融资依赖_金融发展与经济增长_基于中国行业数据的考察_贵斌威

２０１３年第２期Ｎｏ．２，２０１３

浙　江　社　会　科　学

ＺＨＥＪＩＡＮＧ　ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥＳ

２０１３年２月

，Ｆｅｂ．２０１３

融资依赖、金融发展与经济增长：

＊

基于中国行业数据的考察

□　贵斌威　徐光东　陈宇峰

（）研究的基础上，利用中国２ａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ１９９８００１－　　内容提要　本文在借鉴与拓展Ｒ　　ｊｇ

市、自治区）的金融业和制造业数据，确认了金融发展对经济增长的融资依赖０个省（２００７年３效应：融资依赖程度越高、国有比重越小的行业，从金融发展中获得的好处越大。作为上述研究的前提，我们还对“各国行业融资依赖程度具有同一性”的观点进行了验证，并构造了更为有效的地区金融发展指标。

关键词　金融发展　经济增长　融资依赖　国有比重

作者贵斌威，经济学博士，中国政法大学法和经济学研究中心讲师；徐光东，经济学博士，（中国政法大学法和经济学研究中心副教授；北京　１陈宇峰，经济学博士，浙江工商大０００９１））现代商贸研究中心副主任。（杭州　３学经济学院教授、１００１８

对ＧＤＰ的比率则从３０．１％提高到６０．３％进而到，。与此同时，７０．４％（ＲｏｕｓｓｅａｕａｎｄＳｌｌａ２００３）　　ｙ美国股市市值与ＧＤＰ的比率也从１９１３年的

（，０．３９提高到１９７０年的０．６６ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ　　ｊｇ）。其次，从国际比较的角度来看，发达国家２００３和发展中国家之间在金融发展程度上存在着显著的差异。具体来说，国家和地区越富裕，金融发展体现为金融中介和金融市场的规模、活跃的程度（

程度和效率等指标）也越高（Ｄｅｍｉｒü－Ｋｕｎｔｇ，）。ａｎｄＬｅｖｉｎｅ２００１　

经济增长和金融发展之间的这种密切联系需要理论层面的解释和检验。事实上，在经济学的发展史上，金融与经济增长之间的关系一直是一个充

一、引言

经济增长无疑是经济研究中最核心的问题之一。持续的经济增长是一个国家保持国民收入和福利水平不断提高的根本途径；经济增长方面的任何细小差异，经过长时间的累积，可以导致国与）。当我国之间巨大的差距（陈宇峰、陈启清，２０１１金融的作用是不们探索经济增长的决定因素时，

容忽视的。首先，从历史发展的角度来看，经济增长的同时往往伴随着金融的发展，二者是同步的。例如，当美国的人均收入（以１从９６０年美元计算）１８７０年的４１３美元增加到１９１０年的１９８７美元

进而到１其广义货币Ｍ９７０年的３６４１美元时，３

（、保持经济稳定、金融稳定和资本市场稳定对策研究”批准号：０８ＡＪＹ０３７）２１１①　　＊本文是国家社科基金重点项目“工程建设三期项目“我国经济可持续发展的法律支持与保障”的阶段性研究成果，同时也得到北京市重点交叉学科项）、目、浙江省哲学社会科学重点研究基地（浙商研究中心）重大招标项目（浙江省高校人文社科重点研究基地１２ＺＳ００１Ｚ（浙江工商大学金融学）重点项目的资助。

５０

　浙江社会科学

满争议的主题。早在１熊彼特就在其《经济９１１年，发展理论》中强调指出了金融在经济发展过程中的（）重要作用。熊彼特的论断得到了Ｈ的支ｉｃｋｓ１９６９持。Ｈ英国金融的发展是工业革命爆发ｉｃｋｓ指出，的前提条件。但是这种观点遭到了Ｒｏｂｉｎｓｏｎ和

宣称“企业引Ｌｕｃａｓ等人的反驳。Ｒｏｂｉｎｓｏｎ（１９５２），（）也认为金融的作用被领金融的发展”Ｌｕｃａｓ１９８８“过分强调”了。这种莫衷一是的局面直到最近才特别是大量实证研究的出现随着研究的不断深入，

而得以改观。越来越多的证据显示，金融确实对经（）用Ｋ的济增长具有重要影响，ｉｎａｎｄＬｅｖｉｎｅ１９９３　ｇ　

话说，熊彼特可能是对的。

经济学家使用各种不同的计量方法和手段对从基于金融与经济增长之间的关系进行了研究，横截面数据的普通最小二乘法到动态面板数据分（从时间序列分析到“倍差法”析，ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ－ｉｎ－）。其中倍差法可以比较好地解决回归ｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ

分析中的反向因果关系偏误（ｒｅｖｅｒｓｅｃａｕｓａｌｉｔｂｉ　－ｙ　

①

）），和遗漏变量偏误（因ａｓｏｍｉｔｔｅｄｖａｒｉａｂｌｅｂｉａｓ　　此在近来研究中得到了广泛的使用。Ｒａａｎａｎｄ　ｊ

２０１３年第２期　

从而获得了更为有效的地区金融发展指标。

本文的结构安排如下：第二部分为文献综述，重点介绍上个世纪９０年代以来学术界在企业层）、）产业层面（和跨面（ｆｉｒｍ－ｌｅｖｅｌｉｎｄｕｓｔｒｌｅｖｅｌｙ－

国比较层面（对金融与经济增长ｃｒｏｓｓ－ｃｏｕｎｔｒｙ）关系研究所取得的最新进展；第三部分构造了金融作用于行业增长的基本模型，并提出了三个可第四部分是实证部分，通供实证检验的理论命题；

过对融资依赖程度、金融发展指标等基础数据的梳理，我们使用中国各地区的金融和行业发展数据对上述命题进行了检验；第五部分是结论。

二、文献综述②

上个世纪９出现了大量分析“金０年代以来，

③融与经济增长的关系”的实证研究。这些研究大

致可以分为三个层面，即企业层面、产业层面、以及跨国比较层面。在企业层面的研究中，（比较有Ｄｅｍｉｒü－ＫｕｎｔａｎｄＭａｋｓｉｍｏｖｉｃ１９９８）　　ｇ代表性。Ｄｅｍｉｒü－ＫｕｎｔａｎｄＭａｋｓｉｍｏｖｉｃ的基　　ｇ本假设是：如果企业不能获得外部融资，那么企业随着企业得到外部融资的增长率将有一个上限；

的可能性增加，更大比例的企业将会以超越上述增长率上限的速度增长；金融体系的效率越高，企业越容易获得外部融资。他们利用３０个国家上发现银行部门的市公司的数据进行了计量分析，

发展（以存款银行的国内资产与ＧＤＰ的比值测算）和股票市场的活跃程度（以换手率测算）与企业增长之间存在显著的正相关性。也就是说，银行部门越发展，股票市场越活跃，企业越容易获得外部融资，进而实现更快的增长。

在行业研究层面上，ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ　　ｊｇ（）也发现了金融的重要影响。他们首先以美１９９８

考察了不同行业对外部资金的国的企业为基准，

依赖程度。结果发现不同行业对外部资金的依赖程度差别很大，其中制药业的依赖程度最高，烟草业的依赖程度最低。他们进而对４１个国家的数发现在行业增长、对外部资金据进行了计量分析，

的依赖程度和一国的金融发展之间存在着显著的相关关系。也就是说，如果一个行业严重依赖外那么与相对不依赖于外部融资的行业相部融资，

比，它在金融发达国家的发展速度比在金融落后马来西亚的金国家的发展速度更快。举例来说，

５１

（）即使用倍差法对金融发展的融资１９９８Ｚｉｎａｌｅｓｇ

依赖效应进行了研究：通过分析金融发展对具有他不同外部融资依赖性的各个行业的差别效应，们验证了金融发展对经济增长的正面作用。本文参考并拓展了Ｒ对ａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的研究方法，　　ｊｇ中国的金融发展融资依赖效应进行了检验。基于中国的实际情况，我们不但将行业的外部融资依赖程度作为金融与经济增长的中介指标，还引入了行业国有比重属性作为扩展的中介指标。利用市、自治区）的金融２００１－２００７年中国３０个省（业与制造业数据，我们对金融发展的融资依赖效应进行了实证检验，并得出了肯定的结论：融资依国有比重越小的行业，从金融发展中赖程度越高、

获得的好处越大。此外，本文还进行了以下两方面的基础工作：第一，通过比较《国际标准行业分》和我国的《国民经济行类码ＩＳＩＣ（Ｒｅｖ．２，１９６８）》，我们将Ｒ业分类标准（２００２）ａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ　　ｊｇ

的行业融资依赖程度映射到中国的制造业部门，并利用融资依赖程度与国有属性之间的关系，验各国行业融资依赖程度具有同一性”的证了他们“

观点。第二，通过模型化张军和金煜（的思２００５）我们估计了各地区对非国有企业的信贷数量，想，

贵斌威　徐光东　陈宇峰：融资依赖、金融发展与经济增长：基于中国行业数据的考察

融发展程度高于韩国，后者又高于智利。相应地，在马来西亚，制药业的年增长率比烟草业高４％，韩国制药业的增长率高出３％，而在智利制药业的年增长率要比烟草业低２．５％。

ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的方法被广泛使用。Ｂｅｃｋ　　ｊｇ（）使用类似的方法，得到了同样的ａｎｄＬｅｖｉｎｅ２００２　

进一步拓展了Ｒ结论。Ｂｅｃｋ（２００２）ａａｎａｎｄＺｉｎ　　－ｊ讨论了金融对一国出口结构和贸易ａｌｅｓ的框架，ｇ

（）在Ｒ模式的影响。ＣｌａｅｓｓｅｎｓａｎｄＬａｅｖｅｎ２００３ａａｎ　　ｊ引入了产权变量，发现企业ａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的基础上，　ｇ

的发展受到金融发展和产权保护的共同影响。Ｃｅ－（）和ＣｔｏｒｅｌｌｉａｎｄＧａｍｂｅｒａ２００１ｌａｅｓｓｅｎｓａｎｄＬａｅｖｅｎ　　　　（）分别考察了银行业的市场结构和竞争程度２００５对外部融资依赖型行业的影响，并得到了不同的结，（）论。ＢｅｃｋＤｅｍｉｒü－ＫｕｎｔａｎｄＭａｋｓｉｍｏｖｉｃ２００５　　ｇ

，Ｄ，Ｌ以及Ｂｅｃｋｅｍｉｒü－ＫｕｎｔａｅｖｅｎａｎｄＬｅｖｉｎｅ　　ｇ（）则讨论了金融对企业规模的影响，发现以小２００８

企业为主的行业在金融发展良好的国家增长更快。（）的研究指出，特别依赖外ＢｒａｕｎａｎｄＬａｒｒａｉｎ２００５　　

在金融不发达的环境下，受到经济部资金的行业，

（）衰退的冲击更大。Ｒ发现，金融的发展ａｄｄａｔｚ２００６可以减少外部融资依赖型行业产出的波动，进而减（修正少宏观经济的波动。ＦｉｓｍａｎａｎｄＬｏｖｅ２００３）　　了Ｒ指出金融发展作用的ａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的思路，　　ｊｇ对象是那些能够获得更好的增长机会的行业，而不仅仅是对外部资金十分依赖的行业，并发现了金融发展指标和行业增长机会指标之间的相关性。（）同样从行业层面考察了金融Ｗｕｒｌｅｒ２０００ｇ

发展的作用，但他关注的重点是金融部门对资本配置效率的意义。Ｗｕｒｌｅｒ用资本形成对行业增ｇ加值的弹性来度量资本配置效率，也就是说，如果，行业创造的增加值越高（低）该行业能够获得的，少）那么资本配置就是有效率的。投资越多（

结果证Ｗｕｒｌｅｒ对６５个国家的数据进行了检验，ｇ

实了金融发展（以股权市场和信贷市场对ＧＤＰ的和资本配置效率之间存在着显著的正比值计量）

金融发达相关性。与金融发展落后的国家相比，

的国家会将资本更多地投资于朝阳行业（ｒｏｗｉｎｇｇ），更少地投资于夕阳产业（ｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓｄｅｃｌｉｎｉｎｉｎ－ｇ　

）。ｄｕｓｔｒｉｅｓ（在跨国研究方面，的ＫｉｎａｎｄＬｅｖｉｎｅ１９９３）　ｇ　

工作具有开创性。他们首先构筑了金融发展的四５２

包括金融系统的流动性负债与Ｇ个指标，ＤＰ的比率、存款货币银行的国内资产与存款货币银行和中央银行国内资产之和的比率、向非金融类的私人企业提供的信贷与ＧＤＰ的比率和向非金融类的私人企业提供的信贷与信贷总量的比率。他们随后对７７个国家１９６０－１９８９年的横截面数据进结果显示金融发展的各个指行了ＯＬＳ回归分析，标和经济增长的各个指标之间存在着很强的正相金融发展的程度越高，经济增长越快。不仅关性，

如此，他们还发现，早期的金融发展与随后的经济换句话说，金融增长之间存在着显著的统计关系，）。发展是经济增长的预报器（ｒｅｄｉｃｔｏｒｐ

（在后续的研究中，ＬｅｖｉｎｅａｎｄＺｅｒｖｏｓ１９９８）　　考察了股票市场对经济增长的作用。他们从四个方面来衡量股票市场的发展，包括规模、流动性、国际一体化程度和波动性，进而对４２个国家１９７６－１９９３年的横截面数据进行了回归。他们

初始（股票市场流动性和银行部门发现，１９７６年）的发展与未来的经济增长之间存在显著的统计关系。银行和金融中介与经济增长之间的关系也得（，到了更全面的检验。Ｌ以Ｌｅｖｉｎｅ１９９８）ａＰｏｒｔａ　，ＳＬｏｅｚ－ｄｅ－ＳｉｌａｎｅｓｈｌｅｉｆｅｒａｎｄＶｉｓｈｎＬＬＳＶ，　　ｐｙ（）界定的法律环境作为银行发展的工具变量，１９９８证实了银行发展对经济增长的重要影响。Ｒｏｕｓ－（）对英国、美国、加拿大、挪ｓｅａｕａｎｄ　Ｗａｃｈｔｅｌ１９９８　威和瑞典五个国家１８７０－１９２９年间的时间序列数据分析同样支持了金融中介对经济增长的作，除了使用工用。ＬｅｖｉｎｅＬｏａｚａａｎｄＢｅｃｋ（２０００）　　ｙ具变量进行回归分析外，还运用面板数据和确认了金融中介的发展与经济增长ＧＭＭ方法，之间的联系。

（总体上看，我们可以同意Ｌ对此ｅｖｉｎｅ２００５）金融发展影响经济增长的一条领域研究的总结：

有效的金融系统可以缓解那些阻碍重要途径是，

企业和行业发展的外部融资约束。由于上述研究一个直接的问题是，这样主要是基于国外的数据，

的推论是否适用于中国？随着中国经济的发展和金融改革的深入，有必要基于中国的数据，从各个层面对金融与经济增长之间的关系进行检验。相对而言国内基于企业或者行业层面所进行的研究。杨其中比较有代表性的是杨艳红（较少，２００３）但也存在一些问题。比如艳红的研究很有价值，

　浙江社会科学

她忽视了金融发展、融资依赖与其他行业特性之间的三阶交互项效应，将中国各个行业的实际融资依赖率视为行业的真实融资依赖程度，并简单使用信贷额作为金融发展指标。

２０１３年第２期　

（）接下来，我们参考Ｂ的思想，对融资ｒａｕｎ２００３约束的影响因素进行讨论。假设企业投资一个项，目需要资金Ｉ项目成功时的回报值为Ｒ。按照金金融机构为企业提供数量为Ｄ的外部融融合约，

资，并可以获得比例为ρ的收益。由于投资前景的不确定性以及信息的不对称性，金融机构面临着如下两种风险：项目失败；或者项目成功了，但是企业金融机构可以违背合约。当出现上述两种情况时，

项将投资品变现以弥补损失。假设金融合约成功（，目投资成功、并且企业遵守合约）的可能性为ｋ投，资品变现系数为δ则金融机构的预期利润为（忽略：）时间价值）Ｖ＝ｋＲ＋（１－ｋＩ－Ｄ。在风险中性δρ。的假设下，市场均衡时金融机构的预期利润为０这时金融机构愿意提供的融资额为Ｄ＝ｋＲ＋（１－ρ）。企业的融资约束指标为：ｋＩδ

／）／））Ｉ＝［ｋＲ＋（１－ｋＩ］Ｉ＝ｋｒ＋（１－ｋ３λ＝Ｄδδ（ρρ

／其中ｒ＝ＲＩ为项目成功时的投资收益率。由（）式可知，企业的融资约束程度与金融合约成功３

、的可能性ｋ以及企业资产的抵押变现性质δ有关。）对（式关于ｋ和δ求一阶导可知，融资约束指标３

④

（融资满足程度）与两者成正相关关系。即随着金

三、基本模型

参考Ｆ以及杨艳红ｉｓｍａｎａｎｄＬｏｖｅ（２００３）　　（）的思路，我们构造如下的模型。考虑ＡＫ２００３

０，形式的生产函数Ｙ＝ＡＫ，记当期产出为Ｙ下一

＊

期的潜在需求为Ｙ＊，定义潜在增长机会ｇ＝

００

（）／。为了实现潜在增长机会，企业需Ｙ＊－ＹＹ０００＊＊

，要的投资额为：其中Ｋ为Ｉ＝Ｋ＊－Ｋ＝ｇＫ

当前资本存量。

企业自身可以提供的资金源于企业利润Ｖ，０／，记企业的资产利润率为θ则企业的外部＝ＶＫ

０＊＊

）。按照Ｒ资金需求为Ｅ＊＝Ｉ－Ｖ＝（－θＫａ－ｇ

企业外部融资依赖程度ａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的定义，　　ｊｇ

＊

是企业的资本支出中无法通过自有资金满ｄｅｐ足的部分，即

０＊＊＊＊＊０＊

）／／）ｄｅＩＫ１＝（θθｐ＝Ｅ／ｇ－ｇＫ＝１－ｇ（

ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ认为不同行业面临的潜　　ｊｇ

在增长机会和由经营利润产生的现金流收入是有差异的。比如烟草行业可能面临较少的增长机会和较多的现金流，因此可以依靠自身收入来满足从而呈现较小的外部融资依赖性。对投资需求，

于医药行业，情况刚好相反，相对于巨大增长机会，医药行业的现金流收入往往不足，从而呈现较大的外部融资依赖性。

由于金融发ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ进一步指出，　　ｊｇ展水平的限制，企业并不一定能够获得所有需要的外部资金。记企业实际获得的外部资金为Ｅ，／定义λ意＝ＥＥ＊为企业融资约束指标。λ越大，企业所受味着企业外部融资需求满足程度越高，到的融资约束越小。

在存在融资约束的情况下，企业实际能够获得的投资为Ｉ企业的实际增长率为：＝Ｖ＋Ｅ，／／Ｙ－Ｙ０）Ｙ０＝ＩＫ０＝ｇ＊［１－（１－λ）ｇ＝（

＊

（）ｄｅ２ｐ］

由式可知，企业的实际增长速度与潜在增长机会、外部融资依赖性以及融资约束程度有关。并且这种影响具有一种交互项效应：融资依赖性融资约束对其增长的影响就越大。越大的行业，

融合约成功可能性的增大，以及企业抵押品变现能力的增强，企业受到的融资约束将会减轻。

一般来说，金融合约成功的可能性ｋ与金融机构的项目甄别能力以及国家对金融合约的保护）。进一步说，金融机构的力度有关（ＬＬＳＶ，１９９８项目甄别能力和金融合约的实施效率决定着一国的金融发展水平ｋ。企业资产的抵押变现能力δ与企业的固定资产比例以及企业规模等因素相关。在中国的特殊国情下，由于国家为国有企业提供了隐性担保，因此金融机构对企业的担保要求与企业的国有属性有很大的关系。一般而言，固定资产比例高、规模大的企业由于能够提供更多的抵押担保，相对更容易获得金融机构的贷款。同时，由于金融机构的政策性偏好，国有企业可以在相同的抵押担保情况下，更容易地获得贷款。

））综合（式和（式，我们可以得到如下结论：２３

２＊

／ｄｅｋ＝ｇ＊（ｒ－δ）＞０　ｇｐρ２＊

／ｋ＝－ｇ＊ｄｅ　δｇｐ＜０

（）４

（）５

３＊

／（）ｄｅｋ＝－ｇ＊＜０６　δｇｐ（）式表示，融资依赖性高的行业在金融发展４

这正是Ｒ水平高的地区面临更大的相对优势，ａ－

５３

贵斌威　徐光东　陈宇峰：融资依赖、金融发展与经济增长：基于中国行业数据的考察

金融发展减轻企ａｎｄＺｉｎａｌｅｓ所验证的关系：ａｎ　　ｇｊ

业面临的融资约束，使之更好地实现潜在增长；在这个过程中，内源资金相对不足（因而融资依赖性的企业获得更多的好处。（式表示，资产更高）５）抵押性质差的行业在金融发展水平高的地区面临更大的相对优势。金融发展使得金融机构可以更好地识别投资项目，并关注项目的投资回报；在这个过程中，投资前景好、但资产抵押相对不足的企）式表示，金融发展对融资业获得更多的好处。（６资产抵押性质差的行业将会产生积极依赖性高、的三次交互作用。

由此，我们扩展了ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的理　　ｊｇ

模型化了“金融发展融资依赖效应”思想，在理论，

论层面上综合考虑了金融发展水平ｋ、融资依赖

＊

、程度ｄ以及资产抵押性质δ三种因素对行业ｅｐ

需要指出的是，在存在三次乘积项的情况下，二阶交互效应并不等于二次乘积项的系数，而是二次乘积项系数和三次乘积项系数的组合。因此金融发展金融发展与融资依赖程度的交互效应、与资产抵押性质的交互效应分别为：

）；（８　Ｄｅ１＋３·Ｍｏｒｔ＝β２＋３·ｐ＝βηβηβ

其中分别为行业资产抵押性质和融资依赖程度的平均值。金融发展与融资依赖资产抵押性质的三阶交互效应等于三次乘程度、积项系数β３。

我们使用近年来年我国各省（市、自治区）的金融业和制造业数据对模型进行回归，以检验上述三个命题。由于在１９９８年中国工业统计口径发生了改变，由原来的“独立核算工业企业”口径变为“国有及规模以上非国有企业”统计口径，使同时加上数据得１９９８年前后的数据不具可比性；收集方面的原因，我们将实证检验的时间区间确定为２在《中国工业经济年００１－２００７年。同时，鉴》中，２００４年之前只报告了２０个制造业部门的纺织服装、鞋、分地区数据，２００４年之后增加了“帽制造业”的分地区数据。基于完整性考虑，我们将分析对象选定为一直有数据报告的２０个制造业部门。此外，由于西藏自治区的数据存在很大我们的分析包含除西藏自治区之外的大陆缺失，

。其他３市、自治区）０个省（

由于《中国工业统计年鉴》报告的是各地区、各行业的名义增加值，所以我们用历年的工业品出厂价格指数对名义增加值进行了平减。并用２００７年实际增加值的对数值减去２００１年实际增

加值的对数值来计算各地区、各行业的总合增长。同时我们以２速度（，Ｇｒｏｗｔｈ００１年各地区制ｋｊ）造业总增加值（中各行２０个行业的增加值之和）业的比重来计算各行业在地区中的期初份额（。，Ｓｈａｒｅｋｊ）

如前所述，影响企业资产抵押变现能力δ的企业规模、企业国有属性因素包括固定资产比例、

等。本文也分别选取上述三个指标进行了实证检验，但是前两个指标没能取得一致并且显著的结我们在下面的实证分析部论。限于论文的篇幅，

没有引入固定资产比例和企业规模因素，而是分，

集中考察国有属性（行业国有比重）的影响。根据，中国统计年鉴》我们计算了２历年《００１－２００７年

增长的影响，并得出了三个可供实证检验的命题（（））。接下来我们将利用中国的经验式～（式）４６

数据对上述三个命题进行实证检验。

四、实证分析

（一）回归模型设定和数据选取

参照Ｒ我们使ａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的研究方法，　　ｊｇ用地区虚拟变量和行业虚拟变量来控制除金融发展水平、融资依赖程度、资产抵押性质之外的其它以消除“遗漏变量”偏误。同时地区和行业特征，

引入期初地区制造业中各行业的份额来控制行业。最后，增长的“收敛效应”作为考察“金融发展融的关键步骤，我们使用地区金融发展资依赖效应”

水平与融资依赖程度、资产抵押性质的二次和三次乘积项来测度金融发展对行业增长的影响。回归模型设定为：

·ＧｒｏｗｔｈＳｈａｒｅＦＤｋ·Ｄｅｅｎｄ＋ｐｋ，ｋ，１·（ｊ＝αｊ＋ｊ）βＦＤｋ·ＭｏｒｔＦＤｋ·＋β２·（３·（ｊ）β

…，ＤｅｅｎｄｏｒｔＲｅｉｏｎ＋γｐｇ１，ｍｋ＋ｊ·Ｍｊ）

（）…，Ｉｎｄｕｓｔｒ７εｙ１，ｎｋ，ｊ＋ｊφ

其中Ｇ，ｒｏｗｔｈｋｊ表示ｋ地区ｊ行业在考察期中，的总合增长速度（各年增长速度的加总），Ｓｈａｒｅｋｊ表示期初ｋ地区制造业中ｊ行业所占的份额，ＦＤｋ表示ｋ地区金融发展水平，Ｄｅｅｎｄｐｊ表示ｊ行业的融资依赖程度，Ｍｏｒｔｊ表示ｊ行业的资产抵押性质，ＲｅｉｏｎＩｎｄｕｓｔｒｇｙｋ、ｊ分别为地区虚拟变量和行业虚拟变量。５４

　浙江社会科学

各个行业的国有企业资产额占该行业总资产额的比重，并对其求平均值得到行业的国有比重指标（。对于外部融资依赖性（和金融ＳｔａｔｅＤｅｅｎｄｐｊ）ｊ）发展水平（的测度相对比较复杂，我们在下ＦＤｋ）面做进一步的讨论。

（二）外部融资依赖性

ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ使用美国大型上市公司　　ｊｇ

的现金流数据来测度行业的融资依赖性。他们计算了每个公司在１９８０—１９８９年的平均融资依赖度水平，并用每个行业的融资依赖中位数来表示该行业的融资依赖程度。ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ认　　ｊｇ为用美国大型上市公司的数据来测度行业融资依赖程度是比较合适的。因为对于这些企业而言，面临的融资约束很小，所以它们实际获得外部融资额基本上体现了它们的外部融资需求。退一步来说，即使这些大公司存在融资约束，但融资约束对于它们而言是相似的（如（所示，这些大企业３）。的经营效率和资产抵押性质具有较高的相似性）在这种情况下，观察到的外部融资依赖数据可以作为真实融资依赖的一个很好替代。而对于中小企业、或者金融发展水平比较低的国家，融资约束这时观测到的融资对不同的企业可能是不同的，

数据与真实融资倾向之间可能会存在偏差。行业的融资ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ进一步指出，　　ｊｇ

内部现金依赖性与一定技术冲击下的投资机会、流收入有关，而这些行业特征在全球范围内是相似的。不同国家、不同时期的行业融资依赖程度因此具有比较稳定的同一性，所以可以使用美国的行业融资依赖数据作为其它国家融资依赖程度的代理变量。ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ分析了加拿大　　ｊｇ以及美国１１９８０年代、９７０年代的融资依赖数据，

结果发现这些数据与美国１他们９８０年代的数据（具有同一性。但是，主要的考察期）Ｒａａｎａｎｄ　ｊ对Ｚｉｎａｌｅｓ的上述检验是针对发达国家进行的，ｇ

于发展中国家是否适用还有待检验。发展中国家经济发展阶段、与发达国家存在两个方面的差异：

融资约束程度。前者可能导致发展中国家的融资依赖性与发达国家存在系统性差异，即Ｒａａｎａｎｄ　ｊ后者使得实证检Ｚｉｎａｌｅｓ的推测可能是错误的；ｇ

即我们不能通过直接比较发达验存在一定难度，

国家和发展中国家的实际融资依赖率对“同一性进行检验。为了对发展中国家进行“融资依命题”

２０１３年第２期　

检验，我们对上一节的模型进行展开。赖同一性”

／（定义ｄ为实际观测到的外部融资ｅＶ＋Ｅ）ｐ＝Ｅ

＊

，比例，以区别于真实融资依赖性ｄ可得：ｅｐ

－

ｄｅｐ＝

＝＊

Ｅ＋Ｖλ

＊

＊

（）＊

－

Ｋ＋θＫλ（ｇ－θ）

－

＝

＊

（）９＊

１－（１－λ）ｄｅｐ

（）式说明实际观察到的融资依赖率和真实９

的融资依赖倾向之间存在一个扰动项：融资约束。因此直接拿观测到的中国行业融资依赖数据λ

来进行实证分析是在理论上是有偏差的。同时（）式也说明，可以根据真实融资依赖性和融资约９

）束来推导实际融资依赖率。如（式所示，融资约３束和一国的金融发展水平以及行业的资产抵押性质有关。由于在国家层面各个行业所面临的金融因此资产抵押性质（行业的国发展水平是一样的，

有比重）可以作为反映融资约束的代理变量。根）据（式，我们构造如下回归模型：９

ＤｅｃｎＤｅｕｓＳｔａｔｅｐ＿ｐ＿１·２·３ｊ＝α＋ｊ＋ｊ＋βββ·（ＤｅｕｓＳｔａｔｅ＋εｐ＿ｊ·ｊ）ｊ

（）１０

＿＿其中ＤｅｃｎＤｅｕｓＳｔａｔｅｐｐｊ、ｊ、ｊ分别是中国的实美国的行业融资依赖程度、以际行业融资依赖率、

）及行业的国有比重。由（式，如果美国的行业融９资依赖程度和中国的真实融资依赖性具有同一性，那么就可以用美国的融资依赖数据、行业的国有比重来很好地解释中国的实际行业融资依赖率。

由于难以取得各个行业的现金流数据，我们使用另外的方法来测度中国行业的融资依赖率。根据现金流量表、损益表和资产负债表三者之间的关系，ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的经营现金流净收入　　ｊｇ相当于营业利润，而资本开支则相当于固定资产的净增加值。所以我们以固定资产净增加值中营业利润之外的资金比例来测度融资依赖率，记为我们也使用ＯＰＦＡ。同时为了进行稳健性比较，

了利润和总资产额来进行测度，以固定资产净增加值中利润之外的资金比例作为第二指标，记为以总资产增加值中利润之外的资金比例作ＰＦＡ；

为第三个指标，记为Ｐ中Ａ。根据２００１－２００７年《国统计年鉴》我们计算了上述三个指标。由于国际标准ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的行业分类是基于《　　ｊｇ

》行业分类码Ｉ进行的，和我国ＳＩＣ（Ｒｅｖ．２，１９６８）

５５

贵斌威　徐光东　陈宇峰：融资依赖、金融发展与经济增长：基于中国行业数据的考察

》的《国民经济行业分类标准（并不完全一２００２）致，因此我们通过对比《国际标准行业分类码》和《国民经济行业分类标准ＩＳＩＣ（Ｒｅｖ．２，１９６８）

（）》，对Ｒ２００２ａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的原始数据进行　　ｊｇ了调整。

在ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的论文中总共给出了３６　　ｊｇ个行业的依赖指数，其中有９个是四位数的中类行）、）、业：ａｅｒ３２１１（Ｓｉｎｎｉｎ３４１１（Ｐｕｌ３５１３（Ｓｎ－ｐｐｐｇｐｙ　

）、（）、ｔｈｅｔｉｃｒｅｓｉｎｓ３５１１Ｂａｓｉｃｅｘｃｌｕｄｉｎｆｅｒｔｉｌｉｚｅｒｓ３８４３　　ｇ　（）、、、Ｍｏｔｏｒｖｅｈｉｃｌｅ３８４１（Ｓｈｉ３８３２（Ｒａｄｉｏ）３８２５　ｐ）

（）、）。我们将其中的６Ｐｌａｓｔｉｃｒｏｄｕｃｔｓ３５２２（Ｄｒｕｓ　ｐｇ类行业并入相应的行业大类；同时将３５１３（Ｓｎ－ｙ）对应为化学纤维制造业，ｔｈｅｔｉｃ－ｒｅｓｉｎｓ３８３２（Ｒａ－）对应为通信设备、计算机及其他电子设备制造ｄｉｏ

（）对应为医药制造业。同时我们又业，３５２２Ｄｒｕｓｇ（对９个三位数的行业大类进行了调整：将３１）６１（）、）、）合Ｐｏｔｔｅｒ３６９（Ｎｏｎｍｅｔａｌｒｏｄｕｃｔｓ３６２（Ｇｌａｓｓ　ｙｐ

（）（并为非金属矿物制品业；和３３２４Ｆｏｏｔｗｅａｒ２２Ａ－ｐ）合并为纺织服装、鞋、帽制造业；ａｒｅｌ３５３（Ｐｅｔｒｏｌｅ－ｐ

））和３ｕｍｒｅｆｉｎｅｒｉｅｓ５４（Ｐｅｔｒｏｌｅｕｍａｎｄｃｏａｌｒｏｄｕｃｔｓ　　　　ｐ合并为石油加工、炼焦及核燃料加工业。（２）３１１（）的指标对应到农副食品加工业和Ｆｏｏｄｒｏｄｕｃｔｓ　ｐ　　表１

行业

农副食品加工业食品制造业饮料制造业烟草制品业纺织业

纺织服装、鞋、帽制造业皮革、毛皮等制造业木材加工及木、竹等制造业家具制造业造纸及纸制品业

印刷业和记录媒介的复制石油加工、炼焦及核燃料化学原料及化学制品制造业医药制造业

融资依赖

（）食品制造业，对应到通用设备制造３８２Ｍａｃｈｉｎｅｒｙ

业和专用设备制造业。

这样基于Ｒ我ａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的原始数据，　　ｊｇ）》们得到根据《国民经济行业分类标准（划分２００２的２７个行业融资依赖性指标。

运用上述数据对模型进行回归，结果如表２。由回归结果可知，美国的行业融资依赖数据、行业的国有比重可以很好地对中国行业的实际融资依赖率进行解释。如果以营业利润－固定资产（和利润－固定资产（为实际融资依ＯＰＦＡ）ＰＦＡ）赖率的测度指标，解释变量的显著性水平在２％以上，同时解释能力在７３％以上。如果以利润－资产（为测度指标，解释变量的显著性水平在ＰＡ）解释能力接近５１０％以上，０％。

同时系数估计值的符号也和理论推导一致。以Ｏ实际融资依赖程度的边际影ＰＦＡ回归为例，响为β＝－１１８．０３＋４３５．４４×０．３６５１＋３β

表明在其它条件相同的情况下，真实融０．９１，＝４

资依赖程度大的行业，其观测到的实际融资依赖率也较高。国有比重的边际影响为β２＋β３·

表＝－１３７．１８＋４３５．４４×０．３２７＝５．２１，国有比重大的行业，明在其它条件相同的情况下，

融资依赖０．１６００．２３０１．１４００．１４７０．０９００．０１００．２４００．４５００．４５００．３８７０．７７０１．０４０１．０１００．３２７

行业融资依赖指标　行业

０．１４０　化学纤维制造业０．１４０　橡胶制品业０．０８０　塑料制品业

－０．４５０　非金属矿物制品业０．１５５　黑色金属冶炼及压延加工业－０．０２５　有色金属冶炼及压延加工业－０．１４０　金属制品业０．２８０　通用设备制造业０．２４０　专用设备制造业０．１６５　交通运输设备制造业０．２００　电气机械及器材制造业计算机及其他０．１８５　通信设备、

办公用品业０．２３５　仪器仪表及文化、１．４９０　平均值

》，根据《国民经济行业分类标准（我国制造业部门共分３２００２）０个行业。在ＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ的原始数据　　注释：　　ｊｇ“、“中，文教体育用品制造业”废弃资源和废旧材料回收加工业”两个行业被包含在其它行业之内，没有对应数据。同时

《由于在２中国统计年鉴》没有报告“工艺品及其他制造业”以及“废弃资源和废旧材料回收加工业”数据，因００２年之前，此我们报告了２７个行业的相关数据。

５６

　浙江社会科学

表２

解释变量＿ＤｅｕｓｐＳｔａｔｅ

＊＿ＤｅｕｓＳｔａｔｅ　ｐ２　调整后的Ｒ

２０１３年第２期　

行业融资依赖的实证分析

实际融资依赖率指标

ＯＰＦＡ　

＊＊

（）－１１８．０３４５．７０

ＰＦＡ　

＊＊

（）－７２．２１２７．７２

ＰＡ

（）－０．５１０．２７＊

＊

（）－０．４９０．２８＊＊（）１．９２０．７９

＊＊＊＊＊＊

（）（）－１３７．１８４３．２１－８４．３６２６．１９＊＊＊＊＊＊（）（）４３５．４４１３２．６１２６７．３０８０．４５

０．７３　２７　

０．７４　２７　

０．４９２７

样本容量

括号中为怀特异方差一致性标准差，０％、５％、１％的显著性水平。＊、＊＊、＊＊＊分别表示１　　注释：

能够实现的实际融资依赖率也较高。而真实融资由于无法获得国有和非国有部门信贷的实际

依赖性和国有比重的交互项效应为β３５．４４，３＝４

说明由于企业的国有属性能够降低企业的融资约束，所以真实融资依赖性大的行业与真实融资依赖性小的行业之间的实际融资依赖率差距将随着国有属性的增强而加大。

由此，我们的实证检验从发展中国家的角度，证实了“各国行业融资依赖性具有同一性”的结论。在下面的分析中，我们使用表１给出的经过整理的Ｒａａｎａｎｄ　Ｚｉｎａｌｅｓ行业融资依赖数据　ｊｇ作为中国行业真实融资依赖性的替代指标。

（三）金融发展水平

由于我们分析的是中国各地区的金融发展水平，所以我们没有使用资本市场数据，而是使用了银行部门的信贷数据。参照Ｋｉｎａｎｄ　Ｌｅｖｉｎｅｇ　（的思想，我们构造三个衡量金融发展水平１９９３ａ）：的指标：金融深化指标（信贷总额占ＤＥＰＴＨ）：私人部门金融深化指标（ＧＤＰ的比例；ＰＲＩＶＹ）非国有企业信贷额占Ｇ市场化指标ＤＰ的比例；（：非国有企业信贷额与国有企业信贷额ＲＥＬＡＴ）之比。由于《中国金融年鉴》没有提供历年国有部门和非国有部门的信贷数据，因此我们无法直接计算后两个指标。

但是正如张军和金煜（所指出的，由于２００５）用全部信中国银行体系存在大量的政策性贷款，贷占ＧＤＰ的比值作为衡量金融发展的指标可能并不恰当。对于正在经历金融自由化和制度变迁的中国金融体系而言，金融中介的深化应当被理并且应该间接地与银行解为国有银行的商业化，

贷款在国有企业和其他各种新兴企业间的配置比例变化相关。因此对于中国的实际研究而言，后可能更为重要。面两个指标（ＰＲＩＶＹ和ＲＥＬＡＴ）

数据，张军和金煜通过计量方法对这一数据进行了估计。我们参考了张军和金煜的这一方法，并将其模型化；同时指出了他们工作中的一处失误。

为了简化分析，可以将国内企业分为国有企业和非国有企业两类，并假设两类企业的信贷额。国有企和产出成一定的比例（定义为信贷系数）／业的信贷系数为β＝Ｃ非国有企业的信贷系ＹＳ；Ｓ

数为α＝ＣＰ／ＹＰ。其中ＣＣＰ、ＹＳ、ＹＰ分别为国有Ｓ、和非国有企业所获得的信贷额及产出。信贷系数可以理解为反向信贷效率，该值越大意味着单位产出需要的信贷支持越大。

由此可以得到各个地区信贷总额的表达式：各地区金融深化水平可Ｃ＝ＣＣＰ＝ＹＹＰ；αＳ＋Ｓ＋β以分解为：

ＹＳＹＰＹＳＹＳ１－）＝＝β＋＝α＋（α（βＹＹＹＹＹＳＹＳ

－α＝α＋φ

ＹＹ

（）１１

其中φ＝表示国有企业α为信贷系数差，β－

和非国有企业的信贷效率差异，如果φ＞０意味着对于相同的产出水平，国有企业需要更多的信贷）支持。由（式，我们构造如下回归方程：１１

ＤｅｔｈＳｏｅεｐｋ＝α＋φｋ＋ｋ

表３国有企业信贷额估计解释变量

估计结果（）＊＊＊０．８３０．０６

）＊＊＊０．４６（０．１０

０．０６４３１０

（）１２

Ｃｏｎｓｔａｎｔ　ｓｏｅ　

调整后的Ｒ２样本容量

括号内为怀特异方差一致性标准差，　　注释：＊、＊＊、０％、５％、１％的显著性水平。＊＊＊分别表示１

５７

贵斌威　徐光东　陈宇峰：融资依赖、金融发展与经济增长：基于中国行业数据的考察

其中Ｄｅｔｈｏｅｐｋ和Ｓｋ分别表示各个地区的金融深化水平和国有企业的产出比重。由于难以获得国有企业产出在Ｇ我们使用工业ＤＰ中的比重，总产值中国有企业的比重作为代理变量。根据历，中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》我们使用年《

１９９５－２００４年全国３１个地区的信贷ＧＤＰ占比、

工业总产值中国有企业比重等数据对方程（进１２）行回归；结果如表３。

估计结果和张军和金煜（是相近．５０７）φ＝０的，关键的区别是对国有企业产出比重前系数φ的解释。张军和金煜认为该系数直接反映了国有／即Ｃ产出比重与其信贷ＧＤＰ占比的关系，Ｙ＝Ｓ

／信贷系数β才是ＹＹ。但是由模型推导可知，Ｓφ

反映国有产出比重与其信贷ＧＤＰ占比关系的正确指标；φ＝β－α反映的是两类企业的信贷效率之差，对于每一单位产出，国有企业获得的信贷额。这种信贷效要比非国有企业高φ元（０．４６元）率的差距可能源于两个方面，一方面是融资结构不同，国有企业融资结构中银行信贷的比重比较另一方面也和国有企业较低的生产效率有关。大；

由回归结果可以得到国有企业信贷系数β＝并估计各地区国有企业的贷款额。＋φ＝１．２９；α

根据这一数据我们计算了后两个衡量金融发展水　　表４　

地区北京上海宁夏山西陕西青海吉林天津广东甘肃海南贵州辽宁浙江重庆

ＤＥＰＴＨ　３．００６　１．８２９　１．６４８　１．４３１　１．４３１　１．４０４　１．３６５　１．３５８　１．３４３　１．２７１　１．２５９　１．２２４　１．２０７　１．１９３　１．１７６　

平的指标：私人部门金融深化指标（和市ＰＲＩＶＹ）。场化指标（ＲＥＬＡＴ）

在金融发展指标的时间选取方面，Ｒａａｎａｎｄ　ｊ１９８０年代）Ｚｉｎａｌｅｓ选取的是各个国家在考察期（ｇ

中最早那一年的数据。一方面是用于消除可能存在的金融发展与经济增长之间的反向因果效应；另一方面是由于金融发展的相对稳定性，即各国的相对金融发展水平并不容易在短期内发生比较大的变化。由于上述两个原因，我们选取考察期初（各地区金融发展指标的平均２００１－２００４年）值作为衡量金融发展水平的指标。结果如表４。

表４显示如果以总体金融深化指标衡量，则青海、吉林等西部和东北地区省份的金融发宁夏、

展水平较高，显然这与实际情况是不符的。这也，张为许多研究者所指出（ＫｉｎａｎｄＬｅｖｉｎｅ１９９３；　ｇ　

）：军和金煜，在存在政府干预和政策性贷款２００５的情况下，使用总体信贷无法准确反映金融发展水平，而使用金融体系给予私人部门的信贷能更准确反映金融发展水平。按照ＰＲＩＶＹ和ＲＥ－浙江、广东、江苏等东部地区的金融发ＬＡＴ指标，

展水平比较高，这显然更加符合实际。

（四）实证检验结果

表５列出了主要变量的描述统计结果。从表地区云南新疆四川内蒙古湖北黑龙江河南江西江苏安徽广西山东河北湖南福建

ＤＥＰＴＨ　１．１３２　１．１０８　１．０６４　０．９３８　０．９１２　０．９０３０．８８９　０．８８０．８５１　０．８４２　０．８３７　０．８２５　０．７９９　０．７７　０．７４２　

ＰＲＩＶＹ　０．１４６　０．０２８　０．３９１　０．０７５　０．１２５　－０．１４５０．２３２　－０．０１１０．５６８　０．０８９　０．０８２　０．３６　０．２１　０．０２５　０．４１５　

ＲＥＬＡＴ０．１５４０．０２６０．５９４０．０９６０．１６２－０．１３８０．３５４－０．００６２．１１６０．１２０．１１２０．７８２０．３６２０．０４２１．３１４

２００１－２００４年我国金融发展指标平均值ＰＲＩＶＹ　２．２５５　１．２５３　０．８０８　０．６３８　０．４３７　０．３１６　０．３５９　０．９０１　１．０７９　０．２８３　０．５　０．２９２　０．４０３　１．０１９　０．４３９　

ＲＥＬＡＴ３．０５２２．２０６０．９８２０．８１６０．４４１０．２９４０．３５５１．９７３４．１５０．２８９０．６９４０．３２０．５０６５．９５９０．６１

５８

　浙江社会科学

中可以看出，我国各地区、各行业的增长速度差异很大，石油加２００１－２００７年增速最快是贵州的“，工、炼焦及核燃料加工业”６年的总合增速为，年均增速２增速最慢的是海南４．７９３倍（９．８％）

，仪器仪表及文化、办公用机械制造业”的“６年总。行业年均增速－１合增速为－２．７１９倍（８．１％），国有比重最高的是“烟草制品业”国有比重为，最低的是“金属制品业”国有比重为９８．９％；

医药制造１５．４％。真实融资依赖性最高的是“，业”融资依赖度为１最低的是“烟草制品．４９；，业”融资依赖度为－０．４５。

各地区金融发展水平也有很大差异，以传统为标准，发展水平最高的金融深化指标（ＤＥＰＴＨ）　　表５

变量ＧｒｏｗｔｈＳｈａｒｅＳｔａｔｅＤｅｅｎｄｐＤＥＰＴＨＰＲＩＶＹＲＥＬＡＴ　　表６

解释变量ＳｈａｒｅＦＤＤｅｅｎｄｐＦＤ＊ＳｔａｔｅＦＤＤｅｅｎｄＳｔａｔｅｐ

２　

调整后的Ｒ＊

＊

＊

２０１３年第２期　

的是北京，信贷Ｇ最低的是ＤＰ占比达到３．００６；

福建，信贷Ｇ这也反映了传统ＤＰ占比为０．７４２；金融深化指标的不合理性。以私人部门金融深化指标（为标准，金融发展水平最高的地区ＰＲＩＶＹ），金融发展最低的是黑龙江（是北京（２．２５５）－），福建（排在第１０．１４５０．４１５）２位。以市场化指标（为标准，金融发展水平最高的地区是ＲＥＬＡＴ），浙江（金融发展最低的是黑龙江（５．９５９）－），）福建（排在第７位。０．１３８１．３１４

使用上述数据对核心模型进行回归，得到的结果如表６。

）我们发现期初行业份额（的系数总是Ｓｈａｒｅ，显著性水平在１％以上）并且符号为负；显著的（中位数

标准差

最小值

最大值样本容量

６００６００２０２０３０３０３０

主要变量的描述统计结果

变量定义行业总合增长率行业期初份额行业国有企业比重真实行业融资依赖性信贷ＧＤＰ占比非国有企业信贷ＧＤＰ占比

信贷相对比例

平均值

１．１２２１４３７６２－２．７１９７９３　１．　０．　４．　０．０５００３２０６００００６６６　０．　０．　０．　０．　０．４３３４１４２１５１５４９８９　０．　０．　０．　０．　０．３４５１７５４３５－０．４５０４９０　０．　０．　１．　１．１８８１５４４４１７４２００６　１．　０．　０．　３．　０．４５２３５９４８２－０．１４５２５５　０．　０．　２．　０．９５８４０１３６６－０．１３８９５９　０．　１．　５．　核心模型回归结果

金融发展水平测度指标

模型１：ＤＥＰＴＨ模型２：ＰＲＩＶＹ模型３：ＲＥＬＡＴ

＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊＊

－１．３７－１．３６－１．４４－１．４５－１．４５－１．４５（）（）（）（）（）（）０．４７０．４７０．４９０．４７０．５００．４９

０．２９（）０．２３０．３１（）０．２２－０．２９（）０．４８０．２０７　６００　０．１７　０．２１－０．２９

０．２０８　６００　

０．３６

（）０．２４０．１４（）０．２１－０．３４（）０．５２０．２０８　６００　０．２１　－０．０２－０．３４

＊＊

０．１９（）０．０９＊＊

０．１５（）０．０７＊＊

０．１５（）０．０８

０．００

（）０．０７－０．２３（）０．１５

０．２１０　６００　０．１９　

０．２０７　６００　０．０５　－０．０８－０．２３

＊

－０．２３（）０．１１

０．２０９６０００．０５－０．０８－０．２３

样本容量

ＦＤ＊Ｄｅｅｎｄ交互效应ｐ

ＦＤ＊Ｓｔａｔｅ交互效应

三阶交互效应

括号内是怀特异方差一致性标准差，０％、５％、１％的显著性水平。对于每个回归＊、＊＊、＊＊＊分别表示１　　注释：

模型我们报告两组结果：包含所有解释变量的初始回归结果、逐步剔除不显著变量后的回归结果。二阶交互效应根据（）式和表５的变量平均值计算，三阶交互效应等于三次乘积项的系数。８

５９

贵斌威　徐光东　陈宇峰：融资依赖、金融发展与经济增长：基于中国行业数据的考察

说明各个地区在制造业发展过程中存在一种“收。敛效应”

同时与前面的分析一致，我们发现以ＰＲＩＶＹ和ＲＥＬＡＴ为金融发展指标的模型２和模型３优于以ＤＥＰＴＨ为指标的模型１。模型３在１０％的显著性水平下，支持了我们所要验证的三个命模型２在１支持了第一题，０％的显著性水平下，个命题，而模型１无法在１０％的显著性水平下对上述命题进行有效验证。

在模型２和模型３中，金融发展和融资依赖显著性水平分别为５性的交互效应是显著的，％和３从而验证了第一个命题，即金融发展对于％；融资依赖性强的行业具有更大的正面影响。根据模型的估计结果，在行业的国有比重处于平均水平（时，金融发展水平提高１个标准差０．４３３）（），将使融资依赖性相差１个标准差０．４８２、１．３６６

（）的两个行业的增长速度差分别增大００．４３５．０４和０．０３。

模型３也支持了第二个命题和第三个命题。按照模型３的估计结果，在行业的融资依赖性处）于平均水平（时，金融发展水平提高１个标０．３４５）准差（时，将使得国有比重相差１个标准差１．３６６（）的两个行业的增长速度差减小００．２１５．０２３。同时按照模型３，对于融资依赖和国有比重都相）差一个标准差（的两个行业而言，金０．４３５、０．２１５融发展水平提高一个标准差（所产生的三１．３６６）阶交互效应将会使增长速度差减小０．０３。

因此，通过对各地区２００１－２００７年金融发展与行业增长、融资依赖、国有比重的考察，我们认为各地区金融发展水平的差异对于不同融资依赖性不同国有比重属性的行业增长差异而言，有比质、

较显著的解释作用。金融发展降低了企业的融资从而对于投资机会大、内源资金相对不足、融约束，

资依赖程度高的行业产生更大的正面效应。同时，如果将金融发展理解为金融机构更加市场化的资即以私人部门金融深化指标（源配置能力，ＰＲＩＶＹ）和市场化指标（为金融发展水平的测度指ＲＥＬＡＴ）标，那么我们的实证研究发现，随着金融发展水平的提高，非国有比重大的行业将获得更大的增长优金融部门将更加关势。随着金融发展水平的提高，

注正确配置资金所带来的收益，从而相对减轻非国使其获得更大有比重大的行业所面临的融资约束，６０

外部融的增长动力。我们的实证也表明金融发展、资依赖、行业的国有比重之间存在三阶交互效应，即金融发展对于融资依赖性高的行业而言具有更大的推动作用，而这种推动作用对于非国有比重大的行业而言意义更为重大。

五、结论

本文利用中国２００１－２００７年３０个地区的金融业和制造业数据，对金融发展的融资依赖效应进行了分析。作为实证检验的基础，我们通过比》国际标准行业分类码Ｉ和较《ＳＩＣ（Ｒｅｖ．２，１９６８）《》，国民经济行业分类标准（将Ｒ２００２）ａａｎａｎｄ　ｊ

Ｚｉｎａｌｅｓ的行业融资依赖程度映射到中国的制造ｇ

业部门，并利用实际融资依赖程度与国有属性之间的关系，验证了Ｒ各国行业ａａｎａｎｄ　Ｚｉｎａｌｅｓ“　ｊｇ的观点。同时通过模融资依赖程度具有同一性”

型化张军和金煜（的思想，我们估计了各地２００５）从而获得了更为有区对非国有企业的信贷数量，效的地区金融发展指标。

就实证结果而言，我们的研究支持了Ｒａａｎｊ即金融发展对融资依赖性ａｎｄ　Ｚｉｎａｌｅｓ的结论，ｇ

强行业的发展具有更大的正面意义。同时在中国的实际情况下，我们还对Ｒａａｎａｎｄ　Ｚｉｎａｌｅｓ的　ｊｇ即金融发展对融资依赖性强、资结论进行了扩展，

产抵押能力弱（在实证中以行业的国有比重Ｓｔａｔｅ度量）行业的发展具有更大的正面意义。实际上，如Ｆ企业或行业对外部ｉｓｍａｎａｎｄ　Ｌｏｖｅ指出的，　融资的依赖性，反映了它们所面临的增长机会。也就是说，对外部融资依赖性更强的行业，往往是增长前景更好的行业，也就是所谓的朝阳行业。一个有效的金融体系，可以区分不同行业的发展前景，为那些有潜力成为增长源泉的行业和企业提供融资支持。如此，随着朝阳行业不断取代夕产业结构得以不断优化和升级，资源配置阳行业，

效率和技术进步得以不断推进，经济增长成为必然的结果。

相反，如果缺乏一个有效的金融体系，许多有真正有增长前景的价值的投资机会将会被浪费，

产业升级和朝阳行业将得不到足够的资金支持，

技术创新将举步维艰，经济增长也会受到较大的

⑤损害；这正是中国经济当前面临的严重局面。

金融和产业结构以及经济增长之间的逻辑关

　浙江社会科学

系提醒我们，要从根本上解决中国经济面临的问题，必须加快金融体制的改革：开放资本账户，形成利率和汇率的市场化定价机制，减少并最终消除行政性的信贷分配，改善金融机构的内部治理完善金融监管。只有这样，才能真正和风险控制，

发挥金融体系在促进产业调整和升级中的作用，使中国的企业和产业的发展符合比较优势的要并逐步提高在全球产业链中的地位；从根本上求，

改变中国现行的经济增长模式，实现经济的可持续发展和社会长期的繁荣稳定。

注释：

倍差法”①关于在金融与经济增长关系研究中使用“）。的优势和问题，见Ｂｅｃｋ（２００８

我们无法对相关文献进行全面综②由于篇幅所限，

述，也不准备详细讨论有关文献的计量方法。更全面的（）。Ｂ）综述，可以参考Ｌ则从计量方法ｅｖｉｎｅ２００５ｅｃｋ（２００８的角度对有关文献进行了评价。

）。ｏｌｄｓｍｉｔｈ（１９６９③这些研究的理论先驱是Ｇ

）／式关于ｋ求一阶偏导，可得３ｋ＝ρｒ－δ。④对（λ一般而言我们有δ＜即合约失败时金融机构可以获得ｒ，ρ补偿小于合约成功时金融机构所能得到的收益。

⑤产业结构失衡问题最明显的表现是服务业发展的落后。此外，工业内部的比例问题，特别是工业的重型化趋势也是一个严重问题。但是关于后者存在不同意见，）。参见马国川（２００９

２０１３年第２期　

”，（），ＤｏｅｓＦｉｒｍＳｉｚｅＭａｔｔｅｒＪｏｕｒｎａｌｏＦｉｎａｎｃｅ，６０１．　　　　ｐｐｆ　

１３７－１７７．

，９．ＢｅｃｋＴ．ａｎｄＲ．Ｌｅｖｉｎｅ２００２，“ＩｎｄｕｓｔｒＧｒｏｗｔｈ　　ｙ　

：ａｎｄＣａｉｔａｌＡｌｌｏｃａｔｉｏｎＤｏｅｓＨａｖｉｎａＭａｒｋｅｔ－ｏｒＢａｎｋ　　　　　ｐｇ　”，Ｓｓｔｅｍ　ＭａｔｔｅｒＪｏｕｒｎａｌｏＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍ－－Ｂａｓｅｄ　　　ｙｆ　

（），．１４７－１８０．ｉｃｓ，６４２ｐｐ

，１０．ＢｒａｕｎＭ．２００３，“ＦｉｎａｎｃｉａｌＣｏｎｔｒａｃｔｉｂｉｌｉｔａｎｄ　　ｙ　

’Ｈ”，ＨａｒｄｎｅｓｓａｒｖａｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔＷｏｒｋｉｎａｅｒ．Ａｓｓｅｔｓ　ｙ　ｇｐｐ　

，１１．ＢｒａｕｎＭ．ａｎｄＢ．Ｌａｒｒａｉｎ２００５，“Ｆｉｎａｎｃｅａｎｄ　　　

：，ｔｈｅＢｕｓｉｎｅｓｓＣｃｌｅＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＩｎｔｅｒ－ＩｎｄｕｓｔｒＥｖｉ　　－ｙｙ　

”，（），ｄｅｎｃｅＪｏｕｒｎａｌｏＦｉｎａｎｃｅ，６０３．１０９７－１１２８．　ｐｐｆ　

，１２．ＣｅｔｏｒｅｌｌｉＮ．ａｎｄＭ．Ｇａｍｂｅｒａ２００１，“Ｂａｎｋｉｎ　　ｇ

，：ＳｔｒｕｃｔｕｒｅＦｉｎａｎｃｉａｌＤｅｅｎｄｅｎｃｅａｎｄＧｒｏｗｔｈＩｎＭａｒｋｅｔ　　　　－ｐ

”，ｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＩｎｄｕｓｔｒＤａｔａＪｏｕｒｎａｌｏＦｉ　　　　－ｙｆ　　

（），ｎａｎｃｅ，５６２．６１７－６４８．ｐｐ

，２１３．ＣｌａｅｓｓｅｎｓＳ．ａｎｄＬ．Ｌａｅｖｅｎ００３，“Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　　

，，”，ＰｒｏｅｒｔＲｉｈｔｓａｎｄＧｒｏｗｔｈＪｏｕｒｎａｌｏＤｅｖｅｌｏｍｅｎｔ　　ｐｙｇｐｆ　（），Ｆｉｎａｎｃｅ，．２４０１－２４３６．５８６ｐｐ

，２１４．ＣｌａｅｓｓｅｎｓＳ．ａｎｄＬ．Ｌａｅｖｅｎ００５，“Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　　

，，ＤｅｅｎｄｅｎｃｅＢａｎｋｉｎＳｅｃｔｏｒＣｏｍｅｔｉｔｉｏｎａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃ　　ｐｇｐ　，ＪＧｒｏｗｔｈ”ｏｕｒｎａｌｏｔｈｅＥｕｒｏｅａｎ　ＥｃｏｎｏｍｉｃＡｓｓｏｃｉａ－　　　ｆｐ　（），ｔｉｏｎ，３１．１７９－２０７．ｐｐ

，Ａ．ａｎｄＲ．Ｌｅｖｉｎｅ２００１，“Ｂａｎｋ１５．Ｄｅｍｉｒü－Ｋｕｎｔ　　ｇ

：Ｃ－ＢａｓｅｄａｎｄＭａｒｋｅｔ－ＢａｓｅｄＦｉｎａｎｃｉａｌＳｓｔｅｍｓｒｏｓｓ－　　　　ｙ

”，ＣｏｕｎｔｒＣｏｍａｒｉｓｏｎｓｉｎＦｉｎａｎｃｉａｌＳｔｒｕｃｔｕｒｅａｎｄ　Ｅｃｏ－　　　ｙｐ　

ｎｏｍｉｃＧｒｏｗｔｈ：Ａ　Ｃｒｏｓｓ－ＣｏｕｎｔｒＣｏｍａｒｉｓｏｎｏＢａｎｋｓ，　　ｙ　ｐｆ　Ｍａｒｋｅｔｓａｎｄ　Ｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔ，ｅｄｓ．ｂＤｅｍｉｒü－ＫｕｎｔＡ．　　ｙｇｐ　

，Ｒ．Ｌｅｖｉｎｅａｎｄ．８１－１４０．　ｐｐ

，１６．Ｄｅｍｉｒü－ＫｕｎｔＡ．ａｎｄＶ．Ｍａｋｓｉｍｏｖｉｃ１９９８，　　ｇ

“，”，Ｌａｗ，ＦｉｎａｎｃｅａｎｄＦｉｒｍ　ＧｒｏｗｔｈＪｏｕｒｎａｌｏＦｉｎａｎｃｅ，　　ｆ　（），５３６．２１０７－２１３７．ｐｐ

，２Ｒ．ａｎｄＩ．Ｌｏｖｅ００３，“ＦｉｎａｎｃｉａｌＤｅ１７．Ｆｉｓｍａｎ　　　－”，Ｎ，ａｎｄＧｒｏｗｔｈＲｅｖｉｓｉｔｅｄＢＥＲ　ＷｏｒｋｉｎＰａｅｒｅｎｄｅｎｃｅ　　　ｇｐｐ　Ｎｏ．９５８２．

，１Ｒ．Ｗ．９６９，ＦｉｎａｎｃｉａｌＳｔｒｕｃｔｕｒｅ１８．Ｇｏｌｄｓｍｉｔｈ　　

ａｎｄ　Ｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔ，ＰｕｂｌｉｓｈｅｄｂＹａｌｅＵｎｉｖｅｒｓｉｔＰｒｅｓｓ．　　ｙｙｐ　　

，１９．ＨｉｃｋｓＪ．１９６９，Ａ　ＴｈｅｏｒｏＥｃｏｎｏｍｉｃ　Ｈｉｓｔｏｒ　ｙｆ　ｙ，　

ＰｕｂｌｉｓｈｅｄｂＯｘｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔＰｒｅｓｓ．　　ｙｙ　　

，Ｒ．Ｇ．ａｎｄＲ．Ｌｅｖｉｎｅ１９９３，“Ｆｉｎａｎｃｅａｎｄ２０．Ｋｉｎ　　ｇ　

：”，ＧｒｏｗｔｈＳｃｈｕｍｅｔｅｒＭｉｈｔＢｅＲｉｈｔＱｕａｒｔｅｒｌＪｏｕｒ－　　　ｐｇｇｙ　

（），ｎａｌｏＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，１０８３．７１７–７３８．　ｐｐｆ　

，，Ａ．２１．ＬａＰｏｒｔａＲ．Ｆ．Ｌｏｅｚ－ｄｅ－ＳｉｌａｎｅｓＳｈｌｅｉｆ　　－ｐ，”，ｅｒａｎｄＲ．Ｖｉｓｈｎ１９９８．“ＬａｗａｎｄＦｉｎａｎｃｅＪｏｕｒｎａｌｏ　　　　　ｙｆ

（），．１１１３－１１５５．ＰｏｌｉｔｉｃａｌＥｃｏｎｏｍ１０６６　ｐｐｙ，，１，２２．ＬｅｖｉｎｅＲ．９９８，“ＴｈｅＬｅａｌＥｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔ　　　ｇ

，，ＢａｎｋｓａｎｄＬｏｎｕｎＥｃｏｎｏｍｉｃＧｒｏｗｔｈ”Ｊｏｕｒｎａｌｏ　　　　ｇ－Ｒｆ

（），ＭｏｎｅＣｒｅｄｉｔａｎｄ　Ｂａｎｋｉｎ３０３．５９６－６２０．　ｐｐｙ，ｇ，

，：ＴＲ．２００５，“ＦｉｎａｎｃｅａｎｄＧｒｏｗｔｈｈｅｏｒ２３．Ｌｅｖｉｎｅ　　　ｙ”，ａｎｄＥｖｉｄｅｎｃｅｉｎＨａｎｄｂｏｏｋｏＥｃｏｎｏｍｉｃＧｒｏｗｔｈ，ｅｄｓ．　　　　ｆ　

，．８６５－９３４．ｂＡｈｉｏｎＰ．ａｎｄＳ．Ｎ．Ｄｕｒｌａｕｆ　　ｐｐｙｇ　

，Ｎ．，２４．ＬｅｖｉｎｅＲ．ＬｏａｚａａｎｄＴ．Ｂｅｃｋ２０００，“Ｆｉ　　　－ｙ

：ＣｎａｎｃｉａｌＩｎｔｅｒｍｅｄｉａｔｉｏｎａｎｄＧｒｏｗｔｈａｕｓａｌｉｔａｎｄＣａｕ　　　　－ｙ　

”，，ｓｅｓＪｏｕｒｎａｌｏＭｏｎｅｔａｒＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，４６（１）．３１－　ｐｐｆ　ｙ　７７．

参考文献：

《陈宇峰、陈启清：非有效的制度：对制度分叉路径１．

，《的差异性解释》经济社会体制比较》２０１１第２期。《，《马国川：新型工业化道路之争》经济观察报》２．

２００９年７月３１日。

《，杨艳红：金融发展与行业增长》复旦大学硕士学３．

位论文，２００３年。

《张军、金煜：中国的金融深化和生产率关系的再４．

》，《检测：经济研究》１９８７－２００１２００５第１１期。，５．Ｂｅｃｋ　Ｔ．２００２，“ＦｉｎａｎｃｉａｌＤｅｖｅｌｏｍｅｎｔａｎｄＩｎ－　　　ｐ

，ｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＴｒａｄｅ：ＩｓＴｈｅｒｅａ　Ｌｉｎｋ”ＪｏｕｒｎａｌｏＩｎｔｅｒ－　　　　ｆ　

（），．１０７－１３１．ｎａｔｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，５７１　ｐｐ

，６．ＢｅｃｋＴ．２００８，“ＴｈｅＥｃｏｎｏｍｅｔｒｉｃｓｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄ　　　　　

”，Ｗ，ＧｒｏｗｔｈｏｒｌｄＢａｎｋＰｏｌｉｃＲｅｓｅａｒｃｈ　ＷｏｒｋｉｎＰａｅｒ　　ｙｇｐ　　Ｎｏ．４６０８．

，Ａ．，７．ＢｅｃｋＴ．Ｄｅｍｉｒü－ＫｕｎｔＬ．ＬａｅｖｅｎａｎｄＲ．　　　ｇ

，，，”，Ｌｅｖｉｎｅ２００８，“ＦｉｎａｎｃｅＦｉｒｍＳｉｚｅａｎｄＧｒｏｗｔｈＪｏｕｒ－　　

，．１３７９－ｎａｌｏＭｏｎｅＣｒｅｄｉｔａｎｄ　Ｂａｎｋｉｎ４０（７）　　ｐｐｆ　ｙ，ｇ，

１４０５．

，Ａ．８．ＢｅｃｋＴ．Ｄｅｍｉｒü－ＫｕｎｔａｎｄＶ．Ｍａｋｓｉｍｏｖ　　　－ｇ

，：ｉｃ２００５，“ＦｉｎａｎｃｉａｌａｎｄＬｅａｌＣｏｎｓｔｒａｉｎｔｓｔｏＧｒｏｗｔｈ　　　　　ｇ

（下转第３１页）

６１

　浙江社会科学

社２第４０１０版，０页。

《新帕尔格雷夫经济学大辞典约翰·伊特维尔编：瑣瑏

（》，第１卷）陈代孙等译，经济科学出版社１第９９６年版，５８０页。

《，风险、不确定性和利润》王宇等译，中国人奈特：瑤瑏

民大学出版社，第５２００５年版，６－５７页。

《》，经济学原理（下册）陈良璧译，商务瑥瑏瑦瑏瑏瑧马歇尔：印书馆２第２００５年版，３５、２３５、１４７页。

《，边际革命和新古典经济学》北京大学出瑨晏智杰：瑏

版社２第３００３年版，６８页。

，ＩｌｆｒｅｄＭａｒｓｈａｌｌ（１９２３）ｎｄｕｓｔｒａｎｄ　Ｔｒａｄｅ，瑩Ａ瑏　ｙ　Ｍａｃｍｉｌｌａｎ．．２５７．ｐｐ

２０１３年第２期　

，“ＳｒａｆｆａＴｈｅＬａｗｓｏｆＲｅｔｕｒｎｓｕｎｄｅｒＣｏｍ－７．Ｐｉｅｒｏ　　　　　　”，ＥｅｔｉｔｉｖｅＣｏｎｄｉｔｉｏｎｓｃｏｎｏｍｉｃＪｏｕｒｎａｌ，Ｖｏｌ．３６，Ｎｏ．　　ｐ

１４４．１９２６：５３５－５５０．

，Ｓ，Ｓ，“ｒａｆｆａｈｏｖｅＩｎｃｒｅａｓｉｎＲｅｔｕｒｎｓ８．Ｒｏｂｅｒｔｓｏｎｇ　，ＥａｎｄｔｈｅＲｅｒｅｓｅｎｔａｔｉｖｅＦｉｒｍ”ｃｏｎｏｍｉｃＪｏｕｒｎａｌ，Ｖｏｌ．　　　　ｐ４０，Ｎｏ．１５７．１９３０：７９－１１６．

，“：９．Ｗ．Ｊ．ＢａｕｍｏｌＣｏｎｔｅｓｔａｂｌｅｍａｒｋｅｔｓａｎｕｒｉｓｉｎ　　ｐｇ”，ｉｎｔｈｅｔｈｅｏｒｏｆｉｎｄｕｓｔｒｓｔｒｕｃｔｕｒｅＡｍｅｒｉｃａｎ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　　　ｙｙ　　（）：ｏｌ．７２，Ｎｏ．１，１９８２Ｍａｒ１－１５．Ｒｅｖｉｅｗ，Ｖ

《，古诺：财富理论的数学原理研究》陈尚霖译，商１０．

务印书馆２００５年版。

《，克拉克：财富的分配》彭逸林等译，人民日报出１１．版社２０１０年版。

《，马歇尔：经济学原理》陈良璧译，商务印书馆１２．２００５年版。

《，奈特：风险、不确定性和利润》王宇等译，中国人１３．

民大学出版社２００５年版。

《，施蒂格勒：产业组织》王永钦等译，上海人民出１４．版社２００６年版。

《，瓦尔拉斯：纯粹经济学要义》蔡受百译，商务印１５．书馆１９９７年版。

《，《王瑶：斯密定理和规模经济》经济学动态》１６．２０１１年第５期。

《，晏智杰：边际革命和新古典经济学》北京大学出１７．版社２００３年版。

：／／杨小凯与保罗·米尔格罗姆的讨论，１８．ｈｔｔｗｅｎ－ｐ／／ｋｕ．ｂａｉｄｕ．ｃｏｍｖｉｅｗ０ｃｆｂａ８９２ｄａｅｆ５ｅｆ７ｂａ０ｄ３ｃ０ｆ．ｈｔｍｌ．

《约翰·伊特维尔编：新帕尔格雷夫经济学大辞典１９．（》，第１陈代孙等译，经济科学出版社１－３卷）９９６年版。

参考文献：

，“１．ＡｌｌｎＡ．ＹｏｕｎＩｎｃｒｅａｓｉｎＲｅｔｕｒｎｓａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃ　　ｙｇｇ　”〔〕，ＰｒｏｒｅｓｓＪＴｈｅＥｃｏｎｏｍｉｃＪｏｕｒｎａｌ，Ｖｏｌ．３８，Ｎｏ．１５２．　　ｇ，１９２８：５２７－５４２．Ｄｅｃ．

，“”，２．Ａ．Ｃ．ＰｉｏｕＡｎＡｎａｌｓｉｓｏｆＳｕｌＥｃｏｎｏｍｉｃ　　　ｇｙｐｐｙ，Ｖｏｌ．３８，Ｎｏ．１５０．１９２８：２３８－２５７．Ｊｏｕｒｎａｌ

，３．ＡｌｆｒｅｄＭａｒｓｈａｌｌＩｎｄｕｓｔｒａｎｄ　Ｔｒａｄｅ，Ｍａｃｍｉｌ　－ｙ　，ｌａｎ１９２３．

，“，Ｈ４．ＧｅｏｒｅＪ．ＳｔｉｌｅｒＰｅｒｆｅｃｔＣｏｍｅｔｉｔｉｏｎｉｓｔｏｒｉ　　－ｇｇｐ”〔〕，ｃａｌｌＣｏｎｔｅｍｌａｔｅｄＪＪｏｕｒｎａｌｏＰｏｌｉｔｉｃａｌＥｃｏｎｏｍ　　ｙｐｆ　ｙ，　，Ｖｏｌ．６５，Ｎｏ．１，Ｆｅｂ．１９５７：１－１７．

，“ＴｏｗａｒｄａＣｏｎｃｅｔｏｆＷｏｒｋａｂｌｅ５．Ｊ．Ｍ．Ｃｌａｒｋ　　　　ｐ，ＡｍＣｏｍｅｔｉｔｉｏｎ”ｅｒｉｃａｎ　ＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，Ｖｏｌ．３０，　ｐＮｏ．２，Ｐａｒｔ１．１９４０：２４１－２５６．

），６．Ｊ．Ｋ．Ｗｈｉｔａｋｅｒ（ｅｄｓＴｈｅｅａｒｌｅｃｏｎｏｍｉｃ　ｗｒｉｔ　－ｙ　：ＴｉｎｓｏＡｌｒｅｄ　Ｍａｒｓｈａｌｌ，１８６７－１８９０，Ｎｅｗ　Ｙｏｒｋｈｅ　ｇｆ　ｆ，ＦｒｅｅＰｒｅｓｓ１９７５．　

责任编辑　董希望

（，上接第６１页）５．ＬｅｖｉｎｅＲ．ａｎｄＳ．Ｚｅｒｖｏｓ　　２　　

，Ｂ，，１９９８，“ＳｔｏｃｋＭａｒｋｅｔｓａｎｋｓａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃＧｒｏｗｔｈ”　　　

（），．５３７－５５８．Ａｍｅｒｉｃａｎ　ＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，８８３　ｐｐ

，，２６．ＬｕｃａｓＲ．Ｅ．Ｊｒ．１９８８，“ＯｎＴｈｅＭｅｃｈａｎｉｃｓｏｆ　　　　”，ＥｃｏｎｏｍｉｃＤｅｖｅｌｏｍｅｎｔＪｏｕｒｎａｌｏＭｏｎｅｔａｒＥｃｏｎｏｍ－　　ｐｆ　ｙ　

（），ｉｃｓ，２２１．３－４２．ｐｐ

，２７．ＲａｄｄａｔｚＣ．２００６，“ＬｉｕｉｄｉｔＮｅｅｄｓａｎｄＶｕｌｎｅｒ　　　－ｑｙ　

”，ａｂｉｌｉｔｔｏＦｉｎａｎｃｉａｌＵｎｄｅｒｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔＪｏｕｒｎａｌｏＦｉ　　　－ｙｐｆ　　

，（），．６７７－７２２．ｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ８０３ｐ　ｐ

，２８．ＲａａｎＲ．Ｇ．ａｎｄＬ．Ｚｉｎａｌｅｓ１９９８，“Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　　ｊｇ

，ＡｍＤｅｅｎｄｅｎｃｅａｎｄＧｒｏｗｔｈ”ｅｒｉｃａｎ　ＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，　　　ｐ

（），８８３．５５９－５８６．ｐｐ

，，“２９．ＲａａｎＲ．Ｇ．ａｎｄＬ．Ｚｉｎａｌｅｓ２００３ＴｈｅＧｒｅａｔＲｅ　　　　－ｊｇ

：ｖｅｒｓａｌｓＴｈｅＰｏｌｉｔｉｃｓｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＤｅｖｅｌｏｍｅｎｔｉｎｔｈｅ２０ｔｈＣｅｎ　　　　　　　　－ｐ”，（），ｔｕｒＪｏｕｒｎａｌｏＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，６９１．５－５０．　　ｙｐｐｆ　

，１３０．ＲｏｂｉｎｓｏｎＪ．９５２，ＴｈｅＲａｔｅｏＩｎｔｅｒｅｓｔａｎｄ　　　　ｆ　

ＯｔｈｅｒＥｓｓａｓ，ＰｕｂｌｉｓｈｅｄｂＭａｃＭｉｌｌａｎＰｒｅｓｓ．　　　ｙｙ　

３１．ＲｏｕｓｓｅａｕＰ．Ｌ．ａｎｄＲ．Ｓｌｌａ．２００３，“Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　　ｙ

，，”，ＳｓｔｅｍｓＥｃｏｎｏｍｉｃＧｒｏｗｔｈａｎｄＧｌｏｂａｌｉｚａｔｉｏｎｉｎＧｌｏ－　　　ｙ

ｂａｌｉｚａｔｉｏｎｉｎ　ＨｉｓｔｏｒｉｃａｌＰｅｒｓｅｃｔｉｖｅ，ｅｄｓ．ｂＢｏｒｄｏＭ．　　　ｙｐ　

，Ａ．Ｍ．，Ｄ．ＴａｌｏｒａｎｄＪ．Ｇ．Ｗｉｌｌｉａｍｓｏｎ．３７３－４１３．　　ｙｐｐ

，Ｐ．Ｌ．ａｎｄＰ．Ｗａｃｈｔｅｌ１９９８，“Ｆｉｎａｎ３２．Ｒｏｕｓｓｅａｕ　　－

：ＨｃｉａｌＩｎｔｅｒｍｅｄｉａｔｉｏｎａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｉｓｔｏｒｉｃａｌ　　　　

”，ＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＦｉｖｅＩｎｄｕｓｔｒｉａｌｉｚｅｄＣｏｕｎｔｒｉｅｓＪｏｕｒｎａｌｏ　　　　　ｆ

（），ＭｏｎｅＣｒｅｄｉｔａｎｄ　Ｂａｎｋｉｎ３０４６５７－６７８．　ｙ，ｇ，

，，３３．ＳｃｈｕｍｅｔｅｒＪ．Ａ．１９１１Ｔｈｅｏｒｉｅｄｅｒｗｉｒｔｓｃｈａｆｔｌｉｃｈｅｎ　　　ｐ

，，ＴＥｎｔｗｉｃｋｌｕｎＰｕｂｌｉｓｈｅｄｂＤｕｎｋｅｒ＆ＨｕｍｂｌｏｔＰｒｅｓｓｈｅ　　　ｇｙ　

，ＴｈｅｏｒｏＥｃｏｎｏｍｉｃ　Ｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔ，ｔｒａｎｓｌａｔｅｄｂＯｉｅＲ．　　ｙｐｙｆ　ｐ　　

，１９３４ＰｕｂｌｉｓｈｅｄｂＨａｒｖａｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔＰｒｅｓｓ．　　ｙｙ　　

，２３４．ＷｕｒｌｅｒＪ．０００，“ＦｉｎａｎｃｉａｌＭａｒｋｅｔｓａｎｄｔｈｅ　　　　ｇ

”，ＡｌｌｏｃａｔｉｏｎｏｆＣａｉｔａｌＪｏｕｒｎａｌｏＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，　　　　ｐｆ　

（），．１８７－２１４．５８１－２ｐｐ

责任编辑　董希望

３１

ＨＥＪＩＡＮＧ　ＳＯＣＩＡＬ　ＳＣＩＥＮＣＥＳ　Ｚ　

Ｎｏ．２，Ｆｅｂ．２０１３　

ｔｗｅｅｎｓｃａｌｅｅｃｏｎｏｍａｎｄｃｏｍｅｔｉｔｉｏｎｉｎＭａｒｓｈａｌｌ＇ｓｓｓｔｅｍ．Ｂｄｉｓｔｉｎｕｉｓｈｉｎｔｈｅｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓｂｅｔｗｅｅｎ　　　　　　　　ｙｐｙｙｇｇ　　　

，ｒｏｏｓｉｔｉｏｎＭａｒｓｈａｌｌ＇ｓｅｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄｓｕｂｓｅｕｅｎｔｎｅｏｃｌａｓｓｉｃａｌｅｃｏｎｏｍｉｃｓｔｈｉｓａｒｔｉｃｌｅｉｎｖｅｓｔｉａｔｅｄｔｈｅ　　　　　　　　　ｐｐｑｇ

ｆｒｏｍｔｈｅｈｉｓｔｏｒｏｆｅｃｏｎｏｍｉｃｔｈｏｕｈｔｓ．ＴｒａｃｉｎｔｈｅｃｏｎｔｅｘｔｏｆＭａｒｓｈａｌｌａｎｄｅｘａｍｉｎｉｎｔｈｅｅｘａｃｔ　　　　　　　　　　ｙｇｇｇ　　　

＂ａ＂，ｍｅａｎｉｎｏｆＭａｒｓｈａｌｌ＇ｓ＂ｓｃａｌｅｅｃｏｎｏｍｎｄ＂ｃｏｍｅｔｉｔｉｏｎｉｔｃａｎｂｅｆｏｕｎｄｔｈａｔｔｈｅｒｅｉｓｎｏｃｏｎｆｌｉｃｔｉｏｎ　　　　　　　　　　ｙｐｇ　

ｔｈｅｍ．ＭａｒｓｈａｌｌＣｏｎｆｌｉｃｔａｃｔｕａｌｌｒｅｒｅｓｅｎｔｓｔｈｅｃｏｎｆｌｉｃｔｉｏｎｂｅｔｗｅｅｎｔｈｅｓｃａｌｅｅｃｏｎｏｍａｎｄｂｅｔｗｅｅｎ　　　　　　　　　ｙｐｙ　　

ｅｒｆｅｃｔｃｏｍｅｔｉｔｉｏｎｉｎｎｅｏ－ｃｌａｓｓｉｃａｌｓｓｔｅｍ．Ｍａｒｓｈａｌｌ＇ｓｈａｎｄｌｉｎｏｆｔｈｅｍｈａｓｅｎｌｉｈｔｅｎｉｎｓｉｎｉｆｉｃａｎｃｅ　　　　　　　　ｐｐｙｇｇｇｇ　　ｆｏｒｂｏｔｈｔｈｅｒａｃｔｉｃｅａｎｄｆｕｒｔｈｅｒｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔｏｆｍｏｄｅｒｎｅｃｏｎｏｍｉｃｓ．　　　　　　　　　ｐｐ

：Ｍ；；；；ｅｒｆｅｃｔＫｅｗｏｒｄｓａｒｓｈａｌｌＣｏｎｆｌｉｃｔｃｏｍｅｔｉｔｉｏｎｓｃａｌｅｅｃｏｎｏｍｍｏｎｏｏｌｉｎｃｒｅａｓｉｎｒｅｔｕｒｎｓ　　　ｐｐｙｐｙｇｙ　　ＴｈｅＰｏｌｉｔｉｃａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｓａＳｅｃｉａｌＮａｔｕｒｅＬａｗ：　　　　　　　ｐ

（）ＴｈｅＥｃｏｎｏｍｉｃＴｈｏｕｈｔｓａｎｄＳｉｎｉｆｉｃａｎｃｅｓｏｆＦｒａｎｃｉｓＨｕｔｃｈｅｓｏｎ３２　　　　　　　ｇｇ

ＷｕＨｏｎｌｉｅ　ｇ

（ＳｃｈｏｏｌｏＥｃｏｎｏｍｉｃ　Ｍａｎａｅｍｅｎｔ，ＺｈｅｉａｎＲａｄｉｏ　＆Ｔｅｌｅｖｉｓｉｏｎ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔａｎｚｈｏｕ３１００２７，　　ｆ　ｇｊｇ　ｙ，ＨｇＣｈｉｎａ）

：，ｗ，ＡｂｓｔｒａｃｔＩｎ１８ｔｈｃｅｎｔｕｒｈｅｎｔｈｅＳｃｏｔｔｉｓｈｅｃｏｎｏｍｉｃａｎｄｏｌｉｔｉｃａｌｓｏｃｉｅｔｗａｓｔｒａｎｓｆｏｒｍｉｎ　　　　　　　　　ｙｐｙｇ　

，ＦｒａｎｃｉｓＨｕｔｃｈｅｓｏｎｆｕｒｔｈｅｒｄｅｖｅｌｏｅｄｔｈｅｔｒａｄｉｔｉｏｎｏｆｎａｔｕｒａｌｕｒｉｓｒｕｄｅｎｃｅｃｏｍｂｉｎｅｄｍｏｒａｌｈｉｌｏｓｏ　　　　　　　　　　－ｐｊｐｐ

ｈａｎｄｎａｔｕｒａｌｌａｗ，ａｎｄｖａｓｔｌｒｅｖｉｓｅｄＰｕｆｅｎｄｏｒｆ＇ｓｅｃｏｎｏｍｉｃｔｈｏｕｈｔｓｔｈａｔｕｎｄｅｒｔｈｅｆｒａｍｅｗｏｒｋｏｆ　　　　　　　　　　　ｐｙｙｇ　　ｎａｔｕｒａｌｌａｗ，ｗｈｉｃｈｈｉｈｌｉｈｔｅｄｔｈｅｉｍｏｒｔａｎｃｅｏｆｎａｔｕｒａｌｆｒｅｅｄｏｍｏｆｔｈｅｉｎｄｉｖｉｄｕａｌｉｎｔｈｅｏｆｒｏｃｅｓｓ　　　　　　　　　　　　　　ｇｇｐｐ

，ｔｈｅｂｕｓｉｎｅｓｓｃｏｍｍｕｎｉｔｆｏｒｍａｔｉｏｎ．Ｈｉｓｔｈｉｎｋｉｎａｂｏｕｔｔｈｅｅｃｏｎｏｍｉｃｒｏｂｌｅｍｓｌｉｋｅｄｉｖｉｓｉｏｎｏｆｌａｂｏｒ　　　　　　　　　　ｙｇｐ　　

ｄｅｍａｎｄａｎｄｖａｌｕｅｈａｄｉｎｆｌｕｅｎｃｅｓｏｎｔｈｅｔｈｉｎｋｉｎｏｆＡｄａｍＳｍｉｔｈａｓｗｅｌｌａｓｔｈｅｅｓｔａｂｌｉｓｈｍｅｎｔｏｆｒｅａｔ　　　　　　　　　　　　　　　　ｇｇ　ｃｌａｓｓｉｃａｌｏｌｉｔｉｃａｌｅｃｏｎｏｍｉｃｓ．Ｔｈｅｉｍｌｉｅｄｅｔｈｉｃａｌｔｈｉｎｋｉｎｓｔｉｌｌｈａｓｒｏｒｅｓｓｉｎｓｉｎｉｆｉｃａｎｃｅｆｏｒｔｈｅｄｅ　　　　　　　　　　－ｐｐｇｐｇｇｇ　　ｖｅｌｏｍｅｎｔｏｆｃｏｎｔｅｍｏｒａｒｅｃｏｎｏｍｉｃｓ．　　ｐｐｙ　

：；ＫｅｗｏｒｄｓＦｒａｎｃｉｓＨｕｔｃｈｅｓｏｎｎａｔｕｒｅｌａｗ；ｏｌｉｔｉｃａｌｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　　　ｐｙ　（）Ｍｕｌｔｉ－ｄｉｍｅｎｓｉｏｎａｌＢｉｄｄｉｎＡｕｃｔｉｏｎａｎｄＮｏｎ－ｂｉｎｄｉｎＢｉｄ４０　　　ｇｇ　　

１２

ＬｉｕＣｈｏｎＬｉＸｉｎ　　ｇ，ｇ

（１．Ｇｕａｎｈｕａ　ＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎＳｃｈｏｏｌ，ＰｅｋｉｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔＢｅｉｉｎ００８７１，Ｃｈｉｎａ；２．Ｓｔａｎｏｒｄ　Ｕｎｉ　－ｇｇ　ｙ，ｊｇ１ｆｖｅｒｓｉｔＵＳＡ）ｙ，

：ＡｂｓｔｒａｃｔＴｈｅａｅｒｓｅｔｕａｎａｕｃｔｉｏｎｍｏｄｅｌｂａｓｅｄｏｎｍｕｌｔｉ－ｄｉｍｅｎｓｉｏｎａｌｒｉｖａｔｅｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎａｎｄ　　　　　　　　　　　ｐｐｐｐ　

，ｒｉｃｉｎｂｉｄｄｉｎｔｏｅｘｌａｉｎｔｈｅｎｏｎ－ｂｉｎｄｉｎｗｈｉｃｈｉｓｃｏｍｍｏｎｉｎｂｉｄｄｉｎａｕｃｔｉｏｎ．Ｉｎｔｈｅｍｏｄｅｌｔｈｅｂｉｄ　　　　　　　　　　ｐｇｇｐｇｇ　　　　ｒｉｃｅｒｉｖａｔｅｏｆａｎｄｄｅｓｉｎａｒｅｓｕｂｍｉｔｔｅｄｂｔｈｅｂｉｄｄｅｒｓｗｈｏｈａｖｅｔｗｏ－ｄｉｍｅｎｓｉｏｎａｌｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎｗｈｉｃｈ　　　　　　　　　　　　　ｐｐｇｙ　

ｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔ．Ｔｈｅｃｏｓｔａｎｄａｕｃｔｉｏｎｅｅｒｅｖａｌｕａｔｅｓｔｈｅｂｉｄｕｓｉｎａｓｃｏｒｉｎｆｕｎｃｔｉｏｎ．Ｐａｍｅｎｔｉｓｄｅｔｅｒｉｓ　　　　　　　　　　　－ｐｙｇｇｙ　　

，，ｒｉｃｅｍｉｎｅｄｉｎａｂａｒａｉｎｉｎｓｔａｅａｆｔｅｒｔｈｅａｕｃｔｉｏｎｓｏｔｈａｔｂｉｄｄｉｎｉｓｎｏｔｅｘｅｃｕｔｅｄａｎｄｔｈｕｓｎｏｎ－　　　　　　　　　　　　　ｐｇｇｇｇ　　

，ｂｉｎｄｉｎ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅｒｅｉｓｄｅｓｉｎｂｉｄｄｉｎｒｉｃｅｂｉｄｄｉｎａｎｄｓｃｏｒｉｎｆｕｎｃｔｉｏｎｕｎｄｅｒｂａｌ　　　　　　　　　　　－ｇｇｇｐｇｇ　　，ａｎｃｅｄｓｔａｔｅｅｖｅｎｉｎｎｏｎ－ｂｉｎｄｉｎｂｉｄ．Ｆｕｒｔｈｅｒｍｏｒｅｔｈｅｍｏｄｅｌｒｏｖｉｄｅｓｔｗｏｖｅｒｉｆｉａｂｌｅａｓｓｕｍｔｉｏｎｓ．　　　　　　　　　ｇｐｐ　

Ｏｎｅｉｓｔｈｅｍｏｓｔｏｔｉｍａｌｄｅｓｉｎｂｉｄｄｉｎｉｓｒｉｓｉｎａｌｏｎｗｉｔｈｔｈｅｒｉｓｉｎｏｆｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｗｈｉｌｅｃｏｓｔｈａｓ　　　　　　　　　　　　ｐｇｇｇｇｇｐｙ　　　　　ｔｗｏｏｏｓｉｔｅｅｆｆｅｃｔｓｏｎｄｅｓｉｎｂｉｄｄｉｎ．Ｔｈｅｏｔｈｅｒｉｓｔｈａｔｂｅｔｔｅｒｄｅｓｉｎｃａｎａｌｗａｓｈａｖｅｍｏｒｅｃｈａｎｃｅｓ　　　　　　　　　　　　　　　ｐｐｇｇｇｙ

，ｆｏｒｂｉｄｄｅｒｓｔｏｏｂｔａｉｎｃｏｎｔｒａｃｔｓｗｈｉｌｅｃｈｅａｉｓｎｏｔｔｈｅｃａｓｅ．Ｆｉｎａｌｌｔｈｅｉｌｌｕｓｔｒａｔｅｄｔｈｅｒｅｌａｒｉｃｅａｅｒ　　　　　　　　　　　　　　－ｐｙｐｐｐ　

ｔｉｏｎｓｈｉａｎｄｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅｓｂｅｔｗｅｅｎｔｈｉｓｍｏｄｅｌａｎｄｔｈｅｍｏｓｔｏｔｉｍａｌａｕｃｔｉｏｎｄｅｓｉｎ，ａｎｄｃｏｍａｒｅｄｔｈｅ　　　　　　　　　　　　ｐｐｇｐ　ｔｗｏｍｏｄｅｌｓｉｎｄｉｆｆｅｒｅｎｔｄｉｍｅｎｓｉｏｎｓ．　　　　

：；；Ｋｅｗｏｒｄｓｎｏｎ－ｂｉｎｄｉｎｂｉｄｒｏｃｕｒｅｍｅｎｔａｕｃｔｉｏｎｓｃｏｒｉｎａｕｃｔｉｏｎ　ｇｐｇｙ　　　，：）ＦｉｎａｎｃｉｎＤｅｅｎｄｅｎｃｅＦｉｎａｎｃｉａｌＤｅｖｅｌｏｍｅｎｔａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃＧｒｏｗｔｈＥｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍＣｈｉｎｅｓｅＩｎｄｕｓｔｒｉｅｓ（５０　　　　　　　ｇｐｐ　

１１２

ＧｕｉＢｉｎｗｅｉＸｕＧｕａｎｄｏｎＣｈｅｎＹｕｆｅｎ　　，　　ｇｇ，ｇ

（１．Ｒｅｓｅａｒｃｈ　ＣｅｎｔｅｒｏＬａｗ　ａｎｄ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ，Ｃｈｉｎａ　ＵｎｉｖｅｒｓｉｔｏＰｏｌｉｔｉｃａｌＳｃｉｅｎｃｅａｎｄ　Ｌａｗ，Ｂｅｉｉｎ　　　ｆ　ｙｆ　ｊｇ

，，１０００９１Ｃｈｉｎａ；２．ＳｃｈｏｏｌｏＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，ＺｈｅｉａｎＧｏｎｓｈａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔＨａｎｚｈｏｕ３１００１８Ｃｈｉｎａ）　ｆ　ｊｇ　ｇｇ　ｙ，ｇ

：ＴａｅｒＡｂｓｔｒａｃｔｈｉｓａｌｉｅｄａｎｄｅｘｔｅｎｄｅｄｔｈｅｍｅｔｈｏｄｏｌｏｄｅｖｅｌｏｅｄｂＲａａｎａｎｄＺｉｎａｌｅｓ　　　　　　　　　ｐｐｐｐｇｙｐｙｊｇ　　

（），１９９８ｃｏｎｆｉｒｍｅｄｔｈｅｆｉｎａｎｃｉｎｄｅｅｎｄｅｎｃｅｅｆｆｅｃｔｏｆｆｉｎａｎｃｉａｌｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔｏｎｅｃｏｎｏｍｉｃｒｏｗｔｈｗｉｔｈ　　　　　　　　　　ｇｐｐｇ　ｔｈｅｄａｔａｏｆｆｉｎａｎｃｉａｌｉｎｄｕｓｔｒａｎｄｍａｎｕｆａｃｔｕｒｉｎｉｎｄｕｓｔｒｉｎＣｈｉｎａ＇ｓｔｈｉｒｔｒｏｖｉｎｃｅｓｆｒｏｍ２００１ｔｏ　　　　　　　　　ｙｇｙｙｐ　　　　

１５７

ＡＢＳＴＲＡＣＴＳ

２００７．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗｔｈａｔｔｈｅｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓｗｉｔｈｈｉｈｅｒｆｉｎａｎｃｉｎｄｅｅｎｄｅｎｃｅａｎｄｌｅｓｓｏｆｒｏｏｒｔｉｏｎ　　　　　　　　　　　　ｇｇｐｐｐ　

ｒｅｒｅｕｉｓｉｔｅＳＯＥｓｏｂｔａｉｎｍｏｒｅｂｅｎｅｆｉｔｓｆｒｏｍｆｉｎａｎｃｉａｌｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔ．Ａｓｔｈｅｏｆｔｈｅａｂｏｖｅｒｅｓｅａｒｃｈ，ｔｈｅ　　　　　　　　　　　　ｐｑｐ

，ｉｄｅａａｂｏｕｔｔｈｅｆｉｎａｎｃｉｎｄｅｅｎｄｅｎｃｅｄｅｒｅｅｏｆｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓｉｎａｌｌｃｏｕｎｔｒｉｅｓｈａｓｉｄｅｎｔｉｔｗａｓｖｅｒｉｆｉｅｄａｎｄ　　　　　　　　　　　　ｇｐｇｙ　　

ｍｏｒｅｅｆｆｅｃｔｉｖｅｉｎｄｉｃａｔｏｒｓｏｆｒｅｉｏｎａｌｆｉｎａｎｃｉａｌｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔｗｅｒｅｃｏｎｓｔｒｕｃｔｅｄ．　　　　　　　　ｇｐ

：；；ＫｅｗｏｒｄｓｆｉｎａｎｃｉａｌｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔｅｃｏｎｏｍｉｃｆｉｎａｎｃｉｎｄｅｅｎｄｅｎｃｅｏｆＳＯＥｓｒｏｗｔｈ；ｒｏｏｒｔｉｏｎ　　　　ｐｇｐｇｐｐｙ　　：：ＰａｒｔｉｃｉａｔｏｒＧｏｖｅｒｎａｎｃｅＡＦｅａｓｉｂｌｅＰａｔｈｏｆＳｏｃｉａｌＭａｎａｅｍｅｎｔＩｎｎｏｖａｔｉｏｎ　　　　　　ｐｙｇ　

）———ＢａｓｅｄｏｎｔｈｅＭａｎａｅｍｅｎｔａｎｄＳｅｒｖｉｃｅＩｎｎｏｖａｔｉｏｎＥｘｅｒｉｅｎｃｅｓｉｎＨａｎｚｈｏｕＣｏｍｍｕｎｉｔ６２　　　　　　　　　　ｇｐｇｙ（

，ＣｈｅｎＳｈｅｎｏｎＸｕＸｕｎ　　ｇｙｇ

（ＳｃｈｏｏｌｏＰｕｂｌｉｃＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎ，ＺｈｅｉａｎＧｏｎｓｈａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔａｎｚｈｏｕ３１０００６，Ｃｈｉｎａ）　　ｆ　ｊｇ　ｇｇ　ｙ，Ｈｇ

：，ＡｂｓｔｒａｃｔＡｓａｗａｏｆｏｖｅｒｎａｎｃｅｔｒａｎｓｉｔｉｏｎａｎｄｓｏｃｉａｌｍａｎａｅｍｅｎｔｉｎｎｏｖａｔｉｏｎａｒｔｉｃｉａｔｏｒｏｖ　　　　　　　　－ｙｇｇｐｐｙｇ　　

ｅｒｎａｎｃｅｓｔｒｅｓｓｅｓｔｈｅｏｅｎｎｅｓｓａｎｄｄｅｍｏｃｒａｔｉｚａｔｉｏｎｏｆｌｏｃａｌｏｖｅｒｎｍｅｎｔｓｓｔｅｍａｎｄｔｈｅｓｓｔｅｍａｔｉｚａｔｉｏｎ　　　　　　　　　　　　ｐｇｙｙｏｆｔｈｅｓｏｃｉａｌｓｓｔｅｍｄｕｒｉｎｔｈｅｃｏｏｅｒａｔｉｏｎａｎｄｉｎｔｅｒａｃｔｉｏｎｏｆｏｖｅｒｎｍｅｎｔａｎｄｓｏｃｉｅｔ．Ｔｈｅａｒｔｉｃｉａｔｏ　　　　　　　　　　　　－ｙｇｐｇｙｐｐ　ｒｅｘｅｒｉｅｎｃｅｓｉｎＨａｎｚｈｏｕｃｏｍｍｕｎｉｔｄｅｍｏｎｓｔｒａｔｅｔｈｅｆｏｒｍａｔｉｏｎｏｆｎｅｔｗｏｒｋｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｖｅｒｎａｎｃｅ　　　　　　　　　ｙｇｐｇｙｇ　　

，ｗｈｉｃｈｌｉｎｋｓｏｖｅｒｎｍｅｎｔａｎｄｍｕｌｔｉｌｅｓｏｃｉａｌｓｕｂｅｃｔｓａｎｄｔｈｅｓｓｔｅｍａｔｉｚａｔｉｏｎｏｆｔｈｅｃｏｍｍｕｓｔｒｕｃｔｕｒｅ　　　　　　　　　　　　－ｇｐｊｙ

ｎｉｔｓｏｃｉｅｔｉｎｔｈｅｆｏｒｍｓｏｆｍｕｌｔｉ－ｌｅｖｅｌｕｂｌｉｃａｒｔｉｃｉａｔｉｏｎ．ＴｈｅｄｒａｗｂａｃｋｏｆＨａｎｚｈｏｕａｒｔｉｃｉａｔｏｒ　　　　　　　　　　ｙｙｇｐｐｐｐｐｙ　　

，ｌｉｅｓｉｎｔｈｅｉｎｓｕｆｆｉｃｉｅｎｔｅｍｏｗｅｒｍｅｎｔｂｔｈｅｔｈｅｉｎｓｕｆｆｉｃｉｅｎｔａｕｔｏｎｏｍｏｆｃｉｖｉｌｏｖｅｒｎａｎｃｅｏｖｅｒｎｍｅｎｔ　　　　　　　　　　ｐｙｙｇｇ　　

ａｎｄｔｈｅｌｉｍｉｔｓｏｆｃｉｔｉｚｅｎ＇ｓｃａａｃｉｔ．Ｉｔｉｓｔｈｅｏｒｉｉｎａｌｉｍｅｔｕｓｏｆｃｏｍｍｕｎｉｔ＇ｓａｃｔｉｏｎｓｏｃｉｅｔａｒｔｉｃｉａｔｏｒ　　　　　　　　　　　　ｙｐｙｇｐｙｐｐｙ　　ａｎｄｔｈｅｂａｓｉｓｏｆｔｒａｎｓｉｔｉｏｎａｃｈｉｅｖｅｍｅｎｔｔｏｔｈｅｓｓｔｅｍｒｅｆｏｒｍａｂｉｌｉｔｏｖｅｒｎａｎｃｅｒｏｍｏｔｅｏｖｅｒｎｍｅｎｔａｌ　　　　　　　　　　　　ｙｙｇｐｇ　

，ａｎｄａｒｔｉｃｉｆｕｎｃｔｉｏｎｔｒａｎｓｆｏｒｍａｔｉｏｎａｄｖａｎｃｅｔｈｅｓｏｃｉａｌｍａｎａｅｍｅｎｔｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｉｎｃｏｍｍｕｎｉｔｌｅｖｅｌｂ　　　　　　　　　－ｐｇｙｙ　　

，ａｔｏｒｏｖｅｒｎａｎｃｅｓｅｅｄｕｔｈｅｅｍｏｗｅｒｍｅｎｔｂｏｖｅｒｎｍｅｎｔｔｈｒｏｕｈｔｈｅｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｏｆｎｅｔｗｏｒｋ　　　　　　　　ｐｙｇｐｐｐｙｇｇ　　　

，，ａｃｔｉｏｎｓｔｒｕｃｔｕｒｅｉｍｒｏｖｅｔｈｅｄｅｖｅｌｏｍｅｎｔｏｆｃｉｖｉｌｏｒａｎｉｚａｔｉｏｎｓａｎｄｓｔｒｅｎｔｈｅｎｔｈｅｓｕｂｅｃｔｉｖｉｔｓｏｃｉａｌ　　　　　　　　　　ｐｐｇｇｊｙ

ｏｆｃｉｔｉｚｅｎａｎｄｔｈｅａｕｔｏｎｏｍｏｆｃｏｍｍｕｎｉｔ．　　　　　ｙｙ　

：；；；ｏｖｅｒｎａｎｃｅａｒｔｉｃｉａｔｏｒｏｖｅｒｎａｎｃｅＫｅｗｏｒｄｓｔｒａｎｓｉｔｉｏｎｓｏｃｉａｌｍａｎａｅｍｅｎｔｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｅｍ　　　－ｇｐｐｙｇｇｙ　　

ｏｗｅｒｍｅｎｔｏｖｅｒｎｍｅｎｔｂ　ｐｇｙ　＂ｉＯｎ＂ＲｅｆｕｓａｌｔｏＡｌＲｕｌｅｓｎＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｖｅＬｉｔｉａｔｉｏｎ：　　　　ｐｐｙｇ　

（）ＢａｓｅｄｏｎｔｈｅＡｎａｌｓｉｓｏｆＮｏ．５ＧｕｉｄｉｎＣａｓｅＰｕｂｌｉｓｈｅｄｂｔｈｅＳｕｒｅｍｅＰｅｏｌｅ＇ｓＣｏｕｒｔ７３　　　　　　　　　　　ｙｇｙｐｐ　　

ＺｈａｎＪｉａｎｓｈｅｎｇｇ　

（Ｇｕａｎｈｕａ　Ｌａｗ　Ｓｃｈｏｏｌ，ＺｈｅｉａｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔａｎｚｈｏｕ３１０００８，Ｃｈｉｎａ）ｇｊｇ　ｙ，Ｈｇ：＂Ａ＂ｅＡｂｓｔｒａｃｔｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｖｅＬｉｔｉａｔｉｏｎＬａｗｎｄｏｗｓｃｏｕｒｔｓｗｉｔｈｒｅｖｉｅｗｏｆｃｏｎｓｕｌｔｅｏｌｅ＇ｓｕｄｉｃｉａｌ　　　　　　　　　－ｇｐｐｊ

＂ｉｉｎｒｕｌｅｓｗｈｅｎｈｅａｒｉｎａｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｖｅｃａｓｅｓ．Ｔｈｅ＂ｒｅｆｕｓａｌｔｏａｌｒｕｌｅｓｎＮｏ．５ｇｕｉｄｉｎｃａｓｅｉｓｒｅ　　　　　　　　－ｇｇｐｐｙｇ　　　　

ａｒｄｅｄａｓｔｈｅｔｒａｎｓｆｏｒｍａｔｉｏｎｆｒｏｍｔｈｅｄｏｃｔｒｉｎｅｏｆｉｎｄｉｖｉｄｕａｌｒｅｆｕｓａｌｔｏａｌｒｕｌｅｓｔｏｔｈａｔｏｆｕｎｉｖｅｒｓａｌ　　　　　　　　　　　　　　　ｇｐｐｙ　

，，ｒｅｆｕｓａｌ．Ｔｈａｔｉｓｔｏｓａｃｏｕｒｔｓｈａｖｅｂｅｅｎａｕｔｈｏｒｉｚｅｄｔｏｄｅｃｌａｒｅｒｕｌｅｓｖｏｉｄ．Ｉｎｏｔｈｅｒｗｏｒｄｓｔｈｅｃａｓｅｅｘ　　　　　　　　　　　　　　－ｙ

ｅｎｄｅｄｔｈｅｕｄｉｃｉａｌｒｅｖｉｅｗ．ＡｃｃｏｒｄｉｎｔｏｔｈｅｈｉｅｒａｒｃｈｏｆｌｅａｌｆｏｒｃｅｅｓｔａｂｌｉｓｈｅｄｂｅｉｓｌａｔｉｏｎＬａｗ＂，　　　　　　　　　　ｐｊｇｙｇｙ＂Ｌｇ　　ｃｏｕｒｔｓｓｈｏｕｌｄｄｅｔｅｒｍｉｎｅｆｉｒｓｔｗｈｅｔｈｅｒｔｈｅｌａｗｏｆｌｏｗｅｒｌｅｖｅｌｃｏｎｔｒａｄｉｃｔｓｔｈｅｌａｗｏｆｈｉｈｅｒｌｅｖｅｌｂｅｆｏｒｅ　　　　　　　　　　　　　　　　ｇｒｅｆｕｓｉｎｔｏａｌｒｕｌｅｓ．Ｔｈｅｓｔａｎｄａｒｄｓｔｏｄｅｔｅｒｍｉｎｅｃｏｎｔｒａｄｉｃｔｉｏｎａｒｅａｓｆｏｌｌｏｗｓ．Ｉｎｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉ　　　　　　　　　　ｇｐｐｙｐ　　

，ｂｅｔｗｅｅｎｒｉｈｔｓａｎｄｏｂｌｉａｔｉｏｎｓｃｏｎｔｒａｄｉｃｔｉｏｎｏｃｃｕｒｓｗｈｅｎｒｉｈｔｓｌａｉｄｄｏｗｎｉｎｔｈｅｌａｗｏｆｈｉｈｅｒｌｅｖｅｌ　　　　　　　　　　　　　　ｇｇｇｇ

，ｒｅｓｔｒｉｃｔｅｄｏｒｄｅｒｉｖｅｄｂｔｈｅｌａｗｏｆｌｏｗｅｒｌｅｖｅｌａｎｄｗｈｅｎｏｂｌｉａｔｉｏｎｓｌａｉｄｄｏｗｎｉｎｔｈｅｌａｗｏｆｈｉｈａｒｅ　　　　　　　　　　　　　　　　　－ｐｙｇｇ　

ｅｒｌｅｖｅｌａｒｅｅｘａｎｄｅｄｏｒａｄｄｅｄｂｔｈｅｌａｗｏｆｌｏｗｅｒｌｅｖｅｌ．Ｉｎｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｂｅｔｗｅｅｎａｎｄｄｕｏｗｅｒｓ　　　　　　　　　　　　　　　－ｐｙｐｐ　　

，ｔｉｅｓｃｏｎｔｒａｄｉｃｔｉｏｎｏｃｃｕｒｓｗｈｅｎｏｗｅｒｓｌａｉｄｄｏｗｎｉｎｔｈｅｌａｗｏｆｈｉｈｅｒｌｅｖｅｌａｒｅｅｘａｎｄｅｄｏｒａｄｄｅｄｂ　　　　　　　　　　　　　　　　ｐｇｐｙ

，ｔｈｅｌａｗｏｆｌｏｗｅｒｌｅｖｅｌａｎｄｗｈｅｎｄｕｔｉｅｓｌａｉｄｄｏｗｎｉｎｔｈｅｌａｗｏｆｈｉｈｅｒｌｅｖｅｌａｒｅｅｘｅｍｔｅｄｂｔｈｅｌａｗｏｆ　　　　　　　　　　　　　　　　　　　ｇｐｙ　

ｌｏｗｅｒｌｅｖｅｌ．　

：；Ｎ；Ｋｅｗｏｒｄｓｃｏｎｓｕｌｔｉｎｒｕｌｅｓｏ．５ｇｕｉｄｉｎｃａｓｅｒｅｆｕｓａｌｔｏａｌｒｕｌｅｓ　　ｇｇｐｐｙｙ　　　　：ＴｈｅＪｕｒｉｓｒｕｄｅｎｃｅＢｅｈｉｎｄＤｅｏｓｉｔＡｃｃｏｕｎｔＦｒａｕｄＤｉｓｕｔｅｓＡＣａｓｅＳｔｕｄｏｎ＂ＷａｎＹｏｎｓｈｅｎｖｓ．Ｂａｎｋ　　　　　　　　ｐｐｐｙｇｇｇ　　　

＂（）ｏｆＣｈｉｎａＬｉｍｉｔｅｄＣｏｍａｎＮａｎｉｎＨｅｘｉＢｒａｎｃｈ８０　　　　ｐｙｊｇ　　

ＸｉｅＧｅｎ　

（Ｌａｗ　Ｓｃｈｏｏｌ，ＮａｎｉｎＵｎｉｖｅｒｓｉｔＮａｎｉｎ１００９３，Ｃｈｉｎａ）ｊｇ　ｙ，ｊｇ２１５８

本文来源：https://www.bwwdw.com/article/mgpe.html