金融结构、资本配置效率与经济增长的中介效应

习明明 彭镇华

(1.江西财经大学江西经济发展与改革研究院，江西 南昌 330013；2.江西财经大学产业经济研究院，江西 南昌 330013)

引言

中共中央总书记习近平在中共中央政治局第十三次集体学习时强调，我国金融业的市场结构还不能适应经济高质量发展的要求，要“深化金融供给侧结构性改革，增强金融服务实体经济能力”。要以金融体系结构调整优化为重点，优化融资结构和金融机构体系、市场体系、产品体系，为实体经济发展提供更高质量、更有效率的金融服务。习近平总书记提出“金融是国家重要的核心竞争力”。必须要深化金融供给侧结构性改革，不断完善我国多层次资本市场体系建设，改善融资结构，大力发展直接融资，提升我国资本配置效率，增强金融服务实体经济能力，全面推动经济高质量发展。1

中央为什么提出“深化金融供给侧结构性改革”？谈到供给侧结构性改革，一般我们都会首先联想到钢铁、水泥、能源等劳动、资本或资源密集型企业，其典型特征是技术含量低、附加值低、高污染、高能耗等。这类企业往往沉淀了大量的厂房、土地、设备和劳动力等生产要素，资源配置效率相对较低。但是，很少有人注意到，隐藏在这些问题背后的因素，其实也有我国金融制度改革滞后，及金融资本供需结构错配和资本配置效率低等方面的原因。

自改革开放以来，我国资本市场一直是银行信贷(间接融资)为主的金融结构，本文称之为银行主导型金融结构。这类金融结构最大的弊端就是其具有“重资产、重抵押、高杠杆”的特征，即银行为了规避风险，更愿意贷款给那些“重资产”的国有大中型企业，而不愿意贷款给那些“轻资产”民营中小企业，哪怕这些企业更具创新、活力和前景。这在一定程度上阻碍了民营企业发展和市场化进程，影响了地区资本配置效率的提高。自上个世纪90年代之后，随着我国经济的不断开放和发展，这种弊端越来越趋明显。根据中国人民银行公布的统计数据，截止到2017年我国社会融资中直接融资的比例还不到30%，而西方发达国家的这一比例一般都在70%以上。

本文以金融结构中的直接融资和间接融资为研究对象，构建了金融结构影响经济增长的中介效应理论机制，并且利用我国31个省市2006～2017年的面板数据，实证检验了金融结构通过资本配置效率影响经济增长的中介效应。研究发现，金融结构对经济增长影响存在显著的部分中介效应，即金融结构对经济增长影响的总效应中，一部分是金融结构的直接效应，另一部分是金融结构通过资本配置效率间接影响经济增长；金融结构对经济增长的影响是非线性的，并不是简单地提升直接融资比重，就能促进地区经济增长。只有当经济发展水平达到一定程度之后，发展多层次资本市场，提升直接融资比重，才能提升资本配置效率，进而促进经济增长。

本文的贡献主要体现在：

第一，构建了金融结构对经济增长影响的中介效应理论机制。中介效应只是一个心理学概念，因为缺乏相应的经济理论基础和机制，也受到部分学者的批评(温忠麟和叶宝娟，2014)[19]。本文在新古典增长理论、张成思和刘贯春(2015, 2016)[22][23]的最优金融结构理论基础之上，构建了中介效应的经济理论机制解释，将新古典增长理论与中介效应结合起来，为金融结构对经济增长影响的中介效应提供了经济学的理论解释。

第二，对中介效应理论机制进行了实证检验。金融结构会通过两个途径影响经济增长变化率：第一是直接作用机制。即通过直接融资资本变化率和间接融资资本变化率影响经济增长；第二是中介作用机制。即通过影响直接融资和间接融资资本配置效率或资本产出弹性，间接对经济产出增长率产生影响。

第三，验证了金融结构与经济增长之间的非线性关系。在经济发展的早期，银行主导型金融结构更能促进经济增长。因为在增长的初期，资本供给非常有限，而市场对资本的需求量又多，所有行业和部门都缺资金，企业资本需求形式比较单一。这个时候，银行比市场更能有效调配资本；但是，当经济发展达到一定水平之后，市场化水平不断提升，民营经济也越来越活跃，市场对资本的需求更具多样性和灵活性，银行主导型金融结构无法满足资本市场的需求。这个时候发展市场主导型金融结构，更能提升资本配置效率，推动经济增长。

文献综述

关于最优金融结构、金融深化与经济增长关系的研究，一直是学术界关注的热点问题。杨子荣和张鹏杨(2018)[20]研究了金融结构与经济增长之间的关系，研究认为金融结构并不能直接作用于经济增长，只有当金融结构与产业结构相适应时，金融结构才能推动经济增长。Kunt，Feyen和Levine(2011)[7]实证检验了72个国家1980～2008年间，金融结构对经济发展的重要性。他们的研究表明，随着经济发展水平的不断提高，银行和证券市场相对于国民经济总量的规模都会变得更大。但是，经济发展对银行发展指数变化的敏感性会逐渐下降，对证券市场发展指数变化的敏感性则会逐渐提升。他们的研究表明，在经济发展的不同阶段，存在与之相适应的不同的最优金融结构。对最优金融结构的背离，会导致经济产出下降。

关于以银行主导型金融结构和市场主导型金融结构，两者哪一个更有效率，学术界并没有达成一致的观点。金融结构领域的奠基者之一，Gerschenkron(1962)[3]认为，在经济发展的早期，由于会计、制度和法律等环境尚无法支撑金融市场有效发挥作用，银行的作用比市场更重要。在经济发展的初期，强有力的银行为代表的间接融资，能够给企业提供资金，迫使企业披露信息、偿还债务，从而有效配置资本，推动经济增长。King和Levine(1993)[5]将金融结构引入到新古典增长模型，并且发现金融深化能够促进经济增长。Beck和Levine(2002)[2]认为金融发展能否有效促进工业增长，关键是看这个国家的司法系统是否有效率，银行主导型或者市场主导型金融结构是不重要的，或者区别不显著，并不是直接融资就比间接融资更有效率。Kpodar和Singh(2011)[6]使用了来自47个国家1984～2008年的面板数据，实证检验了金融结构对贫困率的影响。研究结果表明，在制度完善的发达国家，市场主导型(直接融资)金融结构指标和贫困率之间呈反向变动关系。反之，在制度不完善的国家，银行主导型(间接融资)金融结构指标的提升更能降低贫困率。

国内研究方面，周开国和卢允之(2019)[27]研究了OECD国家的金融结构与国家创新，研究发现相对于间接融资而言，直接融资更能通过推动技术创新来促进经济增长。盛斌和景光正(2019)[18]研究了金融结构和国家在全球价值链地位之间的关系，研究发现市场主导型金融结构能够通过提升人力资本和创新激励，显著提升国家在全球价值链中的地位。张羽和赵晓梦(2018)[24]基于最优金融结构理论研究发现，不同时期金融结构的市场效率是不一样的，提高直接融资比重，可以通过提升资本积累，促进技术密集型产业发展。而技术密集型产业发展提升，可以使得金融结构对经济增长的影响由负转正。因而提高直接融资比重，有利于我国的经济增长和产业结构转型升级。李稻葵等(2013)[12]研究表明，非金融中介融资比重的提升，可以降低企业的资金成本，改善企业的投资，进而推动中国的经济增长。刘红忠和郑海青(2006)[14]研究了东亚国家的金融结构与经济增长，研究发现直接融资比重的提升可以显著推动地区人均GDP的提高。彭镇华等(2018)[16][17]认为直接融资比重的提升，可以显著提升地区资本配置效率。

综上所述，国内外文献关于金融结构与经济增长关系的研究并没有达成一致。现有研究主要集中在最优金融结构的效率与经济增长方面，认为对最优金融结构的背离会导致经济增长的无效率和经济产出的下降。此外，国内外的研究也分析了直接融资或直接金融的重要性。但是，关于金融结构对经济增长影响的传导机制和中介效应的实证检验还相对较少，尤其是利用新古典增长理论机制来解释心理学中介效应研究方面的文献目前还没有。本文的研究进一步丰富了相关的内容。

理论机制与模型设定

所谓资本配置效率，是指将稀缺的资本配置到边际效率相对较高的地区、部门或行业的有效程度。资本配置向帕累托状态逼近，意味着资本按照边际效率最高的原则在不同地区、部门或行业之间进行配置(Wurgler，2000；林毅夫，2012；张成思和刘贯春，2016等)[10][13][22]。

金融结构是如何通过影响资本配置效率，来间接影响经济增长变化率的？本文参照新古典增长理论、张成思和刘贯春(2015，2016)[22][23]的最优金融结构理论，构建金融结构对资本配置效率和经济增长影响的中介效应机制。

考虑一个封闭经济体，只有一个国内经济部门。2并且，将国民经济划分为金融部门和实体经济部门两部分，社会总资本分为实体资本和金融资本两部分，金融资本又进一步分为直接融资和间接融资资本存量两部分。此外，国内有不少研究提出发展中国家的技术进步，主要是资本偏向型的(张莉、李捷瑜和徐现祥，2012)[25]，经济社会主要通过投资和资本积累推动技术进步进而促进增长(习明明和张进铭，2014)[20]。因而，本文假定技术进步是实体资本偏向型的，并且技术进步主要依赖于实体经济部门的资本存量。3为了简化模型分析，假定整个社会的劳动供给始终为L，并且劳动力市场始终处于出清状态。4

根据新古典增长模型和以上前提假定，则经济总产出取决于社会总资本在金融部门和实体部门之间的分配：

其中，Y(t)代表t时期经济总产出，Kr(t)代表t时期实体部门经济资本(简称实体资本)，A(Kr(t))表示实体资本偏向型技术进步，Km(t)代表t时期直接融资资本，Ki(t)代表t时期间接融资资本，K(t)代表t时期社会总资本。

根据新古典增长理论基础，不失一般性，可以假定生产函数是一次齐次性的，则(1)式中的实际产出函数可变换为：

为了简化分析，以下均省略时间变量t，并且令y=Y/A(Kr)Kr，代表实际产出与有效实体资本的比例，简称为单位实际有效资本产出。定义k1=Km/A(Kr)Kr，代表直接融资资本存量与有效真实资本存量的比例；定义k2=Ki/A(Kr)Kr，代表间接融资资本存量与有效实体资本存量的比例。

根据以上设定，则金融结构可以表示为FS=Km/Ki=k1/k2，单位实际有效资本产出函数则可变换为：

令d1=f1'(k1, k2)，d2=f2'(k1, k2)，则它们分别衡量了直接融资和间接融资两种不同资本的边际产出。根据资本配置效率的帕累托定义：当d1＞d2时，直接融资的资本边际产出大于间接融资的边际产出，意味着实体经济产业结构对直接融资或者金融市场的需求，大于对间接融资或者金融机构和中介的需求。最优金融结构应向“市场主导型直接融资”调整；反之，当d2＞d1时，间接融资的边际产出大于直接融资的边际产出，意味着实体经济产业结构对以银行为代表的间接融资的需求相对更大，最优金融结构应保持“银行主导型间接融资”，并提升银行业在金融体系中的相对重要性。

令KE=A(Kr)Kr代表有效实体资本存量，根据新古典增长理论和稻田条件假说，我们可以计算得到经济产出的变化率为：

令K'E/KE=g代表有效实体资本增长率，δ(K1)=k1f'1(k1,k2)/f(k1,k2)代表直接融资的资本产出弹性或资本配置效率， (K2)=k2f'2(k1,k2)/f(k1,k2)代表间接融资的资本产出弹性或资本配置效率，方程(4)可以转化为：

根据公式(5)，我们可以推知，在稳态水平时，当k1和k2任一个偏离各自均衡点k1和k2时，经济系统会自动调整不同金融资本存量与实体资本存量的比例，从而达到经济增长最优的目的。

在非稳态水平时，在向最优金融结构水平调整的过程中，金融结构会通过两个途径影响经济增长变化率：第一是直接作用机制。因为金融资本本身是一种重要的生产要素，直接融资资本变化率K'm/Km和间接融资资本变化率K'i/Ki可以直接影响经济增长；第二是中介作用机制。即通过分别影响直接融资和间接融资资本配置效率或资本产出弹性δ(k1)和φ(k2)，间接对经济产出增长率产生影响。

为了进一步研究金融结构是否通过影响地区资本配置效率，进而对地区经济增长产生作用。本文运用中介效应检验方法来考察这一传导链条，借鉴Baron和Kenny(1986)[1]、温忠麟和叶宝娟(2014)[19]等提出的研究方法，构建基本理论传导机制和模型如表1所示。

表1 金融结构对经济增长影响的中介效应机制及模型设定

其中，资本配置效率的中介效应由β×δ来度量。假设H_0：βδ=0，进行Sobel检验。统计量为这里分别是β与δ的估计量Sδ和Sβ分别是β与δ的标准误。

变量设定与数据描述

本文的数据主要来自于历年《中国统计年鉴》、《中国金融统计年鉴》、各省市历年统计年鉴以及中国人民银行网站等。涵盖了我国31个省(直辖市、自治区)2006～2017年的经济社会统计数据。5变量的选取及相关统计指标如表2所示。

表2中，资本配置效率eff_s的计算，借鉴了Wurgler(2000)[10]、曾五一和赵楠(2007)[26]等资本配置效率的测算方法，使用Swamy随机系数模型估算我国每个省市的资本配置效率。在实证分析中，本文以固定资本形成总额为被解释变量，工业增加值为解释变量，通过考察固定资本形成与工业增加值之间的关系来描述资本配置效率(Wurgler，2000)[10]。

表2 主要变量描述性统计分析

其中，K代表固定资本形成总额，V代表地区工业增加值，Zit表示其他控制变量的对数值。下标i代表31个省市的编号，下标t代表年份。βit代表第i个地区第t年的资本配置效率，它一个弹性指标，说明某个地区的工业增加值增长率每增加1%时该地区投资增长率增加的百分比。这个值越大则说明投资的理性程度越高，资本配置效率越高。也就是说，弹性βit指标越大，代表工业增长更能促进资本形成，说明投资或资本配置的效率越高。βit的取值范围一般介于0～1之间，如果βit＜0，则说明资本配置完全没效率，甚至为阻碍地区经济增长；如果βit＞0，则说明资本配置富有效率，资本积累会显著促进地区经济增长。

表2中，变量direct、indirect和financing分别代表社会直接融资、社会间接融资和社会融资总额(亿元)，时间起止范围是2006～2017年。6变量ratio_d代表金融结构或金融市场化水平(%)，本文用社会融资总额中直接融资占比来反映。

表2中，变量gdp代表各省市的地区生产总值(亿元)；变量indusratio代表各省市历年的工业增加值占GDP比重(%)；变量invest代表固定资产投资总额(亿元)；变量fdi代表外商直接投资(亿元)；变量pop代表年末总人口(万人)；变量fiscal代表财政公共支出规模(亿元)；变量trade代表外贸进出口总额(亿元)；变量edu代表在校高中生人数(万人)；变量year代表年份，变量province代表省份。

在实证检验过程中，为了保证变量符号的一致性，以上变量均进行对数单调变换，即变量先加1然后再取对数值(潘文卿和张伟，2003；彭镇华等，2018)[15][17]。取对数之后的变量名称直接在原变量之前加字母“l”，例如金融结构ratio_d变量取对数之后的变量名称为lratio_d，其余变量不再另做说明。

金融结构对GDP影响的实证检验与分析

根据前文的分析，金融结构主要通过两个途径作用于经济增长，第一是直接效应，即金融资本做为一种重要的生产要素，其自身的变化率能直接促进经济增长；第二是间接效应，即金融结构通过提升资本配置效率，间接促进经济增长。为了进一步验证以上理论，表3基于中介效应理论，使用固定效应和随机效应的方法，实证检验了金融结构对经济增长影响的部分中介效应。

表3中，回归方程(1)和(2)的因变量是经济增长(用地区GDP的对数值代表)，方程(3)和(4)的因变量是资本配置效率，方程(5)和(6)的因变量也是经济增长。变量金融结构(lratio_d)用金融资本中直接融资占比的对数值来表示，其余控制变量如前文表2所介绍。

表3 金融结构对地区GDP影响的中介效应检验

表3中，所有模型的实证检验结果均显示，金融结构变量(lratio_d)的系数为正，并且在5%的水平下显著，并且回归方程(5)和(6)中，资本配置效率的估计系数在10%的水平下显著。根据中介效应理论，这说明金融结构对经济增长的影响存在部分中介效应，即金融结构不仅能够直接促进经济增长，还可以通过提升地区资本配置效率，间接推动地区经济增长。表3中，所有估计方程均控制了人口、固定资产投资、财政干预、外商直接投资、对外开放、教育等主要经济变量。

表4 中介效应Sobel-Goodman检验

表5 最优金融结构的动态面板数据实证检验

为了进一步检验资本配置效率的中介效应，表4使用Sobel-Goodman检验(Preacher和Hayes，2004)[8]来验证金融结构对经济增长影响的中介效应。

根据表4的结果，中介效应Sobel-Goodman检验均在1%的置信水平上显著。说明资本配置效率在金融结构影响经济增长的过程中起到关键的中介作用。直接融资资本本身也是一种重要的生产要素，金融结构中直接融资比重的提升，不仅可以直接促进经济增长，而且可以通过提升资本配置效率，间接促进地区经济增长。

关于直接融资与间接融资的资本效率高低，学术界并没有形成定论。最优金融结构理论也没有提出，直接融资就一定比间接融资更有效率。所谓最优金融结构，是与一国或一地区不同时期的产业结构与经济发展水平相适应的。最优金融结构是一个动态概念，不同时期，不同工业化水平对最优金融结构的要求不一样。表5实证研究了金融结构与工业化水平的交互作用对地区经济增长的影响。

表5中，工业化水平变量使用工业增加值占GDP的比重来表示。表5中固定效应、随机效应和动态面板数据的实证结果均表明，金融结构与工业化水平的交互项对地区GDP的影响在5%的水平下显著为正，说明金融结构对地区GDP的影响是非线性的。

表5中，回归(3)的估计方法是Arellano-Bond动态面板GMM分析，该方法通过使用因变量与解释变量的滞后期作为工具变量估计，在一定程度上可以解决金融结构与经济增长之间的内生性问题。7

表5中，以固定效应模型回归结果为例，金融结构对经济增长影响的边际效应为-0.123+0.0322*lindusratio，其中变量lindusratio代表工业增加值占GDP比重单调变换的对数值，即lindusratio=log(indusratio+1)。也就是说，金融结构对经济增长影响的边际效应为-0.123+0.0322*log(indusratio+1)，说明金融结构对经济增长的影响是正向效应还是负向效应，取决于工业化水平。也就是说，当工业化水平达到40%左右，金融结构对地区GDP的影响才显著为正。8

综上所述，本文认为金融结构能显著影响经济增长，直接融资作为一种重要的生产要素，其比重的提升不仅可以直接促进经济增长，也可以通过提升资本配置效率来间接促进经济增长。但是，金融结构作用于经济增长是有条件的(非线性)，并不是在经济发展的任何时期任何情况下，简单提升直接融资比重，就可以促进地区经济增长。只有当经济发展达到一定水平之后，金融结构市场化改革才能显著促进经济增长。解释机制主要体现在以下两点：

1.在工业化水相对较低的时期，由于经济发展的融资需求较少且形式单一，以银行等金融机构为主导的间接融资金融体系，基本可以满足经济发展的融资需求，此时发展直接融资或者金融市场，对经济增长的推动作用是有限的或者不显著的。从金融市场本身的发展规律来看，在发展的初期，各个领域的制度还不是很完善，金融市场也不是很成熟，在服务实体经济方面，直接融资不一定会比间接融资更有效率。从产业投资的角度来看，发展的初期民营经济活跃度不高，各个部门和行业的投资主要是由政府主导的。对于政府主导的投资行为，以银行为代表的金融机构是可以基本满足融资需求的，实体经济发展对金融市场化的需求并不是很急迫。

2.当工业化发展达到一定水平之后，一方面工业化对金融体系的要求更高，并且资金需求量更大；另一方面民营经济也越来越活跃，对融资需求形式越来越多样。实体经济发展需要金融市场提供更大规模、更有效、更形式多样的服务，以银行等金融机构为代表的间接融资金融体系很难再满足实体经济发展的融资需求。同时，随着市场化水平和市场活力的不断提高，金融机构“重资产、重抵押”的弊端与资本市场供需错位的矛盾也会越来越突出，一方面市场会出现“资金荒、融资难”等问题，而另一方面银行掌握的大量资金因为惧怕风险，又会涌入房地产等非实体经济。资本市场供需错位，导致资金成本不断攀升。此时推动金融供给侧结构性改革，提升金融市场化水平和直接融资比重，才能真正让金融服务于实体经济发展，才能提升资本配置效率，并最终促进经济增长。

金融结构与经济增长之间的内生性问题

为了进一步提高模型估计结果的稳健性并且同时处理金融结构与经济增长之间的内生性问题，参照Holtz-Eakin等(1988)[4]、周开国和卢允之(2019)[27]、陈守东和王淼(2011)[11]的研究方法，本节使用面板数据VAR模型来处理内生性问题。9具体而言，面板VAR模型的基本构造如下：

表6 一阶差分值面板单位根检验结果

其中，下标i代表省市(区)，下标t代表年份，向量y分别代表本文分析的地区GDP(lgdp)、资本配置效率(leff_s)和金融结构(lratio_d)变量。变量region代表地区固定效应，year代表时间固定效应。10

由于面板VAR模型会使用到所有因变量和解释变量的一阶滞后期，为了提高模型估计的平稳性，本文首先对所有变量的一阶差分值进行单位根检验，结果如表6所示。

表6的面板单位根LLC检验、HT检验、Breitung检验、IPS检验和Fisher检验结果表明，在一阶差分值的检验结果中，所有变量均在5%的显著性水平下通过检验，由此可以说明这些变量均是一阶单整序列。因而，本文选择滞后一期和二期的变量进行面板VAR估计，具体结果如表7所示。

表7 面板VAR模型实证检验

表7中，回归(1)的因变量是金融结构lratio_d，回归(2)的因变量是资本配置效率leff_s，回归(3)的因变量是经济增长lgdp。

表7中，基于面板VAR模型的估计结果表明，金融结构与经济增长之间确实存在一定程度的内生性关系。具体表现为回归(3)中金融结构的一阶滞后期会显著影响地区GDP，回归(1)中地区GDP的一阶滞后期反过来也会显著影响金融结构。但是，面板VAR模型的优势在于能够准确识别并处理金融结构与经济增长之间的内生性关系。

表7的结果表明，在分析处理金融结构和经济增长之间的内生性关系之后，金融结构对经济增长的影响仍然存在显著的部分中介效应。按照表1中介效应的理论逻辑，表7中回归(2)变量金融结构的一阶滞后期和二阶滞后期估计系数均显著为正，回归(3)中变量资本配置效率和金融结构的估计系数也显著为正，说明金融结构对经济增长的影响存在显著的部分中介效应。

研究结论与建议

本文根据新古典经济增长理论，构建了金融结构对经济增长影响的中介效应理论机制，并且使用2006～2017年的面板数据进行了实证检验。研究发现金融结构对经济增长的影响存在显著的部分中介效应，作为一种重要的生产要素，直接融资的增长和发展，不仅可以直接促进经济增长，还可以通过提升资本配置效率间接促进经济增长。但是，金融结构作用于经济增长是非线性的、有条件的，并不是简单提升直接融资比重就可以促进经济增长。只有当工业化水平达到一定程度之后，直接融资比重的提升才能促进经济增长。

在工业化的初期，一方面，经济活动主要是以政府投资为主，民营经济还不活跃，市场对资本的需求量小且形式单一，以银行为代表的间接金融体系基本能够满足实体经济需求，能够有效配置资本；另一方面，金融市场化发展也需要一个过程，需要相应的产业发展和其他方面的法律制度配套，在工业化水平较低的时候发展直接融资，不一定会比间接融资更有效率。

在工业化的中后期或较高水平阶段，随着经济改革程度的提升，民营经济在国民经济中的地位逐渐提高，实体经济对金融资本的需求不仅量大，而且融资需求的形式多样。此时，以银行为主导的间接融资体系，不能够满足实体经济发展的融资需求。银行等金融机构更倾向于对有资产抵押的国有大中型企业提供贷款，而对于那些没有抵押的“轻资产”中小企业的资金需求，银行主导的间接金融体系很难提供相应的金融服务。而以市场为主导的直接融资金融体系，更具灵活性和多样性，可以满足相应的需求，从而更好的服务实体经济发展，提升资本配置效率，促进经济增长。

与发达国家相比，我国的直接融资发展还很落后。发达国家金融结构中直接融资占比一般在70%左右，而我国目前这一比例还不到30%，是典型的银行主导型金融结构。与间接融资相比，直接融资不仅金融风险更低，而且配置资本更具灵活性和多样性。在我国经济发展的当前阶段，发展直接融资不仅可以增强金融服务实体经济的能力，还可以降低金融风险，提升资本配置效率。

大力发展直接融资，首先要大力发展债券市场。我国直接融资的最大短板就是债券市场，相对于成熟市场国家而言，我国债券市场监管多、品种少、门槛高，相关信用评级和信息披露等配套服务机构少，要进一步出台相应的激励和优惠政策，完善相应的制度建设和监管机制，促进债券市场健康有序发展。其次要大力发展股票市场，完善股票市场的融资功能，理顺IPO机制和退出机制。严查股市的违法违规行为，严厉打击违法信息披露和内幕交易，保障投资者的合法权益，保障股票市场健康有序发展。最后必须强调，大力发展直接融资，并不意味着不发展间接融资，最优金融结构是一个动态概念，直接融资和间接融资都是金融结构的重要组成部分，大力发展直接融资的同时，也要不断提升间接融资质量和效率。

注释

1.2019年2月22日，中共中央政治局就完善金融服务、防范金融风险举行第十三次集体学习。

2.在实证检验过程中，本文会放松这个假定，加入对外贸易控制变量。

3.资本对技术进步的影响，主要是依托高效的资本配置，通过提供资金支持、减少信息不对称、有效激励，在实体经济部门产生的(周开国和卢允之，2019)。

4.如果放松这个假定，考虑均衡状态下的劳动力增长率为n，除了使模型的推导过程变得更复杂之外，不会改变模型的推导结果。

5.考虑到样本数据的可得性和可比性问题，本文的分析样本选择中，不包括我国港澳台地区。

6.其中，2013～2017年各省市的社会融资规模数据来源于中国人民银行，其中，直接融资为“企业债券”与“非金融企业境内股票融资”之和，间接融资包括人民币贷款、外币贷款(折合人民币)、委托贷款、信托贷款和未贴现银行承兑汇票。2006～2012年社会融资规模数据来源于历年《中国金融统计年鉴》和各省市统计年鉴，直接融资包括各地区上市公司IPO、SPO、配股增发与公司债卷，全部金融机构各项贷款余额为本外币并表数据。此外，用各地区当年全部金融机构年末本外币贷款新增额衡量地区的间接融资额。

7.动态面板工具变量方法的缺陷是因为产生过多的工具变量，会造成参数估计的自由度损失过多，从而影响模型估计的有效性。

8.当然，工业化水平只是经济发展水平的一个参考变量之一，估计值也不一定非常准确。由于本文的面板数据是非平衡的，也不能使用门槛模型来检验是否存在门槛效应。

9.面板VAR模型通过使用广义矩估计(GMM)拟合每个变量和自身滞后变量的方法，分析内生变量之间的关系。

10.考虑到面板VAR模型估计会使用所有变量的滞后期做为估计变量，为了避免模型因引入过多的控制变量而损失过多的自由度，降低模型估计的有效性，本节的估计结果中没有引入控制变量。