融资依赖_金融发展与经济增长_基于中国行业数据(5)

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