試析我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中金融因子的影響

[摘要]改革開(kāi)放30多來(lái)，在VAR模型中的諸多金融因子中，“金融深化”和信貸擴(kuò)張對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到巨大推動(dòng)作用;直接融資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(guó)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(yàn)統(tǒng)計(jì)量不顯著，表明我國(guó)證券市場(chǎng)與國(guó)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(guó)信貸政策發(fā)生作用存在較長(zhǎng)的外部時(shí)滯。因此，相關(guān)部門(mén)應(yīng)為我國(guó)金融市場(chǎng)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(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整注入內(nèi)生動(dòng)力，最終實(shí)現(xiàn)穩(wěn)增長(zhǎng)、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(zhǎng);計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

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

[作者簡(jiǎn)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(guó)民經(jīng)濟(jì)學(xué)。

現(xiàn)代市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)中金融因子對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有重要作用，但對(duì)于二者關(guān)系的研究在理論研究和實(shí)證研究上都存在眾多爭(zhēng)論。改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)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(guó)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(wèn)題。因此，有效分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中金融因子的影響，進(jìn)而確立正確的國(guó)民經(jīng)濟(jì)調(diào)控方向，對(duì)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(shí)現(xiàn)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)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(shì)對(duì)我國(guó)改革開(kāi)放以來(lái)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(chǎng)交易規(guī)模等進(jìn)行分析，其次運(yùn)用計(jì)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(kāi)放30多年來(lái)我國(guó)金融因子和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的互動(dòng)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(guó)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(dòng)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(guò)在市場(chǎng)中發(fā)行股票、債券等融資工具，而資金供給者通過(guò)在金融市場(chǎng)中購(gòu)買(mǎi)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(guò)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(cè)算上，本文擬借鑒Levine（1998）所提出的股市市值與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之比來(lái)衡量股票市場(chǎng)的發(fā)展?fàn)顩r（SIZE）[1]。但我國(guó)自1981年恢復(fù)國(guó)債發(fā)行以來(lái)，企業(yè)債和金融債等債券紛紛興起，經(jīng)過(guò)30多年的發(fā)展，我國(guó)債券市場(chǎng)已初具規(guī)模。國(guó)內(nèi)學(xué)者白積洋（2009）[2]對(duì)我國(guó)債券市場(chǎng)發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系進(jìn)行計(jì)量分析，并指出債券市場(chǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到一定推動(dòng)作用。基于嚴(yán)密性考慮，本文以我國(guó)歷年股票市值和債券市場(chǎng)期末余額總和與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之比（Size）作為直接融資的測(cè)度指標(biāo)。在間接金融測(cè)算上，依據(jù)McKinnon（1973）的定義，本文運(yùn)用廣義貨幣M2與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值GDP之比（M2/GDP）測(cè)算“金融深化”，金融深化不但可以衡量一國(guó)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(guó)金融市場(chǎng)的專業(yè)化程度[3];Goldsmith（1969）運(yùn)用金融業(yè)對(duì)私有部門(mén)實(shí)際信貸占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之比（loan/GDP）測(cè)度金融中介相對(duì)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(duì)實(shí)際產(chǎn)出的作用，同時(shí)儲(chǔ)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(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要程度[4]，我國(guó)作為社會(huì)主義國(guó)家，國(guó)有經(jīng)濟(jì)在國(guó)計(jì)民生的各大行業(yè)中對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起著重要作用，因此，本文選取包含國(guó)有部門(mén)信貸的全國(guó)年度貸款余額與GDP之比作為測(cè)度指標(biāo)。

（二）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(lì)創(chuàng)新和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用。[5]自從戈德史密斯（1969）開(kāi)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(zhǎng)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(zhǎng)模型研究金融因素，并用計(jì)量分析對(duì)理論進(jìn)行檢驗(yàn)。金融發(fā)展主要通過(guò)兩種渠道推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)：一是促進(jìn)實(shí)體資本積累，引起外延式增長(zhǎng)，其次促進(jìn)企業(yè)Ramp;D投資，引起內(nèi)涵式增長(zhǎng)。作為新興經(jīng)濟(jì)大國(guó)，改革開(kāi)放之后我國(guó)進(jìn)入了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的快車(chē)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(diǎn)。談儒勇（1999）最早研究我國(guó)的銀行體系和股票市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用，但由于我國(guó)金融市場(chǎng)在20世紀(jì)80年代方才興起，最終得出我國(guó)股市對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(duì)我國(guó)金融深化和資本市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所起的作用進(jìn)行分析，他認(rèn)為在1980至1989年我國(guó)金融深化對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作用不大[7]。張軍和金煜（2005）使用我國(guó)的1987至2001年省際面板數(shù)據(jù)對(duì)國(guó)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(zhǎng)之間呈顯著正向關(guān)系[8]。

二、改革開(kāi)放后中國(guó)金融業(yè)發(fā)展趨勢(shì)

（一）貨幣存量和金融中介資產(chǎn)規(guī)模快速增長(zhǎng)

1978至2013年，廣義貨幣供給M2從1134億元增至1100001億元，增長(zhǎng)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(zhǎng)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(zhǎng)603倍，年均增速20%。30多年來(lái)，我國(guó)準(zhǔn)貨幣供給量的增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)超廣義貨幣供給量的增長(zhǎng)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(zhǎng)速度的態(tài)勢(shì)，我國(guó)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(guó)金融機(jī)構(gòu)存款余額由1155.01億增至1070587.7億，年均增長(zhǎng)率高達(dá)21.7%，貸款余額由1890.4億增至766326.6億，年均增長(zhǎng)率達(dá)18.9%。改革開(kāi)放前，我國(guó)居民收入較低，國(guó)內(nèi)儲(chǔ)蓄長(zhǎng)期低迷。改革開(kāi)放后，由于我國(guó)存款增長(zhǎng)率長(zhǎng)期高于貸款增長(zhǎng)率，自1994年起存貸之差開(kāi)始由負(fù)轉(zhuǎn)正，隨后逐年擴(kuò)大。這首先說(shuō)明隨著我國(guó)居民收入水平的增長(zhǎng)，金融機(jī)構(gòu)獲得了充裕的信貸資金來(lái)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(wèn)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(yíng)過(guò)程中的重要改革方向。

（三）直接融資發(fā)展迅速

自從我國(guó)1981年恢復(fù)發(fā)行國(guó)債以來(lái)，企業(yè)債和金融債等債券紛紛興起，經(jīng)過(guò)了30多年的發(fā)展，債券市場(chǎng)已初具規(guī)模。國(guó)債余額從1981年底的48.66億元增至2013年的86750.46億元，增長(zhǎng)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(zhǎng)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(guó)的股票市場(chǎng)也開(kāi)始迅速發(fā)展。股票市場(chǎng)發(fā)展程度可以采用股票市價(jià)總值與股票流通市值的擴(kuò)張來(lái)測(cè)算。從1992年至2013年底，我國(guó)股市總值從1048.1億元增至230357.6億元，增長(zhǎng)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(zhǎng)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(lái)，我國(guó)債券市場(chǎng)和股票市場(chǎng)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(chǎng)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(shí)的39.9%，由于受到國(guó)際金融危機(jī)的沖擊，我國(guó)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(dòng)趨勢(shì)而言，股票成為我國(guó)金融市場(chǎng)中成長(zhǎng)最快的金融資產(chǎn)。貨幣、債券、股票三種資產(chǎn)相對(duì)數(shù)量的變化，反映出我國(guó)資本市場(chǎng)資金周轉(zhuǎn)的效率呈日益增強(qiáng)的趨勢(shì)。

三、對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中金融因子影響的計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析

（一）計(jì)量方法和樣本數(shù)據(jù)指標(biāo)

本文選取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、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(yàn)、協(xié)整分析、格蘭杰因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)等分析方法，探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、直接金融和間接金融在短期和長(zhǎng)期的互動(dòng)關(guān)系。筆者擬用經(jīng)物價(jià)指數(shù)折算后的人均實(shí)際國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值Pergdp①測(cè)算經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，以消除人口和物價(jià)對(duì)經(jīng)濟(jì)總量的影響。在直接金融的測(cè)算上，以股市市值和債券余額總和與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之比測(cè)算直接金融規(guī)模（size）。在間接金融測(cè)算上，以廣義貨幣供給與國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值之比（M2/GDP）測(cè)算“金融深化”程度;運(yùn)用商業(yè)銀行實(shí)際信貸占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（Loan/GDP）測(cè)算信貸相對(duì)規(guī)模。本文中所采用的1981至2013年的數(shù)據(jù)，來(lái)自中國(guó)人民銀行網(wǎng)站、世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)和歷年的中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、中國(guó)金融年鑒、中國(guó)證券期貨統(tǒng)計(jì)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(duì)各變量進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理，記為lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize。

（二）單位根檢驗(yàn)

本文運(yùn)用Eviews7.0對(duì)lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ鸵罁?jù)數(shù)據(jù)趨勢(shì)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(lái)確定最佳滯后階數(shù)，時(shí)間序列數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)類型遵循相應(yīng)原則來(lái)確定[9]。

圖1 所選變量時(shí)間序列演變趨勢(shì)

由圖1知，序列l(wèi)nPergdp和lnM2/GDP具有隨時(shí)間遞增趨勢(shì);序列l(wèi)nPergdp/GDP波動(dòng)性較大，時(shí)間趨勢(shì)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(dòng)態(tài)勢(shì)，時(shí)間趨勢(shì)亦不明顯。ADF檢驗(yàn)對(duì)變量的漂移項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)極其敏感，根據(jù)漢密爾頓（1999）的建議[10]，對(duì)lnLoan/GDP和lnSize單位根檢驗(yàn)應(yīng)僅含漂移項(xiàng)，對(duì)lnPergdp和lnM2/GDP單位根檢驗(yàn)應(yīng)包含漂移項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize的ADF統(tǒng)計(jì)量均大于顯著性水平10%的臨界值，4個(gè)序列都存在單位根，是非平穩(wěn)的。

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

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

由于lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize均為I（1）過(guò)程，因此不能對(duì)變量關(guān)系式進(jìn)行直接估計(jì)，但可進(jìn)行協(xié)整分析，探討變量之間是否具有長(zhǎng)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(jì)法，此方法可以測(cè)算多變量時(shí)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(guò)程的變量進(jìn)行差分可轉(zhuǎn)化為I（0）過(guò)程，矩陣方程組（2）中△yt均為0階單整，所以只要πyt+1是過(guò)程，則是平穩(wěn)過(guò)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(gè)協(xié)整向量。協(xié)整分析可通過(guò)測(cè)算矩陣π特征根的估計(jì)值，構(gòu)造跡統(tǒng)計(jì)量λtrace和最大特征根統(tǒng)計(jì)量λmax來(lái)判定矩陣π的秩。協(xié)整檢驗(yàn)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(yàn)的滯后階數(shù)。筆者經(jīng)過(guò)不同滯后階數(shù)的AIC和SC值對(duì)比后，最終選擇VAR（2）模型，因此協(xié)整檢驗(yàn)滯后階數(shù)取1。

筆者運(yùn)用Eviews7.0測(cè)算的λtrace和統(tǒng)計(jì)量λmax如表2所示。根據(jù)跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)結(jié)果，可以判斷出四個(gè)變量之間存在一個(gè)協(xié)整向量，變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

（四）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)雖然可以分析經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和金融發(fā)展的長(zhǎng)期穩(wěn)定均衡關(guān)系，但不能推斷出變量之間長(zhǎng)期趨勢(shì)上的因果關(guān)系。因此仍需檢驗(yàn)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(yàn)，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，長(zhǎng)期內(nèi)在10%的顯著性水平下，金融深化和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有雙向因果關(guān)系;信貸規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)亦有雙向因果關(guān)系（注：測(cè)度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)信貸規(guī)模因果關(guān)系的卡方統(tǒng)計(jì)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(zhǎng)無(wú)法影響信貸規(guī)模的原假設(shè)）;直接融資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期趨勢(shì)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(guó)貨幣供給的內(nèi)生性，即貨幣總量對(duì)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(gè)內(nèi)生變量（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融深化、信貸規(guī)模）聯(lián)合作用的卡方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量不顯著，由此反映出我國(guó)證券市場(chǎng)的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健性較弱，長(zhǎng)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(chǎng)發(fā)展與國(guó)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(lái)自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對(duì)內(nèi)生變量當(dāng)前和未來(lái)值產(chǎn)生的影響。本文運(yùn)用如下VAR模型來(lái)構(gòu)建脈沖響應(yīng)函數(shù)，模擬各變量之間的沖擊互動(dòng)。

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。現(xiàn)將（3）改為移動(dòng)平均模型：yt=?（L）-1εt=Ψ（L）εt=εt+Ψ（i）εt-1其中?（L）=（1-AtLi），時(shí)間序列Ψjk（1），Ψjk（2），Ψjk（3），Ψjk（4）反映出變量yj對(duì)yk的一個(gè)單位新息沖擊的脈沖相應(yīng)。

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

圖2 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)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(shì)。（2）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)期微弱正向響應(yīng)。（3）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受信貸相對(duì)規(guī)模沖擊后，在1至5期呈現(xiàn)微弱調(diào)整趨勢(shì)，6期之后呈現(xiàn)持續(xù)正向響應(yīng)，反映出我國(guó)信貸投放轉(zhuǎn)化為投資，并經(jīng)過(guò)乘數(shù)效應(yīng)拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中，信貸政策的實(shí)施存在一定的外部時(shí)滯。（4）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受直接融資規(guī)模沖擊后在1至9期呈現(xiàn)微弱波動(dòng)，第10期后開(kāi)始出現(xiàn)極弱的正向響應(yīng)，說(shuō)明無(wú)論在長(zhǎng)期還是短期，直接融資對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的拉動(dòng)作用有限。

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

圖3 金融發(fā)展受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)新息沖擊后的響應(yīng)在1至6期呈現(xiàn)微弱波動(dòng)，第6期后逐漸開(kāi)始呈現(xiàn)較強(qiáng)正向響應(yīng)。（2）相對(duì)信貸規(guī)模受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(shì)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在脈沖周期內(nèi)對(duì)信貸擴(kuò)張具有一定拉動(dòng)作用。（3）直接融資受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)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(zhǎng)對(duì)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(shí)間序列l(wèi)nPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize經(jīng)過(guò)一階差分后達(dá)到平穩(wěn)，皆為一階單整。協(xié)整檢驗(yàn)表明lnPergdp、lnM2/GDP、lnLoan/GDP、lnSize之間存在一個(gè)協(xié)整向量，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

2.由格蘭杰因果檢驗(yàn)得知：金融深化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間具有雙向的因果關(guān)系;信貸規(guī)模與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)亦具備雙向因果關(guān)系;直接融資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在長(zhǎng)期趨勢(shì)內(nèi)因果關(guān)系不顯著;信貸規(guī)模與金融深化之間的長(zhǎng)期因果關(guān)系較弱，這在一定程度上表明中國(guó)貨幣供給的內(nèi)生性，即貨幣總量對(duì)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(gè)變量（經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、金融深化、信貸規(guī)模）聯(lián)合作用的卡方檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量不顯著，由此反映出我國(guó)證券市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健性較弱，長(zhǎng)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(chǎng)發(fā)展與國(guó)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(zhǎng)受自身新息和金融深化的沖擊影響顯著，直接融資無(wú)論短期還是長(zhǎng)期都對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用較小。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)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(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沖擊的調(diào)整較為強(qiáng)烈，說(shuō)明我國(guó)信貸資金投放受經(jīng)濟(jì)形勢(shì)影響顯著;直接融資受經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊后，經(jīng)過(guò)滯后調(diào)整后呈現(xiàn)較弱正向響應(yīng)，說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)直接融資作用的微弱性。

改革開(kāi)放以來(lái)，我國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程逐步加快，但由于我國(guó)金融市場(chǎng)在發(fā)展過(guò)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(zhǎng)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(dòng)經(jīng)濟(jì)以較高質(zhì)量進(jìn)行增長(zhǎng)的作用。此外，我國(guó)的內(nèi)生金融發(fā)展轉(zhuǎn)化為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的動(dòng)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(shí)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(mén)應(yīng)當(dāng)努力為金融中介和金融市場(chǎng)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(zhǎng)的質(zhì)量和效益，并為經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入內(nèi)生動(dòng)力，從而達(dá)到金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互促進(jìn)的效果，最終推動(dòng)實(shí)體經(jīng)濟(jì)實(shí)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