经济治理与中国金融结构演化：产业创新的中介效应研究

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经济治理与中国金融结构演化：产业创新的中介效应研究

摘 要： 中国直接融资比重一直较低，不仅与发达国家存在差距，在“金砖五国”中也处于较低水平。直接融资和间接融资比例失调，在宏观上影响一个国家或地区的长期经济增长，在微观上限制居民跨期消费，削弱个体的长期福利。形成金融结构的内生原因有哪些，金融结构在演化过程中又受何种因素影响，不同影响因素之间的作用机制如何，都是经济学界长期争论的问题。本文从经济治理的角度，引入产业创新这一影响因素，采用2001—2014年省际面板数据，通过固定效应回归、工具变量的两阶段最小二乘回归、广义矩估计回归等多种计量方法，分析中国金融结构的成因，并考察经济治理对金融结构的作用机制。研究结论显示，金融结构内生于经济治理的安排，公序或私序发达的地区往往分别伴随着市场导向型和银行导向型两种不同的金融体系结构；产业创新在经济治理与金融结构之间起到显著的中介效应，规则型治理和关系型治理由于产权保护力度的差异而分别鼓励和抑制了产业创新，即经济治理通过影响产业创新进而影响金融结构。
关键词： 金融结构； 经济治理； 产业创新
Goldsmith(1969)[1]把金融结构定义为各种金融机构与金融工具的性质、形式和相对规模，并把区域金融结构划分为“市场导向型”(又称“盎格鲁-撒克逊模式”)和“银行导向型”(又称“德日模式”)两种类型。金融结构随时间而变化的方式在各国不尽相同。世界银行数据显示，中国股票市场发展不仅与发达国家存在差距，也逊于典型经济转轨国家俄罗斯，以及人均GDP远低于中国的南非和印度。图1显示“金砖五国”、日本、德国和美国1992—2016年股票市值和银行信贷之比值的变化趋势。1992年中国股票市值和银行信贷之比约为0.03，2016年这一比值变为0.45，其间在2008年出现峰值，金融危机后因股票市值的大幅缩水而有所回落。作为“银行主导型”的典型，日本和德国2016年股票市值和银行信贷的比值分别为0.66和0.65，美国达到0.79。同年其他四个“金砖”国家直接融资比重在0.51～1.89之间，特别是印度和南非，股票市值已超银行信贷，说明直接融资对支持新兴市场经济增长的作用很强。这些数据表明，中国股票市场的发展速度低于被考察的其他国家。

图1 金砖五国和日本、德国、美国的金融结构(1992—2016)
数据来源：世界银行全球金融发展数据库。
金融结构=股票市值/银行信贷余额(作者计算)。
金融结构与经济发展和居民生活都息息相关。宏观上，间接融资与直接融资比例严重倒挂是引发金融风险的主要原因之一，也会影响经济长期增长和限制新兴产业发展。新兴产业资产轻、风险高、波动大的特点与银行信贷重抵押、求稳健的需求不匹配；股权融资、私募基金、风险投资等直接融资方式，其风险共担和利益共享的特性，更能满足多层次融资需求。微观上，由于直接融资市场不发达，居民参与股权投资的渠道有限，无论是在二级市场购买上市企业股票，还是通过购买基金、理财、信托、保险等产品间接参与股权投资，投资机会都比较少。民间资本在中国以储蓄形式为主，高储蓄率、低收益率的家庭财富结构影响居民跨期消费，限制平滑消费能力和抗风险能力，削弱了居民的长期福利。因此党的十八大报告和十九大报告都强调深化金融体制改革，优化金融结构。深入剖析金融结构的成因，有助于因时、因地调整金融工作的布局和方向；理解了影响和改变金融结构的根源，有助于为中国金融改革提供有的放矢的建议。
一、文献综述
自19世纪起，有关市场主导型和银行主导型两种金融体系结构的比较，便成为经济学的热点。早期经典理论主要从风险偏好、金融发展、金融地理等角度来解释金融结构的成因。“金融发展观”着眼于金融结构与经济发展水平的关系[1-3]，认为高收入国家往往有着市场导向型金融体系，中低收入国家则普遍具有银行导向型金融体系[4]。“风险偏好观”聚焦于直接融资和间接融资在风险管理功能上的差异，间接融资通过将风险跨期平滑来管理风险，直接融资把风险分散给偏好不同的机构和个人，因此投资者风险偏好影响一国的金融结构[5-6]。“金融地理观”关注融资双方空间距离对金融交易的影响，银行与借款者距离临近，因此间接融资风险小[7]。以上三种观点互有关联，比如富裕人群对高风险、高收益的金融工具更感兴趣[8]，借贷双方物理距离也预示着交易风险的差异。然而对照现实，会发现经典理论存在着显而易见的悖论：为什么美国和英国，与日本和德国，尽管有着相似的长期增长率，金融结构却迥异？为什么中国改革开放四十年来，不完善的金融体系支持了经济的持续快速增长？
随着研究不断深入，在金融结构的供给端，学界发现正式的法律制度和非正式的社会信用文化影响了金融结构的选择。LLSV(1997)[9]提出，在法律制度的完备性和法律执行的有效性越强的国家，资本市场越发达。这是因为正式治理中，陌生人之间的交易(arm’s length)使长期银、企关系难以形成，增加了企业低迷时被中断贷款的风险[10]，因此企业融资更依赖股票市场。而非正式治理的成本较低，银、企关系易建立，因此银行是关系型监督者[11]，信任文化对金融体系效率和结构有重要影响[12]。在金融结构的需求端，林毅夫等(2009)[13]提出实体经济结构是金融结构发展方向的决定性因素，因为直到有足够融资需求，才具备建立金融结构和市场设施的固定成本[10]。不同行业技术结构的差异导致对外部融资的依赖程度不同，因此企业银行信贷和股票融资中的信息成本不同，企业选择更有利的融资方式，进而决定了一国的金融结构[14]。Allen等(2018)[15]认为金融结构取决于产业类型，以固定资产密集型产业为主的国家，银行系统更发达；以知识和无形资产密集产业为主的国家，股票市场更强大。
已有研究存在两点不足：一方面，从金融结构供给端出发的研究暗示了金融结构或与经济治理有关联，但关于经济治理通过何种机制或过程来改善或影响金融结构，相关研究尚不够明朗，可以说仍处于传导黑箱之中。Dixit(2009)[16]将经济治理定义为通过保护产权、执行契约和采取提供物理和基础设施的集体行动等来支持经济活动和经济交易的法律和社会制度的结构和功能，并把经济治理划分为正式治理和非正式治理。因此从制度或文化视角解读金融结构的研究，尽管并未明确使用经济治理的概念，但其隐含的逻辑线索是，正式的制度和非正式的社会文化都能够形成信任、促成交易并达成合作。公序意味着通过立法的完备和执法的效力来保障交易，能够满足直接融资对产权保护的要求；私人秩序需要通过长期重复博弈形成的信任来达成合作，形成长期银、企借贷关系的难度较小，因此经济治理的差异导致各国选择了不同的金融结构。遗憾的是，既往研究并未清晰勾勒和验证其中的逻辑，因此对经济治理影响金融结构的深层作用机制也未给予关注。另一方面，从金融结构需求端出发的研究论证了经济发展创造对特定类型金融工具的需求，金融系统自动回应这种需求，但并未精准地捕捉到究竟是实体经济的哪项指标影响到金融工具的不同。由于Allen等(2018)[15]划分实体经济的依据是生产要素的投入类型(依赖程度)，按此标准，芯片研发制造企业会以银行融资为主，餐饮业会受到风险资本青睐，显然都违背事实。
如果说治理和产业都有可能影响金融结构，那么其内在的作用机制是怎样的？本文的逻辑框架是：金融结构内生于经济治理的安排；经济治理通过影响产业创新，进而影响金融结构演进。人与人之间通过什么样的机制来形成信任进而促成交易，形成两种不同的经济治理模式，公序通过法律法规和法院强制执行来保障交易，私序通过长期重复博弈形成的信任来达成合作。东、西方自中世纪以来产业类型和金融结构的变化，源于制度变迁中对规则型和关系型两种不同治理模式的路径依赖。产业类型中的创新产业和金融结构中的直接融资，它们对应合约的技术含量更高，技术复杂性更强，且合约金额通常较大，因此对正式治理的要求更高。传统中国在合约治理形式上是一个典型的关系型治理社会[17]，商业交易以隐形的关系和人格化的交易条款为基础，因此欠缺对市场秩序的充分规范和对参与者的有效激励，无法充分保护产业创新，也不匹配直接融资市场对健全法制的要求。关系型治理促进了间接融资，模仿型制造业为主的产业特征，也决定了银行融资在支持实体经济发展中的重要角色，形成了以间接融资为主的金融结构。
和现有的关于金融结构影响因素的文章相比，本文可能的创新和贡献体现在：(1)把金融、治理和产业三个指标嵌入同一研究架构，并从理论和实证两个层面验证了经济治理和产业创新共同塑造金融结构，形成了“经济治理+产业创新→金融结构”的统一分析框架。(2)为了打开经济治理通过何种方式影响金融结构的黑匣子，本文通过含有交互项的分层回归模型和不含交互项的中介效应方程，检验了变量之间相互的影响机制，验证了“经济治理→产业创新→金融结构”的传导机制，即产业创新在治理结构与金融结构之间起到中介效应。(3)本文将产业创新和产业结构分别加入计量模型，证明了对金融结构产生影响的是产业创新程度，而不是Allen等主张的服务业与工业之比值[15]，该比值对金融结构不产生直接的影响，而只是在经济治理与金融结构的关系中起到调节作用。
二、理论与经验假说
(一)经济治理影响金融结构演进
经济能否有效运行，取决于能否有效约束和惩罚交易中的道德风险和机会主义行为。一般来说，对道德风险和机会主义行为的约束和惩罚，有两种类型的治理机制：一种是以国家强制力量来支持的法律、规章制度和执法机构；另一种是参与者之间自发形成的具有约束和惩罚效力的制度安排，类似Axelrod所描述的重复博弈[18]。在规则型治理中，参与者相信即使交易对手出现道德风险和机会主义行为，健全的法律制度和有效的法律执行也能够有力保障自身权益，这种信任基础保障了合作的进行。在关系型治理中，社会成员希望与分享相同回报规则的人打交道，交易策略是重复“囚徒困境”中“一报还一报”的策略，在重复博弈中形成和加深的信任，促成了关系型治理中的合作，因此社会成员偏向于长期(重复)交易，而不是短期交易。
表1 人民法院处理各类纠纷一审案件结案调解率(%)

数据来源：国家统计局网站年度数据中的“公共管理、社会保障及其他”指标，作者整理计算。结案调解率=人民法院审理该类纠纷一审案件结案中调解件数/(人民法院审理该类纠纷一审案件结案中调解件数+人民法院审理该类纠纷一审案件结案中判决件数)。
公元15-17世纪，新航路的开辟打破地区间封闭状态，世界逐渐连成一体。工业革命以后，社会生产力水平大幅提高，可供交换的产品增多，远距离贸易逐渐取代以物易物的现货市场交易。消费者同生产者的距离越来越远，产生了跨期交易和延时支付的现象。如何解决跨期交易和延时支付带来的道德风险和信用问题，是一个经济体良性运行的制度安排。Greif和Tabellini(2017)[19]提出，文化特质上不同的初始条件，促成宗族和城市在东、西方的产生，此后两种社会组织形态的扩散，加强了私序和公序的特质，也成为两个区域存续至现代的文化和制度差异。一种是通过法治规避跨期交易的风险，以法院等第三方机构的强制裁决为代表的公序；另一种是通过长期博弈建立信任来解决争端的私序。North(1990)[20]认为，经济体过去的选择将决定其现在和未来可能做出的选择，因此制度变迁具有自我强化的特点，制度变迁路径一旦确定，此后便因为规模效应、学习效应和适应性预期等，而在后续的制度变迁中不断自我强化。现代中国延续了关系型社会的属性，一个典型的证据是民间纠纷的解决途径。根据国家统计局数据，2016年全国受理民事诉讼代理274万件，刑事诉讼辩护及代理70万件，行政诉讼代理10万件，调解民间纠纷902万件，说明大量争端的解决来自于仲裁或调解，而不是诉讼。表1显示了2002年至2016年人民法院处理各类纠纷的结案情况。2002年，37.74%的合同纠纷和28.79%的侵权纠纷通过调解而非判决方式结案，此后10年调解结案率逐年上升，到2012年，57.7%的合同纠纷和59.78%的侵权纠纷通过调解方式结案。调解方式在婚姻、家庭、继承案件中更普遍，结案调解率在15年内始终过半，在最高的年份达到66.1%。
规则型治理通过法律法规和法院强制执行来保障交易，关系型治理通过长期重复博弈形成的信任来达成合作。信任的形成机制不同，影响金融市场的选择。银、企关系是基于金融业务特别是授信业务而形成的关系。银行向企业发放贷款之前，需要对企业基本情况、经营情况、财务情况、股东情况等进行综合评估。其中既有根据订单合同、财务报表和税收缴款凭证等客观数据进行的评估，也无可避免地包含审贷人员对企业持续经营能力、还款能力和意愿的主观认知。因此银、企双方在多次授信的重复博弈中形成的信任，成为关系型银行融资的一种更为典型的形式。因此实务中会有两个明显的现象：一是在风控制度层面上，续作业务的企业评估手续通常比首次授信企业更为简化；二是在贷款批复金额上，为首次合作客户批复的授信敞口金额通常更为审慎。在关系型治理模式下，长期银、企借贷关系较容易形成，或者说建立成本较低。在规则型治理模式下，银、企之间形成长期信任关系的难度较大，使间接融资变得困难，但因其法律体系完备，通过实施法律来保障交易的成本较低，满足了直接融资对制度环境的要求。按照交易成本理论，企业的存在是为了节约市场交易成本，当企业内部的边际交易成本等于使用市场的边际交易成本，企业边界达到了均衡状态。金融结构取决于在不同的历史文化下公共秩序和私人秩序的治理成本差异。间接融资以银、企关系为基础，依赖于关系型契约，关系型契约参与人之间的借贷倾向于发生在身份可识别的群体内部，因此关系型治理会导致银行融资较发达。直接融资以健全的法律制度为前提，依赖于第三方的参与、退出机制和法律保护等制度安排，不强调交易主体之间的熟识，因此规则型治理促进直接融资蓬勃发展。综上所述，提出假说1。
H1 金融结构内生于经济治理的安排，非正式制度比例比较大的关系型治理模式越显著，关系型(间接)融资的比例越大；以正式制度为主的规则型治理模式越显著，金融结构中直接融资的比重越高。
(二)产业特征影响金融结构
创新产业通常伴随着更高的风险和失败率。Hathaway和Litan(2014)[21]使用美国人口普查局数据分析了初创企业一年内的失败率。在90年代初期，16%的初创企业在一年内宣告破产，到2011年，失败率指标已上升至27%。另据研究机构Statistic Brain统计，创业公司前五年的失败率约为55%[22]。Ghosh(2012)[23]研究了2004年至2010年间获至少100万美元风投资金支持的2 000多家企业，发现75%的企业从未向投资者返还现金，其中30%～40%因清算资产导致投资者血本无归。
银行授信主要服务于传统产业，对风险较高的创新产业趋于审慎，原因有三点。首先是行业规定。巴塞尔协定规定了银行的最低资本充足率和核心资本充足率。然后是监管规定。各国金融监管部门对坏账准备金率有刚性要求。最后是企业考核。不良贷款占用银行授信额度，等价于削减了银行的业务规模。计提坏账准备会减少银行当期利润，对于上市银行甚至有可能因业绩下滑而造成股市波动。不良贷款影响了基层银行行长的绩效考核，严重的坏账可能会对银行高管职业生涯造成影响。对不良贷款的警惕使得银行更青睐收益稳定、风险稳健的授信项目。总之，创新产业由于较高的风险和失败率而难以满足银行的风控要求，而传统产业对应的产品技术成熟、产品品质固定，因此产业的经营风险和失败风险相对较低，资金回报稳健，符合银行系统对授信客户的甄选要求。
股票市场高风险溢价和高收益预期的特点，更适于服务创新产业。从风险角度看，创新产业的技术风险、经营风险、市场风险和破产风险都较高，因此对风险分散的要求也大，有别于银行系统横向的风险分担机制，股票市场具有将风险分散给众多不同投资者的特点，因此市场导向型金融体系更好地满足了创新产业的风险分担要求。从收益角度看，传统产业收益率偏低，据中国企业联合会公布的数据，2014年中国制造业500强企业的平均利润率仅为2.7%，因此传统产业难以承担直接融资较高的融资成本。1900—2017年间，全球股票市值相对于票据和债券的平均风险溢价分别为4.3%和3.2%[24]。总之，风险与收益匹配的原则为产业创新和金融结构之间建立了联系：传统产业风险波动小，平均利润低，但回报率平稳，因此适合低风险、低收益的间接融资方式。创新产业虽然风险较高、收益波动率大，但一旦存活下来，期望收益率较高，能够覆盖直接融资成本。综上所述，提出假说2。
H2 传统产业在实体经济中的比重越高，对间接融资的需求越大；产业的创新程度越高，直接融资越发达。
(三)经济治理通过影响产业创新，进而影响金融结构
商业经济要达到繁荣，就必须至少在某种程度上确立对财产的保护[25]。正式治理因对产权保护的优势而有利于促进投资、提升研发投入和改善生产经营效率。第一，公序促进投资。制度质量更好的国家，对产权的保护更强，较少扭曲的政策将更多地投资于实物资本和人力资本，将更有效地利用这些因素来达到更高的收入水平[26-27]。第二，公序提升研发投入。完善有效的产权保护制度有助于抑制企业知识产权和专利被侵犯的风险，促使企业增加研发投入[20]。Borisova和Brown(2013)[28]的实证研究发现股票市场可进入性以及投资者保护的提升将显著增加企业在技术研发上的长期投资，且对小企业的作用尤为明显，促进技术创新。第三，公序改进生产经营效率。良好的契约执行效率有助于实现契约内容，降低企业投资的无效率性，促进生产的分工和专业化，从而提高企业的技术水平和社会的生产效率[29-30]。
从宏观经济发展的角度看，制度框架的两个核心要素是产权保护和契约执行，规则型治理因有效的产权保护和契约执行而鼓励基于市场的创新，关系型社会由于产权保护的非强制性，难以生成高科技技术，因此抑制了产业创新。创新需要长期的沉没成本投资，甚至面临失败的机会成本，因此对制度质量的要求也更高。一方面，法律系统对产权的保护使企业有意愿投入复杂技术研发所需要的高额成本。另一方面，有效的法律系统增加了合约的可信性，减少了陌生人之间合作的顾虑，从而有利于新的非长期性合作的达成。总之，通过合约的有效执行，规则型社会鼓励研发和技术投入，鼓励基于市场的交易和合作，因此促进了创新。反之，关系型社会由于缺乏充分的产权保护，企业缺乏科技投入的动力；由于法律不足以充分保障合约的可信性，陌生人之间的合作也变得困难，在客观上阻碍了创新。因此关系型社会更容易催生传统产业，传统产业对应的产品技术成熟，企业与上、下游供应链合作模式简单，无论生产还是贸易环节，对创新的要求都不高。
从微观企业个体的角度看，一个企业可以投资于生产性活动来做大蛋糕，也可以投资于寻租活动来增加事后讨价还价的能力，以获得蛋糕的更大份额[31]。企业事前生产性投资的规模和形式由其对事后讨价还价能力的预期来形成，预期的事后讨价还价能力反过来也由事前的规则形成。由于预期到政府的事后行为不同，比如掠夺或者保护，以及预期到解决争端的方式不同，比如关系或者法律，因此关系型治理导致参与者投资于关系和议价能力，而正式治理引导参与者致力于产品质量的改进。费正清(1948)[32]对两种经济治理模式下微观个体的商业行为进行了直观的对比。以制造和销售捕鼠器为例，中国商人和欧洲商人的最大区别在于，中国商人的目标是获得捕鼠器的特许经营权，而欧洲商人的目标是制造出质优价廉、经久耐用的捕鼠器。
联合国教科文组织2015年调查了38个高收入国家和31个中低收入国家的产业创新情况(表2)。从产品、过程、组织和市场四个维度考察企业创新(1)产品创新是指技术特征、部件原料、内部软件、用户友好、以及其他职能特征的创新。过程创新是指技术、装备、和/或软件的重大变更。组织创新是指经营活动、组织场所管理或外部关系、新组织方法的实施。市场创新是指有关产品设计、包装、存储、改良或定价等的创新。制造业中产品创新者的比例=实施产品创新的制造业企业数量/制造业企业总数；制造业中过程创新者的比例=实施过程创新的制造业企业数量/制造业企业总数；制造业中组织创新者的比例=实施组织创新的制造业企业数量/制造业企业总数；制造业中市场创新者的比例=实施市场创新的制造业企业数量/制造业企业总数。，中国制造业企业中，产品创新者和过程创新者的比例各为26.1%，优于同为“金砖”国家的印度，但落后于中等收入水平的菲律宾和马来西亚，以及同为社会主义国家的古巴；组织创新者和市场创新者的比例分别为30.7%和29.1%，低于印度、巴西、菲律宾和马来西亚。把实施产品或过程创新的制造业企业定义为创造性公司，把实施、曾放弃实施或正在实施产品或过程创新的制造业企业数量(不考虑组织或市场创新)定义为创新积极实施公司，中国制造业企业中两类公司的比例约为35.4%和32.3%。这些数据说明，无论在产品、过程、组织还是市场维度上，中国企业的创新水平都比较低。综上所述，提出假说3。
表2 制造业企业中各类创新者的比例(%)

数据来源：联合国教科文组织《2015年创新数据采集报告》。
H3 规则型和关系型治理模式因产权保护力度的差异而分别鼓励和抑制了产业创新，即经济治理通过影响产业创新进而影响金融结构，产业创新在经济治理与金融结构之间的中介效应机制如图2。

图2 产业创新在经济治理与金融结构之间
的中介效应机制
三、计量模型、变量和数据
(一)计量模型
为了检验经济治理和产业创新对金融结构的影响，本文使用固定面板效应方程进行分析，基础计量模型设定如下
FINi,j=c+β1EGSi,j+β2INNOi,j+β3INDSi,j+β4 CONTi,j+ηi+εi,j
(1)
其中，FIN是金融结构指标，EGS是经济治理指标，INNO是产业创新指标，INDS是产业结构指标，CONT代表一组控制变量，包括政府支出、经济发展水平、开放程度、投资情况和金融深化程度等。ηi是省份固定效应，εi,j是误差项，i表示省份，j表示时间。
考虑到金融结构具有鲜明的动态演化特征，因此为考察金融结构的动态依赖性，本文在扩展模型中加入被解释变量的滞后一期值作为解释变量，相应的动态计量模型如下
FINi,j=c+β0FINi,j-1+β1EGSi,j+β2INNOi,j+β3INDSi,j+β4CONTi,j+ηi+εi,j
(2)
(二)变量选取和数据说明
金融结构(FIN)。Levine(2002)[33]将金融结构界定为金融中介机构与金融市场的相对状况，并从结构-活动、结构-规模、结构-效率和结构-总量四个方面测算了一国的金融结构。本文据此以资本市场融资和银行融资的比值来衡量金融结构。指标数值越大，表明金融结构越趋市场主导型，反之越趋银行主导型。
经济治理(EGS)。经济治理是指人与人之间通过什么样的机制达成信任进而促成交易，属于体现制度环境和市场公允性的指标，能够度量经济治理。本文采用王小鲁和樊纲提出的中国市场化指数(2)王小鲁和樊纲团队的“中国市场化指数数据”先后发布过若干版，其中应用较广的是2011年和2017年发布的两个版本，对应的数据年份分别为1997—2009年以及2008—2014年。由于两个版本的数据计算口径和计算方法都不同，因此两个区间的数据缺乏可比性，无法直接衔接使用，所以本文参考林春和孙英杰(2019)[36]，针对缺失的部分数据采用外插值回归方法将数据补齐，即根据1997—2009年的数据趋势，模拟出2010—2014年的数据。来度量经济治理[34-35]。该指数从政府与市场关系、非公经济发展、产品市场发育、市场发育程度、市场中介组织和法制环境等五个维度综合分析，市场化指数由五个分项指标算术平均而得。构建市场化指数所涉及到的省际宏观数据指标取自国家职能部门和权威机构发布的客观数据；对于缺乏统计数据的指标，以基于大样本企业调查的企业评价数据来替代，避免主观性和随机误差，因此成为衡量中国市场化进程和制度环境的重要指标[37]。指标数值越大，经济治理越接近于规则型，反之越接近于关系型，预期该变量的回归系数为正。
产业创新(INNO)和产业结构(INDS)。借鉴吴勇民等的研究成果[38]，本文以技术市场成交额占GDP的比重来衡量产业创新，指标数值越大，表示产业创新程度越高，预期该变量的回归系数为正。根据克拉克定律，传统研究一般采用非农业产值比重来衡量产业结构。参考Allen等的研究成果[15]，本文使用“第三产业增加值/第二产业增加值”来度量产业结构。指标数值越大，表示服务业在经济中的比重越高。
为确保估计结果的准确性，计量模型中加入了一些控制变量，包括：(1)经济发展水平(GDP)。当国家或地区变得较富裕时，其金融系统变得更以市场为导向[33]，因此以各省人均GDP增长率衡量经济发展水平。(2)政府支出(GOV)。政府支出有可能通过影响经济增长而间接地影响金融结构，以“政府消费/支出法生产总值”来衡量一个省份的政府支出。(3)投资(INV)。市场主导型金融体系具备较为发达的资本市场，能提供更多的外部融资渠道，因此可以吸引外部投资，以“全社会固定资产投资额/GDP”来衡量一个省份的投资水平。(4)对外开放程度(OPEN)。贸易开放和金融开放促进金融发展[10]，使用“经营单位所在地进出口总额/GDP”来衡量对外开放程度。(5)金融深化程度(DEEP)。金融发展速度呈现出一定的区域差异性[1]，以金融业增加值/GDP衡量各省的金融深化程度。该指标度量了金融业在全部经济规模中所占的比重，反映了金融机构发展在市场中的重要程度。变量的详细说明见表3。
本研究覆盖的省份包括上海、云南、内蒙古、北京、吉林、四川、天津、宁夏、安徽、山东、山西、广东、广西、新疆、江苏、江西、河北、河南、浙江、海南、湖北、湖南、甘肃、福建、西藏、贵州、辽宁、重庆、陕西、青海和黑龙江等31个省、自治区和直辖市，变量取值的时间范围为2001-2014年。表4提供了变量的描述性统计，金融结构、经济治理和产业创新都有着较大的省际差异，金融结构数据范围0～2.34，均值0.17；经济治理数据范围0.29～14.45，均值7.02；产业创新数据范围0.000 001～0.147，均值0.008。关键变量数据范围存在较大的跨度，初步判断通过这些数据进行实证检验是可行的。
表3 变量说明

表4 变量的描述性统计

表5显示皮尔逊相关系数检验的结果。产业创新和产业结构的相关系数是0.7，其他变量之间的相关系数都低于0.7，可认为解释变量之间不存在高度的共线性。针对产业创新和产业结构相关系数偏大的问题，后文将通过分层回归方法，先将产业创新和产业结构分别加入模型，再同时加入模型进行检验，分别考察二者对金融结构的影响。
四、实证结果与分析
(一)基准回归
Hausman检验拒绝随机效应的原假设，在后文分析中均采用固定效应模型。为分别检验产业创新和产业结构对模型的影响，参照Baron和Kenny(1986)[39]的研究，通过分层回归方法，在考虑控制变量的模型中，先将产业创新和产业结构分别加入模型，再同时加入模型进行检验，来分别考察产业创新和产业结构对金融结构的影响。为检验变量之间的作用机制，将经济治理分别与产业创新和产业结构构建交互项，先将两个交互项依次加入模型，再同时加入模型。为减少多重共线性的影响，在构建交互项的过程中，对经济治理、产业创新和产业结构做了中心化处理。
表5 相关性检验

注：***、**分别表示1%、5%的显著性水平。
表6的基准估计结果显示，经济治理的估计系数在所有模型中都为正，且除列(5)以外，均在1%/5%/10%显著性水平上通过检验，说明金融结构与经济治理程度成正比，验证了假说1。产业创新的估计系数都为正，且在1%或5%的显著性水平上通过检验，说明金融结构与产业创新成正比，验证了假说2。列(2)中产业结构的估计系数显著，但回归结果的t值小于列(1)中产业创新回归系数的t值，说明产业创新对金融结构的影响更为显著，进一步支持了假说2。列(5)中交互项的回归系数显著，说明产业结构对经济治理与金融结构的关系产生一定的调节效应。列(4)中产业创新的回归系数显著，交互项的回归系数不显著，与假说不矛盾，因为交互项检验的是调节效应，而不是产业创新所对应的中介效应，本文后续将进行专门的中介效应检验。表5的回归结果与Baron和Kenny(1986)[39]于中介效应和调节效应的分析是一致的，即理想的调节变量与自变量和因变量的相关度都不大，调节变量对因变量的影响时强时弱，中介变量对因变量的影响较强且稳定。
(二)内生性的处理
固定效应估计隐含的假定是解释变量具外生性。若该假定不成立，即一些解释变量具内生性，则固定效应估计可能存在非一致性估计问题。本文的被解释变量金融结构和解释变量治理都受GDP影响，因此二者之间有可能存在相互影响；同时社会制度具有内生性[40]，因此通过Davidson-MacKinnon的方法检测解释变量内生性[41]，并采用工具变量的二阶段最小二乘法(2SLS)进行估计。同时，借鉴李俊青等的研究成果[42]，本文选取2010年各地区人均献血量(BLOOD)作为经济治理的第一个工具变量，数据来源于中国输血协会。无偿献血既不产生经济收益，也不存在法律强制，是否献血取决于自主意愿，并且对金融结构没有直接的影响。无偿献血能反映一个地区的广义信任水平，人均献血量越多，社会信任越高[43]，经济治理越接近于规则型治理。借鉴黄玖立和李坤望的研究成果[44]，本文以地区距离海岸线最近距离(SEA)作为经济治理的第二个工具变量，以到海岸线最近距离的倒数乘以100来度量。各省区距离海岸线越近，就意味着越接近国外市场，经济治理越接近于规则型治理。由于两项数据都是截面数据，在固定效应模型的2SLS回归中，会在第一阶段被自动剔除，因此参考黄玖立和李坤望的处理方法[44]，通过将工具变量乘以美元对人民币的官方名义汇率，将时不变数据变成面板数据。
表6 固定效应估计结果

注：括号内为标准误；***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平。
表7显示2SLS估计结果。在第一阶段估计结果中，人均献血量和海岸线距离的估计系数为正，且在1%显著性水平上通过检验，这表明人均献血量越大以及距离海岸线越近的地区，经济治理越趋近于规则型。本文采取多种统计方法验证工具变量合理性。在弱识别检验中，Kleibergen-Paap rk Wald F统计量远大于Stock-Yogo的10%显著水平临界值，表明工具变量不存在弱识别问题。在过度识别检验中，Kleibergen-Paap rk LM检验的零假设是工具变量识别不足，本文的检验结果拒绝零假设。在弱工具变量检验中，Anderson-Rubin Wald检验的零假设是内生解释变量的系数为零，检验结果拒绝零假设。以上结果显示本文选取的工具变量是合理的。在第二阶段估计结果中，经济治理和产业创新的系数皆为正，且在1%显著性水平上通过检验。同基准估计结果表6相比较，经济治理的估计系数有所提高，说明经济治理的内生性对估计结果造成了偏差，工具变量的使用改善了基准估计结果。列(2)和列(5)中产业结构回归系数的t值远远小于列(1)和列(4)中产业创新回归系数的t值，说明产业创新对金融结构的影响更为显著。列(5)中经济治理和产业结构交叉项的系数显著，说明产业结构作为调节变量，对经济治理与金融结构的关系产生影响。回归结果说明在控制内生性问题后，经济治理和产业创新共同影响金融结构的结论仍然成立。
表7 2SLS估计结果

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%置信水平下显著，系数下方小括号内为标准误，中括号内为相应检验统计量的P值，大括号内为Stock-Yogo检验在10%水平上的临界值。下同。
表8 GMM回归结果

(三)动态面板方法估计
考虑到金融结构的演进在一定程度上具有持续性特征，再以动态面板数据模型进行检验。通过引入滞后项，有效地降低了计量模型有可能的设定偏误。表8显示在以经济治理滞后一期值作为工具变量的动态模型中，金融结构与解释变量之间的GMM回归结果。其中AR(1)是一阶序列相关性检验，AR(2)是二阶序列相关性检验。AR(1)统计量显著，表明一阶差分序列相关，即存在内生性问题。AR(2)统计量不显著，表明二阶差分序列不相关，即该估计方法有效地克服了内生性问题。Hansen检验对异方差是稳健的，当伴随概率在0.1～0.4的区间内，工具变量是外生的[45]。本文的Hansen检验伴随概率在0.148～0.287，是工具变量具有外生性的强支持证据。以上结果说明以内生性解释变量的滞后一期作为工具变量是合适的。列(1)-(6)的回归结果中，金融结构一阶滞后项的回归系数都是正的，并且在1%显著性水平上通过检验，说明当期金融结构受到前期的影响；经济治理和产业创新的回归系数都是正的，且通过1%显著性水平检验。同表6相比较，经济治理的估计系数有所提高，说明工具变量的使用改善了基准估计结果。列(2)和(5)中产业结构的回归结果是显著的，但回归系数的t值远远小于列(1)和(4)中产业创新回归系数的t值，说明产业创新对金融结构的影响更为显著。列(5)中经济治理和产业结构交叉项的系数显著，说明产业结构作为调节变量，对经济治理与金融结构的关系产生影响。这些结果表明，在采用动态面板数据模型并控制内生性问题后，经济治理和产业创新共同影响金融结构的结论仍成立。
(四)稳健性分析
通过分位数估计检验计量模型的稳健性，该方法同时有助于考察在金融发展程度不同的地区，经济治理和产业创新分别对地区金融结构的影响。表9的估计结果显示，在10%，25%，50%，75%和90%的分位数上，经济治理的估计系数都是正的，且通过1%/5%/10%水平的显著性检验。在25%，50%，75%和90%的分位数上，产业创新的估计系数都是正的，且通过1%或5%水平的显著性检验，仅在10%分位数上产业创新的估计系数不显著。从总体上看，分位数估计结果说明本节的计量模型是稳健的。同时，随着分位点的增加，经济治理和产业创新的估计系数依次递增，说明随着一个地区金融发展水平的提升，与金融发展相应的制度体系在不断健全和完善，同时金融发展带来的资金配置效率提高，有利于满足高科技和创新产业的融资需求，产业技术水平的提升反过来将进一步促进其直接融资体系的发展。这与林毅夫等[13]关于要素禀赋结构理论的研究结论是一致的，即伴随着一个国家或地区要素禀赋结构的提升，其主导产业将越来越接近于世界技术前沿，企业技术和产品创新风险相应提高，金融市场的重要性也在增强。
表9 分位数估计

五、经济治理影响金融结构的机制检验：产业创新的中介效应
(一)中介效应模型的设定
为了更准确地检验经济治理对金融结构的影响机制，通过Baron和Kenny提出的逐步法检验产业创新的中介效应[39]。为了克服变量内生性导致的估计偏误，机制检验部分继续采用工具变量的2SLS法进行估计。根据以下模型的回归结果，借鉴温忠麟等提出的中介效应检验程序进行进一步检验[46]。
FINi，j=γ0+γ1EGSi，j+γ2INDSi，j+γ3CONTi，j+ηi+εi，j
(3)
INNOi，j=ψ0+ψ1EGSi，j+ψ2INDSi，j+ψ3CONTi，j+ηi+εi，j
(4)
FINi，j=ω0+ω1EGSi，j+ω2INNOi，j+ω3INDSi，j+ω4 CONTi，j+ηi+εi，j
(5)
其中，式(3)表示经济治理对金融结构影响的总效应，系数γ1衡量总效应的大小；式(4)表示经济治理对中介变量产业创新的影响；式(5)中ω1衡量的是经济治理对金融结构的直接效应，得到的系数乘积ω2ψ1即表示经济治理通过产业创新影响金融结构的程度。中介效应占总效应的比例为ω2ψ1/(ω1+ω2ψ1)。
(二)估计结果与分析
表10显示采用2SLS估计的中介效应检验。在列(1)中，经济治理的估计系数为正，并通过检验，说明金融结构与经济治理程度成正比，经济治理对金融结构的总效应显著。在列(2)中，经济治理的估计系数为正，并通过检验，说明经济治理对产业创新有正向的促进作用。列(3)中，中介变量产业创新的估计系数为正，并通过检验，经济治理的估计系数由列(1)的0.082 2降低为0.068 5，说明产业创新在经济治理与金融结构之间存在中介效应。在数值上，总效应0.09；中介效应0.022，在总效应中占比24%，说明在经济治理对金融结构施加影响的过程中，产业创新发挥了一定的中介作用。经济治理中正式治理的深化，有助于加强产权保护和契约执行，继而促进产业创新，因此增加对直接融资的需求，即经济治理→产业创新→金融结构的传导机制是成立的，验证了本文的假说3。
实证结果表明，经济治理对金融结构有较为显著的影响，经济治理越趋于规则型，金融结构越接近于市场导向型，而关系型治理往往伴随着银行导向型的金融体系。在经济治理对金融结构的过程中，产业创新起到中介效应，产业结构起到调节效应。非正式治理中所蕴涵的社会文化、价值观等，形成人与人之间的一种隐性契约，与西方的产权制度、法制体系等，构成经济治理的差异。这种差异对经济运行的核心影响，体现为后者对财产的保护力度优于前者，因此塑造了不同的产业特点。创新产业由于合约技术度难度强、复杂程度高、金额大，对法制的依赖性较高，因此正式治理更鼓励创新，通过合约的有效执行，制度保护基于市场的商业和金融交易。传统产业由于模仿成本较低的原因，导致对创新有效需求的不足，加上精细分工提高了生产效率，因此在客观上对制度质量的要求不高。产业结构的调节效应则体现在，第三产业占比越大的地区，经济治理对金融结构的影响越明显，这可能是因为第三产业中的信息、软件、金融、科学研究等，对产权保护的需求更高。
六、结论与政策建议
本文首先从逻辑上阐明经济治理、产业创新和金融结构之间的影响机制，然后运用31个省市2001—2014年的面板数据进行实证检验。结果表明：(1)金融结构内生于经济治理的安排，公序或私序发达的地区往往分别伴随着市场导向型或银行导向型金融体系。(2)产业创新在经济治理与金融结构之间起到显著的中介效应，规则型治理和关系型治理由于产权保护力度的差异而分别鼓励和抑制了产业创新，即经济治理→产业创新→金融结构的传导机制是成立的，经济治理通过影响产业创新进而影响金融结构。(3)本文验证了对金融结构产生影响的是产业创新，而不是以服务业和工业之比值衡量的产业结构，后者在经济治理塑造金融结构的过程中起到调节作用。
表10 产业创新的中介效应检验

本文在一定程度上丰富了有关金融结构成因的研究，引入经济治理的概念，并将产业创新作为中介变量纳入同一分析框架，考察了经济治理对金融结构的因果效应，并揭示了背后的作用机制。
第一，摒弃金融结构优劣论，区域金融发展匹配经济治理程度。在市场导向型和银行导向型金融体系之间，没有绝对优劣之分；直接融资和间接融资在服务实体经济方面也没有绝对的优劣。一个国家或地区对金融结构的选择，应当尊重历史文化背景，因时和因地制宜。在发展直接融资的过程中，不宜生硬扩容和盲目提速，而是要理解影响金融结构的深层因素。具体地讲，结合不同地区在经济治理上的差异，因势利导地制定不同的区域金融政策。金融机构和金融工具的区域均衡发展，并不是平均发展，也不是赶超世界发达国家，而是与地区的法制水平相匹配。中国实行地区分权的专制制度(RDA)，表现为政治上集权和经济上分权；在财政体制上实行中央与地方分权，中央财政甚至是全球最分权的国家之一，地方官员拥有较大的财政资金支配权。这带来两个弊端：一方面，对产权的保护是半正式或者非正式的，法律由地方政府根据历史和社会规范来执行。另一方面，由于金融对实体经济至关重要，而经济增长能够直观地体现出地方官员的业绩，因此地方政府在制定财政资金使用计划过程中，往往会将区域金融体系纳入政府的工作目标，导致对金融体系建设的政策导向出现短期行为。本文的建议是，强化经济治理在区域金融体系建设中的引导作用，提升区域法制水平与金融发展的匹配度。发展直接融资不可揠苗助长，巩固间接融资也要避免竭泽而渔。同地区法制和市场化水平相适应的金融机构和金融工具，同地区内企业产品和经营模式的风险特性相匹配的金融工具和金融服务，才能真正满足区域产业结构优化和经济增长的需要。因此，作为有能力引导地方金融体系结构的各级地方政府，不仅要重视金融在发展区域经济中的作用，也要因地制宜地规划区域金融机构、金融工具和金融产品的均衡发展，唯有如此，才能实现通过调整区域金融结构来更好地服务地方经济的目标。
第二，加速推进民营银行建设，适时在西部地区开设民营银行。资本市场的完善并非一蹴而就，关系型社会的现状决定了间接融资仍是中国社会最主要的融资方式。尽管截至 2009 年 1 月，中、农、工、建四大国有商业银行全面完成股份制改造，距今已有十年，但银行系统仍与政府有着密切关联。产权安排上的国有属性和资金配置中的避险属性，决定了大银行在制定信贷政策和开展授信业务时，较大程度上掣肘于政策导向和对企业组织类型、企业规模等的偏好。通过发展民营银行，让民营资本进入银行业，有助于形成银行业的多元和良性竞争格局，创造更多的服务中小企业和小微企业的民间金融和普惠金融形式，从根本上增强金融服务实体经济的能力。自 2015年启动首批民营银行试点开始，截至 2018年底，中国已批复并成立 17 家民营银行，但民营银行发展存在着地区间的不平衡。目前中西部地区仅有重庆富民银行和四川新网银行，在甘肃、青海、宁夏、新疆等公序最欠缺的西部省份，至今尚未开设民营银行。本文建议是，及时总结试点民营银行的运营经验，适时拓展至其他区域，加快在西部地区设立民营银行。
第三，因地制宜、稳扎稳打地推进创新进程。传统产业与创新产业也不存在绝对优劣之分。产业的变迁，植根于人与人之间通过什么样的机制来形成信任进而促成交易，因此也同法制文化和社会信任等相匹配。发展中国家在从通过技术引进促进发展，到通过技术创新促进发展的转变中，应当充分认识创新的风险，以及创新对产权保护与契约执行的内在要求。在对产业转型升级力度的调控上，既不能墨守成规，也不能盲目创新。对不同省份的产业转型政策与进度不能搞“一刀切”。当前经济工作存在两种误区，一种认为加速产业转型升级是帮助落后地区脱贫的不二法门，另一种认为产业创新政策的区域倾斜是对地区不平等的雪上加霜。理解了经济治理对产业创新的塑造，有助于纠正这种认知偏差。对于经济治理程度偏低的省份，比如西藏、青海、内蒙、云南、贵州、新疆等，适宜的产业政策是巩固其在传统产业上的固有优势，比如西藏和新疆的旅游业，青海的资源开发行业，内蒙古的食品加工行业，云南和贵州的医药健康产业、烟酒产业等。当然，为传统产业注入新的技术元素也是必要的，比如引入“互联网+旅游”的新模式，引进新的资源勘探设备，通过电子商务拓宽销路等。对于经济治理程度较高的地区，比如长三角、珠三角等地区，适宜的产业政策是加大自主创新力度。总之，通过区域产业政策与经济治理程度的匹配，形成层次鲜明、各取所长、优势互补的区域产业格局。
第四，加强金融法制建设，加快金融监管转型。在考察金融和产业的关联时，法制文化和社会信用等慢变量因素具有一定的启发性，有助于深入理解变量之间的作用机制。由于法制和关系都可以产生信任，因此改善正式治理，通过加强正式治理来推进创新，进而优化金融结构，是必要的和合适的。在法制角度上，加强社会主义法制建设，推进依法治国。在文化角度上，加强法制宣传教育，让民众树立法治观念和法治信仰。倡导诚信理念，加强诚信教育，营造诚信的社会环境。建立健全大数据和征信体系，推进社会信用体系制度框架的建立。在信息化发展如火如荼的背景下，加强信息联网，充分利用天网、天眼、企查查等基于大数据的征信平台，以克服经济交易中的信息不对称问题，实现资源的优化配置。具体到金融领域，一方面，完善证券领域既有的法律体系和法律制度，增强执法效力和效率，提高金融机构的违法成本。加强直接融资法律法规的完善，特别是创业投资基金的法制建设。2017 年曾获得股权和创业投资基金支持的 IPO 企业有 215 家，占 IPO 企业总数的 61%(3)数据来源于证监会网站《关于政协十三届全国委员会第一次会议第 1577 号(财税金融类 135 号)提案答复的函》。。因此健全创业投资基金差异化监管机制，优化创业投资基金发展环境，不断提升私募基金行业规范运作水平，有利于更好地支持创新创业。另一方面，加速推进由分业监管向混业监管的转型。2018年4月8日中国银保监会挂牌成立，中国金融监管迈入混业监管时代，这是一次与国际接轨的有益尝试，对监管政策的制定、监管措施的执行、监管技能的提升和监管效力的落实，都带来了新的利好。混业监管有助于减少过度防范风险导致的金融压抑，消除金融创新带来的监管真空，减少监管标准不统一导致的监管套利，进一步加强不同金融产品监管之间的沟通协调，推动监管标准的协调一致，促进市场公平竞争。
参考文献
[1]GOLDSMITH R W. Financial structure and development [M]. Yale University Press, 1969.
[2]MCKINNON R I. Money and capital in economic development [M]. The Bookings Institution, 1973.
[3]KING R G, LEVINE R. Finance, entrepreneurship and growth: theory and evidence [J]. Journal of Monetary Economics, 1993, 32(3):513-542.
[4]DEMIRGÜC-KUNT A, LEVINE R. Stock markets, corporate finance and economic growth: an overview [J]. World Bank Economic Review, 1996, 10(2):223-239.
[5]SANTOMERO A M. Modeling the banking firm: a survey [J]. Journal of Money, Credit and Banking, 1984, 16(4):576-602.
[6]ALLEN F, GALE D. Financial markets, intermediaries, and inter-temporal smoothing [J]. The Journal of Political Economy, 1997,105(3):523-546.
[7]PORTEOUS D J. The geography of finance: spatial dimensions of intermediary behavior [M]. Aldershot: Avebury, 1995.
[8]ALLEN F，QIAN J, QIAN M. Law，finance，and economic growth in China [J]. Journal of Financial Economics,2005,77(1):57-116.
[9]LA PORTA R, LOPEZ-DE-SILANES F, SHLEIFER A, et al. Trust in large organization [J]. American Economic Review, 1997, 87(2):333-338.
[10]RAJAN R G, ZINGALES L. The great reversals: the politics of financial development in the twentieth century [J]. Journal of Economics, 2003, 69(1):5-50.
[11]AOKI M. Toward a comparative institutional analysis [M]. Cambridge, MA: MIT Press, 2001.
[12]陈雨露，马勇. 社会信用文化、金融体系结构与金融业组织形式[J]. 经济研究, 2008(3):29-38.
[13]林毅夫，孙希芳，姜晔. 经济发展中的最优金融结构理论初探[J]. 经济研究, 2009(8):4-17.
[14]RAJAN R G, ZINGALES L. Financial dependence and growth [J]. American Economic Review, 1998, 88(3):559-586.
[15]ALLEN F, BARTILORO L, GU X, et al. Does economic structure determine financial structure? [J]. Journal of International Economics, 2018, 114: 389-409.
[16]DIXIT A. Governance institutions and economic activity [J]. The American Economic Review, 2009, 99(1):5-24.
[17]陆铭，陈钊，王永钦. 分流与聚合：用基于合约理论的发展经济学解释中国历史[J]. 制度经济学研究,2007(1):18-30.
[18]AXELROD ROBERT. The cooperation [M]. New York: Basic Books, Inc., 1984.
[19]GREIF A, TABELLINI G. The clan and the corporation: sustaining cooperation in China and Europe [J]. Journal of Comparative Economics, 2017, 45(1):1-35.
[20]NORTH D C. Institutions, institutional change and economic performance [M]. Cambridge, MA: MIT Press, 1990.
[21]HATHAWAY I, LITAN R. The other aging of America: the increasing dominance of older firms: Economic Studies at Brookings [R].[S.l.:s.n.],2014.
[22]STATISTIC BRAIN. Startup business failure rate by industry [R/OL].(2017-05-05)[2019-10-8]. http://www.statisticbrain.com/startup-failure-by-industry.
[23]GHOSH S. Why most venture-backed companies fail [N/OL]. Fast Company,2012-10-12[2019-10-8].http://www.fastcompany.com/30038 ... ked-companies-fail.
[24]DIMSON E, MARSH P, STAUNTON M. Credit suisse global investment returns yearbook 2018 [R]. Zurich:Credit Suisse Research Institute, 2018.
[25]约翰·希克斯著, 厉以平译.经济史理论[M]. 北京：商务印书馆, 1987/1969.
[26]NORTH D C, THOMAS R P. The rise of the western world: a new economic history [M]. Cambridge UK: Cambridge University Press, 1973.
[27]JONES E L. The European miracle: environments, economies, and geopolitics in the history of Europe and Asia [M]. New York:Cambridge University Press, 1981.
[28]BORISOVA G, BROWN J R. R&D sensitivity to asset sale proceeds: new evidence on financing constraints and intangible investment [J]. Journal of Banking and Finance, 2013, 37(1):159-173.
[29]ACEMOGLU D, SIMON J. Unbundling institutions [J]. Journal of Political Economy, 2005, 113(5): 949-995.
[30]NUNN N. Relationship-specificity, incomplete contracts, and the pattern of trade [J].The Quarterly Journal of Economics, 2007, 122(2):569-600.
[31]LI J S. Relation-based versus rule-based governance: an explanation of the East Asian miracle and Asian crisis [J]. Review of International Economics, 2003, 11(4):651-673.
[32]费正清. 张理京译.费正清文集：美国与中国(第四版)[M]. 北京：世界知识出版社出版，1999/1948.
[33]LEVINE R. Bank-based or market-based financial systems: which is better [J]. Journal of Financial Intermediation, 2002,11(4):398-428.
[34]王小鲁,樊纲.中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告[M]. 北京：经济科学出版社，2011.
[35]王小鲁，樊纲，余静文.中国分省份市场化指数报告(2016)[M]. 北京：社会科学文献出版社，2017.
[36]林春，孙英杰. 分税制改革下纵向财政失衡与全要素生产率损失[J]. 华中科技大学学报(社会科学版)，2019(1):83-91.
[37]郑志刚，邓贺斐. 法律环境差异和区域金融发展——金融发展决定因素基于我国省级面板数据的考察[J]. 管理世界，2010(6):14-27.
[38]吴勇民，纪玉山，吕永刚. 中日科技创新与金融结构协同演化的实证分析与比较研究[J]. 中国科技论坛，2014(7):155-160.
[39]BARON R M, KENNY D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations [J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6):1173-1182.
[40]ACEMOGLU D, JOHNSON S, ROBINSON J. The colonial origins of economic development: an empirical investigation [J]. American Economic Review, 2001, 91(5):1369-1401.
[41]DAVIDSON R, MACKINNON J G. Estimation and inference in econometrics [M]. New York: Oxford University Press, 1993.
[42]李俊青，李双建，赵旭霞. 社会信任、收益率波动与银行风险 [J]. 财贸经济，2017(11):55-69.
[43]GUISO L, SAPIENZA P, ZINGALES L. The role of social capital in financial development [J]. The American Economic Review, 2004, 94(3):526-556.
[44]黄玖立，李坤望. 出口开放、地区市场规模和经济增长[J]. 经济研究，2006(6):27-38.
[45]ROODMAN D M. How to do xtabonds2: an introduction to difference and system GMM in stata [J]. The Stata Journal, 2009, 9(1):86-136.
[46]温忠麟，等.中介效应检验程序及其应用[J]. 心理学报，2004，36(5)：614-620.