（产业经济学专业论文）金融深化、资本深化与地方财政分权.pdf

重庆大学硕士学位论文 中文摘要 i 摘 要 本研究主要研究相关的三个问题：进入 90 年代以来制度性力量在逐渐减弱 的情况下，为什么金融深化趋势并没有出现下降的趋势?什么是金融深化的诱发因 素？这种深化与 90 年代开始出现的资本“过渡深化”现象之间是否存在内在联 系？如果存在， 那么这种“双重深化”之间的传导机制是什么？这“双重深化”背后 的更深刻的经济和体制因素又是什么？ 在双重深化的基本经验观察下，本研究提出如下三个基本假说： 金融深化的内生性假说：金融深化既非主动的政策选择，也非转轨时期特殊的 货币化过程的结果。而是资本深化的内生的、被动的选择。资本投资需要金融体系 融资渠道的支持，但是在中国由于实施普遍的金融抑制政策，使得投资主体无法为 投资获得足够的资金来源，从而导致经济主体只能依靠内源式的融资渠道。投资需 要积累金融资产，金融深化正是这种意愿资本积累增加的结果。 双重深化的互补性假说：资本积累导致金融深化，但是金融资产的积累又通 过“渠道效应”使得资本积累可以顺利进行， 即使得资本积累成为可能。 在内生性假 说和互补性假说的共同作用机制下， 我们可以观察到“双重深化”的特殊现象： 资本 深化与金融深化二者之间表现出高度的一致性与关联性。 既然是资本深化导致金融深化，那么又是什么导致了资本深化呢？我们提出 的第三个假说认为地方财政分权体制是“双重深化”的基本原因。 在扭曲的激励体制 下，地方政府官员为了在相对业绩竞赛中胜出以获得晋升，不惜进行大规模的财 政支出进行重复性、盲目性的基础设施建设以及具有的地方保护主义色彩的产业 支持政策。结果导致大规模的低效率的资本形成，并进而导致资本、金融的“双重 深化”的不断加深。 文章根据19522004年的时间序列数据，利用时间序列的估计方法，包括 协整性检验以及误差修正模型等验证了假说1、 2的“双重深化”的基本机制。 同时还 根据19882003年的省际面板数据，利用面板数据的估计方法，包括随机效应、 固定效应模型等验证了地方财政分权的基本假说。 关键词：金融深化，资本深化，地方财政分权 重庆大学硕士学位论文 英文摘要 ii abstract this paper mainly investigates three problems: why isnt there a descending tendency of financial deepening while the constitutional force has been declining since 1990s? what are the factors attributing to financial deepening? are there any inner relationship between financial deepening and transitional deepening of capital which appeared in 1990s? if yes, what are the transitional devices between this double deepening? what are the profound economic and systemic factors beneath this double deepening? three basic hypotheses are proposed in this research after empirical observation of this double deepening. the endogenous hypothesis of financial deepening offers the answer to the first problem：financial deepening results from a lagged and passive choice of capital deepening rather than resulting from neither active choice of policies nor the monetization process during the non-transitional period. capital investment needs to ground in financial channels which are limited by the universally carried out policy of financial restraint in china to such an extent that disable investors to acquire enough capital. thus subject of economy has to rely on inner financing channels. so financial deepening results from the accumulation of willing capital. meanwhile, accumulation of financial assets enables capital accumulation by “channel effect”, resulting in a possibility of capital accumulation (mutual compensatory hypothesis). by the common functions of endogenous hypothesis and mutual compensatory hypothesis, the special phenomenon of double deepening can be observed to reveal a high-ranked consistency and correlation between capital deepening and financial deepening. while capital deepening attributes to financial deepening, what are the reasons contributing to capital deepening? the third hypothesis we proposed argues that fiscal decentralization devices is the basic reason for double deepening. in order to win out for promotion in achievement competition within the overall distorted motivational devices, local government officials dispense large-scale fiscal budget to carry through repeated and blind infrastructure construction as well as industry sustaining policies with characteristics of protectionism. as a result, massive low-efficient capital emerges and worsens the double deepening. 重庆大学硕士学位论文 英文摘要 iii to testify the basic devices of double deepening, this paper adopts the estimation method by making use of time series data from 1952 to 2004, including co-integration test and error correction models. meanwhile, the estimation method by making use of the provincial panel data from 1988 to 2003, including models of random effects and fixed effects are applied to testify the hypothesis of fiscal decentralization. keywords: financial deepening, capital deepening, fiscal decentralization 重庆大学硕士学位论文 1 绪 论 1 1 绪 论 1.1 研究问题及其背景 1.1.1 研究背景 改革开放以来，用经济货币化程度作为金融深化指标显示出中国似乎存在显 著的“过渡深化”1。例如 m2/gdp 的指标从 1978 年 0.29 稳步上升到 2004 年的 1.85， 上升幅度达 5 倍之多。显著的高出同时期的发达国家和发展中国家的货币产出比。 易纲(1996a,1996b)认为这种较高水平的货币产出比主要源于由计划到市场的经济的 货币化过程,即持有货币交易的经济活动比例不断上升；而另外一种观点则强调“被 迫储蓄效应”(feitestein;01ia b ijr= =: ()() (1)()1(1)()() iijij ijiji upr yyvpr yyv fr aavfr aavc a =+，即存 在个体效应： 22 01 2 2 11 2 11 :0, :0 1 2(1) nt it it nt it it hh nt lm t = = = = (5.5) 重庆大学硕士学位论文 5 地方财政分权影响的实证研究 35 通过上述检验，如果不能拒绝原假设，我们就可以直接使用混和最小二乘估 计；如果拒绝原假设，则使用面板数据回归。并进一步确定到底是使用随机效应 模型还是使用固定效应模型。对固定效应模型和随机效应模型的检验主要是使用 hausman检验。 01 1 :cov(,)0,:cov(,)0 () () iitiit fereferefere hxhx haumanvv = = (5.6) 上式中 fe 、 re 分别是固定效应和随机效应估计量， fe v、 re v为相应估计获得 的协方差矩阵。在虚拟假设下hausman检验估计量服从自由度为k(k为方程中不含 截距项的解释变量个数)的卡方分布。如果虚拟假设成立，则固定效应、随机效应 估计量都是无偏的，但是随机效应估计量是一致、有效的。所以虚拟假设是随机 效应模型较固定效应模型要好。反之，固定效应模型优于随机效应模型。 5.2 数据说明与指标选择 为了使用上一小节介绍的估计方法及其检验程序，并验证本文中提出的地方 财政分权假说与集体企业技术选择假说，我们选择省际间的面板数据。由于本文 的基本假说都是围绕90年代以来的双重深化现象，所以本文数据的时间范围也主 要在90年代前后， 其中最重要的是地方财政分权的改革主要从80年代后期开始(见 本部分的第一节内容)，并且考虑数据可得性以及尽可能的扩大样本范围，所以本 文的区间断主要截取1988-2003年(2004和2005年的数据由于部分省份不可得而省 去)。如果只是研究90年代以来出现的双重深化现象，那么1988-2003的数据将具 有足够的代表性。 省份的选择上，我们尽可能的包括所有的省份和地区，但是有如下两点需要 说明：首先由于重庆市是在1995年单列为直辖市的，所以在95年之前并不存在 独立的统计资料(95年之前的重庆数据包含在四川省)， 为了统计口径的完整， 我们 将1996年之后的重庆市的数据加到了四川省数据之中，所以我们的样本中并没有 将重庆市的数据作为单独的样本。其次，由于统计原因，西藏省的数据在大多数 年份并没有报告，我们将西藏从样本中作了剔除，所以在最后的计量估计中，只 包含了29个省份和地区的资料，分别是：北京、天津、河北、山西、内蒙古、辽 宁、吉林、黑龙江、上海、江苏、浙江、安徽、福建、江西、山东、河南、湖北、 湖南、广东、广西、海南、四川、贵州、云南、陕西、甘肃、青海。 计量回归中我们需要验证的是地方财政分权以及集体企业的技术选择对金融 深化的影响(虽然二者是直接作用于资本深化上，但是资本深化最终将通过渠道效 应影响到金融深化)，所以我们需要选择合适的指标代替金融深化、地方财政分权 重庆大学硕士学位论文 5 地方财政分权影响的实证研究 36 以及集体企业的经济行为。 在文章的第二部分我们曾经使用过货币产出比(m/gdp) 来代替金融深化，但是在省际数据中我们不用使用同样的指标，因为货币是在全 国范围内作统计的，由中央银行统一决定货币供应量，所以各个地区本身并没有 对本身的货币供应量做出统计。在作地区金融发展或金融深化的指标时，我们“只 能利用存贷款的数据作为金融资产的一个窄的衡量指标”(周立，2002)。模仿周立 (2002)， 本文中也同样使用各个地区全部金融机构存款加上全部金融机构贷款比上 当地gdp水平(rdl)。 而各地区全部金融机构存款以及全部金融机构贷款主要来源于 历年中国金融统计年鉴的“各地区经济金融篇”。部分地区缺少1988年、1989 年数据，我们使用移动平均法进行补齐。 关于地方财政分权的指标，我们主要选取相互关联的三个指标，其分别是地 区财政支出比地区国内生产总值(rfe), 地区财政收入比地区国内生产总值(rfi)和地 区财政扭曲指数(rfefi),主要是地区财政收入比上地区财政支出， 如果扭曲指数为1， 则说明地区政府基本上执行的是平衡预算的财政政策， 反之， 当扭曲指数大于1时， 说明地区财政体系相对恶化，财政收入不足以支持财政支出。地方财政分权的数 据主要来源于 新中国50年统计年鉴 和历年 中国统计年鉴 ， 其中19881998 年的数据来源 新中国统计年鉴 ， 其他数据来源于相应年份的 中国统计年鉴 。 关于集体企业资本选择的指标，由于我们没有办法获得集体企业的资本估计， 所以本文选择两个指标作为其近似的代理。一个是其产值指标，一个是其投资额 的指标；另外由于本文中的集体企业内容相对宽泛，除了乡镇集体企业，事实上 也包含了民营企业，因为在资本选择时他们面临着和集体企业相同的情形，所以 我们使用“非国有”的概念来代指集体和民营经济的成分。 结合上述两点， 本文的集 体企业资本选择的指标主要使用： 非国有经济工业产值/工业总产值(rnsoeiv)和非国 有经济固定资本投资总额/国内生产总值(rnsoeinv)。 在控制变量的选择上：全社会固定资本投资总额/国内生产总值(tinv)，社会 资本投资越高，更加互补性假说，需要的金融资产积累也就越多，从而导致金融 深化增加， 所以我们期望tinv的系数符号为正；外商直接投资占当地gdp比重， 外商直接投资缓解了本地区对资本的饥渴，从而可以缓解当地资本投资欲望，并 最终降低地区金融深化的程度；当地的经济增长率(g)，相对而言，地区经济增 长越快，对地区金融体系的要求也就越高，从而由此诱发的金融深化程度也就越 高；全社会固定资本投资总额/国内生产总值(rtinv)，毫无疑问，资本投资越高， 金融深化程度越高；由于同样的道理，社会储蓄越高，以信贷形式表现的金融 深化越高；在企业规模变量中，我们选择大型工业产值/工业总产值(rliv)和小型 工业产值/工业总产值(rsiv)两个指标，主要的考虑是企业规模的大小对金融深化的 影响程度应该有所不同，当然我们并没有直接的证据表明到底哪一类型的企业对 重庆大学硕士学位论文 5 地方财政分权影响的实证研究 37 金融深化的程度更高，控制这两个变量的目的主要还是为了更加准确的获得地方 财政分权和集体企业对金融深化的无偏估计。 表 5.2 变量说明 table 5.2 variable description 性质 变量名称 变量说明 数据来源 被解释变量 rdl 金融机构存贷款/国内生产总 值 19892004 年中国金融统 计年鉴 rfefi(+) 财政收入/财政支出 rfe (+) 财政支出/国内生产总值 核心解释变量： 地方财政分权 rfi(-) 财政收入/国内生产总值 19881998 年的数据来源 新中国 50 年统计年鉴 ； 19992003 年数据来源中 国统计年鉴 rnsoeiv(+) 非国有经济工业产值/工业总 产值 同上 核心解释变量： 非国有企业选择 rnsoeinv(+) 非国有经济固定资本投资总额 /国内生产总值 同上 控制变量：资 本投资 rtinv(+) 全社会固定资本投资总额/国 内生产总值 同上 经济增长率 g(+) 地区经济增长率 同上 外商直接投资 rfdi(-) 外商直接投资/国内生产总值 同上 社会总储蓄率 rs(+) 储蓄率最终储蓄/国内生产 总值 同上 rliv(+) 大型工业产值/工业总产值 同上 企业规模 rsiv(+) 小型工业产值/工业总产值 同上 注：第二列括号中为解释变量预期对金融深化的影响，+表示促进金融深化，为降低金融深 化 5.3 面板数据的实证结果及其解释 利用上面两节介绍的方法和数据，我们可以验证金融深化的地方财政分权假 说，即地方财政分权体制下，地方政府官员为了在相对业绩竞赛中胜出以获得晋 升，不惜进行大规模的财政支出进行重复建设、盲目建设；集体、民营的技术选 择偏差，并走上资本密集型的道路；二者共同的结果就是资本积累大幅度增加， 但是资本使用效率并没有得到相应的改善。大规模的低效率的资本形成，并进而 导致资本深化的不断加深；在金融体系不发达，融资渠道不畅通的经济背景下， 重庆大学硕士学位论文 5 地方财政分权影响的实证研究 38 意愿资本积累需要以金融资产积累为前提，即意愿资本积累导致金融深化，金融 深化使得资本深化称为可能。 结果表现出资本深化和金融深化的“双重深化”。 为了 验证上述假说，我们回归如下计量模型： 012 + itiit rdlu=+地方财政分权非国有经济指标控制变量 (5.7) 根据本文提出的关于资本深化、金融深化和地方财政分权的基本假说，我们 对核心解释变量的符号可以作如下推测：首先地方财政分权我们用rfe，rfi，rfefi 三个指标表示，地方财政支出占国内生产总值比重(rfe)越大，投资支出越多，受金 融资产积累约束就越强，从而导致金融深化的程度越深；反之，政府财政收入占 国内生产总值的比例越高(rfi)， 政府手中可支配收入越多， 受金融约束的强度越低， 从而当地的金融深化程度会越低；最后，如果用财政支出比上财政支出(rfefi)，则 比例越高，财政扭曲越严重，入不敷出的财政收支同样会加剧地方的金融深化的 程度。所以，我们可以预期rfe，rfi，rfefi前面的系数符号将会依次为正、负、正； 其次我们使用非国有经济工业产值/工业总产值(rnsoeiv)以及非国有经济固定 资本投资总额/国内生产总值(rnsoeinv)这两个非国有经济产值和投资指标来表示集 体(民营)企业的技术选择。总体而言，集体企业产值比重增加，由于集体企业与国 有企业分工协调失败导致的集体企业对国有企业资本赶超以及市场需求结构的提 升，二者都会使得经济中资本积累的增加，并最终导致金融深化的加深。即非国 有经济工业产值/工业总产值和非国有经济固定资本投资总额/国内生产总值系数 符号为正。 选择上一节的变量，并回归方程(5.7)，我们依次将混和最小二乘估计、固定效 应估计以及随机效应估计量报告在表5.3中： 在下表的第2列，第3列我们依次列出了混和最小二乘估计量和随机效应估 计量， 首先采用拉各朗日乘数检验(lm)， 检验个体效应是否存在，chi2(1)= 456.69， 由此产生的p值为零，我们1的显著水平下拒绝不存在个体效应的虚拟假设，检 验的结果是拒绝使用混和最小二乘估计结果。 其次，我们在考虑了个体效应的随机效应模型和固定效应模型中进行选择， 使用hausman检验，hausman检验统计量probchi20.000，所以在1显著性水 平下可以拒绝随机效应模型，hausman检验结果支持的固定效应模型(fe估计)。 但是模型的选择并没有结束，因为我们还需要检验固定效应模型的时间序列 相关、截面序列相关以及截面的异方差性10。检验的顺序依次是首先检验时间序列 相关(本文中使用wooldridge检验，虚拟假设均是不存在时间序列相关性)；其次， 检验截面之间的序列相关性(本文使用breusch-pagan检验，greene (2000, p. 601)； 虚拟假设为截面单位之间不存在序列相关性)；最后检验截面单位之间的异方差性 (检验方法依据greene (2000, p. 598).虚拟假设为截面单位不存在异方差性)。如果 10 固定效应的时间序列相关、截面序列相关以及截面的异方差性检验我们在上一节并没有介绍，可参见 green(2002)，此处我们直接运用 stata9.1 给出检验结果。 重庆大学硕士学位论文 5 地方财政分权影响的实证研究 39 固定效应模型存在上述时间序列相关、截面序列相关以及截面的异方差性三种问 题之一或全部， 我们需要利用可行广义最小二乘估计(fgls)进行矫正。 表5.4给出 了检验的结果。 表 5.3 面板数据回归结果 table 5.3 output of panel data regressions 时间： 19882003 截面：省(29) 模型 (pols) 模型 (re) 模型 (fe) 模型 (fgls) rfefi .6282544 * (4.69) .31804 * (2.99) .252423 * (2.45) .1718429* (4.45) rfe 6.941088 * (3.91) 5.346422 * (3.69) 4.821355 * (3.44) 4.152121 * (7.99) rfi -4.444525 * (-2.05) -4.533743 * (-2.63) -5.354376* (-3.23) -2.103658* (-2.78) rnsoeiv 2.018843 * (5.83) 1.882933 * (6.48) 1.948658 * (6.91) 1.60476* (9.76) rnsoeinv 1.277499 * (2.20) 4.061273 * (7.54) 4.55932 * (8.23) 1.014211* (4.06) rtinv 4.704313 * (8.72) 3.885933 * (8.00) 3.766052* (7.78) 2.028636* (10.55) rfdi 1.077478 (1.09) -1.23346 (-1.23) -2.281874 * (-2.27) .6243644 (1.32) rs 1.350025 * (2.93) -.5232314 (-1.07) -1.465245 * (-2.87) 1.261111* (7.69) rliv 1.679988 * (5.80) 1.48337 * (5.33) 1.381001* (4.93) .5132269* (4.29) rsiv .5933545 (1.40) .7891309 * (2.33) .9285551* (2.85) .0441433 (0.35) g -.0125353 * (-1.66) .0063039 (1.15) .0106529* (2.04) .000335 (0.17) 常数项 -3.180387* (-4.19) -4.525594 * (-7.39) -4.554718* (-7.48) -4.554718* (-4.97) f 59.28 49.36 394.99 prob f 0.0000 0.0000 0.0000 r-squared 0.5906 within = 0.5499 between=0.3339 overall = 0.3808 within = 0.5615 between=0.0213 overall = 0.2082 lm 统计量 chi2(1)= 456.69 probchi2=0.00 hausman 统计量 chi2(11)=80.53 probchi2=0.00 number of obs 464 464 464 464 注：上述方程估计结果由 stata9.1 估计 重庆大学硕士学位论文 5 地方财政分权影响的实证研究 40 表 5.4 固定效应模型检验 table 5.4 test of the fixed-effects model 检验方法 时间序列相关性检验 截面序列相关性检验 截面单位异方差检验 虚拟假设 h0 无时间序列相关 无截面单位序列相关 无截面单位异方差 检验结果 f(1, 28) = 211.790 chi2(406)= 1323.108 chi2 (29) =2301.34 p 值 prob f = 0.0000 pr = 0.0000 probchi2= 0.0000 对固定效应模型的检验结果说明，虽然模型的拟合效果良好，但是不幸的是 模型存在严重的序列相关性和异方差性。为了纠正固定效应的上述问题，在表5.3 的第五列我们给出纠正序列相关和异方差的可行广义最小二乘估计(fgls)的估计 结果。由hausman检验结果,我们选固定效应模型，并通过广义最小二乘方法,我们 纠正模型存在的序列相关和异方差的问题，所以整体而言对使用fgls估计结果 是可信的。在下文中对模型进行解释和分析时，我们将主要使用fgls的估计结 果。 在可行广义最小二乘估计(fgls)中，首先我们看各个变量的符号，除了外商 直接投资的系数不符合我们的之前的预期(但是rfdi的系数估计并不显！)，其他所 有的系数符号均符合预期：财政扭曲系数的符号为正，财政扭曲越是严重，金融 深化越是强化。同样，财政支出比重系数为正，那些财政支出越高的省份金融深 化越是严重，而财政收入越高的地区金融深化程度相对较轻，上述三个变量均在1 显著性下显著。模型非常确定的支持我们第三部分关于地方财政分权的假说， 地方政府进行了大规模的财政支出进行重复建设、盲目建设。结果导致大规模的 低效率的资本形成，并最终导致金融深化的形成；而那些财政收入较为充裕的省 份由于受金融约束的限制较少，所以金融深化相对并不明显。 同样，集体、民营经济的发展(以非国有的形式出现)对地区金融发展也起到明 显的推动作用，那些集体、民营经济发展较为发达的地区，由于企业的技术选择 偏差，走上的了资本深化的道路，但是脆弱的金融机构并不能支撑集体、民营企 业日益膨胀的投资饥渴，导致的结果就是金融资产积累的增加。可以看出无论是 非国有经济工业产值/工业总产值(rnsoeiv)，还是非国有经济固定资本投资总额/国 内生产总值(rnsoeinv)，这两个变量的系数均为正号，并且系数在很低的显著性水 平下显著。这两个变量佐证了张军( 2002)和陈剑波(1999)的假想，也就是本文中的 集体、民营企业技术选择偏差假说。 控制变量的符号也基本上符合我们前面的预期，全社会固定资本投资总额率 的增加可以提高地区金融深化，储蓄率以及大型工业产值的比重都可以促进地区 金融深化，但是地区经济增长率、外商直接投资、小型工业产值的比重对金融深 化的影响并不显著。 重庆大学硕士学位论文 5 地方财政分权影响的实证研究 41 5.4 小结 本节中我们研究了金融深化以及资本的逻辑原因，即是什么导致二者共同走 上“共同深化”。我们借鉴周黎安(2004)的晋升博弈模型，并将其与地区资本深化结 合起来，从而形成本文的地区财政分权的假说，即在不合理的政绩激励机制下， 在分税制的制度保障下，地方政府在政治晋升和经济发展的双重权衡下，选择了 重复投资，盲目投资，以及进行大规模的基础设施建设的恶性竞争，这种政府主 导的地区竞争一方面需要大规模的资本投资，另一方面也因为其自身的投资效率 低劣，导致了资本产出比的大幅度上升，表现为资本深化水平的不断提高。在金 融深化和资本深化存在均衡关系的前提下(第三、第四章在理论和实证上证明了这 种均衡关系的存在)，金融深化随着资本深化内生性的提高。与此同时集体、民营 企业与国有企业分工体系的失败，使得这些企业过早的走上了资本密集型的道路， 这在一定程度上也对“双重深化”起到了推波助澜的作用。 根据上述的基本假说， 并 利用地区面板数据，本文使用随机效应模型、固定效应模型以及相对应的广义最 小二乘法证明了上述假说的可能性。模型的拟合效果基本支持我们关于地方财政 分权以及集体企业技术选择的假说。 重庆大学硕士学位论文 6 结 论 42 6 结 论 传统的解释中国货币产出比和资本产出比的观点都强调了改革的转轨特征的 影响。但是正如本文显示的，如果转轨确实可以解释一切，那么进入90年代以后， 我们应该看到货币产出比的增长低于以前的速度，毕竟制度性力量在逐渐减弱。 但是事实并非如此。以货币产出为代表的金融深化指标在不断上升。与此同时的 是资本产出比例的不断上升。 经验观察显示二者紧密“关联”。 如何解释经济体的这 种“双重深化”现象构成本文的研究主题。 本文首先提出金融深化的互补性假说、内生性假说对双重深化现象进行解释。 金融深化的内生性假说解释了为什么金融深化程度不降反升：金融深化既非主动 的政策的选择，也非转轨时期特殊的货币化过程的结果。而是资本深化的内生的、 被动的选择。资本投资需要金融体系融资渠道的支持，但是在中国由于实施普遍 的金融抑制政策，使得投资主体无法为投资获得足够的资金来源，从而导致经济 主体只能依靠内源式的融资渠道。 投资需要积累金融资产， 金融深化正是这种意愿 资本积累增加的结果。 与此同时， 金融资产的积累又通过“渠道效应”使得资本积累可以顺利进行， 使 得资本积累成为可能。在内生性假说和互补性假说的共同作用机制下，我们可以 观察到“双重深化”的特殊现象， 资本深化与金融深化二者之间表现出高度的一致性 和相关性。 既然是资本深化导致金融深化，那么又是什么导致资本深化呢？我们提出的 第三个假说认为地方财政分权体制是“双重深化”的基本原因。在扭曲的激励体制 下，地方政府官员为了在相对业绩竞赛中胜出以获得晋升，不惜进行大规模的财 政支出进行重复性、盲目性的基础设施建设以及具有的地方保护主义色彩的产业 支持政策。结果导致大规模的低效率的资本形成，并进而导致资本、金融的“双重 深化”的不断加深。与此同时市场需求结构的提升以及与国有企业协作体系的失 败，使得集体、民营企业为了竞争而不断提高自己的资本技术设备。政治博弈与 集体企业的资本选择二者共同的结果就是资本和金融的“双重深化”。 文章根据19522004年的时间序列数据，利用时间序列的估计方法，包括 协整性检验方法以及相应误差修正模型等验证了假说1、2的“双重深化”的基本机 制。同时还根据19882003年的省际面板数据，利用面板数据的估计方法，包 括随机效应、固定效应模型等验证了地方财政分权的基本假说。 重庆大学硕士学位论文 致 谢 43 致 谢 忙忙碌碌又盲盲目目的在重大度过了七年，一生中最美好的七年！七年中、 一生中最需要感谢的无疑是终年劳作、含辛茹苦的父母。七年学业了无成就，我 只能用这篇洋洋万字却又不甚满意的毕业论文去向父母作一期中小结了。 三年研究生学习期间最感谢的莫过于导师陈仲常教授，无论读书还是做人， 都从导师那里受益良多。而论文的选题、撰写更是得到陈老师的悉心指导：字字 渗透着老师的沥沥心血，处处展示着老师的真知灼见。师恩难忘，难寻。学生千 句话并成一句话：陈老师，祝您身体永远健康！ 七年中认识了很多好朋友，算是人生一大幸事。蒋联江，太感谢你对我论文 英文部分的修改(后悔当初没有跟你把英语学好啊)；吴捷，“word确实博大精深”， 感谢你对我论文的排版提出诸多帮助；韩加强、郑涛，遥想我们当年联手打工管 的情景，感谢你们给我带来很多快乐；朱庆，听说你找了一个用麻袋装钱的工作， 祝福你！把我最后的谢意献给我的女友高倩，感谢你五年来不弃不离！ 丁从明 二oo六年四月 重庆大学硕士学位论文 参考文献 44 参 考 文 献 1 bandiera, o., caprio, g., honohan, p., schiantarelli, f., 2000. does financial reform raise or reduce saving? review of economics and statistics 82, p239 263 2 bose, n., cothren, r., 1996. equilibrium loan contracts and endogenous growth in the presence of asymmetric information. journal of monetary economics 38, p363 376 3 bose, n., cothren, r., 1997. asymmetric information and loan contracts in a neoclassical growth model. journal of money, credit, and banking 29, p423 439 4 bencivenga, valerie b., and bruce smith. financial intermediation and endogenous growth. review of economic studies 58. p195-210 5 bencivenga, v.r., smith, b., 1993. some consequences of credit rationing in an endogenous growth model. journal of economic dynamics and control 17, p97 122 6 bencivenga, v.r., smith, b., 1998. economic development and financial depth in a model with costly financial intermediation. research in economics 52, p363 386 7 greenwood, j., jovanovic, b., 1990. financial development, growth, and the distribution of income. journal of political economy 98, p10761107 8 hung, f.s., cothren, r., 2002. credit market development and economic growth. journal of economics and business 54.p219237 9 hung, f.s, credit rationing and capital accumulation with investment and consumption loans revisited. journal of development economics 78 p322 347 10 jappelli, t., pagano, m., 1994. saving, growth and liquidity constraints. quarterly journal of economics 109, p 83109 11 qian, yingyi, and weingast, barry r., 1997, “federalism as a commitment to preserving market incentives,” journal of economics perspectives, 11, p. 83-92 12 qian, yingyi, and roland, gerard, 1998, “federalism and the soft budget constraint,” american economic review, 88, p.1143-1162 13 solow, robert m., 1957, “technical change and the aggregate production function,” review of economics and statistics, 39, pp.312-20 14 young, alwyn, 2000, “the razors edge: distortions and incremental reform in the peoples republic of china,” quarterly journal of economics115, p. 1091 -1135 15 tao zhang, heng-fu zou, 1998, fiscal decentralization, public spending, and economic growth in china. journal of public economics.67.p221-240 16 爱德华肖，经济发展中的金融深化, 上海三联书店、上海人民出版社1988年 重庆大学硕士学位论文 参考文献 45 17 陈剑波，1999，“市场经济演进中乡镇企业的技术获得和技术选择”， 经济研究 ，1999 年第 4 期.p34-44 18 贾春新， 2000， “金融深化： 理论与中国的经验”， 中国社会科学 ,2000 年第3期。 p50-59 19 李治国，唐国兴,2003, “资本形成路径与资本存量调整模型基于中国转型时期的分 析”，经济研究，2003年第2期。p34-42 20 李子奈，叶阿忠，2000， 高等计量经济学 ，清华大学出版社 2000 年 21 林毅夫，蔡彷，李周，1994， 中国的奇迹：发展战略与经济改革 ，上海三联书店、上 海人民出版社1994 年 21 贺菊煌,1992,“我国资产的估算”，数量经济与技术经济研究，1992年第8 期.p27-35 22 罗纳德麦金农，经济发展中的货币与资本, 上海三联书店、上海人民出版社1989 年 23 罗纳德麦金农，经济市场化的次序向市场经济过渡时期的金融控制, 上海三联 书店、上海人民出版社1997 年 24 沈坤荣，孙文杰，2004，“投资效率、资本形成与宏观经济波动”， 中国社会科学 ，2004 年第 6 期。p52-63 25 王毅，2001，“用金融资产存量指标对中国金融深化进程的衡量”， 金融研究 ，2002 年 第 1 期。p82-92 26 王曦， 2002， “经济转型中货币需求与货币流通速度”， 经济研究 ， 2001 第 10 期。 p20-28 27 银温泉，才婉茹，2001，“我国地方市场分割的成因及其治理”， 经济研究 ，2001年第6 期。p3-12 28 杨开忠，陶然，刘明兴，2003，“解除管制、分权与中国经济转轨”， 中国社会科学 ， 2003 年第 3 期。p4-17 29 易纲， 1996， “中国金融资产结构分析及政策含义”, 经济研究 ， 1996 年第12 期。 p26-33. 30 易纲，1996，中国的货币、银行和金融市场1984 1993, 上海三联书店、上海人民 出版社1996年 31 周黎安， 2004， “晋升博弈中政府官员的激励与合作”, 经济研究 ， 2004 年第 6 期。 p33-40 32 张军，2002，“增长、资本形成与技术选择：解释中国经济增长下降的长期因素”， 经济 学(季刊) ，第 1 卷第 2 期 33 张军，章元，2003，“对中国资本存量 k 的再估计”， 经济研究 ，2003 年第 7 期。p35-43 34 张军，金煜，2005，“中国的金融深化与生产率关系的再检测：19872001”，经济研 究，2005 年第 11 期.p34-45 35 卢峰、姚洋,2004，“金融压抑下的法制、金融发展和经济增长”，中国社会科学第1 期.p42-55 36 周立、王子明,2002，“中国各地区金融发展与经济增长实证分析:1978 2000”，金融 研究第10 期.p1-13 重庆大学硕士学位论文 参考文献 46 37 胡书东，2001，经济发展中的中央与地方关系中国财政制度变迁研究，上海三 联书店，上海人民出版社。p123-158 38