改革開放以來，我國市場化進(jìn)程逐步加快，但由于我國金融市場在發(fā)展過程中存在不成熟與不規(guī)范現(xiàn)象，直接融資（以股市為主）的發(fā)展長期內(nèi)受到投資心理和政策等非經(jīng)濟(jì)因素的較大影響，股市并未起到優(yōu)化資金流向，最終推動經(jīng)濟(jì)以較高質(zhì)量進(jìn)行增長的作用。此外，我國的內(nèi)生金融發(fā)展轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)增長和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動力機(jī)制面臨重重障礙，因此逐步提高金融中介資金配置效率進(jìn)而有效減少信貸政策的外部時滯，應(yīng)當(dāng)作為金融業(yè)改革中的突破口之一。相關(guān)部門應(yīng)當(dāng)努力為金融中介和金融市場的繁榮創(chuàng)造內(nèi)生發(fā)展的環(huán)境，逐步提高金融中介的效率，引導(dǎo)金融資產(chǎn)的流向，促進(jìn)資金在各行業(yè)之間的合理配置，逐步提高經(jīng)濟(jì)增長的質(zhì)量和效益，并為經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入內(nèi)生動力，從而達(dá)到金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長相互促進(jìn)的效果，最終推動實體經(jīng)濟(jì)實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和結(jié)構(gòu)調(diào)整的目標(biāo)。

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責(zé)任編輯：彭銀春