金融发展与制造业绩效：基于78个国家的实证分析

武力超，黄奕婷，丛 姗，陈丽玲

(厦门大学 经济学院国际经济与贸易系，福建厦门 361005)

一、引言

金融发展是现代市场体系的重要组成部分, 对于资本积累、技术进步和经济增长具有重要影响。根据世界银行的数据，各国金融部门提供的国内信贷占GDP的比重平均值从1996年的151.2%上升到2016年的181.1%。金融发展不仅体现在金融资产数量的增长，还包括金融工具的创新、金融机构效率的提高和金融市场的完善。近年来，各国都十分重视金融发展的速度和质量，发达国家致力于金融体制的改革，放松对金融机构的诸多管制，鼓励金融创新，激发金融市场活力；发展中国家在宏观经济维稳的基础上，也先后开展了以金融发展为标志的金融体制改革。高质量的金融发展可以提高资源配置效率，推动技术创新和进步，促进经济的可持续增长。

20世纪60年代，学术界开始关注金融发展的重要作用。金融发展可以减少市场的不对称信息，帮助投资者辨别企业的优劣，提高资源配置效率。Tobin(1982)认为金融市场的效率越高，股票价格越能真实地反映企业价值，从而引导市场资金的优化配置。金融发展可以帮助研发活动获得更多融资，推动技术不断创新。Bencivenga et al.(1995)指出发达的金融市场可以为高风险的技术研发提供低成本的资金支持。国内外学者围绕金融发展与经济增长展开了大量研究，很多结果表明金融发展可以促进经济增长。Goldsmith(1959)利用跨国数据研究发现经济增长和金融发展往往是同步进行的，King and Levine(1993)的研究结果也表明经济增长与金融发展之间存在非常强的正相关关系。金融发展主要通过资本积累和技术创新两种途径影响经济增长。Rioja and Valev(2004)利用GMM动态面板回归发现，在发达国家金融发展主要通过提高生产率促进经济增长，而在发展中国家金融发展通过资本积累促进经济增长。

以上研究均是从宏观层面探讨金融发展对经济增长的作用，由于行业异质性的存在，不同行业对外部融资的依赖程度存在差异，金融发展对行业绩效的影响不同。Rajan and Zingales(1996)研究发现对外部融资依赖程度高的行业在资本市场发达的国家里成长更快。对于流动性需求较高的行业，金融发展对行业绩效的促进作用更加显著。

首先，金融发展可以降低信息与交易费用，使更依赖外部融资的行业以更低的成本获得资金，从而使流动性需求大、生产性低的行业获得增长机会。其次，更依赖外部融资的行业在获得融资后，通过对人力资本的投资以及R&D的投入，获得技术创新能力上的优势，提高行业生产效率，促进行业绩效提高。另一方面，金融发展可以帮助消费者通过多元化投资组合化解流动性风险，提高储蓄投资转化比率，使得那些最具潜力的行业能够得到足够的资金进行技术革新和产品生产，提升行业绩效的长期增长速度。此外，金融发展的稳定是行业获得持续性现金流的前提，金融发展波动会给行业绩效表现带来不利影响。基于此，本文将使用78个国家128个行业的面板数据的经验研究为该理论机制提供支撑。

同已有的研究相比，本文的贡献之处主要体现在以下方面：第一，目前大多数研究主要是探讨金融发展对于经济增长的影响，这些研究多从宏观层面入手，缺乏从行业层面考虑行业间流动性需求的分析。不考虑行业特征的差异而仅仅从经济体总量的增长来分析金融发展给经济带来的贡献是不够全面的。本文将引入行业流动性需求的指标，从更微观的层面探讨金融发展对行业绩效的影响，从而弥补已有研究的不足。第二，已有研究在衡量金融发展的水平时一般都是采用由戈氏指标(Goldsmith，1959)发展出来的一系列改良方法，如用一国的金融资产总量占GDP比值来衡量金融发展水平，但以往的文献忽略了金融发展波动的影响。本文在考察时既引入了衡量金融发展水平的指标，也将反映金融发展波动的指标引入到计量模型中，为进一步完善对金融发展的衡量以及更准确地把握金融发展对行业绩效的影响提供了思路。第三，相比以往的研究，本文使用的数据涵盖范围更广，也更加细致。我们使用了78个国家1990年到2010年的数据，涵盖了128个行业，并且本文在描述行业绩效时采用的不是21年间的平均值而是每个研究年份的行业增加值。

二、文献综述

金融发展可以改善资源配置效率，提高储蓄投资转化率，推动资本积累和技术创新，从而促进经济增长。Schumpeter(1912)认为金融机构在资源配置过程中发挥重要作用，他提出通过辨别有良好发展前景的企业，银行可以将资源重新配置到有最大产出优势的部门。Levine(2005)通过对先前理论和实证研究的回顾，研究金融体系运作和经济增长之间的关系，认为金融中介和金融市场对于经济增长非常重要，金融发展能够促进经济增长。Greenwood et al.(2013)的分析表明金融中介对于经济增长是重要的，特别是在美国，百分之二十九的经济增长可以归因于金融中介的完善。国内学者对金融发展和中国经济增长之间的关系进行了实证研究。李钊等(2006)通过侧重于金融发展与经济增长关系的微观经济基础和关联机制的研究，提出金融发展在中国经济增长中起着重要作用。武志(2010)选取1978-2000年的数据对我国金融发展与经济增长进行了格兰杰因果关系检验，发现两者间存在着明显的单向因果关系，即经济增长在格兰杰意义上引致金融发展。李月(2014)以中国31个省份1979—2012年的面板数据为依据展开研究，结果表明金融发展是促进经济增长的根本原因，两者之间存在较显著的相关关系。也有一些实证研究发现金融发展对经济增长没有促进作用，甚至会对经济发展造成负面影响。李广众和陈平(2002)、李广众(2002)、李广众和王美今(2003)运用多种经济计量学方法，多角度研究中国金融发展与经济增长的关系，认为金融机构的规模与经济增长之间不存在因果关系。Cecchetti and Kharroubi(2012)认为更多金融不会总是带来更好的结果，因为金融部门同经济体中的其他部门互相竞争稀缺资源，他们发现金融部门的规模对生产率的增长具有倒U型的影响，也就是说金融体系的进一步扩张超过某一特定点之后将会减少实际增长。马轶群和史安娜(2012)指出消费和投资是经济增长的重要推动力，但金融发展会对消费和投资产生抑制效应。一方面，金融发展为社会理财提供了便利条件，促使人们将更多的资金用于储蓄和投资，进而抑制消费的增加；另一方面，金融自由化的发展使得金融风险增加，强化金融机构的风险意识，产生惜贷心理，对社会总投资产生不利影响。谈儒勇(1999)采用季度数据，运用OLS(普通最小二乘法)实证检验中国金融发展与经济增长的关系，结果表明金融中介总体规模与经济增长存在显著的负相关关系，而存款银行相对重要性指标与经济增长存在显著的正相关关系。

金融发展是一个缓慢的过程，各个国家的经济发展状况也不尽相同，金融发展对于经济增长的影响存在国别差异。Seven and Yetkiner(2016)使用1991-2011年的面板数据，回归结果表明在高收入水平的国家里运行良好的金融体系不一定能促进经济增长，而在发展中国家则可以促进经济增长。Ahmed(2016)采用系统动态GMM估计方法对30个非洲国家1967-2010年的数据进行回归，结果表明金融市场发展与收入增长之间存在着显著的正向关系。这表明非洲的金融机构倾向于促进创新、鼓励资源流动、识别有利可图的投资并促进风险分散，从而有助于经济增长。Shigeki Ono(2017)将石油价格以及外汇汇率考虑在内，使用向量自回归模型检验了俄罗斯的金融与经济增长之间的关系，实证结果表明俄罗斯的金融部门并没有发挥促进经济增长的作用。

金融发展可能作用于不同渠道影响一国的经济增长，这些渠道包括促进资本积累、推动技术创新和转移、扩大金融中介规模、提高金融机构效率等。国内外学者深入研究了金融发展对经济增长的各种影响渠道。Rioja and Valev(2004)认为在不同发展程度的国家，金融发展对经济增长的影响渠道存在较大差异。金融发展在发展中国家主要通过资本积累这一渠道促进经济增长，在发达国家则主要通过提高生产率促进经济增长。 曹啸和吴军(2002)运用格兰杰因果关系检验中国金融发展与经济增长的关系，结果显示金融发展是经济增长的重要原因，且对经济增长的促进作用主要通过金融资产的数量扩张而非通过提高金融资源配置效率来实现。邵宜航等(2015)基于1987-2011年我国省际面板数据，从区域比较的角度，利用系统矩估计方法分析了我国全国、东部和中西部金融发展对经济增长的影响。实证结果表明，我国金融发展总体而论对经济增长具有显著的正向影响，但不论对于我国东部、中西部还是全国范围来说，金融发展的促进作用都更主要来自于金融宽化，而金融深度在中西部地区对经济增长并没有表现出显著的促进作用。此外还有研究表明，金融发展通过作用于其他因素影响经济增长。刘行和叶康涛(2014)基于中国上市公司的实证研究结果显示，金融发展可以为企业提供充足的外部融资，降低企业的税收规避动机，减少税收规避带来的社会公共产品供给不足、加剧财政赤字、扭曲公共资源配置等问题；也就是说金融发展通过规范财税体制促进经济增长。沙文兵(2012)基于1990-2008年中国省际面板数据，研究了金融发展水平决定的FDI溢出效应对中国经济增长的影响，结果表明金融发展具有放大FDI技术溢出效应的作用，并由此对经济增长产生正面影响。

尽管已有文献提出金融发展会对经济增长产生重要影响，但大多数研究把目光聚集在国家层面上，只有相对较少的研究探索金融发展在行业层面的效应。Rajan and Zingales(1996)研究指出那些技术上更依赖外部融资的行业在金融体系比较发达的国家里不成比例地增长更快。他们使用美国大型公共企业的数据来测量一个行业的外部融资需求，指出那些需要大量外来融资的行业相比其他行业比较不可能在资本市场不完全的地方产生，外部融资依赖度高的行业在资本市场欠发达的国家里增长相对缓慢。他们的观点表明金融通过将资源配置给更加依赖外部融资的行业来影响经济增长。Ductor et al.(2015)通过使用101个发达和发展中国家1970-2010年的数据，发现金融发展对行业绩效的影响主要由私人信贷的增长占实际产出增长的比重决定，当私人信贷的快速增长没有与实际产出的增长相匹配时，金融发展会对行业绩效产生负面影响。

从上述文献回顾和梳理中我们可以看出，虽然国内外学术界围绕金融发展和经济增长之间的关系展开了广泛讨论，但是大多数文献都是从国家宏观层面的角度出发，且研究金融发展波动影响的文献较少，这些研究显然不够全面和细致。由于各个行业对外部融资的需求和依赖程度存在显著的差异性，金融发展对每个行业绩效的影响是不同的，因此从行业层面的角度分析金融发展对经济增长的影响是十分必要的，国内目前很少有学者从这个角度研究问题，本文的研究弥补了这一领域的不足。

三、金融发展影响行业绩效的机制

在金融发展理论的初创时期，学者们通常将金融发展定义为金融资产总量的增加和金融机构数量的扩张，这实际上是金融增长的概念，仅从“量”的角度界定金融发展。随着金融发展理论的不断完善，金融发展的内涵进一步拓展，在金融增长的基础上更加注重金融结构的优化和金融效率的提高。没有发展的增长其实是普遍存在的，增长是量上的提高，而发展则更加注重质上的优化。金融质量的提高依赖于金融制度、金融主体和金融市场的相互作用，从而提高金融发展与行业发展的吻合程度，提升行业绩效。结合以往文献的研究成果，本文认为金融发展通过以下主要途径影响行业绩效：

其一，金融发展(包括金融工具、金融市场及金融制度的发展)降低了获取信息、执行合同以及交易的成本。获得并处理信息的能力对于行业绩效的提高具有重要意义，一般来说单个个体获取行业信息的成本是非常高昂的，而金融中介和金融市场的发展使得获取和处理信息的费用更加经济化。一方面，金融发展可以减少信息不对称，降低信息与交易费用，帮助投资者筛选出最具价值的行业，使更依赖外部融资的行业能以更低的成本获得资金，从而使流动性需求大、生产性低的行业获得增长机会。以往研究金融发展对一国依赖外部融资的行业成长性影响的结果都表明，那些依赖外部融资的行业在金融市场比较发达的国家里会获得更好的成长(Rajan and Zingales，1996；Claessens and Laeven，2002)。Demirguc-Kunt and Makisimvoic(1998、2002)对金融发展促进企业成长性的研究也支持了上述观点，他们发现在金融市场比较发达的国家里，企业会更多地利用外部融资来支持企业的成长。另一方面，金融发展除了能够降低事前的获取信息费用，也可以减少对经理人的监督以及对公司进行控制的信息获取与实施费用，进而提高所在行业绩效。Beck et al.(2003)指出较高的金融发展水平不仅能为企业规模扩张提供充足的资金，而且还能有效地监督并阻止内部人员对企业资源的滥用，从而降低企业规模扩张的成本，促进企业更好地成长。他们发现一国的金融发展水平与该国的企业规模存在显著的正相关关系，而且对于那些依赖外部资金的企业而言，这种正相关关系会更强。

其二，金融发展可以推动技术创新，提高行业生产效率，促进行业绩效持续增长。由于研发活动是高风险高投入的经济活动，内源性融资往往难以满足研发活动对资金的需求，因此需要金融市场提供外部资金支持。一方面，金融市场通过分散风险、提高流动性和减少不确定性，降低了技术创新的风险；另一方面，金融市场通过“风险共担、收益共享”的机制使得承担高风险的投资者分享技术创新的高收益，进而吸引更多资金投入到创新活动中。孙伍琴和王培(2013)对我国30个省(市、自治区)的金融指标进行实证分析，结果表明金融市场的发展保证了行业技术创新的长期资本投入。缺乏外部融资渠道的行业在金融市场获得资金，通过对人力资本的投资以及R&D的投入，获得技术创新能力上的优势，促进行业绩效持续提高。韩廷春(2002)采用金融发展与经济增长关联机制的计量模型开展研究时发现，金融发展与金融深化对技术创新有极其重要的作用。易信和刘凤良(2015)研究发现金融发展能通过技术创新的“水平效应”与“结构效应”加速产业结构转型与促进经济增长。

其三，金融发展通过提高资源配置的效率，促使资本投入到边际产出更高的行业去，从而促进产业结构的优化和行业绩效的提升。金融发展有利于储蓄的增加以及储蓄向投资的有效转化，金融体系的发展通过提高储蓄投资转化率及投资效率，使得成长性好或者具有发展前景的新兴产业得到足够的资源配置，促进产业结构的调整和优化，从而加速了“优胜劣汰”的市场竞争机制发挥作用，保证了长期的行业绩效的提升。Wurgler(2000)从资源配置方面研究了金融发展对行业投资的影响，发现在金融市场比较发达的国家里，成长性好的行业会得到更多的投资，而成长性差的行业投资会减少。金融发展在市场经济条件下自发优化产业结构的过程被伍海华和张旭(2001)表述为：金融→影响储蓄、投资→影响资金的流量结构→影响生产要素分配结构→影响资金存量结构→影响产业结构。金融发展为投资者提供了多元投资机会，化解流动性风险，从而使更多的资金流向具有高回报率的行业，使得那些最具潜力的行业能够得到足够的资金从事技术革新和产品生产，获得行业绩效持续增长的能力。

其四，金融发展波动会对行业绩效产生不利影响，并且对更依赖外部融资的行业造成更大的冲击。金融发展波动会导致金融市场的不确定因素增多，投资风险加大，强化金融机构的风险意识，提高行业对外融资成本，从而降低行业绩效。对于流动性需求高的行业，金融发展波动对行业绩效的抑制作用会被放大。Lin(2012)指出银行部门的波动会对行业发展产生不利影响。Huang et al.(2014)研究发现金融发展波动会增加行业发展的波动性，并且会对更依赖外部融资的行业造成更大的影响。随着金融自由化的加强，许多国家开始放松金融管制，鼓励金融产品创新，这在一定程度上加剧了金融风险，也使得国内金融市场更容易受到国际金融危机的冲击。因此，关注金融发展波动对行业绩效的影响是十分必要的。

综上所述，金融发展通过降低交易成本、促进技术创新和提高资源配置效率等途径，提高储蓄投资比来优化产业结构，促进行业绩效持续增长；金融发展波动会增加市场不确定性，影响投资的数量和规模，抑制行业绩效增长。因此，我们的研究假设认为金融发展对于行业绩效有积极的促进作用，金融发展波动会减少行业绩效的增长，且这些效应会在更依赖外部融资的行业被放大。在接下来的实证研究中，我们将通过引入行业异质性指标来研究金融发展对行业绩效的影响。

四、计量模型、变量选择及数据说明

(一)计量模型和变量选择

本文研究的对象是金融发展对行业绩效的影响。被解释变量为反映行业绩效的指标，对于解释变量我们则选择了表征金融发展程度和行业特征的三个指标；我们采用混合截面稳健标准误回归方法，利用行业层面的聚类稳健标准误来计算其t值及其对应的伴随概率值，对上述因素进行实证考察。

1.主要变量

(1)被解释变量——行业绩效指标。衡量行业绩效的常见指标有很多，比如总销售收入、行业增加总值、总资产、全部职工人数等。

本文选取的第一个被解释变量是各个国家按行业不变价格指数平减行业产出增加值后取对数的行业绩效指标(lnvad)。使用各个国家行业不变价格指数平减行业的产量，然后取对数即得到了本文的第二个衡量行业绩效的指标(lnout)。取对数不会改变变量的单调性，但仍然可以反映变量的自然变化趋势。严格为正的变量，其条件分布常常具有异方差性或偏态性，取对数之后即使不能消除这两方面的问题，也可以使之有所缓和。此外，取对数通常会缩小变量的取值范围，使得估计值对因变量的异常观测不是那么敏感。而采用价格指数平减是为了保证数据的可比性。行业绩效指标的数值越大表明该行业的产出增加值越大，行业绩效水平越高。数据来源于UNIDO数据库。

(2)解释变量——金融发展指标。衡量金融发展水平，本文选取了三个金融发展指标。

第一，使用银行部门贷款除以银行储蓄存款来衡量金融发展水平(si04)。目前大多数研究金融发展的文献采用的指标是麦氏指标或戈氏指标(Goldsmith，1959)即金融相关比率FIR，用金融资产总量占国民生产总值的比重来衡量金融发展的水平。这个指标反映的是金融与经济的相关程度，更关注的还是金融发展的规模。在金融发展与行业绩效的机制分析中，我们阐述了金融发展不仅意味着金融资产总量的扩张，更重要的是金融结构的优化和金融效率的提高。王志强和孙刚(2003)认为银行部门贷款占银行储蓄存款的比重能反映金融中介将储蓄转化为投资的效率，是更好的衡量金融发展效率的指标。因此，在本文中我们沿用银行信贷占银行储蓄存款的比重(si04)来衡量金融发展的效率。银行信贷占银行储蓄存款的比重(si04)越大说明金融中介将储蓄转化为投资的能力越强，说明金融效率越高，金融发展水平也越高。数据来源于世界银行的GFDD数据库。

第二，使用流动性负债占GDP的比重衡量金融部门的发展(di05)。流动性负债等于非金融部门的货币加上银行和其他金融机构的需求及计息负债，衡量了金融机构的规模。Beck(2001)认为它是最广泛可得的金融机构的衡量指标。由于流动性负债是流量指标而GDP为存量指标，所以使用流动性负债的上年年末与今年年末值的平均数作为该指标的数值。本文使用流动性负债占GDP的比重(di05)作为衡量金融发展水平的第二个指标。

第三，使用股票总市值与GDP的比率(dm01)来衡量股票市场规模。该比率表示股票的规模相对于整个经济规模的比重。其中，股票市值等于所有上市股票的市值之和，该指标由Ross Levine and Sara Zervos(1998)提出。尽管股票市场不一定能有效率地运作，并且税收也会带来一定程度的扭曲，但股票总市值仍然被视为衡量股票市场发展最重要的概念之一。

本文将综合使用这三种金融发展的衡量指标进行计量分析，希望能更全面准确地探讨金融发展与行业绩效之间的联系。

(3)解释变量——金融波动指标。金融发展指标体系的不断完善，使得金融发展波动指标开始进入学者的视野。金融发展波动的测算以金融发展指标为基础，反映了一段时期内一国金融发展水平的变化。为了确保波动测算的精准性，本文将沿用Loayza and Ranciere(2004)提出的两种测算方法。式(1)表示的是第一种方法：

(1)

其中VFD表示金融发展波动指标，FDFD表示金融发展指标，gt表示金融发展指标的增长率。这种方法实际上是计算了金融发展指标增长率的标准差，增长率的标准差越大，金融发展指标的离散度越高，金融发展波动越显著。

第二种方法如式(2)所示：

(2)

其中εt是由第t年金融发展指标对其上一年的指标加入时间序列进行回归得到的残差，回归方程为χt=α+β1χt-1+β2t+μt。这种方法测算得到的金融发展波动指标实际上是将回归残差的绝对值平均化，计算得到的数值越大，同样可以说明金融发展波动越剧烈。

以上两种计算方法的公式，可以体现出金融发展波动指标的两大优点：其一是标准化金融发展指标的增长率，这种测算方式充分反映了金融发展指标的离散程度，较好估计了金融发展波动的水平；其二则是平均化回归残差的绝对值，这种比较复杂的测算方式能够通过回归得到的残差去衡量金融发展波动的水平。

比较上述两种金融发展波动指标的测算方法，第二种方法将时间序列和滞后一期的指标值引入了回归中，这种做法充分考虑了金融发展的延续性和随机性；通过第二种方法测算出的金融发展波动指标具有较为明显的时间趋势，而第一种方法则是通过以往的金融发展增长率来反映波动水平。但是第二种方法的回归方程要求数据具有连续性，所以某些国家个别年份的数据缺失会减少最终观测到的波动指标。综合两种方法的优缺点，学者们普遍认为第二种测算方法优于第一种方法，本文将综合使用两种方法测算选取的金融发展指标。

(4)解释变量——行业流动性需求指标。基于机制分析中的讨论，我们最感兴趣的行业特征是行业对外部融资的依赖性，因此我们选用三个衡量行业流动性需求的指标。参考目前大多数文献关于流动性数据的选取，我们选用1980-1989年间美国上市企业的流动性需求数据来代表全世界各国对应的同类行业的外部流动性需求。本统计主要参考Raddatz(2003)完成，主要统计了各个行业生产中对于流动性(主要是外部流动性)的依赖性。将美国企业的数据延伸到其他国家的企业是基于一个假设，即行业流动性需求是由行业特征层面的内在技术因素决定的。

本文选取的第一个衡量流动性需求的指标是现金周转期(ccc)，由Richard and Laughlin(1980)首次提出。现金周转期指标(Cash Conversion Cycle)的计算公式：现金周转期=存货周转期+应收账款周转期-应付账款周转期。现金周转期指标提出后被广泛运用，特别是用于衡量企业营运资金管理的效率。本文采用的现金周转期指标(ccc)的计算公式为：现金周转期=(平均存货/每日销售成本+平均应收账款/每日销售收入-平均应付账款/每日销售成本)×365，该指标可以计算出一家企业在正常经营过程中将一美元的现金支出转换成一美元的现金流入所需要的时间。一般来说，现金循环周期的变化会直接影响所需营运资金的数额。现金周转时间越长，所需营运资金数额就越大。营运资金过大不仅影响企业的变现能力，产生较大的营运成本，而且也加大了企业对外部融资的依赖性。因此该数值越大也说明企业的外部流动性依赖越大。数据来源于Compustat数据库。

第二个衡量流动性需求的指标是短期负债占销量的比重(ssd)。该指标衡量了一家企业外部融资的实际使用以及利用当前收入以支付其流动性负债的能力，因此该指标数值越大，表示企业的外部性融资需求越大。计算方法：使用1980-1989年间美国每个四级ISIC行业的所有企业短期负债同每年收入比值的中位数作为该行业的流动性需求数值。可以发现，同另外两个指标相比，该指标与企业所处金融体系的特定特征联系较密切，而同该企业所处行业的技术层面特征联系较少。数据来源于Compustat数据库。

本文选取一年内企业存货(inventory)与销售额(sale)的比值作为第三个衡量流动性需求的指标。本文采用is代表该比值，用于衡量企业的外部流动性依赖程度。存货销售比(is)越大，说明更少的存货投资是由企业收益提供的，也就说明企业具有更大的外部融资需求，企业的外部流动性依赖越强。存货销售比(is)按以下方式计算：首先计算1980-1989年间所有制造业公司存货销售比的中位数。其次，将所有相同四级国际标准行业分类(ISIC)下企业的IS比值中位数作为该行业的比值。因为该指标的分子中对存货的投资里已经包含了原材料的成本，所以采用销售额而非减去成本的净利润来当分母是较为合理的。在营运资本投资的组成部分中，存货投资尤其适合用来体现流动性需求技术方面的特征。由于货物需要时间来生产，因此企业需要营运资金，并且通常可以认为时间越长，生产过程中存货的价值就越大。Raddatz(2003)假设均衡状态下，存货水平在每一个生产期间都得到更新，因此观察到的存货水平可以代表均衡水平下的存货投资。数据来源于Compustat数据库。

2.控制变量

(1)国家投资水平(inv)。索洛增长模型表明，在达到经济稳定状态之前，较高的储蓄率通过提高资本存量促进经济增长。在开放经济中，许多国家通过提高储蓄率，进而提升投资率，吸收剩余劳动力，实现经济增长。Alexander(2003)认为投资在日本人均收入水平上升过程中扮演关键角色，在日本从以农业和轻工业为主的经济体向发达的经济体转变过程中，高投资率有效地促进了生产率的提升、产业结构的升级和经济的高速增长。本文采用投资率来反映投资水平，即资产形成总额占国民生产总值的比重，以此来观察一个国家的投资水平对于行业绩效的影响。

(2)政府活动的影响(gov)。一般来说，政府通过对公共产品和服务的购买来影响经济。以往研究政府支出影响经济增长的文献的结论存在较大分歧。Ram(1986)利用115个国家1960-1980年的产出、投资、政府服务、人口数据对政府支出大小和经济增长的关系进行计量分析，发现在政府支出占GDP比重不变的条件下，提高政府支出的增长率对经济增长有正面效应，尤其是在低收入国家。而Grier and Tullock(1989)的研究却发现真实GDP的增长与政府消费占GDP的比重呈显著负相关。为了考察政府支出对于行业绩效的影响，我们采用政府支出的指标(gov)，其计算方法为政府一般消费总支出占国民生产总值的比重。

(3)贸易开放度(openness)。此前大量文献已经证实贸易开放度与经济增长存在正相关关系(Edwards，1993；Rodriguez and Rodrik，2000)，但是对于两者之间的影响机制尚未达成一致看法。黄兴飞和舒元(2007)从产业发展的角度分析贸易开放度对经济增长的影响机制，认为贸易开放可以提高要素生产率、产生规模经济、优化资源配置并加快技术进步，使一国更专注于具有比较优势和生产率较高的产业，提高整体经济的生产率，促进经济的长期增长。大部分文献衡量贸易开放度所选取的指标都是用一国进出口总额与国民生产总值的比重，本文也将通过引进该指标(openness)来观察贸易开放度对行业绩效的影响。

(4)国民经济增长率(gdpg)。按照一般认知，在一个宏观经济增长更迅速的国家里，相应的行业绩效可能会提升得更加迅速。我们用国民生产总值的增长率这个指标来反映国家层面的经济增速，通过经济增长速率(gdpg)这个指标来考察其对行业绩效的影响。

(5)国家的地理位置(landlock)。我们采用是否为内陆国(landlock)这个指标来衡量一国的地理位置对其经济的影响。当landlock=1时，表示该国为内陆国家；反之，当landlock=0时代表该国拥有海岸线。事实证明，世界上大多数拥有海岸线的国家在经济、文化、政治等方面同其他国家的接触交流更加便捷和频繁，是否为内陆国是影响经济增长一个不可忽视的因素，因此我们引入是否为内陆国(landlock)这个指标来观察地理位置对于行业绩效的影响。

表1 变量列表

注：si04v1和si04v2为用两种方法测算的金融发展波动指标。

总回归方程形式如下：

Yi，k，t=α0+βCk，t+δXk，t+γLi，k，t+λTi，k，t+μi，k，t

其中，Y表示被解释变量，即本文中衡量行业绩效的行业增加值(lnvad)和行业产出值(lnout)这两个指标；C代表包括资本形成总额占GDP比重(inv)、政府一般消费总支出比重(gov)、贸易开放度(openness)、国民生产总值增长率(gdpg)以及是否为内陆国(landlock)等宏观控制变量；X中包含了本文的核心解释变量，即衡量金融发展水平以及金融发展波动的一系列指标，包括银行信贷占银行储蓄存款的比重(si04)及其波动(si04v1、si04v2)、流动性负债占国民生产总值的比重(di05)及其波动(di05v1、di05v2)、股票市值占国民生产总值的比重(dm01)及其波动(dm01v1、dm01v2)；L代表衡量流动性的行业特征变量，包括存货销售比(is)、现金周转率(ccc)和短期负债占销量的比重(ssd)；T代表衡量金融发展的一系列变量同行业特征变量-流动性指标(主要是现金周转率和短期负债占销量比重)的交互项。下标i、k和t分别代表不同的行业、国家和年份；μ表示随机扰动项，且假设μ～N(0，σ2)。

(二)数据说明

本研究使用78个国家1990-2010年间的面板数据。选取的国家既包括发达国家也包括发展中国家，涉及128个制造业行业，选取的样本具有一定的广泛性和代表性。

关于流动性数据的选取仿照目前大多数文献，选用1980-1989年间美国上市企业的流动性需求数据代表全世界各国对应的同类行业的外部流动性需求。通过Compustat数据库获取1980-1989年在美国上市制造业企业的相应数据，主要参考Raddatz(2003)完成。选取在美国上市的企业作为行业代表是因为这类企业能代表行业发展的最优水平，同时相关数据全面且易得。其次选取1980-1989年数据是因为考虑到美国上市企业的科技水平可以认为是全行业最优，相关的经营能力等也代表行业最高水平，为使美国上市企业的流动性需求数据能代表全球的情况，考虑科技传播的时滞，本文选取这一阶段的数据计算并作为代表，这种做法在现有的研究中较为常用。

关于行业数据方面，本文数据来源于UNIDO数据库，具体涉及全球136个国家按照ISIC编码划分的工业行业中从1511到3800共128个行业，具体选用的是行业产出增加值。在1990-2010年间，删除无观测值以及所有变量观测值均少于4个的国家，此时样本包含78个国家，每个国家包含2668个数据，含128个行业。更进一步，剔除各个国家观测值样本过少的行业(每个变量观测值小于5)。由于全球范围内其他数据统计选用ISIC编码进行行业分类，因此本文先将ISIC编码与SIC编码进行匹配，计算ISIC分类标准下各行业各企业的相应指标。

计算行业指标时，为避免极端值的影响，本文选用各指标中位数代表行业流动性需求。首先计算一个行业下各企业1980-1989年间相关统计变量的中位数作为这一企业的该统计变量值，之后将同一行业下各企业的统计变量值汇总取中位数即得到该行业的该项统计值。

五、回归结果分析

本节首先汇报基于总体样本的基础回归结果，进而分别检验金融发展和金融发展的波动对行业绩效的影响，由此揭示在行业绩效中金融发展具有的作用和可能的影响机制。回归结果如表2所示。

表2 基础回归结果

注：括号中为取了绝对值的t值，其中上标***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为纠正了异方差及行业水平聚类后的t统计量。

考虑到变量之间可能存在共线性问题，因此我们选择将反映金融发展水平和金融发展水平波动的指标逐个与其他控制变量分别进行回归。为了保证回归结果的稳健性，本文引入两个被解释变量。回归表格前三列的被解释变量为行业增加值取对数(lnvad)，后三列的被解释变量是行业产出值取对数(lnout)进行回归的结果。

表2为尚未引入衡量金融发展波动指标的样本回归结果。从模型(1)、(2)、(3)的回归结果可以发现，无论采用哪一种衡量指标，代表金融发展水平的变量对行业增加值的影响均在1%的水平上显著为正。基础回归结果表明，金融发展水平对行业绩效具有显著的正向影响，即金融发展水平显著地提升了行业绩效。模型(1)其他变量的系数均是统计显著的。其中，流动性需求指标(is)、国家地理特征指标(landlock)的系数为负，而资本形成总额占GDP比重(inv)、政府消费占GDP比重(gov)、一国的贸易开放度(openness)和GDP增长率(gdpg)的系数均为正，且均在1%或者5%的水平上显著。采用不同的金融发展测量指标后，模型(2)中GDP增长率(gdpg)和模型(3)中资本形成总额占GDP比重(inv)的系数不再显著，但其余变量的系数均显著且正负号同模型(1)一致。模型(4)、(5)、(6)通过对行业产出值(lnout)进行回归，结果GDP增长率(gdpg)与资本形成总额占GDP比重(inv)的系数也出现部分不显著的情况，此外其他变量系数均显著且与前面三个模型的符号相同。

以上结果表明，保持其他变量不变，金融发展水平越高的国家，行业绩效提升越快。金融发展水平较高往往意味着该地区金融机构的规模相对较大，能为企业提供更多高效的金融服务。在其他条件相同的情况下，那些位于金融发展水平较低地区的企业获得融资等金融服务的成本更高，从而增加企业的运营成本，挤压了企业的利润空间，最终该地区的行业发展水平不及金融发展程度相对更高的其他地区。

同样保持其他条件不变，行业流动性需求越大，行业绩效提高越缓慢。流动性需求大意味着行业的营运资金需求规模大，然而营运资金的占用意味着企业不能将资源投放到回报率高的项目中去，因此对行业绩效的提高产生负面影响。理论上，一国的高投资水平能通过改善企业的生产经营环境从而提高行业绩效。表2的回归结果表明，六个模型中有两个资本形成总额占GDP比重(inv)的系数不显著，这两个模型均采用同一个金融发展衡量指标——股票市值占GDP比重，可能意味着一国资本形成总额与股票市值紧密相关，相对而言股票市值比重对模型的解释力度更强。其他四个模型资本形成总额占GDP比重(inv)的系数均显著为正，符合预期。回归结果表明，一国的政府支出越大，行业绩效提高越快。投资水平和政府支出都可以通过完善基础设施建设、完善金融体系建设来改善行业的成长环境从而促进行业绩效的提升。同样地，一国的贸易开放程度更高也显著地促进行业绩效的提高。贸易开放度低的国家在参与国际竞争时，由于面临更多的关税限制等贸易壁垒而不利于开展对外贸易，因此行业绩效的提高受到限制。相对而言，贸易开放程度高的国家行业绩效提高更快。最后，内陆国相比拥有海岸线的国家来说，行业绩效的提高将受到抑制。国家层面的控制变量回归结果表明，一国的政府治理水平与开放程度对行业绩效的影响都是显著的。

表3回归中加入了金融发展指标与流动性需求指标——现金周转率(ccc)的交互项。增加了交互项之后，其他变量系数的表现同表2基本相同。模型(1)-(5)中交互项的系数均显著为正。以上回归结果表明，国家金融发展水平特别是金融发展效率的提高能够显著地提高行业绩效，并且对于外部融资需求不同的行业来说金融发展促进行业绩效提高的效果是存在差异的。对于流动性需求更大、更依赖外部融资的行业来说，金融发展提高行业绩效的效应更加显著。流动性需求大的行业由于资金需求更大、外部融资依赖度高，而且大部分属于需要在研发领域投入较多资金的行业，因此在金融不发达的经济体中这些行业往往缺乏融资渠道，行业绩效提高缓慢甚至生存困难；而发达的金融体系能为其融资提供更广泛、便捷的渠道，使得资金需求大、流动性差的行业可以获得较快的成长。

表3 考虑行业流动性需求的回归结果(ccc)

注：括号中为取了绝对值的t值，其中上标***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为纠正了异方差及行业水平聚类后的t统计量。

表4将表3中的现金周转率(ccc)替换成短期负债占销量的比重(ssd)。此时，除模型(3)交互项的系数不显著之外，其余模型交互项系数均显著为正。其它变量系数的表现与表2、表3基本相同。表4的回归结果表明，对于流动性需求越大的行业而言，金融发展促进行业绩效提高的效应更加明显，因此这类行业更加需要一个完善、高效的金融体系。其他变量的回归结果再次验证了表2回归结果的稳健性。

表4 考虑行业流动性需求的回归结果(ssd)

注：括号中为取了绝对值的t值，其中上标***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为纠正了异方差及行业水平聚类后的t统计量。

表5使用金融发展波动的指标和其它控制变量对行业绩效变量进行回归。基于样本的回归结果表明，虽然资本形成总额占GDP比重(inv)和GDP增长率(gdpg)这两个宏观控制变量的系数依旧存在部分不显著的情况，但显著性有所提高，其余变量均统计显著。三种金融发展衡量指标的波动，即银行信贷占银行储蓄存款比重的波动(si04v1)、流动性负债占国民生产总值比重的波动(di05v1)和股票市值占国民生产总值比重的波动(dm01v1)的回归系数均显著为负，其余变量系数的符号同前面的回归结果一致。从表5可以看出，金融发展的波动性对行业绩效具有抑制作用。狭义上的金融波动是指融资过程中金融机构因为客观环境变化、决策失误或其他原因，其资产、信誉等处于一种不稳定的变动状态，这种波动不同程度地影响着金融系统功能的实现。企业如果想要采购充足的原材料及物资，招聘适合的劳动力，就必须有充足的资金支持否则将无法运作，而金融发展的波动往往通过影响企业的融资渠道对企业的生产运营过程和投资水平产生负面作用。

表5 金融发展波动的回归结果

注：括号中为取了绝对值的t值，其中上标***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为纠正了异方差及行业水平聚类后的t统计量。

同表5相比，表6加入了金融波动指标同流动性需求指标——现金周转率(ccc)的交互项。从表6的回归结果看，模型的解释力度较表5有细微上升，同时资本形成总额占GDP比重(inv)的系数也由两个不显著下降为一个，其余控制变量系数的正负和显著性均无明显改变。金融发展波动指标的系数全部显著为负，交互项系数除模型(6)股票市值占国民生产总值比重的波动与现金周转率的交互项(dm01v1ccc)外均显著为负。由表6的回归结果可以发现，增加交互项之后，金融发展波动仍然对行业绩效产生负面影响。交互项系数显著为负表明，对于融资需求不同的行业来说，金融波动对行业绩效的影响也不同，对于流动性需求较大的企业来说，金融发展波动加剧了行业绩效的下行动力。外部融资需求更大的企业尤其应当避免在金融体系不稳定的地区选址。

表6 考虑行业流动性需求的回归结果(金融发展波动指标)

注：括号中为取了绝对值的t值，其中上标***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为纠正了异方差及行业水平聚类后的t统计量。

表7使用了不同的流动性需求指标——短期负债占销售比重(ssd)。整体而言，回归结果同表6一致。除模型(2)流动性负债占国民生产总值比重的波动与短期负债占销量的比重的交互项(di05v1ssd)不显著外，其余核心解释变量和交互项系数均显著为负，控制变量情况相对表2-表6无明显变化。回归结果符合预期。

表7 考虑行业流动性需求的回归结果(金融发展波动)

注：括号中为取了绝对值的t值，其中上标***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为纠正了异方差及行业水平聚类后的t统计量。

为了更好地探究金融发展波动对行业绩效的影响并对本文的实证结果进行稳健性检验，表8采用了第二种金融波动的衡量方式，由此计算出si04v2、di05v2和dm01v2及其各自同流动性需求指标的交互项进行计量回归。基于表8的回归结果可以发现，同表6、表7相比，金融波动指标及交互项的系数均显著为负，且一国投资水平(inv)的系数由原本的部分显著变为全部显著，其余变量的回归表现差异不大。变量系数的正负均符合预期且绝大部分统计显著。以上结果说明，本文模型设定及其回归结果具有稳健性。

表8 稳健性检验的回归结果

注：括号中为取了绝对值的t值，其中上标***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。括号内为纠正了异方差及行业水平聚类后的t统计量。

六、结论及政策建议

本文首先分析了金融发展对行业绩效的影响途径：金融发展通过降低信息与交易费用，使更依赖外部融资的行业能以更低的成本获得资金，从而使流动性需求大、生产性低的行业获得增长机会；更依赖外部融资的行业在获得融资后，通过对人力资本的投资以及R&D的投入，获得技术创新能力上的优势，提升行业生产效率，促进行业绩效的持续增长；同样重要的是，金融发展为投资者提供了多元化投资机会，提高资源配置效率，使得资金投向回报率较高的项目，促进产业结构的调整和优化，使得那些最具潜力的行业能够得到足够的资金进行技术革新和产品生产，从而提高了储蓄率、储蓄—投资的转化比率以及投资的生产效率。因此金融发展对行业绩效的提升具有促进作用。另外，金融发展波动会增加金融市场风险，减少投资的数量和规模，增加行业对外融资成本，从而抑制行业绩效增长，并且对外部融资依赖程度高的行业的负面影响更加显著。

在理论分析的基础上，本文采用行业数据对理论机制进行实证检验。研究发现：首先，衡量金融发展水平(si04、di05、dm01)与金融发展波动(si04vl、di05v1、dm01v1等)的指标对于行业绩效的影响都是显著的，且在1%的统计水平上显著，表明金融发展水平特别是金融发展的效率能够显著地促进行业绩效提高，而金融发展的波动则对行业绩效有明显的抑制效应。其次，衡量金融发展(si04、di05、dm01)及金融发展波动(si04v1、di05v1、dm01等)的指标与行业流动性需求指标(ccc、ssd)的交互项基本上也是统计显著的，表明对于外部融资需求不同的行业来说金融发展水平及其波动对行业绩效的影响效果是存在差异的。对于流动性需求更大、更依赖外部融资的行业来说，金融发展促进行业绩效的效应更加明显。同样，行业的外部融资需求会放大金融波动对行业绩效的抑制效应。最后，衡量一国投资水平、政府治理水平以及国家开放程度的指标(inv、gov、openness)的符号表明，国家投资水平越高、政府支出占比越大，一国在经济、文化等方面越开放，一国的行业绩效提高会相应地更为迅速。

本文的现实意义主要在于通过理论机制的研究及实证检验的证据，为国家产业政策和金融政策的制定及实施提供参考。金融市场的发展对行业绩效提高具有促进作用，尽管国内金融体系规模不断扩大，但是金融市场配置资源的效率仍有待提高，政府应该通过宏观政策进一步推动我国金融系统的发展和完善，借助当前科技金融迅猛发展的东风，鼓励金融产品创新，完善金融体系，提高金融市场资源配置效率，促进行业绩效增长。此外，金融发展对于流动性需求大的行业发展的促进效应更加显著，在政策制定时应该考虑给予更多的金融支持。最后，我国在金融改革过程中应当更注重金融政策的持续性和稳定性，以防短期内政策的大整改带来的金融波动对行业的不利冲击。2016年初股票市场发生“熔断”风波，机制实施第一天即两次触发熔断阈值，两天后悲剧再次上演，股民损失惨重，管理层不得不立即叫停。熔断机制的出发点是为了控制股票市场风险，维持市场平稳运行，但事与愿违，起源于国外的熔断机制在我国股市反而引发了极大的市场恐慌。“熔断”风波为我国金融发展敲响了警钟，金融改革牵一发而动全身，因此必须紧密结合我国国情，谨慎渐进地推进金融发展。我们应坚持走稳健的金融改革道路，使金融市场切实围绕实体经济的发展而发展；唯有稳定的金融系统能够为企业融资提供可靠的保证，促进行业绩效持续提升，为长期经济增长保驾护航。