互聯網金融、金融脫媒與中小企業融資約束

馬軼群 郭家寶

【關鍵詞】 互聯網金融; 金融脫媒; 貨幣政策; 金融發展; 融資約束

【中圖分類號】 F724.6;F832.4;F276? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）16-0112-07

一、引言

中小企業在我國經濟發展中具有重要的作用，據統計，中小企業貢獻了我國稅收的50%、GDP的60%、城鎮就業的80%。然而，在中小企業做出巨大貢獻的同時，融資難問題一直困擾著其發展。截至2018年底，我國銀行業對中小企業的貸款余額僅占社會融資規模的20.51%，這與中小企業的貢獻極不匹配[1]。事實上，中小企業融資難是各國普遍面臨的問題，國際貨幣基金組織早在2013年就發現，在中等收入經濟體，制約中小企業發展的最重要問題是資金;在低收入經濟體，資金問題僅次于電力問題，是影響中小企業發展的第二大制約因素。因為互聯網金融可以提升資源配置效率，促使交易成本下降，進而有助于中小企業融資，因而，在國內外眾多研究中，互聯網金融被認為是解決中小企業融資難的一個有效途徑[2-4]。但也注意到，互聯網金融在改善中小企業融資約束的同時，也產生了金融脫媒的后果。吳曉求[5]指出，互聯網金融井噴式增長產生了“二次脫媒”。這使得金融脫媒已成為影響我國經濟的現實問題，那么，金融脫媒是進一步放大還是抑制了互聯網金融的作用？現有研究鮮有回答，而對該問題的回答有助于更深入地了解互聯網金融對中小企業融資的作用，為制定相關政策，并充分發揮互聯網金融的作用提供有價值的參考。鑒于此，本文擬通過中小板上市公司的微觀數據，通過實證模型，深入探討互聯網金融對中小企業融資約束的影響，以及金融脫媒在互聯網金融影響中小企業融資中的作用，得出相應結論，并提出相關建議。

二、文獻綜述與研究假設

（一）我國中小企業融資約束及其形成

中小企業的外源融資一般包括股權融資、債權融資和信貸融資，其中，股權融資門檻較高，債權融資又非常苛刻，且私募債的債券非公開發行導致難以轉手流通，較高的市場定價也抑制了購買熱情。這主要是因為我國資本市場起步晚、門檻高、不成熟，中小企業直接融資難度較大。這也是當前多數中小企業首選信貸融資的原因[6]。

由于中小企業的財務、運營等重要信息不透明，商業銀行為了規避風險，往往提高授信門檻以迫使中小企業退出信貸市場。鄭之杰等[7]的研究表明，金融市場傾向于對中小企業上調利率，對大客戶降低利率。通常而言，對資金需求較為強烈的中小企業，更易接受較高的信貸利率或額外附加條款，但部分難以承受高額融資成本的中小企業，會選擇放棄融資，退出信貸市場。與此同時，中小企業大多處于初創期，資產少、規模小、抗風險能力弱，缺少用于抵押貸款的資產，中小企業很難從商業銀行獲得貸款。[8]根據以上分析，提出假設1。

H1：我國中小企業存在融資約束。

（二）互聯網金融對中小企業融資的影響機制

首先，降低信息不對稱。中小企業融資困境的根源在于信息不對稱，Allen et al.[9]指出，信息技術的進步顯著降低了信息成本，并改善了信息不對稱問題?；ヂ摼W金融是金融領域信息技術進步的集中體現，其借助大數據、云計算以及人工智能等新興技術，提高了中小企業信息的公開化與透明度。其次，降低融資成本。一是簡化融資手續。互聯網金融代理鏈條短、組織結構簡單，審批手續直接、便捷，資金配置效率高，可以節省中小企業的融資費用。二是降低貸款利率。信貸業務是商業銀行利潤的重要來源，互聯網金融的快速發展加劇了信貸市場的競爭，擠壓了商業銀行的信貸業務量，商業銀行為獲得更多的信貸資源，也會采取低價競爭的策略，降低貸款利率。此外，Brian et al.[10]認為網絡借貸平臺更具有開放性和公平性，網貸平臺提供資金的利率彈性更大。最后，提高融資效率。互聯網金融突破空間限制，改變了傳統信息收集方式，提高了中小企業融資效率?；ヂ摼W金融的融資過程大多是在線實現，無需實體網點，全程無紙化操作，貸款流程簡明，有效提高了融資效率[11]。與此同時，互聯網金融推出的創新產品交織在一起，為中小企業提供了眾多的融資選擇[12]。根據以上分析，提出假設2。

H2：互聯網金融有助于改善中小企業融資約束。

（三）金融脫媒的中介作用

首先，互聯網金融加劇了金融脫媒。一是催生眾多金融脫媒形式，即借助互聯網技術推動資金供需結構優化，實現資金供求雙方的直接交易，豐富金融脫媒形式，提高直接融資比重。如網絡小貸是電商平臺利用積累的交易數據，為平臺客戶提供小額信貸，產生平臺內的金融脫媒;眾籌融資是資金需求者面對公眾通過網絡平臺募集小額資金，是公眾參與度較高的脫媒形式。二是加快金融脫媒速度。互聯網金融催生的技術性脫媒，可以快速實現信息的搜尋，解決信息不對稱問題，企業也更容易獲取數據，直接在金融市場籌集資金[13]。三是擴大金融脫媒影響范圍?；ヂ摼W金融通過矯正信息不對稱問題，降低了融資門檻，讓大量中小企業獲得融資。同時通過便捷的支付方式及碎片化的理財方式，使得家庭的小額資金也能容易地參與金融脫媒。

其次，金融脫媒對中小企業融資有兩方面影響。一是加快商業銀行資產業務創新，吸引中小企業融資?；ヂ摼W金融為各類企業提供了更加便捷、成本更低的融資途徑，使得商業銀行資產端的脫媒甚于以往，資產端脫媒壓縮了銀行利潤，加劇了銀行業的競爭，為了尋求更多的利潤源，商業銀行會積極推進業務創新，將以往忽視的中小企業納入業務范圍。Saffo[14]指出，正是由于脫媒校正效應的存在，使得商業銀行不斷挖掘自身潛能、繼續推進金融創新。二是抑制了商業銀行負債業務，促使中小企業采取更多方式融資。金融脫媒降低了商業銀行吸收存款的能力，信貸資金的約束使得處于弱勢的中小企業融資更加困難，進而轉向其他融資方式。而互聯網金融的快速發展，為中小企業提供了更多的融資方式，即使中小企業無法從商業銀行獲得資金支持，也可以通過其他渠道融資。根據以上分析，提出假設3。

H3：金融脫媒放大了互聯網金融緩解中小企業融資約束的作用。

（四）影響中小企業融資的其他因素

一是貨幣政策。貨幣政策是通過商業銀行傳導，作用于實體經濟的手段，貨幣政策能夠直接影響商業銀行資金的充裕度，緊縮性貨幣政策會減少商業銀行的可貸資金，進而減少中小企業獲得信貸資金的可能性;反之，擴張性貨幣政策會增加商業銀行的可貸資金，緩解中小企業的融資約束。二是金融發展。Beck et al.[15]指出，金融發展對緩解中小企業融資約束有著積極的影響，金融發展增加了信貸契約完備性，提高了金融市場信息透明度，拓寬了中小企業融資渠道，提升了外源融資的可能性。三是企業規模。大型企業不僅管理規范，信息透明度高，而且可用于抵押的資產要多于中小企業，融資約束程度也就更低。有研究表明，中小企業規模較小、資金缺乏、實力欠缺，風險相對較高，融資條件難以完善。根據以上分析，提出假設4。

H4a：擴張性貨幣政策能緩解中小企業融資約束。

H4b：金融發展有助于緩解中小企業融資約束。

H4c：中小企業規模越大，融資約束越小。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文所使用的樣本數據來自國泰安（CSMAR）中小板數據庫、中國人民銀行統計數據、中國統計年鑒等。根據數據可得性，選取2011—2019年的中小企業數據，先對以下類型企業做了剔除：一是金融類企業;二是ST類和？觹ST類企業;三是同時發行A股、B股或H股的企業;四是財務數據不全以及上市小于3年的企業。然后做了Winsorsize處理，減少極端值的影響。最后得到642家中小板上市的企業，共4 196個樣本數。

（二）變量定義

1.被解釋變量

企業現金持有量的變動值（ΔCash）用現金及現金等價物增加額與期初總資產的比值表示。

2.解釋變量

企業現金流（CF）用經營活動產生的現金流量凈額與期初總資產的比值表示。

互聯網金融（Interf）采取吳俊霖（2019）的方法，使用因子分析法合成我國互聯網金融發展指數。

擴張性貨幣政策（Monetp）直接使用馬軼群等[16]估計的結果，并根據其方法，將數據進行更新。

金融發展（Finand）用金融機構存貸款總額除以GDP來表示。

企業規模（Enters）用企業的營業收入衡量。

3.中介變量

金融脫媒（Disinf）由非金融部門對金融機構的負債與非金融部門對國內的總金融負債的比值表示。

4.控制變量

企業成長性（Growth）用企業的營業收入增長率反映。

企業資本支出（Expand）用購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現金減去處置固定資產、無形資產和其他長期資產所收回的現金，與期初總資產的比值表示。

非現金營運資本的變動（ΔNWC）用流動資產與流動負債的差與期初總資產的比值表示。

（三）模型設定

為了探求互聯網金融、金融脫媒對中小企業融資約束的影響，本文通過以下步驟進行嚴格的實證檢驗。

首先，判斷我國中小企業是否存在融資約束。由于投資-現金流敏感性法存在代理成本、測量偏誤以及相關性等不足[17]。本文使用現金-現金流敏感性法判斷中小企業的融資約束。基準模型如下：

其中，α0為常數項，α1—α4為各變量系數，i為企業，t為時期，εi，t為隨機擾動項。如果企業存在融資約束，該企業就會持有更多現金用于未來可能的投資。那么，α1應顯著為正，如果該系數不顯著，則企業不存在融資約束。

其次，檢驗互聯網金融對中小企業融資約束的影響。本文假設現金-現金流敏感性系數（α1）隨著企業與時間發生變化，并將該系數視為互聯網金融的函數，即α1=λInterft，則式1變為：

其中，系數λ是互聯網金融影響中小企業融資約束的程度，如果該系數顯著為負，說明互聯網金融降低了企業對現金的依賴，緩解了中小企業融資約束。此外，考慮到貨幣政策、金融發展和企業規模也可能影響中小企業融資約束，將以上變量逐一替代式2中的互聯網金融變量，進行回歸，得到相應結果。

再次，檢驗金融脫媒的中介作用。參考Muller et al.[18]提出的中介效應模型，在式2基礎上增加模型3、模型4：

式3增加了中介變量金融脫媒，反映的是金融脫媒對企業現金持有變動值的影響。式4是互聯網金融對金融脫媒的作用。控制變量（BDX）為式2的各控制變量。其中，β0和？漬0為回歸的常數項，β1、β2、β3、？漬1和？漬2均為回歸系數。如果式2的λ顯著，說明互聯網金融對中小企業融資約束有直接影響。如果λ、β2和？漬1均顯著，且β1顯著性水平小于λ，或者β1不再顯著，則說明互聯網金融在直接作用中小企業融資約束的同時，經由金融脫媒，間接影響中小企業融資約束。

最后，如果金融脫媒發揮了中介作用，那么，中介作用是如何發揮的？本文將做進一步討論，由于中介作用的存在，互聯網金融對中小企業融資約束的機制狀態，會隨金融脫媒的變化而轉換。面板平滑轉移模型能夠有效刻畫這種機制轉移效應，模型如下：

面板平滑轉移模型為非線性，式5中的關鍵為平滑轉移函數，即為g（Disinft;δ，τ），當g（Disinft;δ，τ）=0時，式5僅能反映互聯網金融對中小企業融資約束的直接影響，影響系數為？諄1，此時，互聯網金融與中小企業融資約束的關系為第一機制。當g（Disinft;δ，τ）=1時，式5不僅能夠反映出互聯網金融對中小企業融資約束的直接影響，而且能加入金融脫媒的間接影響，系數變為？諄1+？諄2，第一機制轉也轉為第二機制。當平滑轉移函數的值大于0，且小于1時，則為混合機制。Disinft是平滑轉移函數g（Disinft;δ，τ）的轉換變量，說明機制轉換過程中，金融脫媒變量的重要性。轉移速度依賴δ值，稱為平滑參數，轉移位置由τ值決定，是位置參數。平滑轉移函數的邏輯函數形式為：

式6中，當δ→+∞時，平滑轉移函數在不同機制間瞬時轉移，此時，式5轉為門限回歸模型。當δ→0，或Disinft=τj時，式5退化為固定效應模型。m為位置參數的個數。

四、實證分析

通過實證模型選擇的嚴格檢驗，并使用豪斯曼檢驗對固定效應和隨機效應進行比較，確定使用固定效應模型，回歸結果見表1?；鶞誓Ｐ?可以判斷中小企業是否存在融資約束，實證結果與本文的假設一致，中小企業的現金-現金流量敏感度顯著為正，說明中小企業融資約束非常明顯。因為面臨來自信貸市場的融資約束，中小企業會從經營活動現金流中留存更多的現金，以備未來可能的投資需求。在控制變量中，資本支出的影響在5%的顯著性水平為負值，說明資本支出越多，中小企業的現金持有會越少。成長性與資本支出不同，如果企業營業收入增長較快，說明有很高的成長性，企業往往會持有更多現金，應對未來的成長機會，本文的回歸結果證實了這樣的判斷，即在1%的顯著性水平正向影響現金持有。企業的非現金營運資本由流動資產減流動負債得到，流動資產包括存貨、應收賬款等變現能力較強的資產，流動負債有短期借款等一年內需要支付的款項。在企業營運資本既定條件下，非現金營運資本的增加，會擠出企業現金持有量，因而，實證結果反映為顯著負值。擴展模型2加入互聯網金融與企業現金流的交互項，探討互聯網金融的發展對中小企業融資約束的影響。結果表明，交互項通過了1%顯著性檢驗，系數為-0.7520，說明互聯網金融顯著降低了現金-現金流量敏感度，減少了中小企業的現金依賴，緩解了中小企業的融資約束。同時，也注意到資本支出等控制變量的回歸結果沒有發生明顯的變化，說明本文的實證結果是穩健的。進一步分別使用貨幣政策、金融發展以及企業規模對基準模型1進行擴展，得到擴展模型3—模型5。擴展模型3的結果表明，擴張性的貨幣政策能夠顯著緩解中小企業的融資約束，主要在于擴張性貨幣政策使得社會流動性增強，商業銀行的可貸資金更為充裕，為了尋求更多的獲利機會，商業銀行會更加重視中小企業的融資需求。擴展模型4表明，金融發展和現金流的交互項在1%的顯著性水平負向影響現金持有，與互聯網金融、貨幣政策一樣，金融發展降低了企業現金-現金流量敏感度，緩解了中小企業融資約束，與前文假設一致。擴展模型5的結果與假設相反，實證結論支持的是企業規模越大，企業現金-現金流量敏感度越強，融資約束越明顯。通常而言，企業規模越大，企業經營能力越強，企業可用于貸款抵押的資產也更加充足，更能得到商業銀行的青睞，但本文得到相反的結果，原因可能在于本文的研究樣本，選取的是中小板上市企業，實證的前提是所有的樣本均為中小企業，企業規模對商業銀行而言，并沒有實質性的差異，但對企業而言，規模越大，反而需要持有更多現金應對更大范圍的支出。

接下來，考慮金融脫媒的中介效應，即金融脫媒對互聯網金融影響中小企業融資約束的作用，見表2。中介模型6是以中小企業現金持有（ΔCASH）為被解釋變量，與擴展模型2不同的是，加入了金融脫媒因素，回歸結果表明，互聯網金融和現金流的交互項仍然顯著為負，但僅通過了10%的顯著性檢驗，且系數值也降為-0.2107，同時，金融脫媒的回歸結果顯著為正，這說明，一方面，金融脫媒有可能在互聯網金融影響中小企業融資中發揮中介作用，由于互聯網金融與現金流交互項的回歸結果仍然顯著，金融脫媒的中介作用也僅為部分中介，而非完全中介，這說明互聯網金融還會通過其他途徑影響中小企業融資約束，如金融創新等;另一方面，金融脫媒對中小企業現金持有的影響在1%顯著性水平為正，金融脫媒程度越高，中小企業現金持有量越大，正如前文所言，金融脫媒使得中小企業融資渠道更為多元。在控制變量中，資本支出的實證結果盡管不顯著，但反映出對企業現金持有的負向影響，與前文結果較為接近，企業成長性和非現金營運資本的回歸結果均在1%的水平顯著，與前文一致，再次說明本文實證結果的穩健性。在中介模型7中，將被解釋變量設為金融脫媒，互聯網金融在1%的顯著性水平正向影響金融脫媒，系數為0.0281，說明互聯網金融的發展較大程度上推動了我國金融脫媒的上升，結合中介模型6，證明了金融脫媒的中介作用。但以上還無法判斷金融脫媒的中介作用究竟是緩解還是加大了中小企業融資約束，使用中介模型8來探討，與前文處理相似，將基準模型1的現金流變量擴展為金融脫媒與現金流的交互項，結果顯示金融脫媒使得中小企業現金-現金流敏感性下降，減少了中小企業對現金的依賴，因而，金融脫媒的中介作用緩解了中小企業融資約束。由以上結論可知，互聯網金融在改善中小企業融資約束的同時，其產生的金融脫媒，不僅使中小企業現金持有量上升，且進一步緩解了中小企業的融資約束?；ヂ摼W金融通過金融脫媒對中小企業融資約束產生雙重緩解效應。

弄清金融脫媒是如何發揮作用的，也十分必要。分析之前，先檢驗式5中的機制轉移效應（H0 δ=0或H0 ？淄2=0）是否顯著，使用F統計量和LM統計量等價檢驗平滑轉移函數g（Disinft;δ，τ）在δ=0處的一階泰勒展開。如果接受原假設H0，意味著式5不具有機制轉移效應。原假設被拒絕的話，則進一步分析平滑轉移函數g（Disinft;δ，τ）個數，也就是“剩余非線性檢驗”。重新設置原假設H0 r=1為一個平滑轉移函數，拒絕原假設后，逐級增加，直至原假設被接受，此時可得到具體的個數。經過檢驗，原假設的LM統計量為21.432，P值為0.000，LMF統計量為7.179，P值為0.000，因而拒絕原假設，式5中的機制轉移效應顯著，意味著互聯網金融對中小企業融資約束的作用，隨金融脫媒的變化而變化，非線性機制明顯。而原假設H0：r=1的LM統計量為1.323，P值為0.363，LMF統計量為1.207，P值為0.411，說明僅有一個位置參數。由此，使用非線性最小二乘法估計式5，結果見表3。

表3結果顯示，當處于第一機制時，互聯網金融對中小企業融資約束的作用為-1.4541，當進入第二機制時，互聯網金融對中小企業融資約束的作用變為-1.7538。也就是說，因為金融脫媒的中介作用，促使互聯網金融緩解中小企業融資約束的能力提升20.61%。進一步，互聯網金融與中小企業融資約束關系變化的門檻值發生在金融脫媒為0.1517時，互聯網金融對中小企業融資約束的作用機制發生非線性轉移，平滑參數為5.979，反映了較快的轉移速度，這使得互聯網金融的作用在較短時間內，可以由第一機制向混合機制以及第二機制過渡，實現互聯網金融的雙重緩解效應。一般認為，以第三方支付興起為標志的互聯網金融發端于2005年，之后持續快速發展，2013年開始，互聯網金融的各業務形態出現爆發式增長，同時也暴露出各種監管不力的弊端，對整個行業產生較大的負面影響，為了維護互聯網金融行業的健康發展，我國政府于2015年開始，對整個行業進行整頓。根據本文的計算，我國金融脫媒指數在2016年之前低于0.1517，該階段互聯網金融的作用為第一機制，互聯網金融對中小企業融資約束僅有直接作用，此時，金融脫媒并沒有產生明顯的中介作用，這可能是因為，在互聯網金融發展初期，缺乏監管，行業規范性較差，資金供求雙方的直接交易存在較大風險，對風險的規避也抑制了金融脫媒的發展，這與銀行業的存貸款業務不同，對資金供求雙方而言，銀行信貸的信用最高、風險最低，因而互聯網金融發展初期，金融脫媒程度低、影響小，還不足以影響到互聯網金融的作用。但隨著對互聯網金融的全面監管，顯著降低了資金供求雙方的風險，2016年之后，機制發生轉移，金融脫媒的作用開始凸顯，互聯網金融的作用被金融脫媒進一步強化。這說明健康發展的互聯網金融才能產生緩解中小企業融資約束的雙重效應。

五、結論與建議

互聯網金融是解決中小企業融資難的重要途徑，在緩解中小企業融資約束的同時，也產生了金融脫媒的后果。本文使用中小板上市公司的微觀數據，深入探討了互聯網金融對中小企業融資約束的影響，以及金融脫媒的中介作用。研究發現：我國中小企業存在顯著的融資約束，互聯網金融能夠有效緩解中小企業融資約束?；ヂ摼W金融通過金融脫媒對中小企業融資約束產生雙重緩解效應，金融脫媒能夠大幅提升互聯網金融緩解中小企業融資約束的能力。但只有加強對互聯網金融的監管，降低互聯網金融風險，金融脫媒的作用才會顯現。此外，擴張性貨幣政策和金融發展均有助于中小企業融資約束的改善，而中小企業的企業規模在一定程度上增加了融資約束。

針對以上結論，提出以下建議：首先，推動中小企業健康發展，增強中小企業經營信息透明度。這是解決中小企業融資難的根本，中小企業應努力規范經營，完善企業治理結構，建立現代企業制度。強化信用管理，確保經營數據的真實性，保證公開資料的完整、準確，樹立誠實守信的企業形象。同時，建立完善中小企業征信系統，改變中小企業信用信息不足的現狀，建立嚴格的信用評分制，建成切實可行的信用體系。其次，鼓勵互聯網金融發展，設計種類齊全的金融產品。增加互聯網建設的投入力度，通過大數據、云計算等為互聯網金融提供技術支持，降低融資市場信息搜尋成本和交易成本。鼓勵互聯網金融企業的金融創新，通過設計種類齊全又具有個性化的金融產品，拓寬中小企業融資渠道，滿足中小企業融資需要。推動銀行業運用互聯網思維，與互聯網深度融合，實現信貸模式的創新發展。最后，強化互聯網金融監管，推動金融脫媒作用的發揮。規范互聯網金融行業的發展，完善相關的法律法規，建立完善的互聯網金融行業準入標準和監管機制，為互聯網金融的發展營造一個良好的制度環境，推動資金供求雙方的低風險直接交易，加速金融脫媒，形成緩解中小企業融資約束的雙重效應。

【參考文獻】

[1] 葉文輝，陳平.互聯網金融背景下中小銀行對中小企業發展的促進作用研究[J].云南民族大學學報（哲學社會科學版），2019（5）：71-81.

[2] 何玉芬.互聯網金融對中小企業融資的影響分析——兼與傳統金融的比較[J].會計之友，2018（6）：66-76.

[3] 周亮，劉黎一帆.互聯網金融背景下小微企業融資問題研究[J].會計之友，2020（12）：43-47.

[4] 趙子銥，張馨月.互聯網金融發展能緩解中小企業的融資約束嗎？ [J].東岳論叢，2018（10）：34-42.

[5] 吳曉求.互聯網金融：成長的邏輯[J].財貿經濟，2015（2）：5-15.

[6] 程靜，胡金林.互聯網金融化解中小企業融資難路徑探析[J].商業經濟研究，2019（1）：172-175.

[7] 鄭之杰，趙克義，宋效軍.中小企業融資市場供求分析——兼論中小企業融資困難的原因與對策建議[J].中央財經大學學報，2003（8）：39-43.

[8] 范景華.中小企業融資難、融資貴問題及其對策探析[J].中國集體經濟，2021（10）：86-87.

[9] ALLEN F，et al.The theory financial intermediation [J].Journal of Banking and Finance，1998（21）：1461-1485.

[10] BRIAN UZZI，JAMES J.GILLESPIE.Knowledge spil-

lover in corporate financing networks：embeddedness and the firm's debt performance[J].Strategic Management Journal，2002，23（7）：595-618.

[11] 王欣.互聯網金融背景下G商業銀行營銷策略研究[D].太原：山西大學碩士學位論文，2017.

[12] 李文啟.互聯網金融破解中小企業融資困境研究[J].中州學刊，2014（8）：51-54.

[13] FRENCH S，LEYSHON A.The new，new financial system？ Towards a conceptualization of financial[J].Review of International Political Economy，2004（11）：263-288.

[14] PAUL SAFFO，Disintermediation：longer，not shorter，value chains are coming[EB/OL]：http：//www.saffo.org/disintermediation.html，1998.

[15] BECK，DEMIRGUC-KUNT.A new data-base on financial development andstructure[D].World Bank Working Paper，1997.

[16] 馬軼群，李曉春.貨幣政策對我國城鎮就業的非對稱性效果研究[J].經濟問題探索，2016（4）：20-26.

[17] ALTI A.How sensitive is investment to cash flow when financing is frictionless？[J].The Journal of Finance，2003，58（2）：707-722.

[18] MULLER D，JUDD C M，YZERBYT V Y.When moderation is mediated and mediation is moderated[J].Journal of Personality and Social Psychology，2005，89（6）：852-863.