袁 悅

（中共中央黨校（國家行政學院）研究生院，北京 100091）

一、引言

實體經(jīng)濟是國民經(jīng)濟的支柱，在吸納就業(yè)、推動高質(zhì)量發(fā)展、促進居民福祉提升、構(gòu)建現(xiàn)代化經(jīng)濟體系等方面發(fā)揮著基礎(chǔ)性保障作用。在影響實體經(jīng)濟發(fā)展的眾多因素中，金融的影響力更大、范圍更廣，與實體經(jīng)濟的關(guān)聯(lián)機制也更具復(fù)雜性。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的核心，金融活，經(jīng)濟活，金融穩(wěn)，經(jīng)濟穩(wěn)，通過深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟的能力至關(guān)重要?？梢姡鹑跇I(yè)發(fā)展與實體經(jīng)濟之間具有辯證統(tǒng)一的關(guān)系，一方面，金融業(yè)發(fā)展本身就是現(xiàn)代經(jīng)濟的組成部分，另一方面，金融業(yè)發(fā)展的出發(fā)點和落腳點應(yīng)當是更好地服務(wù)實體經(jīng)濟，而實體經(jīng)濟發(fā)展又可以為金融發(fā)展提供源動力。但是一個值得注意的問題是，近年來中國金融業(yè)快速發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)金融、商業(yè)銀行影子銀行業(yè)務(wù)等金融創(chuàng)新層出不窮，導(dǎo)致宏觀杠桿率快速上升，有相當資金在金融系統(tǒng)內(nèi)脫離實體經(jīng)濟空轉(zhuǎn)，經(jīng)濟出現(xiàn)“脫實向虛”的苗頭。因此，有關(guān)監(jiān)管部門提出結(jié)構(gòu)性去杠桿政策來防風險、治亂象，引導(dǎo)金融回歸服務(wù)實體經(jīng)濟的本源。那么，從理論層面來看，金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟并非是單一的線性促進作用，具體又呈現(xiàn)出何種非線性關(guān)聯(lián)機制？金融業(yè)發(fā)展促進實體經(jīng)濟是否存在一定的邊界？對這些問題的認識關(guān)系到金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的方向以及金融服務(wù)實體經(jīng)濟效率的提升。鑒于此，文章將運用中國31個?。▍^(qū)、市）1993—2019年面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板平滑門檻回歸模型(PSTR)實證研究金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的非線性影響機制。

現(xiàn)有研究從不同角度分析了金融與實體經(jīng)濟的關(guān)系，在肯定金融可以促進實體經(jīng)濟發(fā)展的同時，也提出金融過度發(fā)展導(dǎo)致的影子銀行、同業(yè)業(yè)務(wù)發(fā)展以及資產(chǎn)泡沫等問題會抑制實體經(jīng)濟發(fā)展。辛兵海等(2020)[1]運用上市商業(yè)銀行數(shù)據(jù)和非金融行業(yè)數(shù)據(jù)實證研究得出金融行業(yè)的流動性創(chuàng)造對實體經(jīng)濟具有正向促進作用，但是同業(yè)流動性創(chuàng)造的影響相對較弱。劉小瑜、彭瑛琪(2019)[2]從社會融資規(guī)模的視角分析了融資結(jié)構(gòu)對實體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響，指出表內(nèi)信貸和表外業(yè)務(wù)一定程度上可以促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整；另一方面，有學者研究指出中國金融發(fā)展過程中存在的一些問題弱化甚至抑制了實體經(jīng)濟發(fā)展[3，4]，比如中國影子銀行規(guī)模擴張會推升通貨膨脹率加大價格波動并削弱貨幣政策的有效性，總體不利于實體經(jīng)濟發(fā)展[5]，同時經(jīng)濟金融化過程和金融資產(chǎn)的風險收益錯配也會顯著降低實體經(jīng)濟的投資率，弱化貨幣政策的逆周期調(diào)控效果[6]。此外，程晉魯、方榮慧(2020)[7]通過國際經(jīng)驗分析得出杠桿率過高會影響經(jīng)濟增長。王永欽等(2016)[8]認為金融深化導(dǎo)致的資產(chǎn)價格泡沫問題會影響實體經(jīng)濟增長和效率提升，并加大實體經(jīng)濟的波動。郭胤含和朱葉(2020)[9]、冉渝和王秋月(2020)[10]的研究進一步指出，企業(yè)“脫實向虛”抑制了實體經(jīng)濟投資，其中的關(guān)鍵影響因素是經(jīng)濟政策不確定性，但相關(guān)信貸政策可以有效解決這一問題，從金融層面抑制企業(yè)“脫實向虛”發(fā)展。

與現(xiàn)有研究不同，文章的貢獻主要是不將視野局限在金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的促進或者抑制作用，而是突破單一的線性視角，從“門檻”效應(yīng)的角度分析金融促進實體經(jīng)濟發(fā)展的邊界，從理論上進行創(chuàng)新突破。

二、PSTR模型構(gòu)建

根據(jù)現(xiàn)有研究可以推斷，金融對實體經(jīng)濟的影響不是單一的線性關(guān)系，金融深化可以促進實體經(jīng)濟發(fā)展，但是達到一定水平后，金融發(fā)展過程中便會出現(xiàn)泡沫化、“脫實向虛”等問題，會抑制實體經(jīng)濟發(fā)展，即存在一個理論上的最優(yōu)“門檻值”。因此，文章將建立PSTR模型對金融影響實體經(jīng)濟發(fā)展的“門檻”效應(yīng)進行識別。其中，被解釋變量是實體經(jīng)濟發(fā)展水平，“門檻”變量是金融業(yè)發(fā)展水平，同時還包括固定資產(chǎn)投資、對外開放度、財政支出等控制變量。具體來看，Gonzalez等(2005)[11]提出了PSTR模型，使得回歸系數(shù)在不同回歸“區(qū)制”之間平滑轉(zhuǎn)換，進而可以識別“區(qū)制”轉(zhuǎn)換變量的“門檻值”。文章建立的PSTR模型如下：

其中，被解釋變量Y代表實體經(jīng)濟發(fā)展水平，F(xiàn)I代表金融業(yè)發(fā)展水平，IV代表固定資產(chǎn)投資，OP代表地區(qū)對外開放程度，F(xiàn)P代表財政支出，t:1～T代表時間維度，Γk(k=1～K)是Logistic型的區(qū)制轉(zhuǎn)換函數(shù)；代表位置參數(shù)(location parameter)，即“門檻值”，γ代表平滑參數(shù)，用來衡量區(qū)制轉(zhuǎn)換的平滑程度，β表示待估回歸系數(shù)，εit代表隨機擾動項。

在上述設(shè)定下，金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的影響路徑可以表示如下：

其中，如果模型存在一個轉(zhuǎn)換函數(shù)和一個位置參數(shù)，上述影響路徑為倒“U”型，如果存在一個轉(zhuǎn)換函數(shù)和兩個位置參數(shù)，上述影響路徑為“S”型，在其他情況下影響路徑會更加復(fù)雜。

三、實證分析

1.變量和數(shù)據(jù)

變量和數(shù)據(jù)的詳細說明如下：

第一，實體經(jīng)濟發(fā)展水平。根據(jù)現(xiàn)有文獻的處理方法，使用工業(yè)增加值衡量實體經(jīng)濟發(fā)展。工業(yè)經(jīng)濟是整個經(jīng)濟體系的基礎(chǔ)，尤其制造業(yè)是實體經(jīng)濟最為核心的組成部分，其中的采礦業(yè)、汽車制造業(yè)、電子設(shè)備制造業(yè)、鐵路船舶制造業(yè)、電氣機械制造業(yè)等重點行業(yè)都涉及到國民經(jīng)濟的關(guān)鍵領(lǐng)域，是實體經(jīng)濟命脈所在，因此工業(yè)增加值在衡量實體經(jīng)濟發(fā)展方面具有代表性。

第二，金融業(yè)發(fā)展水平。文章使用金融業(yè)增加值占GDP的比重衡量金融業(yè)發(fā)展。金融業(yè)增加值是不同金融機構(gòu)的經(jīng)營績效在國民經(jīng)濟核算中的綜合反映，可以全面反映發(fā)展水平，為了方便計算“門檻值”，文章采用了比值變量。

第三，固定資產(chǎn)投資。投資是影響實體經(jīng)濟發(fā)展的重要變量，在支出法核算中投資本身可以構(gòu)成有效需求，同時投資具有乘數(shù)作用，對于實體經(jīng)濟產(chǎn)業(yè)擴張、企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營、產(chǎn)品研發(fā)以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整都具有促進作用，因此文章將其作為控制變量，使用地區(qū)固定資產(chǎn)投資絕對量進行衡量。

第四，對外開放度。對外開放度也可以影響實體經(jīng)濟發(fā)展，尤其是在外向型經(jīng)濟占比較高的地區(qū)，對外進出口貿(mào)易發(fā)揮著重要作用，在2008年金融危機之前，出口對經(jīng)濟增長的貢獻程度甚至超過投資，一般而言對外開放程度越高，實體經(jīng)濟發(fā)展越好。參考現(xiàn)有文獻的做法，文章使用進出口貿(mào)易總額占GDP的比重衡量對外開放度。

第五，財政支出。在實體經(jīng)濟發(fā)展過程中會面臨市場失靈和民間投資不足的情況，這時候就需要財政支出進行促進投資、補短板，在特殊情況下財政支出用于保企業(yè)、穩(wěn)就業(yè)也可以促進實體經(jīng)濟發(fā)展，而且財政支出也具有乘數(shù)效應(yīng)，因此文章將其作為控制變量，使用地方財政一般預(yù)算支出衡量。

文章使用的數(shù)據(jù)為中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）1993—2019年的年度平衡面板數(shù)據(jù)。為剔除價格因素，文章對工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資、財政支出等絕對量變量進行了價格平減，具體以1993年為基期使用CPI指數(shù)平減，為了保證數(shù)據(jù)的平滑性并消除異方差性，對上述三個變量進行對數(shù)處理。所有的原始數(shù)據(jù)均來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、各省份統(tǒng)計局網(wǎng)站的統(tǒng)計公報以及中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

2.統(tǒng)計檢驗

在估計PSTR模型之前，文章首先對五個變量進行面板數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。表1的檢驗結(jié)果顯示，無論是LLC統(tǒng)計量還是IPS統(tǒng)計量，均表明五個變量在1%的顯著性水平下平穩(wěn)，可以進行建模。文章進一步對金融業(yè)發(fā)展與實體經(jīng)濟的關(guān)系進行了面板Granger因果關(guān)系檢驗，表2的檢驗結(jié)果顯示，DH統(tǒng)計量的P值為0，在1%的顯著性水平下拒絕了金融業(yè)發(fā)展不是實體經(jīng)濟的Granger原因的原假設(shè)，即二者之間存在強因果關(guān)系，具體的非線性關(guān)聯(lián)機制需要進一步的實證研究。

表1 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

表2 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

PSTR模型的估計和檢驗一般遵循如下過程：首先進行模型的非線性檢驗，從統(tǒng)計層面證明構(gòu)建的模型具有非線性關(guān)系而非傳統(tǒng)的線性關(guān)系。如果非線性關(guān)系成立，然后需要通過統(tǒng)計檢驗確定模型轉(zhuǎn)換函數(shù)的個數(shù)，一般來說轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)為1～2個。確定轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)后，需要進一步確定位置參數(shù)的個數(shù)，位置參數(shù)一般為1～2個，一般設(shè)置原假設(shè)為位置參數(shù)為1個，備選假設(shè)為大于等于1個。以上檢驗完成后，便可以使用非線性最小二乘方法(NLS)對模型參數(shù)進行估計，得到各系數(shù)、位置參數(shù)和平滑參數(shù)的估計結(jié)果。

遵循上述思路，文章首先對模型的非線性特征進行檢驗，具體進行了瓦爾德統(tǒng)計量、費希爾統(tǒng)計量和似然比三個檢驗，表3的結(jié)果顯示，三個統(tǒng)計量的P值均為0，即在1%的水平下拒絕了模型沒有非線性特征的原假設(shè)，表明文章構(gòu)建的模型具有合理性。

表3 模型的非線性檢驗結(jié)果

其次，文章通過統(tǒng)計檢驗確定轉(zhuǎn)換函數(shù)的個數(shù)，具體根據(jù)赤池信息準則(AIC)和貝葉斯信息準則(BIC)兩個準則判斷最優(yōu)的轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)。從表4的結(jié)果可以看出，當轉(zhuǎn)換函數(shù)k=1時，其赤池信息準則和貝葉斯信息準則統(tǒng)計量取值均小于k=2時的取值。因此，文章選取k=1，即模型只存在一個轉(zhuǎn)換函數(shù)。

表4 模型的轉(zhuǎn)換函數(shù)個數(shù)檢驗結(jié)果

確定一個轉(zhuǎn)換函數(shù)后，文章最后確定轉(zhuǎn)換函數(shù)中位置參數(shù)的個數(shù)。從拉格朗日乘數(shù)檢驗（LM）、拉格朗日乘數(shù)F檢驗（LMF）和似然比檢驗（LRT）統(tǒng)計量的結(jié)果來看（表5），P值均大于0.1，即都接受位置參數(shù)r=1的原假設(shè)，表明模型最優(yōu)的位置參數(shù)個數(shù)是1。

表5 模型的位置參數(shù)個數(shù)檢驗結(jié)果

3.模型估計結(jié)果

根據(jù)統(tǒng)計檢驗結(jié)果，文章確定了一個轉(zhuǎn)換函數(shù)和一個位置參數(shù)的模型形式，即金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的影響路徑是倒“U”型。文章使用非線性最小二乘法對模型進行了估計，結(jié)果列于表6。根據(jù)模型特征，文章將估計結(jié)果分為線性部分和非線性部分。從線性部分來看，四個解釋變量的回歸系數(shù)至少在10%的顯著性水平下顯著，金融業(yè)占比、固定資產(chǎn)投資、對外開放度等變量均可以促進實體經(jīng)濟發(fā)展，而財政支出對實體經(jīng)濟的影響系數(shù)為負。從非線性部分來看，四個解釋變量的回歸系數(shù)也至少在10%的顯著性水平下顯著，對外開放度對實體經(jīng)濟的影響系數(shù)為負，金融業(yè)占比、固定資產(chǎn)投資和財政支出的影響系數(shù)為正。PSTR模型是由線性部分和非線性部分組成的系統(tǒng)，四個解釋變量對實體經(jīng)濟的影響程度需要綜合看待，其中還需要考慮轉(zhuǎn)換函數(shù)的影響，但無論是線性部分還是非線性部分，金融業(yè)占比的影響系數(shù)均為正，表明金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟具有正向促進作用。因此，文章重點分析位置參數(shù)確定的“門檻值”，由于兩個系數(shù)均為正，那么文章“門檻值”的含義是當金融業(yè)占比低于“門檻值”時金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的促進作用不斷增強，當金融業(yè)占比高于“門檻值”時金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的促進作用不斷弱化。

表6 PSTR模型估計結(jié)果

文章估計的平滑參數(shù)為9.3822，數(shù)值相對較小，表明PSTR模型在兩個區(qū)制之間實現(xiàn)了平滑轉(zhuǎn)換，建模效果較為理想。文章估計的位置參數(shù)為0.1501，即金融業(yè)發(fā)展促進實體經(jīng)濟發(fā)展的“門檻值”為15.01%，當金融業(yè)占比低于15.01%時對實體經(jīng)濟的促進作用不斷增強，高于15.01%時對實體經(jīng)濟的促進作用不斷減弱。從理論上來看，金融業(yè)發(fā)展促進實體經(jīng)濟主要是通過兩個方面，一是通過資金融通實現(xiàn)社會資源均衡優(yōu)化配置，促進企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營和居民生活消費，二是通過風險管理降低不確定性造成的損失，平滑經(jīng)濟波動，這也是金融的兩個基本功能。第一，金融發(fā)展可以對社會資源進行整合，在資金盈余者和短缺者之間進行調(diào)配，企業(yè)通過獲取信貸資源和直接融資擴大資本進一步優(yōu)化生產(chǎn)經(jīng)營，實現(xiàn)了社會資源的效益最大化，家庭通過儲蓄和信貸平滑生命周期消費，提升消費需求和福利水平，微觀層面的企業(yè)行為和家庭行為綜合作用，在供需層面良性互動便可以促進實體經(jīng)濟發(fā)展；第二，保險業(yè)務(wù)以及期貨、期權(quán)等金融衍生品具有風險管理功能，可以降低實體經(jīng)濟企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營風險，在供給端穩(wěn)定生產(chǎn)，也可以降低居民家庭的風險，穩(wěn)定消費需求，因此可以從供需兩端促進實體經(jīng)濟發(fā)展。但是，金融業(yè)發(fā)展持續(xù)促進實體經(jīng)濟的前提是金融業(yè)堅守本源業(yè)務(wù)，通過上述兩個渠道服務(wù)實體經(jīng)濟，如果過度泡沫化或者偏離服務(wù)實體經(jīng)濟的本源，對實體經(jīng)濟的傳導(dǎo)會失效，同時還容易出現(xiàn)金融風險，均可以導(dǎo)致對實體經(jīng)濟促進作用的弱化。當金融業(yè)過度發(fā)展，信貸貨幣擴張速度快于實體經(jīng)濟增長速度，或者資產(chǎn)價格大幅上升偏離經(jīng)濟基本面時便會出現(xiàn)泡沫，導(dǎo)致資金融通功能和風險管理功能弱化，同時泡沫本身就是潛在的金融風險源；第三，當金融業(yè)過度發(fā)展偏離服務(wù)實體經(jīng)濟的本源時，比如影子銀行業(yè)務(wù)導(dǎo)致的資金在金融系統(tǒng)內(nèi)空轉(zhuǎn)套利，信貸資源不能服務(wù)實體經(jīng)濟而是用以層層嵌套購買金融資產(chǎn)，金融對實體經(jīng)濟的促進作用也會大打折扣，甚至會抑制實體經(jīng)濟的發(fā)展，這便是所謂的“脫實向虛”。上述兩個方面往往是金融業(yè)發(fā)展到一定程度后的常見問題，因此便會存在金融促進實體經(jīng)濟的“門檻”效應(yīng)，文章構(gòu)建的PSTR模型基于中國的數(shù)據(jù)證明，這一“門檻值”為15.01%，即金融業(yè)增加值占GDP比重超過15.01%后會爆發(fā)各種問題使得金融對實體經(jīng)濟的促進作用弱化，形成“脫實向虛”問題。

從中國經(jīng)濟金融發(fā)展的現(xiàn)實情況來看，金融化程度較發(fā)達國家仍然偏低，2019年全國金融業(yè)增加值占GDP的比重為7.8%，遠低于15.01%的“門檻值”，可見現(xiàn)階段中國金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的促進作用在不斷增強，金融業(yè)仍然有較大的發(fā)展空間。從地區(qū)差異來看，不同省份的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異較大，金融業(yè)發(fā)展水平具有明顯的不平衡性，現(xiàn)階段北京和上海等一線城市的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)是以第三產(chǎn)業(yè)為主，金融業(yè)占比已經(jīng)超過15.01%的“門檻值”，制造業(yè)占比相對較低，金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的促進作用在不斷下降，甚至出現(xiàn)了局部的制造業(yè)空心化。上海是全國的經(jīng)濟金融中心，擁有大量的金融機構(gòu)和金融市場組織，因此金融業(yè)占比較高。北京作為全國政治中心，主要金融機構(gòu)的總部都設(shè)在北京，帶動了北京金融業(yè)的發(fā)展。同時為了保護環(huán)境，北京、上海也在疏解部分污染型制造業(yè)，進一步使制造業(yè)占比下降。但是，全國大部分省份的金融業(yè)占比都低于“門檻值”，金融業(yè)發(fā)展仍然有很大的空間，對實體經(jīng)濟的促進作用仍處在上升階段，尤其是直接融資的發(fā)展仍需加強。從全國統(tǒng)籌的視角來看，由于城市功能定位的不同，少數(shù)地區(qū)金融業(yè)占比較高并不會對實體經(jīng)濟造成太大負向影響，仍需大力發(fā)展金融市場，促進金融業(yè)持續(xù)發(fā)展。

四、結(jié)論和政策建議

文章運用中國31個省（區(qū)、市）1993—2019年的平衡面板數(shù)據(jù)，構(gòu)建面板平滑門檻回歸模型實證研究了金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的非線性影響機制，識別其“門檻值”。研究結(jié)果顯示，中國金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟具有促進作用，并且存在非線性的“門檻”效應(yīng)，“門檻值”為15.01%，當金融業(yè)占GDP比重低于15.01%時，對實體經(jīng)濟的促進作用不斷增強，高于15.01%時，對實體經(jīng)濟的促進作用不斷減弱。根據(jù)研究結(jié)果提出如下政策建議：

第一，通過金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革促進金融業(yè)快速健康發(fā)展，更好地服務(wù)實體經(jīng)濟。從全國層面來看，僅有北京和上海兩個地區(qū)金融業(yè)占比超過“門檻值”，有相當比例的省份占比低于10%，全國金融業(yè)占比仍然偏低。因此，金融業(yè)發(fā)展對實體經(jīng)濟的促進作用仍處于不斷強化的階段，應(yīng)堅持金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的方向，擴大有效的金融供給，促進銀行、證券、保險等金融機構(gòu)的快速健康發(fā)展，更好地發(fā)揮資金融通和風險管理功能，服務(wù)實體經(jīng)濟發(fā)展。

第二，發(fā)揮監(jiān)管合力，以制度化、法制化的手段促進金融業(yè)堅守服務(wù)實體經(jīng)濟的本源，避免“脫實向虛”。當前，在個別地區(qū)或特定的領(lǐng)域已經(jīng)出現(xiàn)了“脫實向虛”的問題，在金融結(jié)構(gòu)性去杠桿之前各種通道業(yè)務(wù)快速發(fā)展，影子銀行規(guī)模不斷膨脹，資金在金融體系空轉(zhuǎn)套利，擠占了促進實體經(jīng)濟發(fā)展的金融資源，同時還容易滋生金融風險。應(yīng)強化監(jiān)管，發(fā)揮“一行兩會”的監(jiān)管合力，通過立法和規(guī)章制度等手段完善激勵約束機制，引導(dǎo)金融結(jié)構(gòu)回歸服務(wù)實體經(jīng)濟的本源，堅決避免資金空轉(zhuǎn)和“脫實向虛”問題。

第三，加大資本市場基礎(chǔ)性制度建設(shè)和開放力度，避免出現(xiàn)泡沫化抑制實體經(jīng)濟發(fā)展。在金融市場發(fā)展過程中容易出現(xiàn)資本市場泡沫，導(dǎo)致金融風險快速積累，泡沫破裂后會嚴重沖擊實體經(jīng)濟。因此，在促進金融發(fā)展的同時，應(yīng)高度重視泡沫化傾向，進一步加大基礎(chǔ)性制度建設(shè)，提升資本市場運行的穩(wěn)定性，加大對違法違規(guī)行為的懲處力度，加大開放力度，提升中國金融市場的包容性和競爭力，提升資本市場的廣度和深度，促進金融市場平穩(wěn)健康發(fā)展。