分權化改革背景下的財政分權與金融體制變遷

王海龍，李 靜，桑達卓瑪

（1. 安徽大學 經濟學院，安徽 合肥230601；2. 安徽財貿職業學院，安徽 合肥230601；3. 上海財經大學 公共經濟與管理學院，上海200433）

一、引言

國內外學者就分權化問題的研究主要集中在中國制度變遷和經濟發展的諸多方面聯系起來加以考察，大致分為三個方面：第一，對分權化改革帶來的宏觀績效所進行的一系列分析。這包括分權何以有助于中國農村基層政治治理（李明、李慧中、蘇曉馨，2011）［1］；有關財政分權化不利于經濟增長的研究（Zhang，T.and Zou，H.，1998）［2］或者財政分權化直接或間接促進經濟增長的分析（Ma，J.1997）［3］，對分權化改革帶來的得失進行較為全面的評估以及對財政分權、經濟增長、經濟波動之間的關聯的檢驗（王永欽等，2007）［4］。第二，研究分權化格局中的地方政府行為。探討的問題有：對財政分權、政府組織結構與地方政府支出規模的檢驗（賈俊雪、郭慶旺，2008）［5］；在不恰當的分權路徑背景下省際的稅收競爭與博弈行為（沈坤榮、付文林，2006）［6］；地區經濟結構和財政分權形式影響地方政府行為的機制及渠道（高鶴，2006）［7］；財政分權何以導致地方政府對FDI 展開激烈競爭（王文劍、仉建濤、覃成林，2007）［8］等。第三，探討分權化改革背景下的金融發展問題。具體內容包括：關于近代中國金融發展水平專門化研究（燕紅忠，2012）［9］；分權化改革何以致使金融部門扮演錯位的“第二財政”角色（周立、王子明，2002）［10］；地方政府為爭奪金融資源而同中央政府和銀行體系所展開的博弈對金融資源配置、貨幣政策效力、銀行機構經營所施加的影響（巴曙松、劉孝紅、牛播坤，2005）［11］；在財政分權化框架下金融抑制何以通過扭曲生產要素價格影響比較優勢進而影響國際貿易以及分權化格局下，地方與中央政府圍繞金融資源而展開的博弈對金融秩序和分配結構的影響（沈能、劉鳳翔、趙建強，2004）［12］。同時，就金融發展與經濟增長之間的關系學者們產生了分歧，具體表現在：改革開放以來的經濟增長并沒有得到金融發展的強有力支持（沈坤榮、張成，2013）［13］；金融部門和實體經濟部門之間不存在良性互動關系（陳剛、尹希果、潘楊，2006）［14］；金融發展對經濟增長具有顯著的正向影響（王保慶等，2008；馬穎等，2009）［15-16］等。其他關于金融發展問題的研究有，金融發展與國有和私有企業商業信用的競爭差異（余明桂、潘洪波，2010）［17］；金融發展、FDI與地區的制造業出口的關系（黃玖立，冼國明，2012）［18］；中央與地方財政關系演變過程中地區政府行為與金融深化對于各地區經濟增長不同效率的影響（張軍、金煜，2006）［19］等等。以上三類文獻分別從不同角度對分權化改革所帶來的正面和負面效應進行了較深入的分析并得出富有針對性結論。縱觀這些文獻，其研究的側重點在于：①探討分權化背景下地方政府行為為什么拉大了地區間經濟發展差距；②論證金融發展何以被扭曲、錯位或失序；③說明改革開放以來中國的經濟增長為什么沒有得到金融發展支持。但是，這些文獻僅僅就財政分權和金融發展與中國制度變遷和經濟發展的諸多方面聯系起來加以研究，沒有把財政分權化改革和金融體制變遷之間的內在聯系進行深入的挖掘。本文將在上述文獻的基礎上，基于分權化背景下討論中國改革開放30年來財政分權化改革和金融體制變遷之間的領先—滯后關系。

二、計量方法與實證結果

（一）變量的定義和描述

為研究分權化改革背景下的中國財政分權和金融體制變遷之間的關系，需要對財政分權化程度和金融體制變遷程度進行表征和定義。具體如下：

（1）“Decenrate”是表征財政分權化程度的變量，旨在說明包括各級政府在內的財政總支出如何在地方政府和中央政府之間分配的。本文遵循人們在討論財政分權化時通常所做的設定，選取地方政府財政支出對中央與地方政府財政總支出的比值，以及剔除了“國防支出和政策性補貼支出”后的地方財政支出對中央與地方財政總支出比值的算術平均值作為度量財政體制改革程度的指標（馬穎等，2009）［16］。

（2）“Channelrate”是表征金融體制變遷程度的變量，是指金融機構的總貸款除以各級政府部門以傳統的財政資金劃撥方式用于經濟建設的支出。它被用來描述金融資源的流動渠道如何從傳統的財政與銀行“大一統”體制下的財政撥款機制轉變為以市場為導向的商業銀行貸款機制。以上定義的變量的統計及來源描述見表1和表2。

為了避免短時間段的全國性的年度數據分析的缺陷，本文選取自1978-2014年各省、直轄市和自治區的長面板數據作為開展研究的基礎。鑒于Decenrate和Channelrate均表現為非平穩的序列（見表1），本文采用系統的面板VECM 方法研究兩者之間的內在聯系。同時，為了確認實證結果，分別分時段、分區域方式對結果進行穩定性檢驗。

表1 面板單位根檢驗結果

（二）計量分析與檢驗

1.單位根檢驗

為檢驗財政分權和金融體制變遷之間的Granger因果關系，我們首先根據Maddala&Wu(1999)的方法檢驗面板數據的平穩性。表2 列出了面板單位根檢驗的ADF檢驗值和相應的p值。檢驗結果顯示，在各種情況下（含常數項、趨勢項和漂移項）Channelrate和Decenrate 均不平穩，但是它們一階差分都是平穩的。因此，這兩個面板數據序列均為同階單整I（1）。

表2 面板數據協整分析結果

2.協整關系檢驗

由于Channelrate 和Decenrate 均為同階單整I（1）。因此我們可以檢驗這兩者之間的穩定關系。我們采用Maddala&Wu(1999)基于Fisher 所提出的單個因變量聯合檢驗的結論，建立了可用面板數據的協整檢驗方法，即Johansen 面板協整檢驗。檢驗結果表明，二者存在協整關系，即長期穩定關系。

3.因果關系檢驗

由于Channelrate 和Decenrate 為同階單整I（1），對二者的因果關系檢驗不能通過向量自回歸模型（VAR），需要利用向量誤差修正模型（VECM），如模型（1）所示。

其中，l為滯后階數。基于模型（1）的回歸結果，我們對兩個原假設進行檢驗。原假設1（H10）認為Decenrate 不是Channelrate 的Granger 原因。如果該假設成立，則在DChannelrate 的回歸模型中，DDecenrate所有滯后項的系數均為0且γ1也為0。同理，原假設2（H20）認為Channelrate 不是Decenrate 的Granger 原因，如果該假設成立，則在，DDecenrate的回歸模型中，DChannelrate所有滯后項的系數均為0且γ2也為0。當滯后期從1到8時，檢驗原假設的F值和p值見表3所列。

表3 面板數據Granger因果關系檢驗

根據表3 的結論，當滯后期從1 到8 時，在5%的顯著性水平下，拒絕原假設1，接受原假設2。而且這一結論在滯后期1到8都是穩健的。因此，表3的面板數據的Granger 因果關系檢驗表明，金融體制變遷是財政分權的原因，金融體制變遷程度影響財政分權化程度。

4.脈沖響應函數分析

根據滯后階數選擇標準，我們選擇滯后階數為2。對模型（1）估計的基礎上計算脈沖響應函數，具體如圖1所示。

圖1 面板數據脈沖響應函數

對Channelrate 一個標準差的沖擊迅速影響當期及滯后的Channelrate 和Decenrate，且其持續時間長。Channelrate 對此沖擊的產生正向影響，且這種響應幅度隨著時間的推移逐漸增強，大概滯后第4年開始穩定，但是8年后的響應幅度仍然顯著。Decenrate 當期便對這一沖擊做出響應，響應幅度在2年后達到最大，之后隨著時間的推移穩定性變動，8年后Decenrate 對此沖擊的響應依然顯著。說明了Channelrate 對Decenrate 的脈沖響應是永久的。值得注意的是，Channelrate 對Decenrate 的沖擊具有負向效應。這一結果表明金融體制變遷程度抑制財政分權化程度。但是，面對當前Decenrate一個標準差的沖擊，Channelrate 的響應微弱且不顯著，隨時間滯后，這種沖擊效應依然如此。因此，我們找不到財政分權影響金融體制變遷的證據。

5.領先—滯后關系的進一步比較

本文在上述模型（1）估計的基礎上進一步分析財政分權和金融體制變遷領先—滯后關系。估計結果見表4。從表4 可以看出，滯后1 期和滯后2 期的Decenrate 對當期的Channelrate 影響不顯著，但是，滯后1期的Channelrate以及滯后1期和滯后2期的Decenrate 對當期的Decenrate 影響顯著。值得注意的是，滯后1 期的Channelrate 對當期的Decenrate具有負效應。這表明，金融體制變遷抑制財政分權。但沒有足夠的證據表明財政分權對金融體制變遷產生顯著的正向或者負向作用。

表4 領先—滯后關系檢驗

三、穩健性檢驗

這一部分內容主要目的是檢驗上一部分內容所得結論的穩健性。根據1994年分稅制改革，我們把數據分為1978-1994年和1995-2014年兩個階段。通過分時間段來檢驗財政分權和金融體制變遷之間關系的穩健性。同時，我們想知道，是不是市場化和經濟發展水平有所差異的地區它們這種關系會有所差別。為了進行這樣的比較，我們把樣本分為東部和內地兩個部分。

（一）分時間段穩健性檢驗

1.協整關系檢驗

這里還是利用上面面板數據協整檢驗方法，只不過只列出Johansen 檢驗結果，從表5 可以看出，不論是把數據分為1978-1994年時間段還是分為1995-2014年時間段，Johansen面板數據檢驗結果表明，Channelrate 和Decenrate 之間都是協整的。表明上述關于二者之間的協整檢驗是穩健的，它們具有長期穩定的關系。

表5 分時間段協整關系穩健性檢驗

2.因果關系檢驗

表6 為分時間段檢驗的財政分權和金融體制變遷之間的因果關系。檢驗結果表明，在1978-1994年時間段，在5%的顯著性水平下，滯后第2 期，Channelrate 是Decenrate 的原因，但是，從滯后1 期到滯后4 期，Decenrate 都不是Channelrate 的原因。當把數據分為1995-2014年時間段時，檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，從滯后1 期到滯后4期，Channelrate 都是Decenrate 的原因，但是Decenrate 不是Channelrate 的原因。分時間段檢驗表明，上述Granger因果關系檢驗是穩健的。同時表明，自從分稅制改革以后，這種因果關系更加穩健。

表6 分時間段Granger因果關系穩健性檢驗

3.領先—滯后關系檢驗

我們依然把時間分為1978-1994年和1995-2014年時間段來檢驗上述關于財政分權和金融體制變遷之間的領先—滯后關系的穩健性。根據表7 回歸結果可以看出，在兩個時間段，滯后1 期的Channelrate 都對當期Decenrate 具有負效應，而且這種效應顯著。同時滯后2 期的Decenrate 對其本身當期具有正的顯著效應。但是滯后1 期和滯后2 期的Decenrate 對當期的Channelrate 都沒有影響。這些檢驗結果驗證上述關于財政分權和金融體制變遷之間的領先—滯后關系的穩健性，同時也再一次表明金融體制變遷抑制財政分權。同時我們發現，1978-1994年期間，即分稅制改革之前，金融體制變遷抑制財政分權的效應為0.027 左右，大于分稅制改革之后（1995-2014年）的抑制效應（0.004）。

表7 分時間段領先—滯后關系穩健性檢驗

（二）分區域穩健性檢驗

我們進一步進行分區域穩定性檢驗，把把樣本分為經濟水平高的東部區域和經濟水平較低的內地區域作為穩定性檢驗樣本，東部包括北京、上海、廣東、江蘇、浙江等樣本，而內地則覆蓋山西、陜西、青海、河南、湖北、甘肅、西藏、貴州等樣本。

1.協整關系檢驗

分區域協整檢驗結果表明（表8），經濟發展水平較高的東部地區財政分權和金融體制變遷之間的協整關系是穩健的。而相對經濟發展水平較低的內地，財政分權和金融體制變遷之間不具有協整性。

表8 分區域協整關系穩健性檢驗

2.因果關系檢驗

因果關系檢驗表明（表9），當滯后階數選擇1-8階時，對于經濟發展水平較高的東部地區金融體制變遷是財政分權的Granger原因，相反，財政分權不是金融體制變遷的Granger原因。而相對經濟發展水平較低的內地，從滯后1-8 階，財政分權和金融體制變遷相互不構成Granger因果關系。

表9 分區域Granger因果關系穩健性檢驗

3.領先—滯后關系檢驗

基于分區域的面板數據領先—滯后關系檢驗（表10），對于東部地區，在Decenrate為因變量的回歸模型中，對其具有顯著影響為滯后1期的Channelrate 以及滯后1 期和滯后2 期的Decenrate。而在Channelrate 回歸模型中，所有滯后的Channelrate 和Decenrate 都不顯著。同時，Channelrate 對Decenrate的效應顯著為負（-0.019 6）。這說明，對于經濟發展水平較高的東部地區，金融體制變遷抑制財政分權。這一結果也再一次證實上述結果的穩健性。但是值得關注的是，以內地劃分的樣本回歸結果表明，在Channelrate 和Decenrate 的回歸模型中，在5%的顯著性水平下，所有的滯后系數都不顯著。這說明，在經濟發展水平較低的內地，財政分權不影響金融體制變遷，同時金融體制變遷也不影響財政分權化程度。

表10 領先—滯后關系穩健性檢驗

以上分區域檢驗表明，對于經濟發展水平較高的東部地區，金融體制變遷是財政分權單向因果關系的結論以及金融體制變遷抑制財政分權的結論都是穩健的。但是相對經濟發展水平較低的內地，這種關系卻不顯著。因此，我們可以提出疑問，是不是財政分權和金融體制變遷的這種關系與經濟發展水平有關？為此，我們對此進行檢驗。

四、引入經濟發展水平的進一步分析

接下來我們來檢驗是不是經濟發展水平有所差異，它們的這種關系會有所變化。因此，我們把表征地區經濟發展水平的變量（用人均GDP和金融發展程度來刻畫地區經濟發展水平）引入到模型中，同時加進人均GDP、金融發展程度和Channelrate 的交互項，用來說明經濟發展水平和Channelrate 之間的交互作用。同時，我們在模型中加入表征經濟因素、金融發展因素和社會因素變量作為控制變量。各個變量意義為：

（1）“lgdp”為實際人均GDP；

（2）“FD”為金融發展程度變量，用貸款/GDP表示。

以上為表征區域經濟發展水平的變量。

（3）“CASHBAL”為金融機構實際現金投放量，等于所有金融機構現金收入總額與現金投放總額之間的差額；

（4）“CREDITRATE”表示實際貸款率，所有金融機構的存款與貸款之比。

以上為表征金融因素的控制變量。

（5）“EDU”教育支出/GDP，體現不同地區教育基礎設施狀況；

（6）“POP_BUR”表征人口負擔系數，用人口總體中非勞動年齡人口數與勞動年齡人口數之比來衡量；

（7）“SECUR”為社會保障支出占財政支出的比重；

（8）“PUB_EXPEN”為公共支出/GDP。

以上為表征社會因素的控制變量。

（9）“TRADE”為經濟對外依存度，用進出口總額/GDP進行衡量；

（10）“INVEST”為投資率，用國家生產總值用于投資的比例衡量；

（11）“FINAN”為地方一般財政收入/GDP；

（12）“INFLAT”通貨膨脹率，用消費價格指數來衡量。

以上為表征經濟因素的控制變量。

以上各個變量的統計描述如表11，數據來源于各年《中國統計年鑒》、《中國金融年鑒》和《新中國五十年統計資料》。

根據上述表述，本文研究的具體模型如（2）式所示：

其中，X表示控制變量。

（一）沒有加入控制變量回歸結果及分析

沒有加入控制變量回歸結果見表11（1）-（3），在模型（1）中，單獨進行Channelrate 和Decenrate 回歸，數據顯示Channelrate對Decenrate的作用顯著為負值，表明金融體制變遷對財政分權具有抑制效應，其抑制效應的絕對值為0.005 6；當加入表征區域經濟發展水平的變量lgdp 和FD 變量后，Channelrate 變量系數顯著為負，而且Channelrate 對Decenrate 抑制效應的絕對值增加到0.017。這說明，金融體制變遷對財政分權抑制效應和經濟發展水平有關系，經濟發展水平越高，其抑制效應越強。在模型（2）的基礎上加入lgdp、FD 和Channelrate 的交互項的檢驗結果見模型（3），模型（3）結果顯示，Channelrate 變量系數顯著為負，其抑制效應增加到0.0199，同時，lgdp、FD和Channelrate的交互項系數顯著為正，表明區域經濟發展水平和金融體制變遷之間具有正的交互作用，金融體制變遷對財政分權抑制效應隨著經濟發展水平的提高而增強。

表11 方程（2）估計結果（TSLS）

續表11

（二）加入控制變量回歸結果及分析

加入控制變量回歸結果見表11（4）-（7），根據各個變量的回歸系數可以知道，加入社會因素控制變量見模型（4）后，各系數的顯著性沒有發生變化，因此模型設定是穩健的。模型（4）回歸結果顯示Channelrate 對Decenrate 的作用顯著為負值，表明金融體制變遷對財政分權具有抑制效應，其抑制效應的絕對值為0.019。lgdp、FD和Channelrate的交互項系數顯著為正，表明區域經濟發展水平和金融體制變遷之間具有正的交互作用，區域經濟發展水平越高，金融體制變遷對財政分權抑制效應越強。在模型（4）的基礎上加入表征經濟因素控制變量時，各個變量的回歸系數沒有發生顯著變化，Channelrate 對Decenrate 的作用顯著為負值，其抑制效應的絕對值為0.020。而且lgdp、FD和Channelrate的交互項系數顯著為正。同時，投資（INVEST）和通貨膨脹（INFLAT）對財政分權都有顯著的正向影響，而地方預算財政收入（FINAN）對財政分權具有顯著的負向影響；當加入表征金融因素控制變量時，除了FINAN系數由顯著變為不顯著外。其它變量系數的顯著性并沒有發生變化，Channelrate對Decenrate 的作用顯著為負值，其抑制效應的絕對值為0.018。lgdp、FD和Channelrate的交互項系數依然顯著為正。在金融控制變量因素中，CREDITRATE 系數顯著為正，而CASHBAL系數顯著為負。

最后進行全部變量回歸，結果如模型（7）所示。根據模型（7）回歸結果表明，各系數的顯著性基本沒有發生變化，因此模型設定是穩健的。同時，Channelrate 對Decenrate 的作用顯著為負值，其抑制效應的絕對值為0.020。而且lgdp、FD 和Channelrate 的交互項系數顯著為正，再一次表明區域經濟發展水平和金融體制變遷之間的具有正的交互作用。因此，區域經濟發展水平越高，金融體制變遷對財政分權的抑制效應越大。

綜合表11的兩階段最小二乘法回歸結果：①再一次檢驗中國金融體制變遷對財政分權具有顯著的抑制效應；②經濟發展水平變量和金融體制變遷變量的交互項顯著為正表明，這種抑制效應和經濟發展水平成正比關系，經濟發展水平越高，金融體制變遷對財政分權的抑制效應越大。

表12 和13 為分省份檢驗的結果。我們分別檢驗北京、上海、廣東、福建、江蘇和浙江6 個經濟發展水平較高的省份（自治區）的結論；同時檢驗西藏、內蒙古、青海、甘肅、貴州和新疆經濟發展水平低的省份的結論。

表12 經濟發展水平較高的省份（自治區）檢驗結果

表13 經濟發展水平低的省份檢驗結果

分省份檢驗結果表明：經濟發展水平較高的北京、上海、廣東、福建、江蘇和浙江6 個省份，Channelrate和Decenrate都具有長期穩定關系。Granger因果關系檢驗表明，北京滯后1-8期、上海滯后4-8期，Channelrate都是Decenrate原因。廣東和福建滯后第1期、浙江滯后第10期和江蘇滯后第3、第8 和第9 期，Channelrate 是Decenrate 原因。同時Channelrate 對Decenrate具有顯著的抑制效應。但是，對于西藏、內蒙古、青海、甘肅、貴州和新疆經濟發展水平低的省份，Channelrate 和Decenrate 既不存在長期穩定關系，Channelrate 也不是Decenrate 的原因（除貴州），同時，Channelrate 對Decenrate 不具有顯著的抑制效應。

五、主要結論

本文通過對分權化改革背景下財政分權和金融體制變遷之間相互關系進行一系列嚴格檢驗，得出如下結論：

第一，分權化改革作為中國經濟轉型過程中最為重要的制度安排之一，帶來了巨大的制度變遷效應。對于肩負著經濟轉型和經濟發展雙重使命的中國來說，制度變遷無疑是十分重要的。與分權化為特色的制度安排以財政分權化為突破口，這種“自上而下”的制度變遷模式使得中國分權化改革有別于其他轉型國家和發展中國家。但我們發現，中國的分權化改革過程是一個特殊的過程，中國的財政分權化和金融體制變遷并不是相互影響的過程，而是單向影響過程，金融體制變遷影響財政分權，但是，沒有發現財政分權對金融體制變遷產生任何促進或者抑制作用的證據。

第二，在市場體制不完善的環境中和經濟轉型過程中，分權化改革是同銀行業結構與金融發展程度相適應的，有利于社會穩定、金融安全和促進金融發展，對于市場不完善的轉型經濟和發展中經濟來說，適度的金融抑制往往有助于推動金融發展和經濟增長。麥金農曾提到，為了保證經濟轉型的成功，“財政控制應當優先于金融自由化”。但實際上，在中國，盡管財政體制改革伴隨著金融體制改革進展，但是金融體制變遷卻抑制財政分權。而這種抑制程度和經濟發展水平相關，經濟發展水平越高，其抑制效應越強。

究其原因，一方面，在分權化改革之前，財政、銀行資金都由國家統一分配，財政上國家在收支管理與結構進行優化，金融體制改革在于逐步實現金融市場化。但是，在分權背景下，最大的矛盾來自地方政府，其建設資金一方面來源于財政分權之后所分配到的財政份額，另一方面來自于金融系統提供的中長期貸款。但是，隨著金融改革的深化、商業銀行市場化運作的加強，地方政府從銀行體系得到的資金支持有所增加。同時，財政分權是在制度改革大框架變動的，其改革受到諸多因素的限制和影響。因此，地方政府通過財政分權獲得的資金支持有限，這在一定程度上減少了地方政府對財政分權的訴求。另一方面，隨著經濟發展水平提高，金融市場化逐步加強，正如有些學者所說的“當國家變得富裕時，其金融體系變得更以市場為導向”，因此，降低企業特別是有效率的國有企業和私營企業融資成本，促進地方經濟發展，這一方面體現金融市場化導向的成功，同時也導致地方政府獲得更多的收入，而財政分權并不能內在的促進這一過程的發展。

［1］李明，李慧中，蘇曉馨. 財政分權、制度供給與中國農村基層政治治理［J］．管理世界，2011，32（2）：37-42.

［2］Zhang T，Zou H. Fiscal Decentralization，Public Spending and Economic Growth in China［J］. Journal of Public Finance，1998，67（2）：221-40.

［3］Ma J. Intergovernmental Relations and Economic Management in China［M］. New York：St. Martin’s Press，INC.，1997.

［4］王永欽，張晏，章元，等. 中國的大國發展道路——論分權式改革的得失［J］. 經濟研究，2007（1）：4-16.

［5］賈俊雪，郭慶旺. 政府間財政收支責任安排的地區經濟增長效應［J］. 經濟研究，2008（6）：37-49.

［6］沈坤榮，付文林. 稅收競爭、地區博弈及其增長績效［J］. 經濟研究，2006（6）：16-26.

［7］高鶴. 財政分權、經濟結構與地方政府行為：一個中國經濟轉型的理論框架［J］. 世界經濟，2006（10）：59-68.

［8］王文劍，仉建濤，覃成林. 財政分權、地方政府競爭與FDI的增長效應［J］. 管理世界，2007（3）：13-22.

［9］燕紅忠. 近代中國金融發展水平研究［J］. 經濟研究，2012（5）：143-155.

［10］周立，王子明. 金融與發展：中國各地區金融發展與經濟增長實證分析（1978-2000）［J］. 金融研究，2002（10）：1-13.

［11］巴曙松，劉孝紅，牛播坤. 轉型時期中國金融體系中的地方治理與銀行改革的互動研究［J］. 金融研究，2005（5）：25-37.

［12］沈能，劉鳳朝，趙建強. 財政分權、金融深化與地區國際貿易發展［J］. 財貿經濟,2006（1）：41-45.

［13］沈坤榮，張成. 金融發展與中國經濟增長——基于跨地區動態數據的實證研究［J］. 管理世界，2004（7）：15-21.

［14］陳剛，尹希果，潘楊. 中國的金融發展、分稅制改革與經濟增長［J］. 金融研究，2006（2）：99-109.

［15］王保慶，李忠民，何風雋. 中國西部地區金融發展支持經濟增長的實證研究［J］. 工業技術經濟，2012（7）：83-89.

［16］馬穎，陳波. 改革開放以來中國經濟體制改革、金融發展與經濟增長［J］. 經濟評論，2009（1）：12-18.

［17］余明桂，潘洪波. 金融發展、商業信用與中國地區的產品市場競爭［J］. 管理世界，2010（8）：117-129.

［18］黃玖立，冼國明. 金融發展、FDI 與地區的制造業出口［J］. 管理世界，2010（7）：8-17.

［19］張軍，金煜. 中國的金融深化和生產率關系的再檢測:1987-2001［J］. 經濟研究，2005（11）：34-45.