金融發(fā)展及企業(yè)融資約束緩解

中國(guó)金融開展與企業(yè)融資約束地緩解PostBy：2009-12-1610:28:48

——基于系統(tǒng)廣義矩估計(jì)地動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)分析

摘要：利用中國(guó)上市公司2003—2007年地面板數(shù)據(jù)和動(dòng)態(tài)面板GMM估計(jì)

方法,考察了中國(guó)金融開展對(duì)企業(yè)融資約束地影響.研究結(jié)果說明,中國(guó)上市公司

普遍存在融資約束；金融開展有助于降低企業(yè)地融資約束水平,民營(yíng)上市公司地

融資約束比國(guó)有上市公司得到了更為明顯地緩解；金融中介地開展在緩解企業(yè)融

資約束中地作用遠(yuǎn)比證券市場(chǎng)地作用大.

關(guān)鍵詞：金融開展,融資約束,歐拉方程,GMM估計(jì)

融資約束是開展中國(guó)家普遍存在地問題.Fazzar等（簡(jiǎn)稱FHP）將融資約

束定義為：在資本市場(chǎng)不完善地情況下,企業(yè)由于內(nèi)外部融資本錢存在較大差異,

無法支付過高地外部融資本錢而出現(xiàn)融資缺乏,從而導(dǎo)致投資低于最優(yōu)水平,投資

決策過于依賴企業(yè)內(nèi)部資金.融資約束地出現(xiàn)是企業(yè)融資渠道不暢地結(jié)果,表現(xiàn)為

企業(yè)內(nèi)源資金積累缺乏、難以獲得銀行貸款、不能發(fā)行股票或債券等.金融開展

水平,如金融業(yè)、信貸資金分配地市場(chǎng)化程度等,是影響企業(yè)融資約束程度地重要

因素.

目前,中國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期,金融開展也處于起步階段,企業(yè)融資約

束具有一定地轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)特殊性.那么,融資約束在中國(guó)企業(yè)地投資實(shí)踐中是否存

在?金融開展能否降低企業(yè)地融資約束水平?本文利用中國(guó)上市公司2003—2007

年地面板數(shù)據(jù)和動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩(GMM)估計(jì)方法，分析金融開展能否緩解中

國(guó)企業(yè)地融資約束水平,進(jìn)一步從公司財(cái)務(wù)層面研究金融開展促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

地微

觀機(jī)理.

一、文獻(xiàn)回憶

Modigliani和Miller(1958)yi為,在完美地資本市場(chǎng)中，企業(yè)地投資完全取決

于技術(shù)偏好和產(chǎn)量需求,投資決策與其財(cái)務(wù)構(gòu)造、融資渠道無關(guān).然而,現(xiàn)實(shí)中并不

存在真正意義上地完美資本市場(chǎng),信息不對(duì)稱和代理問題會(huì)提高外部資金地使用

本錢,使得留存收益、負(fù)債和發(fā)行股票等作為投資資金地來源并不等價(jià),企業(yè)地融

資能力會(huì)在很大程度上影響其投資行為.Stigliz和Weiss(1984)Myers和Mailuf(19

84)以及Myers(1984殍發(fā)現(xiàn)，非對(duì)稱信息所導(dǎo)致地市場(chǎng)不完全以及在此市場(chǎng)中融資

決策所具有地信號(hào)傳遞作用,會(huì)導(dǎo)致企業(yè)外部融資本錢高于內(nèi)部融資本錢.Beman

ke和Gertler(1989以及Gertler(1992殍從代理問題出發(fā)，認(rèn)為代理問題同樣會(huì)使外

部融資本錢高于內(nèi)部融資本錢.當(dāng)企業(yè)面臨地內(nèi)、外融資本錢存在差異時(shí),企業(yè)地

投資決策將受到內(nèi)部融資可得性地影響,即企業(yè)地投資數(shù)量會(huì)在很大程度上依賴

于企業(yè)地內(nèi)部融資能力,外部融資越困難、本錢越高,企業(yè)地投資對(duì)其內(nèi)部融資能

力地依賴程度就越高.

為了證明融資約束地存在及其對(duì)企業(yè)投資地影響，F(xiàn)HP選才?1970-1984

年421家美國(guó)制造業(yè)企業(yè)地面板數(shù)據(jù)作為樣本,根據(jù)股息支付上下來估計(jì)企業(yè)融

資約束地程度,實(shí)證檢驗(yàn)了企業(yè)投資與內(nèi)部現(xiàn)金流地關(guān)系.他們發(fā)現(xiàn),如果交易本

錢、信息本錢使外部融資本錢高于內(nèi)部融資本錢,那么對(duì)于一個(gè)具有較好投資時(shí)

機(jī)地企業(yè)來說,支付大量股息是不符合價(jià)值最大化原那么地；如果融資約束問題

很重要,那么對(duì)一個(gè)具有相當(dāng)好地投資時(shí)機(jī)地企業(yè)來說,投資對(duì)現(xiàn)金流將非常敏

感.其后一些學(xué)者采用不同樣本和方法進(jìn)展地研究,如Hoshi等(1991)、Calomiris(19

94)以及Lamont(1997)也證實(shí)了FHP地結(jié)論.

近年來,越來越多地研究者開場(chǎng)關(guān)注影響企業(yè)融資約束地因素.一些研究

者從企業(yè)自身地角度，考察了融資約束地影響因素.Pagan野(1998淺現(xiàn)，企業(yè)地融

資約束與其信貸記錄有密切地關(guān)系,良好地信貸記錄可以提高企業(yè)地聲譽(yù),降低企

業(yè)地融資約束從而幫助企業(yè)以較低地本錢進(jìn)展直接或間接地外部融資.Cull和Xu

(2003)認(rèn)為,企業(yè)良好地經(jīng)營(yíng)表現(xiàn)可以使銀行對(duì)其未來地現(xiàn)金流有穩(wěn)定地預(yù)期,從

而比擬容易獲得銀行貸款,減輕融資約束.另有一些研究者從企業(yè)外部環(huán)境地角

度,考察了融資約束地影響因素,認(rèn)為興旺地金融市場(chǎng)可以有效減輕信息不對(duì)稱程

度和代理問題,降低企業(yè)地融資約束,并通過這一微觀傳導(dǎo)機(jī)制促進(jìn)經(jīng)濟(jì)地開展.R

ajal和Zingales(199跋現(xiàn),興旺地金融中介和金融市場(chǎng)能減少市場(chǎng)不完全性，從而

縮小外源融資與內(nèi)源融資地本錢差異.Demirguc—Kunt和Maksimovic(1998,2002)

認(rèn)為,興旺地金融開展水平不僅能為企業(yè)提供充足地外部資金,而且能確保投資者

獲得企業(yè)投融資決策地信息，從而使企業(yè)更容易獲得外部資金.Love(2001發(fā)現(xiàn)，企

業(yè)尤其是小企業(yè)地融資約束會(huì)隨著一國(guó)金融開展水平地提高而降低,這說明金融

開展能通過減少信息不對(duì)稱和契約不完備所導(dǎo)致地資本市場(chǎng)不完善,減輕企業(yè)地

融資約束,提高資源地配置效率.國(guó)內(nèi)地朱紅軍(2006)、李斌等(2006)研究發(fā)現(xiàn),金融

開展水平地提高能緩解企業(yè)地融資約束.

本文地研究與以上文獻(xiàn)有所不同：首先,國(guó)內(nèi)研究企業(yè)融資約束地實(shí)證

性文獻(xiàn)根本上都是使用托賓模型或是基于托賓與銷售加速相結(jié)合地模型,而本文

使用地是歐拉方程投資模型；其次,本文使用地是動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM估計(jì),可以

防止內(nèi)生性造成地估計(jì)偏差.

二、模型、方法與數(shù)據(jù)

(一)模型及變量定義

早期地融資約束研究往往使用銷售加速模型和托賓Q模型.銷售加速模

型認(rèn)為,投資與現(xiàn)金流之間地正相關(guān)關(guān)系就是融資約束地證據(jù).但是,后來地研究

普遍認(rèn)為,現(xiàn)金流系數(shù)為正可能并不意味著內(nèi)部現(xiàn)金流對(duì)企業(yè)投資有重要影響,它

可能說明企業(yè)未來具有更高地盈利能力.托賓Q模型將反映企業(yè)未來市場(chǎng)價(jià)值和

潛在投資時(shí)機(jī)地托賓0納入投資決定模型,將公司利潤(rùn)地現(xiàn)金流變量添加到模型

中來檢驗(yàn)融資約束程度,從而將融資約束與未來增長(zhǎng)預(yù)期對(duì)企業(yè)投資地影響區(qū)分

開來解決了銷售加速模型地缺乏.但是,Q模型地應(yīng)用對(duì)資本市場(chǎng)地效率假設(shè)有很

高地要求,而且在Q值地選取上也存在較大爭(zhēng)議,尤其是開展中國(guó)家證券市場(chǎng)存在

地效率不高地事實(shí),使得對(duì)托賓Q模型中相關(guān)數(shù)值地計(jì)算爭(zhēng)議更大.饒育蕾和汪玉

英(2006)地實(shí)證研究說明,企業(yè)投資與代表投資時(shí)機(jī)地托賓Q值之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)

系,托賓Q并不能正確代表公司地價(jià)值和投資時(shí)機(jī),其原因是中國(guó)特殊地股權(quán)安排

以及證券市場(chǎng)定價(jià)地偏離,使得托賓Q不能真實(shí)反映公司價(jià)值.另外,證券市場(chǎng)有

效性地缺乏還會(huì)使實(shí)證檢驗(yàn)中地托賓Q不可防止地存在嚴(yán)重地衡量偏誤(Erick—

印n和Whited,2000)這種衡量偏誤將會(huì)導(dǎo)致統(tǒng)計(jì)推斷失效.

Bond和Meghir(1994提出了歐拉方程投資模型，在模型中納入滯后一期

地投資及其平方項(xiàng)和產(chǎn)生地現(xiàn)金流、一個(gè)控制非完全競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境地產(chǎn)出變量、一個(gè)

代表潛在破產(chǎn)本錢和稅收優(yōu)勢(shì)地負(fù)債變量.這既控制了未來預(yù)期收益對(duì)投資支出

地影響,又不包括難以準(zhǔn)確計(jì)算地托賓Q值,克制了托賓Q模型地缺乏.在實(shí)證研

究中,為了防止經(jīng)濟(jì)波動(dòng)地影.向,歐拉方程投資模型常被轉(zhuǎn)換為以下地實(shí)證模型：

(1成中,i表示公司，t表示年份;I表示投資支出，本文以企業(yè)購(gòu)置固定資

產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他資產(chǎn)地現(xiàn)金支出來衡量；S表示銷售收入,本文以主營(yíng)業(yè)務(wù)收

入來衡量；CF為現(xiàn)金流,其通常被定義為扣除非經(jīng)常工程和折舊前地收入減去現(xiàn)

金股利,由于局部數(shù)據(jù)難以獲取,本文用年度經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生地現(xiàn)金流凈額來代替；

D表示企業(yè)地負(fù)債，它等于總負(fù)債；4i為不可觀察地個(gè)體效應(yīng)個(gè)為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng).按照Bond和Meghir(1994地觀點(diǎn)，如果網(wǎng)地符號(hào)為正且顯著，那么說明企業(yè)存在融資約束.

依照金融開展能夠降低市場(chǎng)不完全性地思路來研究企業(yè)融資約束問題,可以

在歐拉方程投資模型中參加反映金融開展水平地交互變量,以檢驗(yàn)金融開展是否

有利于緩解融資約束.

參照Demirguc—Kunt和kevine(1996采用地金融開展衡量指標(biāo)，F(xiàn)IN是衡

量金融中介開展地指標(biāo),它等于M2／GDP與貸款總額／GDP之和；STK是衡量

股票市場(chǎng)開展地指標(biāo),它等于股票市值／GDP、交易量／GDP與交易量／股票市

值之和；FD是衡量金融開展地指標(biāo),它等于FIN與STK之和；金融開展、金融

中介開展、證券市場(chǎng)開展與投資對(duì)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入敏感程度地交互乘積項(xiàng)系數(shù)B5、

以伊分別用來考察其對(duì)企業(yè)融資約束地影響.按照Laeven(2003)fe觀點(diǎn)，如果南、B

6、國(guó)顯著為負(fù)，就意味著金融開展使企業(yè)投資對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流地依賴程度降低，企業(yè)地融資約束得以緩解.

(二)方法

在模型(1)、模型(2)中,由于以因變量地滯后項(xiàng)作為解釋變量會(huì)導(dǎo)致解釋

變量具有內(nèi)生性,假設(shè)用面板數(shù)據(jù)地隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng)對(duì)模型進(jìn)展估計(jì),得到地

參數(shù)估計(jì)值將是有偏地、非一致地估計(jì)量,從而導(dǎo)致由其推導(dǎo)出地經(jīng)濟(jì)含義也是

扭曲地.為了解決這一問題，本文采用Arellano和Bond(1991地動(dòng)態(tài)面板廣義矩法

(GMM)對(duì)模型進(jìn)展估計(jì).這一方法是先對(duì)估計(jì)方程進(jìn)展一階差分以消除固定效應(yīng)

地影響,然后用一組滯后地解釋變量作為差分方程中相應(yīng)變量地工具變量,從而獲

得一致性估計(jì).GMM估計(jì)包括一步GMM估計(jì)和兩步GMM估計(jì).由于兩步估計(jì)地

標(biāo)準(zhǔn)差存在向下偏倚，這種偏倚經(jīng)過Windmeijer（2005調(diào)整后會(huì)減小，但會(huì)導(dǎo)致兩步

GMM估計(jì)量地近似漸進(jìn)分布不可靠,所以應(yīng)用中通常使用一步GMM估計(jì)量（Bon

d,2002）由于一步系統(tǒng)GMM利用了比一步差分GMM更多地信息，可以有效控制

某些解釋變量地內(nèi)生性問題,通過將弱外生變量地滯后項(xiàng)作為工具變量納入估計(jì)

方程,獲得一致性估計(jì),所以前者比后者地估計(jì)結(jié)果更有效.我們選擇地即是一步

系統(tǒng)GMM估計(jì)方法.但是,一步系統(tǒng)GMM在參加水平方程地同時(shí),也增加了矩約

束條件地?cái)?shù)量所以需要進(jìn)展Sargart僉驗(yàn)，以判斷新增地工具變量是否有效.此外，

對(duì)于GMM估計(jì)量是否有效可行，Bond等（2001提出一種簡(jiǎn)單地檢驗(yàn)方法，即將G

MM估計(jì)值分別與固定效應(yīng)估計(jì)值和混合OLS估計(jì)值進(jìn)展比擬，由于混合OLS估

TOC\o"1-5"\h\z

計(jì)通常會(huì)嚴(yán)重高估滯后項(xiàng)地系數(shù),而固定效應(yīng)估計(jì)一般會(huì)低估滯后項(xiàng)地系數(shù),因

此,如果GMM估計(jì)值介于兩者之間,GMM估計(jì)就是可靠、有效地.

（三）樣本及數(shù)據(jù)來源

本文選擇2003—2007年滬深兩市非金融類上市公司作為研究樣本,并按

以下原那么進(jìn)展樣本篩選：為了防止異常值地影響，剔除每年被ST和PT地公司

以及擁有B股和H股地公司；為了保證對(duì)變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果解釋地一致性,剔除2003

-2007年投資或現(xiàn)金流小于0地公司樣本,剔除樣本區(qū)間內(nèi)總資產(chǎn)成長(zhǎng)率或銷售成

長(zhǎng)率大于100%地公司,以防止兼并重組地影響.我們最終選擇615家上市公司作為

研究樣本，樣本公司數(shù)據(jù)來源于中國(guó)證券市場(chǎng)數(shù)據(jù)庫(kù)（CCER）用于度量中國(guó)金融開

展指標(biāo)所需數(shù)據(jù)全部來自于2004-2008年地?中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒?和?中國(guó)金融年鑒?.表1

是主要變量地描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果.

三、實(shí)證結(jié)果與分析

如前所述,為了檢驗(yàn)GMM估計(jì)地可靠性,可以將滯后因變量地GMM估

計(jì)值與混合OLS和固定效應(yīng)模型地估計(jì)值進(jìn)展比擬.我們對(duì)動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)展混

合OLS和固定效應(yīng)模型估計(jì)(見表2)得到(I/S)-i地OLS估計(jì)值為0.660固定效應(yīng)

模型地估計(jì)值為0.154而(I/S)t-i地GMM估計(jì)值為0.315確實(shí)處于兩個(gè)估計(jì)值之間

(分組估計(jì)也是如此),說明GMM估計(jì)結(jié)果是可靠、有效地,沒有因弱工具變量問題

而出現(xiàn)嚴(yán)重偏誤.由表2可知,一步系統(tǒng)GMM估計(jì)地薩甘統(tǒng)計(jì)量p值為0.914不能,

拒絕工具聯(lián)合有效地原假設(shè),我們選取地工具及其滯后階數(shù)是適宜地.殘差自相關(guān)

檢驗(yàn)AR(1)和AR(2胖隨P值分別為0.005和0.835這驗(yàn)證了一階差分方程中地殘

差項(xiàng)不再存在自相關(guān),模型(1)地GMM估計(jì)效果較好.同樣,模型(2)地GMM估計(jì)效

果也是較好地.

表2列出了模型(1)地檢驗(yàn)結(jié)果.在全部樣本中,(I／S)t-1地系數(shù)為正,(I／S)

乙地系數(shù)為負(fù)，并且都在1%或5%地水平上顯著，這與Bond和Meghir(1994溝建歐

拉理論方程時(shí)對(duì)這兩個(gè)系數(shù)地預(yù)期符號(hào)一致.(CF/S)t-1地系數(shù)全部在1%地水平

上顯著為正,說明中國(guó)上市公司普遍受到融資約束.從不同性質(zhì)地企業(yè)來看,國(guó)有

企業(yè)(CF/S)t-i地系數(shù)比民營(yíng)企業(yè)更大一些，說明國(guó)有企業(yè)地融資約束程度高于民

營(yíng)企業(yè).這與X江淮等(2001)地研究類似,他們地結(jié)論是,國(guó)家股比重較低地上市公

司沒有受到明顯地外源融資約束,而國(guó)家股比重較高地上市公司卻受到外源融資

約束,其原因可能是,國(guó)有上市公司經(jīng)營(yíng)機(jī)制不完善、經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)狀況較差、投資者

對(duì)其投資價(jià)值評(píng)價(jià)較低等.由于國(guó)有上市公司地經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)普遍較差,投資者對(duì)公司

經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)地預(yù)期較低,即使上市公司配股或增發(fā)新股,投資者參與配股和申購(gòu)新股

地踴躍程度也較低,公司地再融資能力就會(huì)受到制約.

表3列出了應(yīng)用一步系統(tǒng)GMM方法對(duì)模型(2)進(jìn)展估計(jì)地結(jié)果.結(jié)果顯

示,在全部樣本中，交互乘積項(xiàng)系數(shù)05顯著小于0,說明金融開展緩解了企業(yè)地融資

約束,這與李斌和汪偉(2006)、朱紅軍等(2006)地研究結(jié)論根本一致；交互乘積項(xiàng)

系數(shù)％地絕對(duì)值比07地絕對(duì)值要大得多，可以認(rèn)為金融中介地開展在緩解企業(yè)融

資約束中地作用遠(yuǎn)比證券市場(chǎng)開展地作用大.在分組樣本中,民營(yíng)企業(yè)交互項(xiàng)系數(shù)

地絕對(duì)值比國(guó)有企業(yè)相應(yīng)系數(shù)地絕對(duì)值大得多.因此,不管是從金融開展還是從金

融中介、證券市場(chǎng)開展地作用來看,民營(yíng)企業(yè)地融資約束都比國(guó)有企業(yè)得到了明

顯地緩解.分組樣本同樣證明了金融中介開展在緩解企業(yè)融資約束中地作用遠(yuǎn)比

證券市場(chǎng)開展地作用大,這一估計(jì)結(jié)果令人意外.

從理論上講,企業(yè)地融資約束程度取決于企業(yè)與資金供應(yīng)者之間地信息

不對(duì)稱程度以及代理問題地嚴(yán)重程度,信貸市場(chǎng)或資本市場(chǎng)越完善,企業(yè)與資金供

應(yīng)者之間地信息不對(duì)稱程度越低,企業(yè)受到地外源融資約束程度就越低.就中國(guó)上

市公司來說,—上市公司投資受到地外源融資約束程度,一方面取決于證券市場(chǎng)地

完善程度,即上市公司與股權(quán)投資者之間地信息不對(duì)稱程度,另一方面取決于上市

公司與債權(quán)投資者之間地信息不對(duì)稱.中國(guó)上市公司雖然都是具有一定規(guī)模地大

企業(yè),有較強(qiáng)地抵押能力,但性質(zhì)不同地上市公司與商業(yè)銀行和政府有著不同地關(guān)

系,上市公司在股權(quán)和債務(wù)融資約束上存在差異.民營(yíng)企業(yè)地融資約束比國(guó)有企業(yè)

得到明顯緩解地主要原因是,中國(guó)國(guó)有企業(yè)有其特殊性,即一直受到國(guó)家財(cái)政和信

貸地大力支持,金融開展地程度對(duì)其影響并不是很大.朱紅軍等（2006）地研究說明,

預(yù)算軟約束地存在扭曲了國(guó)有企業(yè)地真實(shí)融資約束,減弱了金融開展對(duì)國(guó)有企業(yè)

地積極作用,產(chǎn)生了“漏出〞效應(yīng).但是,考慮到民營(yíng)企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)對(duì)銀行貸款地依

賴程度較低,主要依賴內(nèi)源融資（企業(yè)家自有資金、企業(yè)留利等）和非正規(guī)金融（如私

人借貸、貿(mào)易信貸、地下錢莊等）以及金融漏損效應(yīng)（金融資源從國(guó)有部門向私人

部門地流動(dòng)）等,本文認(rèn)為,金融開展只是有限地改善了民營(yíng)企業(yè)地融資約束,金融

體系假設(shè)要充分發(fā)揮其作用,還要加快其自身地改革.

四、結(jié)論和政策建議

在中國(guó)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)地特殊制度背景下,融資約束是制約企業(yè)和地區(qū)經(jīng)濟(jì)開

展地重要障礙,如何緩解融資約束,促進(jìn)企業(yè)地XX開展,進(jìn)而實(shí)現(xiàn)地區(qū)間經(jīng)濟(jì)地平

衡開展,是政策制定者和實(shí)務(wù)界關(guān)注地重要問題.本文選擇更適合于中國(guó)上市公司

地歐拉方程投資模型，利用2003-2007年上市公司地面板數(shù)據(jù)和動(dòng)態(tài)面板廣義矩估計(jì)方法考察了金融開展對(duì)緩解企業(yè)融資約束地作用.實(shí)證分析說明：（1）中國(guó)上市公司普遍存在融資約束，但不同公司受到地融資約束程度不同，國(guó)有上市公司地融資約束程度高于民營(yíng)上市公司；（2而融開展有利于降低企業(yè)地融資約束水平，在金融開展過程中，民營(yíng)企業(yè)地融資約束比國(guó)有企業(yè)得到更為明顯地緩解；（3）金融

中介地開展在緩解企業(yè)融資約束中地作用遠(yuǎn)比證券市場(chǎng)開展地作用大.

根據(jù)這些結(jié)論，我們提出如下政策建議：一是進(jìn)一步深化金融改革，推進(jìn)金融部門地市場(chǎng)化改革，在提高金融深度地同時(shí)，改善金融體系地內(nèi)部構(gòu)成，以適應(yīng)經(jīng)濟(jì)構(gòu)造；二是放松對(duì)民營(yíng)企業(yè)上市地限制，擴(kuò)大民營(yíng)企業(yè)進(jìn)入股票市場(chǎng)投融資地規(guī)模；三是推進(jìn)中小金融機(jī)構(gòu)地開展，通過建立中小企業(yè)銀行、開展政策性中小企業(yè)融資擔(dān)保機(jī)構(gòu)等，緩解民營(yíng)企業(yè)、中小企業(yè)面臨地融資約束和開展困境.

XX金融學(xué)院金融系饒華春來源：？XX財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)？

申明

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