金融結構、資本配置效率與經濟增長的中介效應

習明明 彭鎮華

(1.江西財經大學江西經濟發展與改革研究院，江西 南昌 330013；2.江西財經大學產業經濟研究院，江西 南昌 330013)

引言

中共中央總書記習近平在中共中央政治局第十三次集體學習時強調，我國金融業的市場結構還不能適應經濟高質量發展的要求，要“深化金融供給側結構性改革，增強金融服務實體經濟能力”。要以金融體系結構調整優化為重點，優化融資結構和金融機構體系、市場體系、產品體系，為實體經濟發展提供更高質量、更有效率的金融服務。習近平總書記提出“金融是國家重要的核心競爭力”。必須要深化金融供給側結構性改革，不斷完善我國多層次資本市場體系建設，改善融資結構，大力發展直接融資，提升我國資本配置效率，增強金融服務實體經濟能力，全面推動經濟高質量發展。1

中央為什么提出“深化金融供給側結構性改革”？談到供給側結構性改革，一般我們都會首先聯想到鋼鐵、水泥、能源等勞動、資本或資源密集型企業，其典型特征是技術含量低、附加值低、高污染、高能耗等。這類企業往往沉淀了大量的廠房、土地、設備和勞動力等生產要素，資源配置效率相對較低。但是，很少有人注意到，隱藏在這些問題背后的因素，其實也有我國金融制度改革滯后，及金融資本供需結構錯配和資本配置效率低等方面的原因。

自改革開放以來，我國資本市場一直是銀行信貸(間接融資)為主的金融結構，本文稱之為銀行主導型金融結構。這類金融結構最大的弊端就是其具有“重資產、重抵押、高杠桿”的特征，即銀行為了規避風險，更愿意貸款給那些“重資產”的國有大中型企業，而不愿意貸款給那些“輕資產”民營中小企業，哪怕這些企業更具創新、活力和前景。這在一定程度上阻礙了民營企業發展和市場化進程，影響了地區資本配置效率的提高。自上個世紀90年代之后，隨著我國經濟的不斷開放和發展，這種弊端越來越趨明顯。根據中國人民銀行公布的統計數據，截止到2017年我國社會融資中直接融資的比例還不到30%，而西方發達國家的這一比例一般都在70%以上。

本文以金融結構中的直接融資和間接融資為研究對象，構建了金融結構影響經濟增長的中介效應理論機制，并且利用我國31個省市2006～2017年的面板數據，實證檢驗了金融結構通過資本配置效率影響經濟增長的中介效應。研究發現，金融結構對經濟增長影響存在顯著的部分中介效應，即金融結構對經濟增長影響的總效應中，一部分是金融結構的直接效應，另一部分是金融結構通過資本配置效率間接影響經濟增長；金融結構對經濟增長的影響是非線性的，并不是簡單地提升直接融資比重，就能促進地區經濟增長。只有當經濟發展水平達到一定程度之后，發展多層次資本市場，提升直接融資比重，才能提升資本配置效率，進而促進經濟增長。

本文的貢獻主要體現在：

第一，構建了金融結構對經濟增長影響的中介效應理論機制。中介效應只是一個心理學概念，因為缺乏相應的經濟理論基礎和機制，也受到部分學者的批評(溫忠麟和葉寶娟，2014)[19]。本文在新古典增長理論、張成思和劉貫春(2015, 2016)[22][23]的最優金融結構理論基礎之上，構建了中介效應的經濟理論機制解釋，將新古典增長理論與中介效應結合起來，為金融結構對經濟增長影響的中介效應提供了經濟學的理論解釋。

第二，對中介效應理論機制進行了實證檢驗。金融結構會通過兩個途徑影響經濟增長變化率：第一是直接作用機制。即通過直接融資資本變化率和間接融資資本變化率影響經濟增長；第二是中介作用機制。即通過影響直接融資和間接融資資本配置效率或資本產出彈性，間接對經濟產出增長率產生影響。

第三，驗證了金融結構與經濟增長之間的非線性關系。在經濟發展的早期，銀行主導型金融結構更能促進經濟增長。因為在增長的初期，資本供給非常有限，而市場對資本的需求量又多，所有行業和部門都缺資金，企業資本需求形式比較單一。這個時候，銀行比市場更能有效調配資本；但是，當經濟發展達到一定水平之后，市場化水平不斷提升，民營經濟也越來越活躍，市場對資本的需求更具多樣性和靈活性，銀行主導型金融結構無法滿足資本市場的需求。這個時候發展市場主導型金融結構，更能提升資本配置效率，推動經濟增長。

文獻綜述

關于最優金融結構、金融深化與經濟增長關系的研究，一直是學術界關注的熱點問題。楊子榮和張鵬楊(2018)[20]研究了金融結構與經濟增長之間的關系，研究認為金融結構并不能直接作用于經濟增長，只有當金融結構與產業結構相適應時，金融結構才能推動經濟增長。Kunt，Feyen和Levine(2011)[7]實證檢驗了72個國家1980～2008年間，金融結構對經濟發展的重要性。他們的研究表明，隨著經濟發展水平的不斷提高，銀行和證券市場相對于國民經濟總量的規模都會變得更大。但是，經濟發展對銀行發展指數變化的敏感性會逐漸下降，對證券市場發展指數變化的敏感性則會逐漸提升。他們的研究表明，在經濟發展的不同階段，存在與之相適應的不同的最優金融結構。對最優金融結構的背離，會導致經濟產出下降。

關于以銀行主導型金融結構和市場主導型金融結構，兩者哪一個更有效率，學術界并沒有達成一致的觀點。金融結構領域的奠基者之一，Gerschenkron(1962)[3]認為，在經濟發展的早期，由于會計、制度和法律等環境尚無法支撐金融市場有效發揮作用，銀行的作用比市場更重要。在經濟發展的初期，強有力的銀行為代表的間接融資，能夠給企業提供資金，迫使企業披露信息、償還債務，從而有效配置資本，推動經濟增長。King和Levine(1993)[5]將金融結構引入到新古典增長模型，并且發現金融深化能夠促進經濟增長。Beck和Levine(2002)[2]認為金融發展能否有效促進工業增長，關鍵是看這個國家的司法系統是否有效率，銀行主導型或者市場主導型金融結構是不重要的，或者區別不顯著，并不是直接融資就比間接融資更有效率。Kpodar和Singh(2011)[6]使用了來自47個國家1984～2008年的面板數據，實證檢驗了金融結構對貧困率的影響。研究結果表明，在制度完善的發達國家，市場主導型(直接融資)金融結構指標和貧困率之間呈反向變動關系。反之，在制度不完善的國家，銀行主導型(間接融資)金融結構指標的提升更能降低貧困率。

國內研究方面，周開國和盧允之(2019)[27]研究了OECD國家的金融結構與國家創新，研究發現相對于間接融資而言，直接融資更能通過推動技術創新來促進經濟增長。盛斌和景光正(2019)[18]研究了金融結構和國家在全球價值鏈地位之間的關系，研究發現市場主導型金融結構能夠通過提升人力資本和創新激勵，顯著提升國家在全球價值鏈中的地位。張羽和趙曉夢(2018)[24]基于最優金融結構理論研究發現，不同時期金融結構的市場效率是不一樣的，提高直接融資比重，可以通過提升資本積累，促進技術密集型產業發展。而技術密集型產業發展提升，可以使得金融結構對經濟增長的影響由負轉正。因而提高直接融資比重，有利于我國的經濟增長和產業結構轉型升級。李稻葵等(2013)[12]研究表明，非金融中介融資比重的提升，可以降低企業的資金成本，改善企業的投資，進而推動中國的經濟增長。劉紅忠和鄭海青(2006)[14]研究了東亞國家的金融結構與經濟增長，研究發現直接融資比重的提升可以顯著推動地區人均GDP的提高。彭鎮華等(2018)[16][17]認為直接融資比重的提升，可以顯著提升地區資本配置效率。

綜上所述，國內外文獻關于金融結構與經濟增長關系的研究并沒有達成一致。現有研究主要集中在最優金融結構的效率與經濟增長方面，認為對最優金融結構的背離會導致經濟增長的無效率和經濟產出的下降。此外，國內外的研究也分析了直接融資或直接金融的重要性。但是，關于金融結構對經濟增長影響的傳導機制和中介效應的實證檢驗還相對較少，尤其是利用新古典增長理論機制來解釋心理學中介效應研究方面的文獻目前還沒有。本文的研究進一步豐富了相關的內容。

理論機制與模型設定

所謂資本配置效率，是指將稀缺的資本配置到邊際效率相對較高的地區、部門或行業的有效程度。資本配置向帕累托狀態逼近，意味著資本按照邊際效率最高的原則在不同地區、部門或行業之間進行配置(Wurgler，2000；林毅夫，2012；張成思和劉貫春，2016等)[10][13][22]。

金融結構是如何通過影響資本配置效率，來間接影響經濟增長變化率的？本文參照新古典增長理論、張成思和劉貫春(2015，2016)[22][23]的最優金融結構理論，構建金融結構對資本配置效率和經濟增長影響的中介效應機制。

考慮一個封閉經濟體，只有一個國內經濟部門。2并且，將國民經濟劃分為金融部門和實體經濟部門兩部分，社會總資本分為實體資本和金融資本兩部分，金融資本又進一步分為直接融資和間接融資資本存量兩部分。此外，國內有不少研究提出發展中國家的技術進步，主要是資本偏向型的(張莉、李捷瑜和徐現祥，2012)[25]，經濟社會主要通過投資和資本積累推動技術進步進而促進增長(習明明和張進銘，2014)[20]。因而，本文假定技術進步是實體資本偏向型的，并且技術進步主要依賴于實體經濟部門的資本存量。3為了簡化模型分析，假定整個社會的勞動供給始終為L，并且勞動力市場始終處于出清狀態。4

根據新古典增長模型和以上前提假定，則經濟總產出取決于社會總資本在金融部門和實體部門之間的分配：

其中，Y(t)代表t時期經濟總產出，Kr(t)代表t時期實體部門經濟資本(簡稱實體資本)，A(Kr(t))表示實體資本偏向型技術進步，Km(t)代表t時期直接融資資本，Ki(t)代表t時期間接融資資本，K(t)代表t時期社會總資本。

根據新古典增長理論基礎，不失一般性，可以假定生產函數是一次齊次性的，則(1)式中的實際產出函數可變換為：

為了簡化分析，以下均省略時間變量t，并且令y=Y/A(Kr)Kr，代表實際產出與有效實體資本的比例，簡稱為單位實際有效資本產出。定義k1=Km/A(Kr)Kr，代表直接融資資本存量與有效真實資本存量的比例；定義k2=Ki/A(Kr)Kr，代表間接融資資本存量與有效實體資本存量的比例。

根據以上設定，則金融結構可以表示為FS=Km/Ki=k1/k2，單位實際有效資本產出函數則可變換為：

令d1=f1'(k1, k2)，d2=f2'(k1, k2)，則它們分別衡量了直接融資和間接融資兩種不同資本的邊際產出。根據資本配置效率的帕累托定義：當d1＞d2時，直接融資的資本邊際產出大于間接融資的邊際產出，意味著實體經濟產業結構對直接融資或者金融市場的需求，大于對間接融資或者金融機構和中介的需求。最優金融結構應向“市場主導型直接融資”調整；反之，當d2＞d1時，間接融資的邊際產出大于直接融資的邊際產出，意味著實體經濟產業結構對以銀行為代表的間接融資的需求相對更大，最優金融結構應保持“銀行主導型間接融資”，并提升銀行業在金融體系中的相對重要性。

令KE=A(Kr)Kr代表有效實體資本存量，根據新古典增長理論和稻田條件假說，我們可以計算得到經濟產出的變化率為：

令K'E/KE=g代表有效實體資本增長率，δ(K1)=k1f'1(k1,k2)/f(k1,k2)代表直接融資的資本產出彈性或資本配置效率， (K2)=k2f'2(k1,k2)/f(k1,k2)代表間接融資的資本產出彈性或資本配置效率，方程(4)可以轉化為：

根據公式(5)，我們可以推知，在穩態水平時，當k1和k2任一個偏離各自均衡點k1和k2時，經濟系統會自動調整不同金融資本存量與實體資本存量的比例，從而達到經濟增長最優的目的。

在非穩態水平時，在向最優金融結構水平調整的過程中，金融結構會通過兩個途徑影響經濟增長變化率：第一是直接作用機制。因為金融資本本身是一種重要的生產要素，直接融資資本變化率K'm/Km和間接融資資本變化率K'i/Ki可以直接影響經濟增長；第二是中介作用機制。即通過分別影響直接融資和間接融資資本配置效率或資本產出彈性δ(k1)和φ(k2)，間接對經濟產出增長率產生影響。

為了進一步研究金融結構是否通過影響地區資本配置效率，進而對地區經濟增長產生作用。本文運用中介效應檢驗方法來考察這一傳導鏈條，借鑒Baron和Kenny(1986)[1]、溫忠麟和葉寶娟(2014)[19]等提出的研究方法，構建基本理論傳導機制和模型如表1所示。

表1 金融結構對經濟增長影響的中介效應機制及模型設定

其中，資本配置效率的中介效應由β×δ來度量。假設H_0：βδ=0，進行Sobel檢驗。統計量為這里分別是β與δ的估計量Sδ和Sβ分別是β與δ的標準誤。

變量設定與數據描述

本文的數據主要來自于歷年《中國統計年鑒》、《中國金融統計年鑒》、各省市歷年統計年鑒以及中國人民銀行網站等。涵蓋了我國31個省(直轄市、自治區)2006～2017年的經濟社會統計數據。5變量的選取及相關統計指標如表2所示。

表2中，資本配置效率eff_s的計算，借鑒了Wurgler(2000)[10]、曾五一和趙楠(2007)[26]等資本配置效率的測算方法，使用Swamy隨機系數模型估算我國每個省市的資本配置效率。在實證分析中，本文以固定資本形成總額為被解釋變量，工業增加值為解釋變量，通過考察固定資本形成與工業增加值之間的關系來描述資本配置效率(Wurgler，2000)[10]。

表2 主要變量描述性統計分析

其中，K代表固定資本形成總額，V代表地區工業增加值，Zit表示其他控制變量的對數值。下標i代表31個省市的編號，下標t代表年份。βit代表第i個地區第t年的資本配置效率，它一個彈性指標，說明某個地區的工業增加值增長率每增加1%時該地區投資增長率增加的百分比。這個值越大則說明投資的理性程度越高，資本配置效率越高。也就是說，彈性βit指標越大，代表工業增長更能促進資本形成，說明投資或資本配置的效率越高。βit的取值范圍一般介于0～1之間，如果βit＜0，則說明資本配置完全沒效率，甚至為阻礙地區經濟增長；如果βit＞0，則說明資本配置富有效率，資本積累會顯著促進地區經濟增長。

表2中，變量direct、indirect和financing分別代表社會直接融資、社會間接融資和社會融資總額(億元)，時間起止范圍是2006～2017年。6變量ratio_d代表金融結構或金融市場化水平(%)，本文用社會融資總額中直接融資占比來反映。

表2中，變量gdp代表各省市的地區生產總值(億元)；變量indusratio代表各省市歷年的工業增加值占GDP比重(%)；變量invest代表固定資產投資總額(億元)；變量fdi代表外商直接投資(億元)；變量pop代表年末總人口(萬人)；變量fiscal代表財政公共支出規模(億元)；變量trade代表外貿進出口總額(億元)；變量edu代表在校高中生人數(萬人)；變量year代表年份，變量province代表省份。

在實證檢驗過程中，為了保證變量符號的一致性，以上變量均進行對數單調變換，即變量先加1然后再取對數值(潘文卿和張偉，2003；彭鎮華等，2018)[15][17]。取對數之后的變量名稱直接在原變量之前加字母“l”，例如金融結構ratio_d變量取對數之后的變量名稱為lratio_d，其余變量不再另做說明。

金融結構對GDP影響的實證檢驗與分析

根據前文的分析，金融結構主要通過兩個途徑作用于經濟增長，第一是直接效應，即金融資本做為一種重要的生產要素，其自身的變化率能直接促進經濟增長；第二是間接效應，即金融結構通過提升資本配置效率，間接促進經濟增長。為了進一步驗證以上理論，表3基于中介效應理論，使用固定效應和隨機效應的方法，實證檢驗了金融結構對經濟增長影響的部分中介效應。

表3中，回歸方程(1)和(2)的因變量是經濟增長(用地區GDP的對數值代表)，方程(3)和(4)的因變量是資本配置效率，方程(5)和(6)的因變量也是經濟增長。變量金融結構(lratio_d)用金融資本中直接融資占比的對數值來表示，其余控制變量如前文表2所介紹。

表3 金融結構對地區GDP影響的中介效應檢驗

表3中，所有模型的實證檢驗結果均顯示，金融結構變量(lratio_d)的系數為正，并且在5%的水平下顯著，并且回歸方程(5)和(6)中，資本配置效率的估計系數在10%的水平下顯著。根據中介效應理論，這說明金融結構對經濟增長的影響存在部分中介效應，即金融結構不僅能夠直接促進經濟增長，還可以通過提升地區資本配置效率，間接推動地區經濟增長。表3中，所有估計方程均控制了人口、固定資產投資、財政干預、外商直接投資、對外開放、教育等主要經濟變量。

表4 中介效應Sobel-Goodman檢驗

表5 最優金融結構的動態面板數據實證檢驗

為了進一步檢驗資本配置效率的中介效應，表4使用Sobel-Goodman檢驗(Preacher和Hayes，2004)[8]來驗證金融結構對經濟增長影響的中介效應。

根據表4的結果，中介效應Sobel-Goodman檢驗均在1%的置信水平上顯著。說明資本配置效率在金融結構影響經濟增長的過程中起到關鍵的中介作用。直接融資資本本身也是一種重要的生產要素，金融結構中直接融資比重的提升，不僅可以直接促進經濟增長，而且可以通過提升資本配置效率，間接促進地區經濟增長。

關于直接融資與間接融資的資本效率高低，學術界并沒有形成定論。最優金融結構理論也沒有提出，直接融資就一定比間接融資更有效率。所謂最優金融結構，是與一國或一地區不同時期的產業結構與經濟發展水平相適應的。最優金融結構是一個動態概念，不同時期，不同工業化水平對最優金融結構的要求不一樣。表5實證研究了金融結構與工業化水平的交互作用對地區經濟增長的影響。

表5中，工業化水平變量使用工業增加值占GDP的比重來表示。表5中固定效應、隨機效應和動態面板數據的實證結果均表明，金融結構與工業化水平的交互項對地區GDP的影響在5%的水平下顯著為正，說明金融結構對地區GDP的影響是非線性的。

表5中，回歸(3)的估計方法是Arellano-Bond動態面板GMM分析，該方法通過使用因變量與解釋變量的滯后期作為工具變量估計，在一定程度上可以解決金融結構與經濟增長之間的內生性問題。7

表5中，以固定效應模型回歸結果為例，金融結構對經濟增長影響的邊際效應為-0.123+0.0322*lindusratio，其中變量lindusratio代表工業增加值占GDP比重單調變換的對數值，即lindusratio=log(indusratio+1)。也就是說，金融結構對經濟增長影響的邊際效應為-0.123+0.0322*log(indusratio+1)，說明金融結構對經濟增長的影響是正向效應還是負向效應，取決于工業化水平。也就是說，當工業化水平達到40%左右，金融結構對地區GDP的影響才顯著為正。8

綜上所述，本文認為金融結構能顯著影響經濟增長，直接融資作為一種重要的生產要素，其比重的提升不僅可以直接促進經濟增長，也可以通過提升資本配置效率來間接促進經濟增長。但是，金融結構作用于經濟增長是有條件的(非線性)，并不是在經濟發展的任何時期任何情況下，簡單提升直接融資比重，就可以促進地區經濟增長。只有當經濟發展達到一定水平之后，金融結構市場化改革才能顯著促進經濟增長。解釋機制主要體現在以下兩點：

1.在工業化水相對較低的時期，由于經濟發展的融資需求較少且形式單一，以銀行等金融機構為主導的間接融資金融體系，基本可以滿足經濟發展的融資需求，此時發展直接融資或者金融市場，對經濟增長的推動作用是有限的或者不顯著的。從金融市場本身的發展規律來看，在發展的初期，各個領域的制度還不是很完善，金融市場也不是很成熟，在服務實體經濟方面，直接融資不一定會比間接融資更有效率。從產業投資的角度來看，發展的初期民營經濟活躍度不高，各個部門和行業的投資主要是由政府主導的。對于政府主導的投資行為，以銀行為代表的金融機構是可以基本滿足融資需求的，實體經濟發展對金融市場化的需求并不是很急迫。

2.當工業化發展達到一定水平之后，一方面工業化對金融體系的要求更高，并且資金需求量更大；另一方面民營經濟也越來越活躍，對融資需求形式越來越多樣。實體經濟發展需要金融市場提供更大規模、更有效、更形式多樣的服務，以銀行等金融機構為代表的間接融資金融體系很難再滿足實體經濟發展的融資需求。同時，隨著市場化水平和市場活力的不斷提高，金融機構“重資產、重抵押”的弊端與資本市場供需錯位的矛盾也會越來越突出，一方面市場會出現“資金荒、融資難”等問題，而另一方面銀行掌握的大量資金因為懼怕風險，又會涌入房地產等非實體經濟。資本市場供需錯位，導致資金成本不斷攀升。此時推動金融供給側結構性改革，提升金融市場化水平和直接融資比重，才能真正讓金融服務于實體經濟發展，才能提升資本配置效率，并最終促進經濟增長。

金融結構與經濟增長之間的內生性問題

為了進一步提高模型估計結果的穩健性并且同時處理金融結構與經濟增長之間的內生性問題，參照Holtz-Eakin等(1988)[4]、周開國和盧允之(2019)[27]、陳守東和王淼(2011)[11]的研究方法，本節使用面板數據VAR模型來處理內生性問題。9具體而言，面板VAR模型的基本構造如下：

表6 一階差分值面板單位根檢驗結果

其中，下標i代表省市(區)，下標t代表年份，向量y分別代表本文分析的地區GDP(lgdp)、資本配置效率(leff_s)和金融結構(lratio_d)變量。變量region代表地區固定效應，year代表時間固定效應。10

由于面板VAR模型會使用到所有因變量和解釋變量的一階滯后期，為了提高模型估計的平穩性，本文首先對所有變量的一階差分值進行單位根檢驗，結果如表6所示。

表6的面板單位根LLC檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗和Fisher檢驗結果表明，在一階差分值的檢驗結果中，所有變量均在5%的顯著性水平下通過檢驗，由此可以說明這些變量均是一階單整序列。因而，本文選擇滯后一期和二期的變量進行面板VAR估計，具體結果如表7所示。

表7 面板VAR模型實證檢驗

表7中，回歸(1)的因變量是金融結構lratio_d，回歸(2)的因變量是資本配置效率leff_s，回歸(3)的因變量是經濟增長lgdp。

表7中，基于面板VAR模型的估計結果表明，金融結構與經濟增長之間確實存在一定程度的內生性關系。具體表現為回歸(3)中金融結構的一階滯后期會顯著影響地區GDP，回歸(1)中地區GDP的一階滯后期反過來也會顯著影響金融結構。但是，面板VAR模型的優勢在于能夠準確識別并處理金融結構與經濟增長之間的內生性關系。

表7的結果表明，在分析處理金融結構和經濟增長之間的內生性關系之后，金融結構對經濟增長的影響仍然存在顯著的部分中介效應。按照表1中介效應的理論邏輯，表7中回歸(2)變量金融結構的一階滯后期和二階滯后期估計系數均顯著為正，回歸(3)中變量資本配置效率和金融結構的估計系數也顯著為正，說明金融結構對經濟增長的影響存在顯著的部分中介效應。

研究結論與建議

本文根據新古典經濟增長理論，構建了金融結構對經濟增長影響的中介效應理論機制，并且使用2006～2017年的面板數據進行了實證檢驗。研究發現金融結構對經濟增長的影響存在顯著的部分中介效應，作為一種重要的生產要素，直接融資的增長和發展，不僅可以直接促進經濟增長，還可以通過提升資本配置效率間接促進經濟增長。但是，金融結構作用于經濟增長是非線性的、有條件的，并不是簡單提升直接融資比重就可以促進經濟增長。只有當工業化水平達到一定程度之后，直接融資比重的提升才能促進經濟增長。

在工業化的初期，一方面，經濟活動主要是以政府投資為主，民營經濟還不活躍，市場對資本的需求量小且形式單一，以銀行為代表的間接金融體系基本能夠滿足實體經濟需求，能夠有效配置資本；另一方面，金融市場化發展也需要一個過程，需要相應的產業發展和其他方面的法律制度配套，在工業化水平較低的時候發展直接融資，不一定會比間接融資更有效率。

在工業化的中后期或較高水平階段，隨著經濟改革程度的提升，民營經濟在國民經濟中的地位逐漸提高，實體經濟對金融資本的需求不僅量大，而且融資需求的形式多樣。此時，以銀行為主導的間接融資體系，不能夠滿足實體經濟發展的融資需求。銀行等金融機構更傾向于對有資產抵押的國有大中型企業提供貸款，而對于那些沒有抵押的“輕資產”中小企業的資金需求，銀行主導的間接金融體系很難提供相應的金融服務。而以市場為主導的直接融資金融體系，更具靈活性和多樣性，可以滿足相應的需求，從而更好的服務實體經濟發展，提升資本配置效率，促進經濟增長。

與發達國家相比，我國的直接融資發展還很落后。發達國家金融結構中直接融資占比一般在70%左右，而我國目前這一比例還不到30%，是典型的銀行主導型金融結構。與間接融資相比，直接融資不僅金融風險更低，而且配置資本更具靈活性和多樣性。在我國經濟發展的當前階段，發展直接融資不僅可以增強金融服務實體經濟的能力，還可以降低金融風險，提升資本配置效率。

大力發展直接融資，首先要大力發展債券市場。我國直接融資的最大短板就是債券市場，相對于成熟市場國家而言，我國債券市場監管多、品種少、門檻高，相關信用評級和信息披露等配套服務機構少，要進一步出臺相應的激勵和優惠政策，完善相應的制度建設和監管機制，促進債券市場健康有序發展。其次要大力發展股票市場，完善股票市場的融資功能，理順IPO機制和退出機制。嚴查股市的違法違規行為，嚴厲打擊違法信息披露和內幕交易，保障投資者的合法權益，保障股票市場健康有序發展。最后必須強調，大力發展直接融資，并不意味著不發展間接融資，最優金融結構是一個動態概念，直接融資和間接融資都是金融結構的重要組成部分，大力發展直接融資的同時，也要不斷提升間接融資質量和效率。

注釋

1.2019年2月22日，中共中央政治局就完善金融服務、防范金融風險舉行第十三次集體學習。

2.在實證檢驗過程中，本文會放松這個假定，加入對外貿易控制變量。

3.資本對技術進步的影響，主要是依托高效的資本配置，通過提供資金支持、減少信息不對稱、有效激勵，在實體經濟部門產生的(周開國和盧允之，2019)。

4.如果放松這個假定，考慮均衡狀態下的勞動力增長率為n，除了使模型的推導過程變得更復雜之外，不會改變模型的推導結果。

5.考慮到樣本數據的可得性和可比性問題，本文的分析樣本選擇中，不包括我國港澳臺地區。

6.其中，2013～2017年各省市的社會融資規模數據來源于中國人民銀行，其中，直接融資為“企業債券”與“非金融企業境內股票融資”之和，間接融資包括人民幣貸款、外幣貸款(折合人民幣)、委托貸款、信托貸款和未貼現銀行承兌匯票。2006～2012年社會融資規模數據來源于歷年《中國金融統計年鑒》和各省市統計年鑒，直接融資包括各地區上市公司IPO、SPO、配股增發與公司債卷，全部金融機構各項貸款余額為本外幣并表數據。此外，用各地區當年全部金融機構年末本外幣貸款新增額衡量地區的間接融資額。

7.動態面板工具變量方法的缺陷是因為產生過多的工具變量，會造成參數估計的自由度損失過多，從而影響模型估計的有效性。

8.當然，工業化水平只是經濟發展水平的一個參考變量之一，估計值也不一定非常準確。由于本文的面板數據是非平衡的，也不能使用門檻模型來檢驗是否存在門檻效應。

9.面板VAR模型通過使用廣義矩估計(GMM)擬合每個變量和自身滯后變量的方法，分析內生變量之間的關系。

10.考慮到面板VAR模型估計會使用所有變量的滯后期做為估計變量，為了避免模型因引入過多的控制變量而損失過多的自由度，降低模型估計的有效性，本節的估計結果中沒有引入控制變量。