宋智文，凌江懷 ，王 健

(1.華南師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，廣州 510631;2.佛山科學(xué)技術(shù)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，廣東 佛山 528000)

0 引言

大量的理論和實證研究表明，金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在正相關(guān)關(guān)系，包括Schumpeter(1912)、Hicks(1969)、Mckinnon(1973)以及 Greenwood&Jovanovic(1990)等在內(nèi)的諸多學(xué)者都討論過金融發(fā)展是決定經(jīng)濟(jì)增長的一個很重要的因素[1-4]。但Robinson(1952)和Locas(1988)等學(xué)者則認(rèn)為金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的作用被過分跨大，金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的結(jié)果[5，6]。在一份發(fā)展經(jīng)濟(jì)學(xué)的綜述文獻(xiàn)中，Stern(1989)甚至沒有提到金融的作用，在關(guān)于被忽略的論題部分也沒提及[7]。在著名的經(jīng)濟(jì)學(xué)家之間存在這樣兩種截然不同的觀點(diǎn)，原因之一可能是金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的微觀作用機(jī)制尚未厘清。以致于Levine(1997)在其出色的綜述中得出了一個比較寬泛的結(jié)論，即在金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間存在一定的聯(lián)系，一個比較成熟的金融體系促進(jìn)了較高的增長率[8]。

近年來基于產(chǎn)業(yè)層面的研究試圖從微觀視角揭示金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的作用渠道和機(jī)制。Rajan和Zingales(1998)通過分析金融發(fā)展對企業(yè)外部融資成本的影響，研究了金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的促進(jìn)作用，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)在成長過程中對外部融資的依賴程度越大，金融發(fā)展對其促進(jìn)作用越大，主要依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)在金融系統(tǒng)發(fā)達(dá)的國家和地區(qū)中增長更快[9]。Rajan和Zingales的研究方法成為研究金融發(fā)展與產(chǎn)業(yè)增長關(guān)系的基本方法，并為許多學(xué)者所借鑒。Beck和Levine（2002）基于34個國家和地區(qū)和36種產(chǎn)業(yè)的一組橫截面數(shù)據(jù)，檢驗了金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)成長的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展水平越高，法律系統(tǒng)對外部投資者的保護(hù)越有利，相對更依賴于外部融資的產(chǎn)業(yè)增長越快[10]。Nicola Cetorelli和Michele Gambera（2001）考察了銀行市場結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)增長的經(jīng)驗相關(guān)性，認(rèn)為銀行集中通過使新建立的企業(yè)更容易獲得信貸資金，促進(jìn)那些更需要外部融資的產(chǎn)業(yè)部門增長[11]。Carlin and Mayer(2002)將產(chǎn)業(yè)分為依賴權(quán)益融資的產(chǎn)業(yè)和依賴銀行融資的產(chǎn)業(yè)，并采用20個OECD國家27個產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)，檢驗了產(chǎn)業(yè)活動與國家結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)特征之間是否存在聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)以市場為導(dǎo)向的金融體系和對投資者的法律保護(hù)與依賴權(quán)益融資和技術(shù)密集的產(chǎn)業(yè)的增長之間存在強(qiáng)正相關(guān)，而在人均GDP較低的國家，銀行體系在促進(jìn)依賴銀行融資的產(chǎn)業(yè)中發(fā)揮重要作用[12]。Fisman和Love（2004）區(qū)分了金融發(fā)展對產(chǎn)業(yè)成長的短期和長期影響，認(rèn)為在短期內(nèi)，金融發(fā)展將促進(jìn)有更好成長機(jī)會的產(chǎn)業(yè)成長，但長期而言，擁有發(fā)達(dá)金融水平的經(jīng)濟(jì)體將會把更多資源配置給依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)[13]。Wurgler(2000)則另辟蹊徑，使用產(chǎn)業(yè)層次數(shù)據(jù)從投資變動率的角度研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，其研究表明，在金融發(fā)展與投資彈性之間有著正的相關(guān)性，那些金融市場發(fā)達(dá)的國家將資本更多地投向成長的產(chǎn)業(yè)，而減少對衰退產(chǎn)業(yè)的投資[14]。

不同于國外主要是基于多國多產(chǎn)業(yè)截面數(shù)據(jù)的實證研究，國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)則多為單一國家面板數(shù)據(jù)或時間序列的實證分析，因而得出的結(jié)論有所不同。林毅夫等（2003）以我國制造業(yè)為例進(jìn)行實證研究，認(rèn)為只有當(dāng)金融結(jié)構(gòu)和制造業(yè)的規(guī)模結(jié)構(gòu)相匹配時才能有效滿足企業(yè)的融資需求，從而促進(jìn)制造業(yè)的增長[15]。銀國宏（2005）對我國資本市場對產(chǎn)業(yè)績效的影響進(jìn)行了實證分析，發(fā)現(xiàn)資本市場對產(chǎn)業(yè)績效改善作用沒有提高，甚至出現(xiàn)明顯下降[16]。段一群等（2009）利用我國裝備制造產(chǎn)業(yè)的面板數(shù)據(jù)，分析了銀行貸款和資本市場的股權(quán)融資對各個裝備制造行業(yè)增長的影響,結(jié)果表明國內(nèi)金融體系對裝備制造業(yè)發(fā)展的金融支持效應(yīng)欠佳[17]。宋智文等（2011）以廣東省的時間序列數(shù)據(jù)為依據(jù)，實證檢驗金融中介發(fā)展對高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響，認(rèn)為金融中介的發(fā)展并未對高科技產(chǎn)業(yè)的發(fā)展起到有效促進(jìn)作用[18]。

總體來說，與大量宏觀層面的理論和實證研究相比，國內(nèi)外基于金融發(fā)展的產(chǎn)業(yè)層面影響的實證研究都并不太多。高技術(shù)制造業(yè)顯然屬于依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)。根據(jù)國外學(xué)者對相關(guān)國家的經(jīng)驗研究，金融發(fā)展與高技術(shù)制造業(yè)的增長應(yīng)存在正相關(guān)關(guān)系。那么在我國，金融發(fā)展與高技術(shù)制造業(yè)的成長之間是否也存在正相關(guān)性呢？目前國內(nèi)對這個問題的研究多停留在定性層面，缺少定量的實證研究。本文利用廣東省高技術(shù)制造業(yè)2005～2010年的相關(guān)數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)模型方法，實證檢驗金融發(fā)展水平對高技術(shù)制造業(yè)發(fā)展的影響。

1 計量模型的設(shè)定和檢驗方法

根據(jù)Rajan和Zingales的研究，金融發(fā)展影響經(jīng)濟(jì)增長的微觀作用機(jī)制為，金融發(fā)展往往導(dǎo)致更健全的會計信息披露制度和更好的公司治理，有助于企業(yè)克服道德風(fēng)險和逆向選擇問題，從而使企業(yè)的外部融資成本下降。因而合乎邏輯的推論就是，產(chǎn)業(yè)發(fā)展對外部融資的依賴程度越大，金融發(fā)展對其促進(jìn)作用越大。高技術(shù)制造業(yè)應(yīng)屬于依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)，故我們借鑒Rajan和Zingales的研究方法構(gòu)建金融發(fā)展水平影響高技術(shù)制造業(yè)發(fā)展的計量模型。由于Rajan和Zingales的研究對象是針對多國多產(chǎn)業(yè)，研究方法是截面數(shù)據(jù)的回歸分析，而我們要分析的是廣東省高技術(shù)制造業(yè)的面板數(shù)據(jù)，因此需要在Rajan和Zingales模型的基礎(chǔ)上做若干替換和改變:第一,剔除有關(guān)國家的因素；第二,以研發(fā)支出反映高技術(shù)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)特征對產(chǎn)業(yè)增長的影響；第三，將模型中關(guān)于金融發(fā)展的指標(biāo)替換為資本市場發(fā)展、銀行發(fā)展兩項指標(biāo)；第四，假定高技術(shù)制造業(yè)各子行業(yè)外部融資依賴程度差異不大，取消金融發(fā)展水平前的外部融資依賴度的交互作用項。據(jù)此，要估計的計量模型如下：

其中Growth為高技術(shù)制造業(yè)工業(yè)增加值的增長率，表示高技術(shù)制造業(yè)成長的速度；RRD(-1)為前一期的研究與開發(fā)費(fèi)用占GDP的比率，表示研發(fā)投入的強(qiáng)度，高技術(shù)制造業(yè)的主要特征是技術(shù)水平高，研發(fā)投入的強(qiáng)度顯然是影響高技術(shù)制造業(yè)發(fā)展速度的主要因素之一，同時考慮到研發(fā)投入產(chǎn)生影響的滯后效應(yīng)，我們使用了滯后一期的數(shù)據(jù)作為解釋變量；RB為銀行貸款余額占GDP的比率，表示銀行中介發(fā)展水平；RMC為股票市值占GDP的比率，表示股票市場的發(fā)展程度；α0、u分別表示截距項和隨機(jī)誤差項。

由于面板數(shù)據(jù)包含了個體、指標(biāo)、時間三個方向上的信息，如果模型設(shè)定不正確，將會影響參數(shù)估計的有效性。因此,首先要對模型的設(shè)定形式進(jìn)行檢驗，即檢驗被解釋變量的參數(shù)是否對所有個體截面都是一樣的，從而避免模型設(shè)定的偏差，改進(jìn)參數(shù)估計的有效性。根據(jù)截距項向量和系數(shù)向量中各分量的不同限制要求，可以將面板數(shù)據(jù)模型劃分為無個體影響的混和模型、含個體影響的變系數(shù)模型和變截距模型。我們采用廣泛使用的協(xié)方差分析檢驗來檢驗如下兩個假設(shè)，以設(shè)定要估計的具體模型:

H1:截距(α0)和斜率(β1,β2,β3)在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時間上都相同。模型為混和模型：

H2:斜率(β1,β2,β3)在不同的橫截面樣本點(diǎn)和時間上都相同,但截距(α0)不同。模型為變截距模型：

顯然，如果接受了假設(shè)H1，則不需要進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗，即應(yīng)采用混和模型（2）。但如果拒絕了假設(shè)H1,則應(yīng)再對假設(shè)H2進(jìn)行檢驗。如果接受假設(shè)H2，則模型應(yīng)設(shè)定為變截距模型（3）。如果假設(shè)2也被拒絕,則應(yīng)采用下面的變系數(shù)模型:

檢驗通過兩個F檢驗進(jìn)行,檢驗H1的F統(tǒng)計量為:

檢驗H2的F統(tǒng)計量為:

(5)、(6)式中,S3、S2、S1是分別采用模型(2)、(3)與(4)式進(jìn)行估計時所得殘差平方和；n為截面樣本點(diǎn)個數(shù)，T為時序期數(shù),K為除截距項外的待估計參數(shù)(斜率)個數(shù)。

當(dāng)經(jīng)過F檢驗確定需要采用變截距模型形式進(jìn)行建模時,一般還需要再進(jìn)一步確定截距的變化是屬于固定影響還是隨機(jī)影響。當(dāng)截面單位包含了總體所有單位時，固定影響模型是一個合理的模型；但如果截面單位隨機(jī)抽自一個大的總體，則需要進(jìn)行Hausman檢驗，以判斷這種影響是屬于固定影響還是隨機(jī)影響。由于本文要分析的高技術(shù)制造業(yè)截面單位包含了總體所有單位，如果經(jīng)檢驗為變截距模型后只需設(shè)定為固定影響。

2 實證分析過程

在數(shù)據(jù)選取上，一般來說，時間序列越長，回歸估計效果更好。但由于廣東省相關(guān)統(tǒng)計年鑒沒有2004年以前高技術(shù)制造業(yè)工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)，所以我們選擇2005～2010年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，截面?zhèn)€體則為信息化學(xué)品制造業(yè)、醫(yī)藥制造業(yè)、航空航天器制造業(yè)、電子及通信設(shè)備制造業(yè)、電子計算機(jī)及辦公設(shè)備制造業(yè)、醫(yī)療設(shè)備及儀器儀表制造業(yè)等六個高技術(shù)制造業(yè)的子行業(yè)。高技術(shù)制造業(yè)工業(yè)增加值、銀行貸款余額和國內(nèi)生產(chǎn)總值的數(shù)據(jù)來自歷年《廣東統(tǒng)計年鑒》，研究與開發(fā)費(fèi)用的數(shù)據(jù)來自廣東省科技廳網(wǎng)站科技統(tǒng)計數(shù)據(jù)，上市公司股票市值數(shù)據(jù)來自歷年《中國金融年鑒》。高技術(shù)制造業(yè)工業(yè)增加值的數(shù)據(jù)經(jīng)工業(yè)品出廠價格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，以便各年份數(shù)據(jù)的可比，其他變量為占比數(shù)據(jù)，不需要作調(diào)整。有關(guān)各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 各變量的描述性統(tǒng)計

為了避免出現(xiàn)偽回歸問題，我們在面板模型進(jìn)行回歸分析之前對各變量序列進(jìn)行單位根檢驗。近年來對面板單位根的檢驗方法較為成熟的有LLC檢驗、Breitung檢驗、Hadri檢驗、IPS檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-pp檢驗等。為了避免單一方法可能存在的缺陷，本文選擇LLC檢驗、Fisher-ADF檢驗和Fisher-pp檢驗等三種方法來進(jìn)行面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗，檢驗結(jié)果見表2。

表2 各變量序列的面板單位根檢驗結(jié)果

由以上面板單位根的檢驗結(jié)果可知，在給定5%的顯著水平下，各變量的面板數(shù)據(jù)水平值都是不平穩(wěn)的，而一階差分都是平穩(wěn)的，表現(xiàn)為同階單整，可以建立面板數(shù)據(jù)回歸模型。

在進(jìn)行面板回歸前，需要確定模型的具體形式。為了選擇有效的面板數(shù)據(jù)模型，我們采用EViews6.0軟件對廣東省高技術(shù)制造業(yè)2005～2010年的相關(guān)回歸方程進(jìn)行F檢驗。對模型（2）～（4）式進(jìn)行選擇而做出的F檢驗值如表3所示。

表3 模型選取((2)～(4))的F值檢驗

從表3的F值檢驗結(jié)果來看，應(yīng)該選取模型(3)，即變截距固定效應(yīng)模型來估計金融發(fā)展水平對高技術(shù)制造業(yè)發(fā)展的影響。

為消除截面?zhèn)€體間數(shù)據(jù)的異方差性，我們使用GLS法（cross-section weights）對模型（3）進(jìn)行估計?；貧w估計結(jié)果如下：

0.979309RBit-0.264609RMCit

（-3.017818***）（-4.205130***）①注：括號內(nèi)是T值統(tǒng)計量,***代表通過了置信度為1%的顯著性檢驗

R2=0.919193，調(diào)整后R2=0.835991，D.W.=2.203476，F(xiàn)=8.643922，P值=0.000009

其中α0i*的值由表4給出。

表4 各高技術(shù)制造業(yè)截距項差異（α0i*）的估計結(jié)果

從上述估計的回歸結(jié)果看，模型的可決系數(shù)為0.919193，F(xiàn)檢驗通過了置信度為1%的顯著性檢驗，說明模型的擬合優(yōu)度較高，從整體上講，該模型估計效果不錯。從估計的回歸結(jié)果中,可以總結(jié)出以下兩點(diǎn)結(jié)論：

（1）研究與開發(fā)費(fèi)用水平與高技術(shù)制造業(yè)的增長之間存在強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，滯后一期的研發(fā)支出占GDP的比值每提高0.518787，高技術(shù)制造業(yè)的增長率將提高100%，即增加研發(fā)投入將顯著促進(jìn)高技術(shù)制造業(yè)的發(fā)展。這一結(jié)論是顯而易見的。因為高技術(shù)制造業(yè)是技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)，需要大量的研發(fā)投入，才能形成核心競爭力，增加研發(fā)投入將能有效促進(jìn)高技術(shù)制造業(yè)的發(fā)展。

（2）銀行信貸水平和資本市場發(fā)展規(guī)模與高技術(shù)制造業(yè)的增長之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，金融體系的發(fā)展并未有效支持高技術(shù)制造業(yè)的成長，反而具有反向影響效應(yīng)。高技術(shù)制造業(yè)應(yīng)屬于依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)，根據(jù)Rajan和Zingales的研究，金融發(fā)展水平與高技術(shù)制造業(yè)的成長應(yīng)存在正相關(guān)關(guān)系，我們估計的模型得出的實證結(jié)論似乎與Rajan和Zingales的觀點(diǎn)不一致。但如果考慮金融發(fā)展的效率因素，我們的實證結(jié)論與西方相關(guān)學(xué)者的研究結(jié)論并不矛盾。金融發(fā)展并非只有金融規(guī)模擴(kuò)張的一面，更重要的是金融體系效率的提高及其功能的發(fā)揮。發(fā)達(dá)的金融體系，能降低企業(yè)的外部融資成本，實現(xiàn)資本的有效配置和優(yōu)化配置，能夠?qū)Ω叱砷L的產(chǎn)業(yè)對資金的需求做出迅速反映，增加對高成長產(chǎn)業(yè)的投資，并減少對低成長產(chǎn)業(yè)的投資，從而能促進(jìn)依賴外部融資的高成長性產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。因此，主要依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)在金融系統(tǒng)發(fā)達(dá)的國家和地區(qū)中增長更快，而金融體系欠發(fā)達(dá)的發(fā)展中國家由于資本配置效率不高，依賴外部融資的產(chǎn)業(yè)可能相對增長較慢。廣東省金融體系的發(fā)展與全國相似，主要表現(xiàn)為銀行信貸總量規(guī)模和股票市場總量的擴(kuò)張，金融體系的效率和對資源有效配置的功能并未得到相應(yīng)提升。首先，由于金融制度和高技術(shù)制造業(yè)特征方面的原因，銀行體系對高技術(shù)制造業(yè)的金融支持欠佳。我國金融制度安排的功能特征長期主要表現(xiàn)為聚集和控制金融資源，以便服務(wù)于國有經(jīng)濟(jì)。近年來，在刺激內(nèi)需政策背景下，銀行增量資金大部分流向了與基礎(chǔ)設(shè)施相關(guān)的具有國企背景的傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)部門，造成傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)與高技術(shù)制造業(yè)獲得金融資源比例的失衡。再者，高技術(shù)制造業(yè)具有高投入、高風(fēng)險和高收益的特征，這些特征與金融機(jī)構(gòu)經(jīng)營的審慎性和安全性發(fā)生嚴(yán)重的沖突，金融機(jī)構(gòu)向高技術(shù)制造業(yè)企業(yè)提供貸款的積極性并不高。因此，盡管廣東省銀行信貸總量規(guī)模不斷擴(kuò)張，但并沒有有效支持高技術(shù)制造業(yè)的發(fā)展，反而統(tǒng)計上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。其次，股票市場的發(fā)展也主要表現(xiàn)為總量規(guī)模方面的擴(kuò)張，發(fā)達(dá)國家成熟證券市場所具有的信息揭示功能、價值發(fā)現(xiàn)功能和資源配置功能的效率并不高。我國股票市場的功能主要是為上市公司提供融資，公司上市制度事實上很大程度還是行政審批制，上市資源主要分配給國有體制背景的傳統(tǒng)制造業(yè)的企業(yè)，以民營企業(yè)為代表的高技術(shù)公司要獲得上市融資資格的可能性較低。近年來隨著創(chuàng)業(yè)板的推出，這種狀況有所改變，但上市融資資源主要配置給國企背景的傳統(tǒng)制造業(yè)的根本格局并未改變。因此，盡管隨著我國股票市場的市值規(guī)模和融資規(guī)模的不斷擴(kuò)大，廣東省股票市場的規(guī)模也得到很大程度的擴(kuò)張，但由于股票市場資本配置的總體效率并不高，股票市場對高技術(shù)制造業(yè)的金融支持力度欠佳，從而導(dǎo)致資本市場發(fā)展規(guī)模與高技術(shù)制造業(yè)的增長之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3 結(jié)論和政策啟示

我們通過構(gòu)建面板數(shù)據(jù)模型實證檢驗了廣東省金融發(fā)展水平對高技術(shù)制造業(yè)發(fā)展的影響。實證結(jié)果顯示，研究與開發(fā)費(fèi)用投入水平與高技術(shù)制造業(yè)的增長之間存在強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，銀行信貸水平和資本市場發(fā)展規(guī)模與高技術(shù)制造業(yè)的增長之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。這意謂著研發(fā)費(fèi)用的投入是促進(jìn)廣東省高技術(shù)制造業(yè)發(fā)展的主要影響因素，而金融體系的發(fā)展并未有效促進(jìn)高技術(shù)制造業(yè)的成長，反而具有反向影響效應(yīng)。但這并不表明我們得出的實證研究結(jié)論與Rajan和Zingales等西方學(xué)者基于跨國數(shù)據(jù)的實證結(jié)論相矛盾。廣東省金融體系的發(fā)展主要表現(xiàn)為銀行信貸總量規(guī)模和股票市場總量的擴(kuò)張，金融體系的功能和效率并未同步提升，金融體系的資源配置機(jī)制將金融資源相對較少地配置給高技術(shù)制造業(yè)部門，這可能是導(dǎo)致廣東金融發(fā)展水平與高技術(shù)制造業(yè)的增長之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系的主要原因。

經(jīng)驗分析所蘊(yùn)涵的政策含義有兩點(diǎn)：第一，金融體系的發(fā)展不能僅僅提高金融發(fā)展的規(guī)模水平，更重要的是提高金融發(fā)展的效率，形成將資本配置于高成長性產(chǎn)業(yè)的機(jī)制和功能；第二，鑒于高技術(shù)制造業(yè)對經(jīng)濟(jì)長期發(fā)展的重要性，應(yīng)通過政策性金融的引導(dǎo)機(jī)制，大力發(fā)展中小板和創(chuàng)業(yè)板市場，形成將金融資源向高技術(shù)制造業(yè)適當(dāng)傾斜的配置機(jī)制，促進(jìn)高技術(shù)制造業(yè)的發(fā)展。

[1]Schumpeter.J.A.A Theory of Economic Development[M].Cambridge,MA:Harvard University Press,1912.

[2]Hicks,J.A Theory of Economic History[M].Oxford:Clarendon Press,1969.

[3]Mckinnon,R.Money and Capital in Economic Development[M].Washington,D.C.:Brookings Institution,1973.

[4]Greenwood,J.,B.Jovanovic.Financial Development,Growth,and the Distribution of Income[J].Journal of Political Economy,1990,(98).

[5]Robinson,J.The Generalization of the General Theory.In The Rate of Interest,and Other Essays[C].London:Macmillan,1952.

[6]Lucas,R.,Jr.On the Mechanics of Economic Development[J].Journal of Monetary Economics,1988,(22).

[7]Stern,N.The Economics of Development:a Survey[J].Econ.J.,Sept.,1989,99(397).

[8]Levine,R.Financial Development and Economic Growth:Views and Agenda[J].Journal of Economic Literature,1997,(35).

[9]Rajan,R.，Zingales,L.Financial Dependence and Growth[J].Ameri?can Economic Review,1998,(88).

[10]Beck,T.，R.Levine.Industry Growth and Capital Allocation:does having a Market-or Bank-Based System Matter?[J].Journal of Fi?nancial Economics,2002,(64).

[11]Cetorelli,N.，M.Gambera.Banking Structure,Financial Dependence and Growth:International Evidence from Industry Data[J].Journal of Finance,2001,(56).

[12]Wendy Carlin，Colin Mayer.Finance,Investment and Growth[J].Journal of Financial Economics,2003,(7).

[13]Raymond Fisman,Inessa Love.Financial Development and Growth in the Short and Long Run[C].World Bank Policy Research Working Paper 3319,2004.

[14]Wurgler,J.Financial Markets and the Allocation of Capital[J].Jour?nal of Financial Economics,2000,(58).

[15]林毅夫,章奇,劉明興.金融結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長:以制造業(yè)為例[J].世界經(jīng)濟(jì),2003,(1).

[16]銀國宏.中國資本市場與產(chǎn)業(yè)績效關(guān)系研究[M].北京:經(jīng)濟(jì)管理出版社,2005.

[17]段一群,李東,李廉水.中國裝備制造業(yè)的金融支持效應(yīng)分析[J].科學(xué)學(xué)研究,2009,(3).

[18]宋智文,凌江懷.金融中介對高科技產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響實證研究——基于廣東省時間序列數(shù)據(jù)的協(xié)整分析[J].科技進(jìn)步與對策，2011,(9).