■盛 虎，程 爽，楊懷東

中共十九大報告表明，我國經(jīng)濟已從高速增長階段逐步向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變，目前正處于轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的關(guān)鍵階段。根據(jù)我國要素稟賦結(jié)構(gòu)的特點，勞動密集型的中小企業(yè)是我國經(jīng)濟發(fā)展的重要支撐力量，其在促進就業(yè)、改善民生、穩(wěn)定社會，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展中發(fā)揮了重大的作用。據(jù)《2017-2022中國企業(yè)經(jīng)營項目行業(yè)市場深度調(diào)研及投資戰(zhàn)略研究分析報告》相關(guān)數(shù)據(jù)表明，目前我國的中小企業(yè)有四千多萬家，約占全部企業(yè)的99%，貢獻了全國GDP的60%，上繳的稅收占比50%，并且解決了80%的城鎮(zhèn)就業(yè)人口。然而大量研究表明，中小企業(yè)面臨的融資約束依然是制約中小企業(yè)發(fā)揮經(jīng)濟作用的主要因素（鄧可斌，2014）。對于如何緩解中小企業(yè)融資難的問題，大量學者論證了金融結(jié)構(gòu)與企業(yè)發(fā)展之間的關(guān)系，認為優(yōu)化金融市場結(jié)構(gòu)，能夠有效緩解中小企業(yè)融資難問題（龔強等，2014；Kim et al.，2016）。據(jù)《2018年中國區(qū)域金融運行報告》顯示在我國，銀行信貸仍是中小企業(yè)融資的主要渠道。中小企業(yè)主要是靠區(qū)域性銀行、城市商業(yè)銀行、村鎮(zhèn)銀行等其他類型的金融機構(gòu)獲得外源融資。學者們的部分研究發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)結(jié)構(gòu)分散以及中小金融機構(gòu)的出現(xiàn)對緩解中小企業(yè)融資約束起著必要的作用（姚耀軍等，2015）。然而，田國強等（2019）研究發(fā)現(xiàn)，地方政府高負債，引發(fā)金融資源的不匹配，民營企業(yè)融資困難等問題，引致金融體系效率降低，同時國外學者Gertle（2015）、Lakdawala（2018）研究發(fā)現(xiàn)金融體系低效率會對企業(yè)融資和實體經(jīng)濟產(chǎn)生消極影響，因為以銀行信貸作為主要來源的地方政府債，可能更容易從區(qū)域性銀行、城市商業(yè)銀行等地方性銀行機構(gòu)獲得貸款（郭峰，2016），對中小企業(yè)造成信貸擠壓。那么，我國銀行業(yè)結(jié)構(gòu)的改變到底是否緩解了中小企業(yè)融資難的問題？而以地方銀行信貸資金為重要來源的地方政府債的增加對中小企業(yè)的融資擠壓是否成立？本文將針對以上問題展開研究。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對中小企業(yè)融資的影響分析

銀行業(yè)結(jié)構(gòu)會對中小企業(yè)融資約束產(chǎn)生影響，當銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中存在更多的中小銀行，則能夠緩解中小企業(yè)融資難的問題。因為：第一，中小銀行具有“軟信息”優(yōu)勢。大型銀行信貸業(yè)務(wù)的風險評估主要依據(jù)企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模以及固定資產(chǎn)抵押物等“硬信息”指標，因此資產(chǎn)規(guī)模大的企業(yè)更具融資優(yōu)勢。而中小企業(yè)由于經(jīng)營規(guī)模小、財務(wù)披露信息不規(guī)范等，無法滿足大型商業(yè)銀行信貸所需的條件。但中小銀行更善于通過企業(yè)信譽、企業(yè)家才華和品質(zhì)、員工綜合素質(zhì)等“軟”信息評估企業(yè)風險，形成良好的銀企關(guān)系（Kysucky，2016）。所以，當中小企業(yè)缺乏大型金融機構(gòu)貸款所要求的“硬信息”時，自然轉(zhuǎn)向能收集“軟信息”的中小金融機構(gòu)，在一定程度上緩解了中小企業(yè)在大型商業(yè)銀行難以獲得貸款支持的局面。第二，規(guī)模匹配效應(yīng)，即銀行資產(chǎn)規(guī)模及其所服務(wù)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模相匹配性。大銀行的服務(wù)重心是大企業(yè)，因為大企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模大，相對小企業(yè)更有保障，違約風險比較小。而小銀行的目標定位為小企業(yè)，因為中小銀行無法滿足大型企業(yè)的巨額資金需求，只能為融資額度相對較小的中小企業(yè)提供融資支持，而且數(shù)量眾多的中小企業(yè)可以分散中小銀行的信貸風險。因此，小企業(yè)的貸款業(yè)務(wù)更多地留給了小銀行。第三，規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。銀行信貸業(yè)務(wù)有大量的交易成本，包括貸款前有審查、談判和簽約費用，在資金使用過程中有監(jiān)督費用，企業(yè)發(fā)生違約時存在法律訴訟費用等，基于費用最低化需求，大銀行在同等情況下更愿意向大企業(yè)發(fā)放大額貸款，相應(yīng)減少多筆中小企業(yè)的低額貸款（瞿衛(wèi)東，2006）。中小銀行股東一般都有地方經(jīng)濟主體的背景，在信貸市場被擠壓的情況下，反而會利用其地方關(guān)系而形成的信息優(yōu)勢，從而有向中小企業(yè)提供融資服務(wù)的信息成本、代理成本、管理成本等小銀行優(yōu)勢（羅荷花等，2016），再加上中小企業(yè)管理層次少、經(jīng)營方式靈活這些特點，使它們的交易成本相對大銀行更低（李志赟，2002），一般會選擇在當?shù)刂行∑髽I(yè)中發(fā)展信貸業(yè)務(wù)。

基于以上分析，提出假設(shè)1。

H1：銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中中小銀行資產(chǎn)規(guī)模占比的提高能緩解中小企業(yè)融資約束。

（二）地方債務(wù)規(guī)模對中小企業(yè)融資約束的影響分析

地方政府的債務(wù)規(guī)模增長，很多是從與其關(guān)系復(fù)雜的地方性商業(yè)銀行獲取貸款，這種貸款擠壓，導致中小企業(yè)從中小銀行獲取貸款的可能性降低，主要因為：第一，地方政府對金融體系的干預(yù)動機。從1994年分稅制改革以來，地方政府面臨財政收支不平衡的壓力逐漸增大，使地方政府干預(yù)地方銀行資源配置的動機增強。我國地方政府官員晉升的考核標準以GDP增速為核心，導致各地方政府根據(jù)當?shù)卣邔?、產(chǎn)業(yè)基礎(chǔ)以及發(fā)展程度的差異，對企業(yè)經(jīng)營、資源配置產(chǎn)生了不同程度的干預(yù)（王鳳榮，2019），而以中小銀行為主體的股份商業(yè)銀行、城市商業(yè)銀行等地方性銀行，大多數(shù)與地方政府有股權(quán)聯(lián)系，從而能對中小銀行人事安排等施加影響力，使中小銀行成為地方政府干預(yù)資源配置的重要渠道（姚耀軍，2010），這種干預(yù)直接影響了城市商業(yè)銀行的信貸決策，政府財政壓力與地方城商行投向地方政府部門的貸款成正相關(guān)（祝繼高等，2009），2008年后大量的地方投融資平臺出現(xiàn)，平臺公司發(fā)行的城投債的大部分都被金融機構(gòu)所認購（毛銳，2018），這種政府干預(yù)行為擠出了商業(yè)銀行對私有經(jīng)濟信貸頭寸（Kirchner，2012），即地方政府債務(wù)對銀行信貸資源的長期“綁架”搶占了企業(yè)，尤其是中小企業(yè)的信貸份額。第二，中小銀行偏向政府借貸的動機。作為借款人，政府與中小企業(yè)相比，其信貸風險發(fā)生的概率較低。Hauner（2008）從地方政府債務(wù)和金融發(fā)展的視角分析，發(fā)現(xiàn)銀行類機構(gòu)更愿意持有安全性更高的公債。所以無論是出于地方政府的壓力還是信貸資金的保障性，中小銀行更愿意將資金貸給地方政府，從而導致對中小企業(yè)提供信貸資金的意愿降低，這對中小銀行給中小企業(yè)的資金供給量產(chǎn)生了負面影響。

基于以上分析，在假設(shè)1的基礎(chǔ)上，進一步提出假設(shè)2。

H2：地方政府負債將弱化中小銀行占比的提高對融資約束的緩解作用。

二、模型設(shè)計

（一）模型設(shè)定和變量定義

本文參照Almeida等（2004）的研究，選用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性作為融資約束的代理變量，Almeida等認為，在衡量企業(yè)所面臨的融資約束程度時，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性指標較投資—現(xiàn)金流敏感性指標更為科學，因為它避免了企業(yè)投資活動對其融資約束的影響，防止其對實證結(jié)果產(chǎn)生誤差，該變量在學術(shù)界得到較多認可。本文基本模型如下：

其中，左邊Cashit表示在t年度，企業(yè)i的現(xiàn)金持有的變化量。右邊Cashflowit表示在t年度，企業(yè)i的日常經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量。X表示跟企業(yè)特征有關(guān)的控制變量，ηi、εit分別表示企業(yè)的固定效應(yīng)和誤差項。在不存在融資約束的情況下，企業(yè)持有現(xiàn)金的變化量與企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營活動現(xiàn)金流不存在關(guān)系，則相應(yīng)的β1值比較小，甚至為負。相反，當企業(yè)存在融資約束問題時，企業(yè)會選擇留一些資金用來滿足企業(yè)未來的投資需要，此時持有現(xiàn)金的變化量會與企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系，即β1系數(shù)顯著為正，并且融資約束越嚴重，β1越大。

在模型1的基礎(chǔ)上，根據(jù)H1，進一步研究銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中中小銀行規(guī)模占比對中小企業(yè)的融資約束的影響，引入銀行業(yè)結(jié)構(gòu)（SMB）與Cashflow的交互項，得出擴展模型2，如下：

其中，企業(yè)規(guī)模（size）、資本性支出（Capex）、企業(yè)成長性（Grow）、非流動負債（nofludebt）、資產(chǎn)增長率（assetgrow）為與企業(yè)特征有關(guān)的控制變量，為了避免托賓Q與內(nèi)部現(xiàn)金流產(chǎn)生內(nèi)生性以及本身的衡量偏誤問題，借鑒黎精明（2019）的做法，用營業(yè)收入增長率作為控制變量來代表企業(yè)的投資機會與成長性。并采用楊懷東等（2017）的做法將變量比上總資產(chǎn)進行標準化處理。對于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)參照姚耀軍等（2015）的做法選取中小銀行資產(chǎn)占銀行業(yè)總資產(chǎn)的比重（SMB），中小型銀行就是非國有銀行，其資產(chǎn)規(guī)模用銀行業(yè)總資產(chǎn)扣除大型商業(yè)銀行的資產(chǎn)所得。

根據(jù)H2，進一步研究地方政府債務(wù)的介入通過銀行業(yè)結(jié)構(gòu)對中小企業(yè)融資約束產(chǎn)生的影響，引入SMB與Cashflow、gap（地方政府債務(wù)）的交互項，得出擴展模型3，如下：

模型（3）中政府債務(wù)數(shù)據(jù)考慮其可得性，采用財政缺口作為地方債務(wù)的代理變量。具體的變量計算方法如表1所示。

表1 回歸模型變量定義表

（二）研究樣本和數(shù)據(jù)來源

文中所用銀行數(shù)據(jù)全部來源于中國區(qū)域金融運行報告，時間區(qū)間為2008-2018年；所用的政府債務(wù)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局及各省財政年鑒。對于中小企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，鑒于數(shù)據(jù)的可得性，借鑒張金清（2018）和姚耀軍等（2015）的做法，選取我國中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)來替代。所得數(shù)據(jù)做以下處理：剔除境內(nèi)上市連續(xù)兩年虧損的ST類上市公司樣本；剔除了在財務(wù)數(shù)據(jù)上存在缺失的樣本；剔除了金融類和同時發(fā)行A股和H股的公司樣本；剔除了主營收入增長率大于1的公司樣本，Almeida等（2004）認為主營業(yè)務(wù)收入增長率大于1可能預(yù)示著企業(yè)發(fā)生了并購，這將影響企業(yè)現(xiàn)金持有政策；剔除上市時間未滿四年的公司樣本。再對連續(xù)變量樣本進行了上下1%的Winsorize縮尾處理并標準化，對交互項進行中心化，以去除異常值對實證結(jié)果產(chǎn)生的影響。最終樣本包括848家公司，共計6186個樣本觀測值。

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 主要變量描述性統(tǒng)計匯總表

對樣本進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表2所示。從樣本的標準差來看，大部分變量的標準差都很小，變量最大的標準差為0.854，也在可控范圍內(nèi)，表示變量整體平穩(wěn)，樣本數(shù)據(jù)整體上分布均勻。

（二）相關(guān)性Person檢驗

為了觀察變量之間的相關(guān)性，筆者進一步對數(shù)據(jù)做了相關(guān)性檢驗。主要變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)整體上較小，除去交叉項cf×SMB、cf×SMB×gap外，主要變量相關(guān)系數(shù)最高為0.464。在1%水平上，cash 與 cashflow、capex、grow、nofludebt、assetgrow、size、SMB、gap、cf×SMB、cf×SMB×gap顯著相關(guān)。由于交互項可能會增加變量之間的多重共線性，故而做了主要變量的VIF值檢驗，結(jié)果顯示各變量的方差膨脹因子都較低，均在2以下，因此主要變量間不存在嚴重的多重共線性。

表3 模型回歸結(jié)果表

（三）回歸檢驗

筆者采用的是非平衡面板數(shù)據(jù)，為了防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，對主要變量采用Fisher-ADF方法進行單位根檢驗，結(jié)果顯示均在1%的顯著性水平下通過單位根檢驗。在模型的選擇上，通過Hausman檢驗來確定是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型，檢驗結(jié)果顯示P值小于0.01，即在1%的顯著性水平下拒絕了原假設(shè)，故選擇固定效應(yīng)模型。先對全樣本進行模型1、2、3的回歸，得到表3回歸結(jié)果（1）、（2）、（3）。為了檢驗是否存在規(guī)模異質(zhì)性，又對全樣本按規(guī)模大小分為小規(guī)模和大規(guī)模樣本，對小規(guī)模樣本回歸，得到表3回歸結(jié)果（4）、（5）、（6）；對大規(guī)模樣本回歸，得到表3回歸結(jié)果（7）、（8）、（9）。

從模型1的實證回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，cashflow前面的系數(shù)為0.317，并顯著為正，表明目前中小企業(yè)普遍存在融資約束問題，反映了我國中小企業(yè)當前所處的融資環(huán)境比較不樂觀。依模型2的實證回歸結(jié)果來看，cashflow與SMB的交互項的系數(shù)為-0.52，并且在5%的水平下顯著為負，表明銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中中小銀行規(guī)模占比的提高會緩解中小企業(yè)的融資約束，假設(shè)1成立。進一步從模型3的實證回歸結(jié)果來看，cashflow、SMB和gap的交互項前面的系數(shù)為0.952，并且在5%的水平上顯著為正，表明地方政府債務(wù)擠占了以地方性銀行為主的中小銀行信貸資源，導致中小規(guī)模化的銀行業(yè)結(jié)構(gòu)不但沒有實現(xiàn)緩解中小企業(yè)融資約束，反而加劇了這一作用，假設(shè)2成立。這也進一步解釋了地方政府債務(wù)對經(jīng)濟增長的促進作用存在門檻效應(yīng)，地方債務(wù)的逐漸增加可能抑制了中小企業(yè)的融資，阻礙了中小企業(yè)的發(fā)展，減緩了經(jīng)濟發(fā)展速度。

在此基礎(chǔ)上，進一步檢驗規(guī)模異質(zhì)性。對比模型4與模型7cashflow的系數(shù)0.326、0.305可以看出，規(guī)模大的企業(yè)的融資約束比資產(chǎn)規(guī)模小的融資約束要小。因此，對于資產(chǎn)規(guī)模大的企業(yè)來說，中小銀行占比的提高緩解其融資約束的程度相對于小規(guī)模的企業(yè)來說要大一些，因為同等條件下，中小銀行更愿意借貸給規(guī)模大一些的小企業(yè)。這一點從模型5和模型8的實證回歸結(jié)果cf×SMB前面的系數(shù)-0.322和-0.69也可以得到驗證，并且在5%的水平上顯著。同樣的，在面對地方政府債務(wù)的擠壓下，不同規(guī)模的企業(yè)表現(xiàn)的效應(yīng)也不同。大規(guī)模企業(yè)在面對地方政府債務(wù)的擠壓下，其從中小銀行獲得資金支持的影響相對資產(chǎn)規(guī)模小的企業(yè)來說也較小。這從模型6和模型9的實證回歸結(jié)果cf×SMB×gap的系數(shù)1.286和0.67可以看出，并在5%的水平上顯著。

進一步將全樣本按區(qū)域劃分為東部和中西部兩個子樣本，來分析區(qū)域異質(zhì)性。其中東部地區(qū)樣本回歸結(jié)果如表4所示的（10）、（11）、（12）；中西部地區(qū)樣本回歸結(jié)果如表4所示的（13）、（14）、（15）。

表4 模型回歸結(jié)果表

由模型10和模型13的回歸結(jié)果cashflow前的系數(shù)0.308、0.329可以發(fā)現(xiàn)，東部地區(qū)企業(yè)面臨的融資約束小于西部地區(qū)企業(yè)。因為東部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展得較好，金融資源更多，因此對于中小企業(yè)來說融資渠道更多，融資約束相對小一些。從模型11和模型13的實證回歸結(jié)果cf×SMB的系數(shù)對比來看，由-0.901到-0.0123，其在1%的水平上顯著，中西部的系數(shù)不顯著。表明東部地區(qū)企業(yè)相對于中西部企業(yè)來說，中小銀行占比的提高更有利于緩解其融資約束問題。造成上述地區(qū)差異的原因在于銀行業(yè)結(jié)構(gòu)存在地區(qū)差異，東部地區(qū)的金融發(fā)展更市場化，銀行業(yè)結(jié)構(gòu)相對更完善，非國有銀行資產(chǎn)占比要大于中西部地區(qū)（陸桂賢，2019）。從模型12和模型15的實證回歸結(jié)果cf×SMB×gap的系數(shù)對比來看，分別是1.005和0.057，此結(jié)果在5%的水平上顯著，中西部的結(jié)果不顯著。表明地方政府債務(wù)的擠壓效應(yīng)加劇東部地區(qū)企業(yè)的融資約束程度更大，因為在東部地區(qū)中小銀行發(fā)展得更完善，因此中小企業(yè)更加依賴中小銀行來融資，地方政府的介入讓其從中小銀行獲得的融資顯著減少，故相對來說對地方政府負債行為更加敏感。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性

前文采用面板固定效應(yīng)估計可以解決變量個體異質(zhì)性導致的遺漏變量問題，但不能排除其他原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題。借鑒余子良（2016）的處理方法，將經(jīng)營現(xiàn)金流滯后一期、二期作為工具變量，來考察內(nèi)生性問題。如果經(jīng)營現(xiàn)金流存在內(nèi)生性，那么所有與現(xiàn)金流相關(guān)的交互項均存在內(nèi)生性問題。根據(jù)對工具變量的識別不足檢驗、弱工具變量檢驗和過度識別檢驗結(jié)果，并考慮工具變量選取上的一致性，最終選取cashflowt-1、cashflowt-2同時作為cashflow的工具變量；cf×SMBt-1、cf×SMBt-2同時作為cf×SMB的工具變量；cf×SMBt-1*gap、cf×SMBt-2*gap、cf×SMBt-3*gap同時作為cf×SMB×gap的工具變量。然后利用Davidson-MacKinnon內(nèi)生性檢驗對模型（1）、（2）、（3）進行IV估計，估計的結(jié)果顯示，p值分別為0.2661、0.3638、0.8365。表明無法拒絕“不存在內(nèi)生性問題”的原假設(shè)，因此筆者認為模型設(shè)置是合理的，前文檢驗結(jié)果有效。

2.發(fā)放現(xiàn)金股利現(xiàn)象

唐建新（2009）認為中小企業(yè)板上市公司有傾向發(fā)放現(xiàn)金股利的現(xiàn)象，也就是持有現(xiàn)金有可能是為了發(fā)放現(xiàn)金股利，而不是因為存在融資約束問題。因此，本文增加股利分配率作為控制變量，來檢驗以上結(jié)果是否仍然成立。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，除了個別變量的顯著性水平和回歸系數(shù)稍有變化外，變量之間的關(guān)系與本文的研究結(jié)論沒有實質(zhì)性差異，研究結(jié)論不變。

四、研究結(jié)論

本文基于2008-2018年中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)，利用現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性模型來衡量中小企業(yè)的融資約束程度。在基礎(chǔ)模型上逐步加入銀行業(yè)結(jié)構(gòu)和地方政府債務(wù)因素來討論中小企業(yè)面臨的融資約束情況，研究發(fā)現(xiàn)：第一，銀行業(yè)結(jié)構(gòu)中中小銀行占比的提高能顯著緩解中小企業(yè)的融資約束。第二，地方政府債務(wù)擠占了以地方性銀行為主的中小銀行信貸資源，導致中小規(guī)?；你y行規(guī)模結(jié)構(gòu)不但沒有實現(xiàn)緩解中小企業(yè)融資約束的作用，反而加劇了。第三，前兩種結(jié)果對不同規(guī)模的中小企業(yè)具有異質(zhì)性。對于大規(guī)模的中小企業(yè)，中小銀行對其融資約束的緩解比小規(guī)模的中小企業(yè)更明顯，緩解程度更高。同樣，地方政府負債行為對小規(guī)模的企業(yè)的融資影響更大，顯著加劇了企業(yè)融資約束的程度。第四，前兩種結(jié)果對不同區(qū)域的中小企業(yè)也具有異質(zhì)性。對于東部地區(qū)的中小企業(yè)，中小銀行對其融資約束的緩解程度相對于中西部地區(qū)的企業(yè)來說效果更好。同樣，地方政府負債行為對東部地區(qū)的中小企業(yè)來說影響更大，加劇了其融資約束的程度，使原本中小銀行對其融資約束緩解的作用消失。

基于研究結(jié)果，提出以下幾點建議：第一，為解決中小企業(yè)現(xiàn)存的融資約束問題，應(yīng)鼓勵地方大力發(fā)展中小金融機構(gòu)，加大對中小企業(yè)的支持力度，從而滿足中小企業(yè)的融資需求。第二，各地方政府應(yīng)該規(guī)范自身的負債行為，合理負債，有利于減少其對金融體系的負面影響。第三，要加強財政系統(tǒng)與金融系統(tǒng)協(xié)同改革，找出現(xiàn)存問題背后的制度根源，以市場化導向為基礎(chǔ)，提高財政運行效率和金融配置效率，進一步推進優(yōu)化官員晉升考核、優(yōu)化配置等一系列綜合性、深層次的體制性改革，盡可能地減少地方官員的干預(yù)行為和地方政府的沖動負債行為。