劉希章， 李富有

（西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安710061）

一、引 言

開發(fā)性金融是介于政策性金融與商業(yè)性金融之間的一種金融形式，其手段主要是以中長期投融資為主，將國家信用與市場化運(yùn)作相結(jié)合，通過促進(jìn)市場建設(shè)、信用建設(shè)和制度建設(shè)來緩解經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展的瓶頸制約，增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)競爭力。布雷頓森林體系中成立的世界銀行是開發(fā)性金融的鼻祖，它曾有力地促進(jìn)世界經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇和發(fā)展。很多發(fā)達(dá)國家比如日本、德國等也曾借助開發(fā)性金融取得經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，躋身于當(dāng)今世界的強(qiáng)國之列。中國人民銀行行長周小川曾于2005年11月指出：“目前，我國政策性銀行的發(fā)展進(jìn)入了一個新階段，為適應(yīng)新形勢，傳統(tǒng)的政策性銀行要轉(zhuǎn)變成符合市場經(jīng)濟(jì)需要的、財務(wù)上可持續(xù)的、具有一定競爭性的開發(fā)性金融機(jī)構(gòu)?！?/p>

近年來，國際國內(nèi)經(jīng)濟(jì)環(huán)境日趨復(fù)雜，2008年以來的全球金融危機(jī)、歐債危機(jī)等不僅導(dǎo)致了世界性的經(jīng)濟(jì)增速放緩，而且還加劇了我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的壓力。2013年，中國共產(chǎn)黨第十八屆中央委員會第三次全體會議明確提出要深化經(jīng)濟(jì)體制改革，確立市場在資源配置中的決定性作用。如此一來，開發(fā)性金融的市場建設(shè)與制度建設(shè)功能則顯得格外重要?？梢灶A(yù)期，開發(fā)性金融必將在我國經(jīng)濟(jì)未來的發(fā)展中扮演重要角色。同時，自2006年起我國開發(fā)性金融機(jī)構(gòu)響應(yīng)國家“擴(kuò)大內(nèi)需”的政策進(jìn)行了業(yè)務(wù)改革，將支持新農(nóng)村建設(shè)、解決中小企業(yè)貸款難等民生金融領(lǐng)域作為新的業(yè)務(wù)重點(diǎn)，這也必會對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生影響。本文通過搜集相關(guān)數(shù)據(jù)研究開發(fā)性金融對我國經(jīng)濟(jì)增長影響，探究開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)機(jī)制與區(qū)域差異，以期對我國開發(fā)性金融的未來發(fā)展以及相關(guān)政策的制定有所裨益。

二、相關(guān)研究評述

開發(fā)性金融是20世紀(jì)90年代發(fā)展成型的一種金融模式［1］。Chalmers Johnson和John Zysman通過研究發(fā)現(xiàn)，開發(fā)性金融是國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的戰(zhàn)略工具，可以將傳統(tǒng)部門的資金轉(zhuǎn)移配置到新興部門，對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有極大的促進(jìn)作用［2］［3］。Williamson認(rèn)為開發(fā)性金融是政府介入金融市場的一種重要手段［4］。日本學(xué)者則研究了開發(fā)性金融的功能，如小瓊正立和吉野直行提出了開發(fā)性金融的主要功能是結(jié)構(gòu)調(diào)整功能［5］；寺西重郎研究發(fā)現(xiàn)政策信息越重要，開發(fā)性金融對商業(yè)性金融的誘導(dǎo)效果就越明顯［6］。國內(nèi)學(xué)者對開發(fā)性金融的研究起步較晚。陳元認(rèn)為開發(fā)性金融從低到高要經(jīng)歷政策性金融初級階段、制度建設(shè)階段和作為市場主體參與運(yùn)行三個階段［7］；李志輝和李萌通過研究發(fā)現(xiàn)開發(fā)性金融能夠擴(kuò)大中小企業(yè)融資的可能性邊界，降低融資雙方的信息不對稱程度，緩解中小企業(yè)的融資困境［8］；李志輝與張曉明通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，雖然開發(fā)性金融可以促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，但在縮小區(qū)域差異方面沒有明顯的作用［9］。近年來，學(xué)者們對開發(fā)性金融支持城市化、碳金融以及其自身發(fā)展等方面展開了研究，如陳元分析了開發(fā)性金融對緩解城市化過程中資金約束的獨(dú)特功能［10］；張燕等探討了政策性金融機(jī)構(gòu)的環(huán)境責(zé)任［11］；郁俊莉通過研究發(fā)現(xiàn)，開發(fā)性金融內(nèi)在的運(yùn)行機(jī)制與信用體系系統(tǒng)是相互對應(yīng)的，同時認(rèn)為信用體系建設(shè)是開發(fā)性金融得以啟動、運(yùn)行、可持續(xù)的關(guān)鍵［12］。

綜上可見，學(xué)者們主要圍繞開發(fā)性金融的功能、對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支持效應(yīng)等方面進(jìn)行研究，且學(xué)界一致認(rèn)為開發(fā)性金融可以有效地促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但尚未涉及開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)機(jī)制方面的研究，也鮮有基于區(qū)域差異視角研究開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的成果，這是本文研究的出發(fā)點(diǎn)。

三、開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)機(jī)制分析

開發(fā)性金融是彌補(bǔ)市場不完善和制度缺損的一種金融形式，它對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)機(jī)制如下：第一，開發(fā)性金融自身主要是以中長期投融資為主，因此其最直接的推動效應(yīng)是促進(jìn)投資的增長，可以通過投資渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，這是開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)；第二，在投資乘數(shù)的作用下，開發(fā)性金融可以間接促進(jìn)消費(fèi)的成倍增加，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長；第三，開發(fā)性金融還可以促進(jìn)外貿(mào)行業(yè)的發(fā)展，這是由于開發(fā)性金融一方面在行使市場建設(shè)功能時，要對基礎(chǔ)設(shè)施等進(jìn)行直接投資，在此過程中，外貿(mào)企業(yè)的物流成本也會得以較大程度的降低，從而間接地促進(jìn)外貿(mào)行業(yè)發(fā)展；另一方面，由于我國進(jìn)出口信貸體系存在著商業(yè)性融資和政策性融資的雙重困境，即商業(yè)性金融機(jī)構(gòu)在安全性經(jīng)營原則的指導(dǎo)下因外貿(mào)風(fēng)險大而不愿涉及外貿(mào)融資領(lǐng)域，政策性金融性質(zhì)的中國進(jìn)出口銀行由于其資金來源渠道狹窄也無法滿足我國快速發(fā)展的外貿(mào)行業(yè)的資金需求，故開發(fā)性金融在此大有用武之地，因?yàn)槠涓韭毮芫褪蔷徑饨?jīng)濟(jì)社會發(fā)展的瓶頸約束，它完全可為進(jìn)出口企業(yè)提供信貸融資支持，破解其融資困境，通過直接效應(yīng)促進(jìn)外貿(mào)行業(yè)的發(fā)展，如圖1所示。

圖1 開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)機(jī)制

建立開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的理論模型如下：

假設(shè)總產(chǎn)出模型由消費(fèi)、投資以及凈出口構(gòu)成，因此總產(chǎn)出模型為：

其中，Y為總產(chǎn)出，NC為消費(fèi)，NI為投資，NX為凈出口，A為不可量化的其他影響因素。

假設(shè)消費(fèi)是投資的函數(shù)，投資是開發(fā)性金融的函數(shù)，凈出口是開發(fā)性金融與投資的函數(shù)，則

其中，α為影響消費(fèi)的其他因素。

其中，DF為開發(fā)性金融；β為影響投資的其他因素。

其中，γ為影響凈出口的其他因素。

由（1）（2）（3）（4）式可得：

由（5）（6）（7）式可知，消費(fèi)、投資、凈出口均是開發(fā)性金融的函數(shù)，經(jīng)濟(jì)意義在于開發(fā)性金融是消費(fèi)、投資、凈出口的重要影響因素；結(jié)合（8）可知，總產(chǎn)出也是開發(fā)性金融的函數(shù)，同時亦表明，開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)機(jī)制為：開發(fā)性金融通過消費(fèi)、投資以及凈出口三個渠道促進(jìn)總產(chǎn)出的增加。

四、實(shí)證研究

1.開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)渠道實(shí)證分析

采用國家開發(fā)銀行的年度貸款總量（DF）作為開發(fā)性金融的衡量指標(biāo)，數(shù)據(jù)來源于國家開發(fā)銀行對外公布的財務(wù)報表；經(jīng)濟(jì)增長指標(biāo)（GDP）、消費(fèi)（NC）、投資（NI）、凈出口（NX）等宏觀數(shù)據(jù)均來源于中國統(tǒng)計年鑒。此處數(shù)據(jù)的樣本期間為1999～2011年。為消除異方差的影響，對所有數(shù)據(jù)取自然對數(shù)。

由表1可知，消費(fèi)模型與經(jīng)濟(jì)增長模型的整體擬合度較好，回歸系數(shù)均是在1%的水平上顯著，且不存在自相關(guān)問題。消費(fèi)模型的回歸結(jié)果顯示，開發(fā)性金融每變化1%，消費(fèi)則變化0.63%；對消費(fèi)與開發(fā)性金融進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明，開發(fā)性金融是促進(jìn)消費(fèi)增長的格蘭杰原因，但是消費(fèi)增長并不是開發(fā)性金融的格蘭杰原因（如表2所示），因此，可以斷定開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的消費(fèi)渠道較為暢通；同時，經(jīng)濟(jì)增長模型則表明，全國開發(fā)性金融每變動1%，則全國GDP變動0.76%，開發(fā)性金融有效地促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長。

開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)渠道實(shí)證結(jié)果

表1

表2 開發(fā)性金融與消費(fèi)、投資的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

對于投資模型，雖然其回歸系數(shù)很顯著，但由DW值可知，它可能存在著嚴(yán)重的自相關(guān)問題，因此，引入開發(fā)性金融的滯后項，采用阿爾蒙多項式法估計結(jié)果如（9）式：

可見，模型（9）的自相關(guān)性問題得到很大改善，結(jié)果表明：隨著時間的推移，開發(fā)性金融對投資的促進(jìn)作用越來越大，滯后一期的彈性系數(shù)為0.0397，滯后三期的彈性系數(shù)為0.1991，滯后五期的彈性系數(shù)為0.3585，即存在較長的時滯。格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，開發(fā)性金融是促進(jìn)投資增長的格蘭杰原因，但投資不是開發(fā)性金融的格蘭杰原因（見表2），因此這也有力地證明了開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的投資渠道暢通。

凈出口模型整體擬合度不理想，可以斷定開發(fā)性金融對凈出口的作用效果不大，這主要是與我國開發(fā)性金融的業(yè)務(wù)重點(diǎn)較少涉及外貿(mào)行業(yè)有關(guān)。

由上述實(shí)證結(jié)果可知，開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的消費(fèi)渠道與投資渠道暢通，但凈出口渠道不暢，這主要是因?yàn)閲议_發(fā)銀行貸款重點(diǎn)投向“兩基一支”（即基礎(chǔ)設(shè)施、基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)和支柱產(chǎn)業(yè)）等經(jīng)濟(jì)發(fā)展瓶頸領(lǐng)域以提高整體經(jīng)濟(jì)社會的效率，打通了消費(fèi)渠道與投資渠道，而與進(jìn)出口的關(guān)系并不十分密切。同時發(fā)現(xiàn)，在當(dāng)期開發(fā)性金融對消費(fèi)的拉動作用明顯大于對投資的拉動作用，即在當(dāng)期開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的消費(fèi)渠道要優(yōu)于投資渠道，這與我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)行結(jié)構(gòu)調(diào)整、擴(kuò)大內(nèi)需的重大決策有關(guān)，同時也與國家開發(fā)銀行積極響應(yīng)國家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整政策自身進(jìn)行業(yè)務(wù)改革有關(guān)。

對1999～2011年國家開發(fā)銀行年度貸款量序列進(jìn)行Chow Test檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)2006年為該時間序列的斷點(diǎn)，這也間接證實(shí)了2006年的業(yè)務(wù)改革對我國開發(fā)性金融產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性影響。分別對1999～2006年和2007～2011年進(jìn)行相關(guān)性分析，結(jié)果表明1999～2006年開發(fā)性金融與全國整體GDP的相關(guān)系數(shù)為0.42，2007～2011年開發(fā)性金融與全國整體GDP的相關(guān)系數(shù)則為0.96，相比提高了1.29倍，表明開發(fā)性金融在進(jìn)行業(yè)務(wù)改革以后，與經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)性大幅提高，對我國經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果明顯提高。

2.開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的區(qū)域差異實(shí)證分析

選擇我國東部、中部、西部國家開發(fā)銀行的年度貸款量作為區(qū)域開發(fā)性金融的衡量指標(biāo)，采用三大地區(qū)相應(yīng)的年度GDP作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的指標(biāo)，其中我國東部、中部、西部國家開發(fā)銀行的年度貸款量數(shù)據(jù)來源于國家開發(fā)銀行對外公布的財務(wù)報表；按國家開發(fā)銀行統(tǒng)計口徑統(tǒng)計的東部、中部和西部地區(qū)的GDP來源于歷年的中國統(tǒng)計年鑒。為消除異方差等的不利影響，對所有變量取自然對數(shù)。在此建立變系數(shù)模型，以體現(xiàn)開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的區(qū)域差異。此處的面板數(shù)據(jù)時間跨度為1999～2011年。

建立如下面板數(shù)據(jù)模型：

其中，i＝1，2，3分別表示東部、中部以及西部，t＝1，2，3……n表示時間。

模型1結(jié)果顯示，1999～2011年，開發(fā)性金融對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長有明顯的促進(jìn)作用，但其對東部、中部、西部經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效應(yīng)存在較大差異。其中，東部開發(fā)性金融的產(chǎn)出彈性最大，為0.99%；中部次之，為0.97%；西部最小為0.88%。實(shí)證結(jié)果同時表明開發(fā)性金融對東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果最好，對西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果最弱（如表3所示）。筆者認(rèn)為，造成開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響區(qū)域差異的根本原因之一可能是東部地區(qū)市場化程度較高，故開發(fā)性金融的作用時滯較短，對經(jīng)濟(jì)增長影響的傳導(dǎo)機(jī)制較為通暢，而中西部地區(qū)市場體系不完善，因存在相對嚴(yán)重的信息不對稱、尋租行為、行政壁壘等問題導(dǎo)致開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的投資渠道、消費(fèi)渠道相對不暢。

表3 開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長影響的面板數(shù)據(jù)模型估計結(jié)果

模型2結(jié)果顯示，1999～2006年，開發(fā)性金融對東部、中部和西部GDP的回歸系數(shù)分別為0.67、0.63和0.56，而模型3結(jié)果顯示，2007～2011年，開發(fā)性金融對東部、中部和西部GDP的回歸系數(shù)分別為0.99、0.98和0.90（見表3），對比1999～2006年、2007～2011年兩段時間序列的實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，開發(fā)性金融在2006年業(yè)務(wù)改革以后，其促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效果明顯提高，其中東部地區(qū)回歸系數(shù)的增幅為48%、中部地區(qū)回歸系數(shù)的增幅為56%，西部地區(qū)回歸系數(shù)的增幅為61%。這表明近年來的開發(fā)性金融在市場建設(shè)和制度建設(shè)方面成效顯著，東中西部所有地區(qū)的市場化程度得以提高，開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的投資渠道、消費(fèi)渠道更加通暢，最終導(dǎo)致開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果提高；同時可見，西部地區(qū)開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用增幅最大，表明開發(fā)性金融越是在市場不完善的區(qū)域，其市場建設(shè)和制度建設(shè)的成效越明顯，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的投資渠道、消費(fèi)渠道也會越通暢，因而開發(fā)性金融對經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果也會得以更大程度的提高。據(jù)此可以得出一個結(jié)論：在長期，開發(fā)性金融的發(fā)展有助于縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異，開發(fā)性金融完全可以成為促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、縮小我國東中西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)差異的一種金融制度安排。

五、結(jié)論及政策建議

我國開發(fā)性金融主要是通過消費(fèi)和投資渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，且由于投資渠道存在較長時滯，在短期消費(fèi)渠道優(yōu)于投資渠道，而進(jìn)出口渠道不暢；開發(fā)性金融可以有效地促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，但是其促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用效果存在差異，即開發(fā)性金融對東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)效果最好，中部次之，西部最弱；在長期，開發(fā)性金融促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用效果差異會縮小，因此有助于縮小區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異。據(jù)此提出以下政策建議：

（1）優(yōu)化開發(fā)性金融的業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)內(nèi)需增長。在當(dāng)前我國外需下降，投資需求難以進(jìn)一步擴(kuò)大的背景下，我國經(jīng)濟(jì)未來的增長只有寄希望于擴(kuò)大內(nèi)需，促進(jìn)消費(fèi)增長，因此開發(fā)性金融應(yīng)繼續(xù)將支持新農(nóng)村建設(shè)、解決中小企業(yè)貸款難問題等民生金融領(lǐng)域作為業(yè)務(wù)重點(diǎn)，持續(xù)優(yōu)化業(yè)務(wù)結(jié)構(gòu)，充分利用開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長消費(fèi)傳導(dǎo)渠道的優(yōu)勢，促進(jìn)我國內(nèi)需快速增長。

（2）探索開發(fā)性金融支持外貿(mào)業(yè)發(fā)展的新模式，打通開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的凈出口渠道。本文實(shí)證結(jié)果表明，開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的凈出口渠道不暢，結(jié)合我國實(shí)際，宜從如下兩個方面入手打通開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的凈出口渠道。一方面，應(yīng)創(chuàng)新開發(fā)性金融業(yè)務(wù)模式，積極支持國內(nèi)優(yōu)秀企業(yè)拓展國際業(yè)務(wù)走向世界；另一方面，充分運(yùn)用我國開發(fā)性金融全球布局的平臺優(yōu)勢，為我國企業(yè)海外擴(kuò)張的業(yè)務(wù)領(lǐng)域進(jìn)行金融創(chuàng)新支持。

（3）優(yōu)化開發(fā)性金融的區(qū)域結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)均衡發(fā)展。本文實(shí)證結(jié)果表明，開發(fā)性金融促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用效果存在差異。筆者認(rèn)為一個重要的原因是一直以來我國在東部、中部和西部的開發(fā)性金融資源分布有關(guān)。長期以來，我國東部地區(qū)占有大部分的開發(fā)性金融資源，而中西部占有較少，因此宜優(yōu)化開發(fā)性金融分布的區(qū)域結(jié)構(gòu)，加速調(diào)整開發(fā)性金融促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的傳導(dǎo)渠道，不斷提高中西部地區(qū)開發(fā)性金融促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用效果，最終縮小我國東中西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異。

［1］MANUELA F，MASCARO Y，MENDOZAJ C，et al.Measuring the performance and achievement of social objectives of development finance institutions［J］.The Word Bank policy Research Working Paper，2008，3（2）：171－187.

［2］CHALMERS J.Miti and the Japanese Miracle：The Growth of the Industrial Policy，1925～1975［M］.Redwood city：Stanford University Press，1982.40－41.

［3］JOHN Z.Government，Market and Growth：Financial System and the Politics of Industrial Change［M］.Ithaca：Cornell University Press，1983.35－36.

［4］WILLIAMSON S D.Costly monitoring，financial intermediation and equilibrium credit rationing［J］.Journal of Monetary Economics，1986：159－179.

［5］小瓊正立，吉野直行.稅制與財政投融資［M］.東京：東京大學(xué)出版社，1984.198－202.

［6］寺西重郎.工業(yè)化進(jìn)程中金融體系［M］.東京：東洋經(jīng)濟(jì)新報社，1991.79－81.

［7］陳元.改革的十年發(fā)展的十年——開發(fā)性金融實(shí)踐與理論的思考［J］.求是，2004，（13）：40－42.

［8］李志輝，李萌.中小企業(yè)融資的開發(fā)性金融支持（DFS）模式分析［J］.南開經(jīng)濟(jì)研究，2007，（1）：68－80.

［9］李志輝，張曉明.我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的開發(fā)性金融支持效應(yīng)分析——基于面板數(shù)據(jù)模型的研究［J］.經(jīng)濟(jì)與管理研究，2007，（9）：22－26.

［10］陳元.開發(fā)性金融與中國城市化發(fā)展［J］.經(jīng)濟(jì)研究，2010，（7）：4－14.

［11］張燕，龐標(biāo)丹，陳勝.面向低碳農(nóng)業(yè)的政策性金融機(jī)構(gòu)環(huán)境責(zé)任之探討［J］.大連理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2013，34（1）：83－88.

［12］郁俊莉.金融融資中信用體系建設(shè)及運(yùn)行機(jī)制的理論研究——以我國開發(fā)性金融城市建設(shè)融資實(shí)踐為例［J］.武漢理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2014，27（2）：210－216.