表2.2可知，F(xiàn)IR、FE、FCE的樣本個數(shù)為均為21，平均數(shù)均是11，標準差均是6.205。最大值均為21，最小值均為1。浙江省證券市場發(fā)展概況浙江證券市場平穩(wěn)運行。浙江省境內(nèi)上市公司由2006年末的1421家上升到4917家，圖3是2006-2022年度浙江省證券總市值占GDP比重的變化趨勢。圖STYLEREF1\s2.SEQ圖\*ARABIC\s132006-2022年浙江省證券總市值所占浙江省GDP之比的變化趨勢從REF_Ref161221874\h圖2.3可以看出，浙江的證券市場在2006-2022發(fā)展并不順利，但在2008年以后逐漸回暖，2007年達到最高值。由于經(jīng)濟危機在2008年爆發(fā)，股市大幅度下跌，證券市場也隨著金融危機的消失而復蘇浙江省保險業(yè)水平發(fā)展概況浙江省保險行業(yè)穩(wěn)中有升。從2007年保費收入369.72億元上升到2022年2713.01億元。REF_Ref161221885\h圖2.4是2006-2022年浙江省保險業(yè)務收入占GDP比重的變化趨勢。圖STYLEREF1\s2.SEQ圖\*ARABIC\s142006-2022年浙江省保險業(yè)務收入所占浙江省GDP之比由REF_Ref161221885\h圖2.4可以看出，2006-2022保險業(yè)發(fā)展比較平穩(wěn)，但在2021-2022年受疫情影響出現(xiàn)了小幅下降的趨勢，但整體發(fā)展水平呈現(xiàn)出上升的趨勢。當前，保險行業(yè)已逐漸成長為國內(nèi)金融支柱產(chǎn)業(yè)。浙江省金融結(jié)構發(fā)展概況經(jīng)過多年的研究表明，基本認為利用戈氏指標(Goldsmith)來研究金融發(fā)展的規(guī)模，戈氏指標可以自由選擇變量進入進行研究。金融相關比率=金融資產(chǎn)總額/生產(chǎn)總值。金融資產(chǎn)總額=浙江省各金融機構存貸款余額之和。從某種意義上說，這個指標可以反映出浙江省金融結(jié)構發(fā)展的綜合實力。從REF_Ref162361967\h表2.3浙江省金融結(jié)構發(fā)展的數(shù)據(jù)中的數(shù)據(jù)可以對金融機構2006-2022年度的存貸款余額和居民儲蓄存款余額兩個指標的發(fā)展趨勢進行分析：表STYLEREF1\s2.SEQ表\*ARABIC\s13浙江省金融結(jié)構發(fā)展的數(shù)據(jù)年份金融機構貸款余額（億元）金融機構存款余額（億元）居民儲蓄存款（億元）浙江省GDP（億元）20066603.867855.55161587.315742.5120078430.679310.97172616.1118780.44200810069.0311333.35217801.421486.92200913113.314284.21260271.522990.35201015078.7317084.3530309327722.31201116573.7418396.57352797.4732318.85201218090.920148.77411362.5934665.33201319350.722174.71467031.1237568.49201421316.8324450.51508878.1240173.03201523327.9529863.83552073.542886.4920162616933386.04603504.247251.36201729270.9436483.24649341.551768.26201836598.339810.5721688.656197245287819161.8462351.74202049799.354246.5932966.3564613.34202156274.861044.31032441.273515.80202262306695921211692.877715.40從REF_Ref161221896\h圖2.5可以看出，金融機構的存貸款余額和居民儲蓄存款余額在2006-2022年度均呈現(xiàn)穩(wěn)中有升的形勢。金融機構存款余額和金融機構貸款余額為經(jīng)濟的發(fā)展給予了很多的資金來源，而居民儲蓄存款余額也為經(jīng)濟發(fā)展提供了資金來源。我國居民儲蓄存款余額穩(wěn)步上升，在經(jīng)濟快速發(fā)展時期尤為顯著，資本對經(jīng)濟增長有著至關重要的作用。特別是以浙江省為例，金融體系在其資金保障機制中為經(jīng)濟的持續(xù)增長提供了堅強后盾。圖STYLEREF1\s2.SEQ圖\*ARABIC\s152006-2022年金融機構存貸款余額以及居民儲蓄存款余額變化趨勢

實證分析數(shù)據(jù)來源本文選取2006-2022年浙江省的GDP數(shù)據(jù)，金融機構存款余額和貸款余額以及證券市場總市值的數(shù)據(jù)來進行時間序列的實證研究，數(shù)據(jù)來源于2006—2022年《浙江省統(tǒng)計年鑒》、國家統(tǒng)計局官網(wǎng)以及choice金融終端，并將數(shù)據(jù)進行了整理后來實證研究。指標的選取本文的金融發(fā)展水平是根據(jù)2006-2022年度浙江省金融資產(chǎn)總額和居民儲蓄存款余額，以及浙江省證券市場的發(fā)展狀況和保險業(yè)的發(fā)展狀況等因素綜合分析?？紤]到指標選擇上存在解釋以及被解釋變量，結(jié)合GDP總值，用比率的方式構造金融發(fā)展指標，以消除多個指標間的相關性。含義如下:經(jīng)濟增長為因變量，在實證中用字母GLD來表示，金融發(fā)展為自變量，控制變量有金融相關比率（FinancialInterrelationsRatio，F(xiàn)IR）、金融效率（XL）、金融結(jié)構比率（FCE）。表STYLEREF1\s3.SEQ表\*ARABIC\s11指標設計變量名含義經(jīng)濟增長（GLD）人均國內(nèi)生產(chǎn)總值增長率金融相關率(FIR)金融總資產(chǎn)/GDP金融效率（XL）金融機構貸款余額與金融機構存款余額的比值金融結(jié)構比率（FCE）股票市場市值+保險業(yè)務水平（1）金融相關比率(FIR)。通過多年來的研究表明，基本認為利用戈氏指標(Goldsmith)來研究金融發(fā)展的規(guī)模，戈氏指標可以自由選擇變量進入進行研究。金融相關率是金融的總資產(chǎn)/人均國內(nèi)生產(chǎn)總值。金融資產(chǎn)總額用浙江省所有的金融機構存款余額和貸款余額來表示，則FIR=金融總資產(chǎn)與浙江省GDP之比。從某種意義上說，這一指標可以體現(xiàn)浙江財政發(fā)展的整體水平。（2）金融效率（XL）。金融效率=金融機構的貸款余額和金融機構的存款余額的比值，金融效率可以測算出浙江省金融機構資金運用的總體情況。（3）金融結(jié)構比率（FCE）。金融結(jié)構比率=股票市場總市值與保險業(yè)務水平之和。Levin觀察過證券市場和銀行系統(tǒng)的發(fā)展和經(jīng)濟增長之間的明顯雙向聯(lián)系，并得出結(jié)論:銀行系統(tǒng)的發(fā)展和經(jīng)濟增長之間有明顯的相互聯(lián)系。銀行系統(tǒng)的加強目前被認為是對經(jīng)濟增長正面的影響。以FCE來衡量銀行系統(tǒng)在金融總量中所占的比例。模型構建向量自回歸（VAR）模型是將模型內(nèi)所有變量的當前值對所有變量的各個滯后變量進行回歸。VAR模型在不通過各種提前約束條件的情況下，用來估計聯(lián)合內(nèi)生變量的動態(tài)關系，以此來分析和預測經(jīng)濟體系中的動態(tài)關系，并為經(jīng)濟變量間的動態(tài)影響提供獨到的見解。向量自回歸模型VAR有如下表示方式：Yt=β其中Yt是k維內(nèi)生變量向量，Xt是d維外生變量向量，p是滯后階數(shù),T是樣本個數(shù)。矩陣β0單位根檢驗（ADF）檢驗在進行實證分析之前，需要對所需用的數(shù)據(jù)進行處理，以防止偽回歸現(xiàn)象的出現(xiàn)，所以需要對所涉及到的數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，借助Stata軟件導入相關的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗。檢驗結(jié)果如REF_Ref161222220\h表3.2所示。從REF_Ref161222220\h表3.2可以得到，因變量GLD和自變量FCE都通過原始序列的檢驗，但在原序列檢驗的過程中，剩余的自變量FIR和FE都不是平穩(wěn)的。所以需要對這倆變量進行一階差分的處理，讓其FIR和FE變量的一階差分序列在5%顯著性水平上都呈現(xiàn)出顯著性。所以一階差分后的指標數(shù)據(jù)都是平穩(wěn)序列，而且是同階平穩(wěn)的，保證數(shù)據(jù)分析在接下來的VAR測試中穩(wěn)定有效。所以可以做一個協(xié)整檢驗。表STYLEREF1\s3.SEQ表\*ARABIC\s12單位根檢驗變量序列T統(tǒng)計量1%水平5%水平10%水平P值結(jié)論GLD原序列-5.006-4.380-3.600-3.2400.0002平穩(wěn)FIR原序列-3.310-4.380-3.600-3.2400.0646非平穩(wěn)FIR1一階差分序列-4.432-4.380-3.600-3.2400.0019平穩(wěn)FE原序列-2.509-4.380-3.600-3.2400.3236非平穩(wěn)FE1一階差分序列-4.585-4.380-3.600-3.2400.0011平穩(wěn)FCE原序列-4.079-4.380-3.600-3.2400.0068平穩(wěn)滯后階數(shù)深入研究經(jīng)濟增長與金融發(fā)展的相互關系，采用向量自回歸（VAR）模型方法對四個關鍵變量進行建模。確定出VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，根據(jù)AIC準則選擇出模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。由REF_Ref162356540\h表3.3可得，確定出最優(yōu)滯后階數(shù)是2。表STYLEREF1\s3.SEQ表\*ARABIC\s13最優(yōu)滯后階數(shù)LagLLLRFPEAICHQICSBIC0-186.40162.890122.400122.419622.59621-157.18658.43114.2635*20.845420.942821.82562-118.46677.44*14.806618.1724*18.3478*19.9369*協(xié)整檢驗通過ADF檢測可以得到一階差分的數(shù)據(jù)是穩(wěn)定的，所以運用協(xié)整檢驗來分析變量間的長期均衡的關系，通過跡統(tǒng)計量的判斷來確定檢驗結(jié)果，至少存在一個協(xié)整向量，因此四個變量是協(xié)整的，故得到模型的四個變量之間存在著長久的關系。圖STYLEREF1\s3.SEQ圖\*ARABIC\s11協(xié)整檢驗格蘭杰因果檢驗協(xié)整檢驗顯示有1個協(xié)整向量存在于模型系統(tǒng)中，但需要做更深入的探究，這1個向量是否存在于每一個變量的兩個之間，以及因果關系對方向的影響。采用格蘭杰因果檢驗，研究兩個變量間是不是存在相應的因果關系。參照REF_Ref162356693\h圖3.2Granger因果檢驗所示的檢驗結(jié)果，可以得到結(jié)論：經(jīng)濟增長可以擴大金融相關比率并作為其催化劑，也就是說金融相關比率的提高是根據(jù)經(jīng)濟增長的變化而變化。同時，金融效率的提升推動了經(jīng)濟增長，也就是說金融效率的改進有力的推動了經(jīng)濟增長。從而得出，經(jīng)濟增長不僅會促進金融相關比率，而且有助于金融相關比率的增長。圖STYLEREF1\s3.SEQ圖\*ARABIC\s12格蘭杰因果檢驗VAR模型的估計（AR特征根）利用Stata軟件對方程進行VAR模型估計，得到以下結(jié)果：表STYLEREF1\s3.SEQ表\*ARABIC\s14VAR模型估計表CoefficientStd.err.zP>|z|[95%erval]GLDGLDL1.-.0733879.1234996-0.590.552-.3154427.1686669L2.0.4835984.12121793.990.00.2460157.721181FIRL1.-.8566122.4598534-1.860.062-1.757908.0446839L2.1.616699.57672922.800.005.48633022.747067FEL1.-.5188576.1682798-3.080.002-.84868-.1890351L2..8135687.20629573.940.000.40923671.217901FCEL1.-.6481999.282677-2.290.022-1.202237-0.941631L2.-.1879765.3437693-0.550.585-.8617521.485799_cons7.0554541.6233664.350.0003.87371510.23719FIRGLDL1..0706916.05191741.360.173-.0310648.1724479L2.-.0678405.0509582-1.330.183-.1677168.0320358FIRL1.1.007432.19331575.210.000.1750475.4523527L2.-.8744198.2424486-3.610.000-1.34961-.3992293FEL1..3137001.07074244.430.000.1750475.4523527L2.-.0043635.0867237-0.050.960-.1743388.1656118FCEL1.-.0310765.1188333-0.260.794-.2639855.2018325L2..6402419.14451564.430.000.3569965.9234874_cons-.010917.6824394-0.020.987-1.3484741.32664FEGLDL1.-.1621281.1470791-1.100.270-.4503979.1261416L2.-.0001135.1443617-0.000.999-.2830572.2828302FIRL1.-.0083352.5476521-0.020.988-1.0817141.065043L2.1.538764.68684282.240.025.19257692.884951FEL1..5667168.20040912.830.005.1739222.9595115L2.-.154482.2456832-0.630.529-.6360122.3270482FCEL1.-.6376567.3366479-1.890.058-1.297474.022161L2.-.3990675.4094044-0.970.330-1.201485.4033504_CONS4.6810341.9333112.420.015.89181418.470255FCEGLDL1..0909113.11780450.770.440-.1399813.3218038L2..1784249.1156281.540.123-.0482018.4050515FIRL1.1.65017843864753.760.000.79044472.509911L2.-.3556438.5501337-0.650.518-1.433886.7225984FEL1..0399745.16051970.250.803-.2746384.3545874L2.-.2707607.1967824-1.380.169-.6564472.1149258FCEL1.-.4344887.2696415-1.610.107-.9629764.093999L2..0719652.32791660.220.826-.5707395.71467_CONS.762671.5485050.490.622-2.2723443.797684根據(jù)VAR估計得出方程：GLDFIRFEFCE顯著性與自相關檢驗表STYLEREF1\s3.SEQ表\*ARABIC\s15聯(lián)合系數(shù)顯著性Equation:Alllagchi2dfProb>chi21159.4611160.0002203.2022160.000用VAR模型檢驗聯(lián)合系數(shù)的顯著性，假定原VAR模型的全部系數(shù)都為0，檢驗后可以知道該系數(shù)都是顯著的，也就是通過了聯(lián)合系數(shù)檢驗。表STYLEREF1\s3.SEQ表\*ARABIC\s16殘差自相關檢驗Lagrange–multipliertestLagchi2dfProb>chi2118.3196160.30552222.4704160.12864H0:noautocorrelationatlagorder檢驗殘差是否自相關，經(jīng)過檢驗可得P>0.1,得到殘差不存在自相關現(xiàn)象，同時也表明VAR估計良好。平穩(wěn)性檢驗向量自回歸（VAR）模型依據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計的特點，將模型中的當前變量和所有變量里的滯后變量進行回歸。將AIC和SC作為最小的準則，來確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，此研究中確定為二階，并對VAR模型的穩(wěn)定性進行評估。模型是否穩(wěn)定也可能影響實驗結(jié)果的判斷，這與實驗結(jié)果的正確性和準確性是有關系的。用AR的特征根來做出判斷，也就是說，當特征根位于單位圓之內(nèi)則表示向量自回歸模型的穩(wěn)定性是成立的。REF_Ref162358474\h圖3.3是該研究的單位圓檢驗圖?？梢钥闯鲞@個向量自回歸（VAR）模型是穩(wěn)定的。圖STYLEREF1\s3.SEQ圖\*ARABIC\s13單位圓檢驗圖脈沖響應分析脈沖響應分析可以更直觀地描述各變量間的反應程度，通常是用脈沖響應函數(shù)來研究一個內(nèi)生變量的隨機沖擊對模型中所有內(nèi)生變量的現(xiàn)值和未來值的影響。圖STYLEREF1\s3.SEQ圖\*ARABIC\s14FIR-GLD的相互脈沖響應圖在金融相關率的初期，對金融相關率一個GLD的正向沖擊。當金融相關率受到的沖擊后，在第一期可以看出金融相關比率急劇上升，達到峰值后，在第四階段逐漸下降至谷底，再次出現(xiàn)反彈，最終趨于平衡。這走勢顯示出浙江省金融相關率受到經(jīng)濟增長的推動作用。與之相反的是，其在第一期出現(xiàn)了負向反應，在第二期逐漸上升，到第三期又下降到谷底，之后逐漸上升，最后達到一個正向反應。這表明浙江省在促進經(jīng)濟增長方面，有較為合理的金融資產(chǎn)配置。圖STYLEREF1\s3.SEQ圖\*ARABIC\s15FE-GLD的相互脈沖響應圖如果金融效率給GLD一個沖擊時，會導致經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出負向的反應，并且在第一期時達到了最小值，而隨著時間的推移其負向的反應慢慢消失，繼而在第二期之后，逆轉(zhuǎn)為正向作用，最終數(shù)值趨向正向反應。這一過程反映出政府面對浙江省經(jīng)濟過熱時采取的調(diào)控政策，在經(jīng)濟增長速度下降的情況下，采取了緊縮的政策。以及在長遠的視角下經(jīng)濟增長對金融效率有很強的持續(xù)性。由此可見，完善金融服務體系，提升服務質(zhì)量，可以在很大程度上增強經(jīng)濟對金融效率的推動作用。浙江省在追求經(jīng)濟與金融均衡發(fā)展的道路上，需保持二者的相互進步。圖STYLEREF1\s3.SEQ圖\*ARABIC\s16FCE-GLD的相互脈沖響應圖在金融結(jié)構比率給予一定沖擊的情況下，隨著浙江經(jīng)濟增長出現(xiàn)正面反應，經(jīng)濟對金融結(jié)構的沖擊顯而易見。隨著浙江省金融市場的不斷向好，經(jīng)濟增長的積極作用立即顯現(xiàn)出來。方差分解REF_Ref161222014\h圖3.8為方差分解的成果圖。其中，首圖顯示了金融結(jié)構比率在經(jīng)濟增長中的作用力度，次圖表明了金融效率在經(jīng)濟增長中所占的影響份額，第三幅圖表明了經(jīng)濟增長對金融效率的作用，末圖顯示了經(jīng)濟增長自身的作用關系。從REF_Ref162730924\h圖3.7的方差分解圖中可以得到，浙江省經(jīng)濟增長與金融發(fā)展之間雖然有著長期的正向相關關系，但其有較小的解釋能力，方差分解中的解釋能力只有10%左右，這說明金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的關系在浙江省表現(xiàn)較弱，但金融相關率的解釋能力達到了50%。兩者之間的差異較大。圖STYLEREF1\s3.SEQ圖\*ARABIC\s17方差分解分析圖

研究結(jié)論與政策建議研究結(jié)論（1）金融相關率與經(jīng)濟增長之間具有相互促進的關系。由研究結(jié)果可以看出，經(jīng)濟增長對金融相關率是由單方向原因的，脈沖反應的結(jié)果表明經(jīng)濟增長可以讓金融相關率擴張，而與之相反的是金融相關率的擴張也是經(jīng)濟增長的前行動力。從方差分解的結(jié)果顯示，金融相關率的貢獻相對于經(jīng)濟的貢獻更大一些。綜合上述結(jié)果顯示，浙江省經(jīng)濟增長與金融相關率呈現(xiàn)出了長期性的效應關系，二者互相推動彼此。通過采集的2006-2022年度FIR數(shù)據(jù)來看，浙江省FIR數(shù)值在2018年后逐年上升，且一直在持續(xù)上升，表明浙江省金融相關率的實際現(xiàn)象在不斷的增長且與理論所分析到的結(jié)果相吻合。伴隨著金融各個機構不斷地更深的加入浙江省，形成了全方位、多層次的金融體系，更進一步地為浙江人民給予了便利的金融產(chǎn)品和具有安全性的服務，從而推動了經(jīng)濟持續(xù)性的增長。（2）金融效率與經(jīng)濟增長之間發(fā)現(xiàn)了金融相互抑制的現(xiàn)象。通過研究結(jié)果可以得出，金融效率對經(jīng)濟增長是單方向的原因，而脈沖反應則表明經(jīng)濟增長對金融效率的沖擊反應是負向的，但是金融效率對經(jīng)濟增長的反應反而為正面的反應。這說明金融效率對浙江省的經(jīng)濟增長有著一種單方向的沖擊關系，使金融效率并不是很高，在一定程度上起到了金融抑制的現(xiàn)象。中國金融市場一方面是國有商業(yè)銀行主導的體制，而這個體制中的一大弊端便是效率問題沒有得到重視。另一方面，盡管已經(jīng)布局了全方位的金融體系，但在這一體系下，豐富多樣的產(chǎn)品選擇仍然缺乏，在多重因素的導致下，存款未能有效的流向?qū)嶓w經(jīng)濟，從而削弱了金融效率的提升，因此對經(jīng)濟增長的促進力不足。（3）金融結(jié)構比率與經(jīng)濟增長呈現(xiàn)出滯后與短暫的特征。從研究結(jié)果來看，金融結(jié)構比率雖對經(jīng)濟的激勵作用不如金融相關比率的顯著，卻在經(jīng)濟增長中存在了格蘭杰因果檢驗的單方向關系。從方差分解的結(jié)果顯示，金融結(jié)構比率在第四期降幅過后呈現(xiàn)出穩(wěn)定的現(xiàn)象，暗示金融結(jié)構比率對經(jīng)濟增長的影響存在延遲現(xiàn)象。脈沖響應圖中可以觀察出經(jīng)濟增長對金融結(jié)構比率呈現(xiàn)出短暫的正向反應，滯后與短暫性很大程度上減弱了兩者雙向推進的作用。之所以會出現(xiàn)這樣的現(xiàn)象，一方面是因為目前我國的證券市場由于建立的時間比較晚，自身的發(fā)展還不夠健全。另一方面，浙江省所面臨的信貸結(jié)構失衡、直接融資受限制并且有價證券市場發(fā)展遲緩等各種因素的影響。在不同因素的作用下，浙江省金融結(jié)構比率很難提高，其對經(jīng)濟增長的貢獻也不顯著。政策建議（1）加大金融基礎設施的建設力度。更進一步的健全鼓勵金融機構體系，把各種類型的金融機構吸引到浙江，增強金融業(yè)的競爭實力。發(fā)展多層次資本市場金融市場的健康發(fā)展，如股票、基金、債券、期貨等。促進金融科技創(chuàng)新，在金融科技的領域積極引進并且應用先進技術，在服務質(zhì)量上提高金融效率。加大金融征信體系建設力度，增強社會征信意識。（2）促進金融與實體經(jīng)濟一體化發(fā)展。用創(chuàng)新的金融服務模式，主動地發(fā)展產(chǎn)業(yè)鏈金融，以便滿足不同企業(yè)對融資的需求。要加大對中小企業(yè)以及科技型創(chuàng)新企業(yè)的支持力度，推動金融機構的信貸結(jié)構，推動優(yōu)質(zhì)的實體經(jīng)濟發(fā)展。（3）健全金融監(jiān)督管理制度。加大金融的監(jiān)管能力，推動監(jiān)管機構的相關信息，提升監(jiān)管的效能。要完善金融法律法規(guī)體系來防止金融風險管理。建立并加強金融市場監(jiān)測分析的金融風險預警機制，做到對可能發(fā)生的風險早早處理。為了維護金融市場的穩(wěn)定，要提高投資者的風險意識和投資能力，我們將加強對投資者教育和保護。（4）與國際金融市場加強合作。吸引國際資本來浙投資興業(yè)，促進浙江金融業(yè)在國際上的競爭力不斷增強。推動金融資源跨境內(nèi)外的流動，加強境內(nèi)境外金融市場的互聯(lián)互通。提高人民幣在國際的流通水平，讓人民幣在境內(nèi)外貿(mào)易和投資中更多的使用，加強人民幣在世界上的地位不斷的提高，促進人民幣在全球貿(mào)易中的地位不斷的提高。（5）對金融人才的培養(yǎng)和引進力度要增強。建立起完善的金融人才的培養(yǎng)體系，培養(yǎng)出一批具有創(chuàng)新能力的金融行業(yè)人才來提升浙江省金融行業(yè)的整體實力。擴大金融人才的引進力度，促使國內(nèi)國外優(yōu)秀的金融人才來到浙江發(fā)展，讓浙江省金融行業(yè)的整體層次得到提升,并且加強對金融從業(yè)人員的業(yè)務培訓，不斷提高金融從業(yè)人員的業(yè)務素質(zhì)和服務水平。

參考文獻[1]杜思逸，張筆覓.金融發(fā)展對經(jīng)濟增長影響的實證分析[J].財富時代，2021(01):15-16.[2]ABDULRauf，XiaoxingLIU，WaqasAmin，etal.Doessustainablegrowth，energyconsumptionandenvironmentchallengesmatterforbeltandroadInitiativefeat?A