國有企業(yè)改革和利率市場化能否改善非國有企業(yè)融資困境?

李 成 黃友希 李玉良

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

迄今為止，已有大量研究表明，中國國有經(jīng)濟(jì)生產(chǎn)效率和資金利用效率下降，甚至對經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生了拖尾作用(Jefferson，2006［1］;戴靜和張建華，2013［2］)。但是在拉動就業(yè)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長和技術(shù)創(chuàng)新方面具有重要作用的非國有經(jīng)濟(jì)由于面臨嚴(yán)重貸款約束，發(fā)展規(guī)模和速度受限。因此，提高市場經(jīng)濟(jì)作用的前提是改變當(dāng)前非國有企業(yè)融資處境，加大對非國有經(jīng)濟(jì)的資金支持。

信息經(jīng)濟(jì)學(xué)的奠基人Stiglitz and Weiss(1981)［3］認(rèn)為，信貸配給是信息不完美的信貸市場，信貸市場中超額需求和超額供給同時存在是對稱均衡結(jié)果。La Porta and Shleifer(2002)［4］研究發(fā)現(xiàn)具有政府關(guān)系的企業(yè)在銀行被國家控制時容易獲得信貸資金。國有企業(yè)承擔(dān)過多政策性負(fù)擔(dān)，其經(jīng)營的好壞對社會的穩(wěn)定具有重大意義(林毅夫和劉培林，2001［5］)。國有企業(yè)經(jīng)營出現(xiàn)困難時，政府往往會伸出“援助之手”，通過國家信用的形式提供隱性擔(dān)保，信貸資金流向資源配置效率相對較低的國有企業(yè)(Megginson and Netter，2001［6］)。相比于國家信用的形式，SME更多地是通過商業(yè)信用形式獲得貸款來源(Brandt and Li，2003［7］)。利率是影響企業(yè)融資的重要變量。對企業(yè)而言，利率管制限制了企業(yè)的貸款規(guī)模;對銀行而言，其扭曲資產(chǎn)定價機(jī)制和目標(biāo)利潤函數(shù)提高了經(jīng)營成本，削弱了定價能力，最終致使企業(yè)融資約束問題嚴(yán)重，資源配置效率低(Obstfeld，1994)［8］。Allen et al.(2005)［9］研究發(fā)現(xiàn)，在市場化程度不高的國家，政府干預(yù)使得銀行激勵機(jī)制軟化，稀缺資源配置于受保護(hù)的企業(yè)。資源利用效率高的企業(yè)無法獲得貸款，有較大增長潛力的市場經(jīng)濟(jì)主體得不到資金支持，對中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型不利。Ameer(2003)［10］研究東南亞國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，提高東南亞國家利率有利于減少企業(yè)負(fù)債，優(yōu)化企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，提高經(jīng)濟(jì)效率。

在信息不對稱的金融市場中，利率管制和信貸規(guī)模控制導(dǎo)致具有抵押物、規(guī)模、信譽(yù)和信息等優(yōu)勢的大型公司成為銀行的優(yōu)質(zhì)客戶(徐東明和陳學(xué)彬，2012［11］)。相比于國有上市公司，民營上市公司獲得更多的是股權(quán)融資，銀行借款融資較少，民營經(jīng)濟(jì)困境本質(zhì)為信用困境(方軍雄，2010［12］)。隨著金融改革深化，利率提高趨向至市場均衡利率，銀行代理成本下降，擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價值要求隨之下降(Ayari and Bennaceur，2005［13］)。戰(zhàn)明華等(2013)［14］的研究證實利率管制導(dǎo)致了信用過度非均衡擴(kuò)張。利率市場化程度低造成銀行無法通過利率市場機(jī)制獲得最大收益，只好通過偏好上市公司放貸彌補(bǔ)由于利率管制、風(fēng)險溢價而無法得到補(bǔ)償?shù)膿p失。

綜上所述可知，政府隱性擔(dān)保和利率管制是導(dǎo)致中國民營企業(yè)或中小企業(yè)等非國有經(jīng)濟(jì)融資約束加重的重要原因，但是文獻(xiàn)并沒有就政府隱性擔(dān)保和利率管制對非國有企業(yè)融資困難的共同機(jī)制進(jìn)行分析。本文擬從理論上揭示政府隱性擔(dān)保、利率管制和信貸規(guī)模控制三因素共同作用下的信貸資源分配機(jī)理，研究金融市場化程度低和所有制差異是否增加民營企業(yè)和中小企業(yè)等非國有企業(yè)融資難度;同時以中國工業(yè)部門39個行業(yè)2002～2011年的面板經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，檢驗理論模型的正確性。

二、理論模型:政府隱性擔(dān)保、利率管制和信貸規(guī)?？刂葡碌男刨J資源配置

1.基準(zhǔn)模型構(gòu)建。本文建立包含廠商和金融機(jī)構(gòu)(主要指銀行)兩部門的模型。模型假設(shè)條件以Sitglitz and Weiss(1981)為基礎(chǔ)，廠商獨立選擇投資項目，項目期望收益相等，雙方以利潤最大化為目標(biāo)。市場上存在兩個(類)廠商，廠商A和廠商B，廠商可選擇的投資項目為θi，隨著θ的增大，項目的風(fēng)險增大;θi項目的收益為R，其概率密度函數(shù)為f(R，θi)，分布函數(shù)為F(R，θi);該項目選定后，便是企業(yè)惟一的項目，即一個企業(yè)對應(yīng)一個項目，通過項目類型確定借款人風(fēng)險的類型;存在所有制歧視的金融部門或銀行總共只有一個(類)。廠商借款金額為K;利率為r;擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價值為Z。在不存在破產(chǎn)成本和監(jiān)控成本的條件下，項目投資期望收入大于本息:

其中，c是一個大于零的常數(shù)，代表期望收入大于本息的差額。在不討論政府隱性擔(dān)保情況下，銀行為兩個廠商提供相同的合同。對廠商而言，只有R+Z≥K(1+r)，才能按時償還貸款。當(dāng)R+Z≤K(1+r)時，銀行具有優(yōu)先索取權(quán)，項目現(xiàn)金流、擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)即R+Z全部歸銀行所有。推出項目收益較好時，廠商現(xiàn)金流為R－K(1+r);項目收益較低時，現(xiàn)金流為－Z。借鑒Stiglize and Weiss(1981)的方法，可以得到廠商利潤函數(shù):

正如Stiglitz and Weiss(1981)所述，企業(yè)的利潤函數(shù)隨著風(fēng)險的增大而增大，即dπ/dθ≥0。金融部門利潤函數(shù)如式(4):

金融部門獲得的期望利潤函數(shù)則如式(5):

2.借款人異質(zhì)性。廠商A代表非國有企業(yè)，具有價值為Z的擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)，政府對該類企業(yè)不進(jìn)行隱性擔(dān)保;廠商B代表國有企業(yè)，同樣具有價值為Z的擔(dān)保品和抵押資產(chǎn);政府提供隱性擔(dān)保m，m∈(0，M);概率密度函數(shù)為f(m);分布函數(shù)為F(m)。f(m)函數(shù)的性質(zhì)受政府對宏觀經(jīng)濟(jì)的判斷、廠商所處的行業(yè)及其對國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要性等影響。政府隱性擔(dān)保的期望如式(6):

忽略廠商破產(chǎn)成本和制度因素影響，政府隱性擔(dān)保作為一種不明自言的擔(dān)保，只會在廠商無法償還貸款時作為擔(dān)保改變銀行的利潤函數(shù)，并不會改變廠商的利潤函數(shù)。此時銀行利潤函數(shù)如式(7):

金融部門期望利潤函數(shù)Ω如式(8)、式(9):

3.利率管制和信貸規(guī)?？刂?。中央銀行對金融部門信貸規(guī)?？刂圃O(shè)定最高值K Max。引用Stiglitz and Weiss(1981)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，貸款需求是利率r的減函數(shù)。整個模型中(圖1、圖2)，擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價值Z同利率r甄別作用具有相似性，均是通過降低廠商利潤對貸款需求產(chǎn)生影響，增加金融部門利潤對貸款供給產(chǎn)生影響，因此貸款需求是擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價值要求Z的減函數(shù)。供給函數(shù)由金融部門貸款平均回報率決定，利率對貸款平均回報率正負(fù)效應(yīng)相互作用決定存在一個利率水平r＊＊。當(dāng)貸款利率為r＊＊時，銀行貸款平均回報率最大，銀行提供的貸款資金供給總量最大;利率低于r＊＊，銀行貸款供給隨著利率提高而增加;利率高于r＊＊時，貸款供給隨著利率提高而下降。r*為中國管制利率最高水平，由中國長期實行低利率制，推斷r*≤r＊＊。國有企業(yè)政府控股和隱性擔(dān)保誘使信貸規(guī)?？刂?、利率管制具體到不同類型企業(yè)表現(xiàn)出不同的效應(yīng)。

假設(shè)利率為rB時，金融部門信貸供給總量恰好等于國有企業(yè)信貸需求。當(dāng)利率管制和信貸規(guī)?？刂剖沟胷*＞rB、KMax＜S(rB，z)時，市場存在較大的融資約束。在以KMax為信貸規(guī)?？刂普吣繕?biāo)調(diào)控下，信貸資金供給總量不僅無法滿足整個市場信貸需求，也無法滿足廠商B信貸需求，非國有企業(yè)幾乎很難獲得銀行貸款。此時只有取消信貸規(guī)?？刂疲拍芨纳茝S商融資困境。當(dāng)利率管制和信貸規(guī)模控制使得r*＜rB、KMax≥S(rB，z)時，金融部門提供信貸資金總量小于信貸規(guī)?？刂颇繕?biāo)和廠商B信貸資金的需求。廠商A獲得的貸款數(shù)量與上述情況相似，仍為0。要改善上述融資困境，首先應(yīng)該放寬利率限制水平，增加金融部門信貸供給。引入政府隱性擔(dān)保能夠增加給定管制利率水平下的金融部門信貸供給總量。

當(dāng)利率管制和信貸規(guī)模控制使得r*＞rB，且S(r*，z)≥KMax≥DB(rB，z)時，金融部門提供信貸資金總量大于廠商B的需求和中央銀行信貸規(guī)模控制，但小于市場總需求也即廠商A和廠商B需求之和，此時國有企業(yè)貸款需求基本得到滿足，非國有企業(yè)面獲得的信貸資金為KMax－SB(rB，z)，非國有企業(yè)融資困難主要源于信貸規(guī)?？刂葡拗屏私鹑诓块T可貸資金總量，信貸供給總量小于利率管制水平下的金融部門信貸供給總量，政府隱性擔(dān)保造成信貸資源向國有企業(yè)傾斜加劇了非國有企業(yè)融資難度。當(dāng)利率管制和信貸規(guī)模控制使得r*＜r＊＊，且KMax≥S(r*，z)≥DB(rB，z)時，此種情況符合目前轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)條件下的信貸資源配置狀況。進(jìn)一步設(shè)定λ=Demand/Supply，則λB≥1，λA=SA/DA=(S－λDB)/DA＜1。這表明當(dāng)管制利率水平低于市場均衡利率，并且信貸控制規(guī)模大于利率管制水平下金融部門信貸供給總量時，信貸市場上超額需求和超額供給同時存在。金融部門對B類廠商即國有企業(yè)過分借貸，信貸資金出現(xiàn)超額供給，λB大于1。金融部門對A類廠商即非國有企業(yè)過分惜貸，信貸資金出現(xiàn)超額需求。在B類廠商信貸市場，信貸資金有剩余，“拒絕向違約者貸款”的金融部門并不會將全部多余資金貸給A類廠商，多余資金會以超額供給形式存在于信貸市場中。

4.非國有企業(yè)融資困境的改善。在風(fēng)險厭惡和利潤最大化條件下，金融部門向特定借款對象貸款激勵機(jī)制主要取決于期望利潤水平。政府隱性擔(dān)保和政府干預(yù)修改了金融部門的利潤函數(shù)，造成金融部門向國有企業(yè)單位貸款回報率高于向非國有企業(yè)單位貸款回報率，致使信貸資金配置失衡。也正是上述特性，使得某種程度上銀行忽略了資金利用效率而將A廠商劃分為高風(fēng)險借款人，B廠商劃分為低風(fēng)險借款人。隨著不同類型貸款人期望利潤差異的縮小，金融部門信貸資金向某類貸款人傾斜的激勵機(jī)制也會隨之縮小。當(dāng)政府隱性擔(dān)保降至0時，λA=λB。基于此，本文進(jìn)一步討論利率市場化和國有企業(yè)改革對非國有企業(yè)融資困境影響。

設(shè)單位貸款回報差異函數(shù)為Y。Y越大，金融部門對廠商B貸款單位回報和廠商A貸款單位回報差值越大，向B企業(yè)貸款的激勵機(jī)制就越大。β表示在利率水平r、擔(dān)保品和抵押價格Z和項目類型θ相同條件下，金融部門向廠商A貸款資金回報率與向廠商B貸款資金回報率之比。

由式(11)可知，β越大，Y越小，則金融部門向廠商A提供信貸資金的激勵機(jī)制越大。

λ關(guān)于r的導(dǎo)數(shù)見式(13):

除去隱性擔(dān)保因素，廠商A和廠商B提供的擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價值相等。為了簡化分析，以式(1)為基礎(chǔ)，假設(shè)R服從均值為K(1+r)+c的正態(tài)分布，因此f［θi，K(1+r)－ ZA］≥f［θi，B(1+r)－ ZA－ m］，則du/dr＜0。當(dāng) r→0時，u=dβ/dr=0，且只有個別點取值為0?？梢妘≥0，金融部門向廠商A貸款資金回報率與向廠商B貸款資金回報率之比β是r增函數(shù)。隨著利率水平提高，β增大，Y減小，金融部門向A類企業(yè)貸款的激勵機(jī)制增大。β函數(shù)對政府隱性擔(dān)保水平m求導(dǎo)如式(15):

式(15)表明，隨著m減小，β增大。隨著政府隱性擔(dān)保和政府干預(yù)的減少，金融部門向A類企業(yè)貸款的激勵機(jī)制增大，間接證明了前文的推斷。

三、研究設(shè)計

1.實證模型和變量選取?；跀?shù)據(jù)的限制，無法直接得到不同類型企業(yè)通過銀行借款渠道融資規(guī)模具體數(shù)值，因此本文主要選取長期負(fù)債/資產(chǎn)(credit)和長期負(fù)債/負(fù)債總計(credit1)作為被解釋變量主要衡量指標(biāo);另外也列示了資產(chǎn)負(fù)債率(credit2)作為衡量指標(biāo)的穩(wěn)健型檢驗結(jié)果。

相比于融資規(guī)模，融資難度指標(biāo)更難確定，已有參考文獻(xiàn)基本沒有對該類指標(biāo)進(jìn)行定量衡量。鑒于此，本文以理論模型為基礎(chǔ)，將β變量作為融資難度的衡量指標(biāo)，選用非國有企業(yè)融資規(guī)模/國有企業(yè)融資規(guī)模作為替代變量。具體通過三組指標(biāo)creditb(creditA/creditB)Creditb1(credit1A/credit1B)和creditb2(credit2A/credit2B)作為被解釋變量融資難度主要衡量指標(biāo)，進(jìn)行結(jié)果分析和穩(wěn)健型檢驗。

核心解釋變量以理論模型為基礎(chǔ)，由四組變量構(gòu)成，分別是政府干預(yù)和隱性擔(dān)保因素變量兩組(即所有制差異和政府控股程度)和金融市場化信息變量兩組(即利率管制和信貸規(guī)?？刂?。通過虛擬變量形式引入所有制差異變量(owner)，當(dāng)該企業(yè)為國有及國有控股時，虛擬變量owner取值為0，否則為1。一般而言，國有持股比例越高，政府隱性擔(dān)保力度越大，因此運(yùn)用國有資金/實收資本比值(govern)作為政府隱性擔(dān)保水平指標(biāo)。中央銀行設(shè)定的其他期限貸款利率水平均是以一年期貸款利率為基礎(chǔ)確定，選用一年期貸款利率(interest)作為利率管制變量衡量指標(biāo)。中國人民銀行一年期貸款利率調(diào)節(jié)函數(shù)為離散且不規(guī)律的，在轉(zhuǎn)變?yōu)槟甓葦?shù)據(jù)時，本文采用方法是，如果年度內(nèi)呈現(xiàn)出多次調(diào)整，則通過加權(quán)平均法進(jìn)行處理;并運(yùn)用對數(shù)化處理后的年度實際貸款規(guī)模(gmkz)作為信貸規(guī)?？刂谱兞亢饬恐笜?biāo)。同時，本文引入影響企業(yè)融資的常見變量(分別是規(guī)模變量，效率變量和擔(dān)保品和抵押資產(chǎn)價值變量)作為控制變量。其中，規(guī)模變量通過總資產(chǎn)對數(shù)(size)指標(biāo)表示;效率變量通過資產(chǎn)收益率(profit)表示;抵押擔(dān)保能力大小通過固定資產(chǎn)對數(shù)(gdzc)表示。

2.數(shù)據(jù)來源與計量模型設(shè)定。本文數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本研究區(qū)間為2002～2011年。國家統(tǒng)計局將中國工業(yè)數(shù)據(jù)“按行業(yè)分國有及國有控股工業(yè)企業(yè)主要指標(biāo)”和“按行業(yè)分私營工業(yè)企業(yè)主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)”劃分行業(yè)，總共39個，共取得樣本數(shù)780個。因為部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，可能本文研究中的樣本數(shù)據(jù)有所減少。但因數(shù)據(jù)樣本較大，少量缺失的數(shù)據(jù)對研究結(jié)果影響較小，故本文缺失數(shù)據(jù)基本可以忽略不計。

回歸方程組1:

回歸方程組2:

回歸方程組1方程式左邊是被解釋變量融資規(guī)模，右邊包括所有者差異(owner)，政府隱性擔(dān)保(govern)、利率管制(interest)和信貸規(guī)?？刂?gmkz)等核心解釋變量及一系列的控制變量。其中，i代表企業(yè)類型，包括非國有企業(yè)A和國有企業(yè)B兩類;t代表時間。回歸方程組1主要研究利率管制、信貸規(guī)模控制條件下，國有企業(yè)和非國有企業(yè)融資規(guī)模是否存在差異?；貧w方程組2方程式左邊是被解釋變量融資難度，右邊包括利率管制(interest)、信貸規(guī)?？刂?gmkz)及政府隱性擔(dān)保(governB)等核心解釋變量和一系列控制變量，其中政府隱性擔(dān)保數(shù)據(jù)僅含有國有及控股企業(yè)國有資本金/實收資本數(shù)據(jù)。方程組2是在方程組1的基礎(chǔ)上分析政府隱性擔(dān)保、利率管制和信貸規(guī)?？刂茖Ψ菄衅髽I(yè)融資難度的影響。

四、實證結(jié)果與分析

1.所有制差異、利率管制和信貸規(guī)?？刂葡碌男刨J資源配置失衡。本文運(yùn)用Ls估計，在權(quán)重為零的情況下，符號整體與預(yù)期一致，F(xiàn)值也較為顯著，但是D－W不理想。進(jìn)一步使用Period SUR設(shè)置權(quán)重，運(yùn)用GlS(廣義最小二乘法)進(jìn)行估計(表1)。

表1 方程組1的GLS估計

續(xù)表1

由表1可以看出，加入控制變量前所有制差異變量系數(shù)為負(fù)，且顯著。加入控制變量后，不僅方程R2有了較大程度的提高，同時無論是以credit、credit1還是credit2作為融資規(guī)模衡量指標(biāo)，所有制差異變量系數(shù)符號不變，且均顯著，說明由于所有制差異造成信貸資源向國有企業(yè)傾斜效應(yīng)明顯。而利率管制Interest、貸款規(guī)?？刂苂mkz和政府隱性擔(dān)保govern三個解釋變量無論是系數(shù)符號還是顯著性水平均沒有通過穩(wěn)健型檢驗，充分說明上文推斷的正確性，即利率管制、貸款規(guī)?？刂坪驼[性擔(dān)保對國有企業(yè)和非國有企業(yè)影響效應(yīng)不一致。在利率管制、貸款規(guī)?？刂浦贫瓤蚣芟?，信貸資源向國有企業(yè)傾斜，國有企業(yè)獲得貸款規(guī)模顯著高于非國有企業(yè)。

2.國有企業(yè)改革、利率市場化和非國有經(jīng)濟(jì)融資困境改善。本文使用Period SUR設(shè)置權(quán)重，運(yùn)用GlS(廣義最小二乘法)進(jìn)行估計(表2)。

表2 方程組2的GLS估計

由表2可以看出，無論是選取creditb、credib1還是creditb2作為非國有企業(yè)融資難度衡量指標(biāo)，利率管制interest、政府隱性擔(dān)保水平govern、信貸規(guī)模控制gmkz系數(shù)符號均顯著，方程估計通過穩(wěn)健型檢驗。加入控制變量前后利率管制interest系數(shù)基本為正，說明在中國國確實存在利率壓抑的現(xiàn)象，隨著利率水平提高至市場均衡利率，非國有企業(yè)融資難度減小，銀行向非國有企業(yè)貸款激勵機(jī)制增大。貸款規(guī)?？刂谱兞縢mkz系數(shù)為正，且顯著，說明隨著金融市場化進(jìn)程的推進(jìn)，信貸規(guī)?？刂迫∠菄衅髽I(yè)融資困境程度得到改善。政府擔(dān)保水平governB系數(shù)為負(fù)，說明國有企業(yè)控股程度越高，非國有企業(yè)獲得融資的難度越大，金融部門向貸款激勵機(jī)制越小。因此，推進(jìn)國有企業(yè)改革，適當(dāng)降低國有控股和政府干預(yù)程度，有利于改善非國有企業(yè)融資困境。

五、結(jié)論與政策建議

本文通過理論推導(dǎo)發(fā)現(xiàn)，政府隱性擔(dān)保導(dǎo)致中國信貸市場上，銀行對國有企業(yè)貸款存在超額供給，非國有企業(yè)對貸款存在超額需求，降低了資源配置效率。中國長期實行的利率管制和信貸規(guī)模控制進(jìn)一步加大了銀行信貸資源向國有企業(yè)傾斜度，打擊了無法獲得政府隱性擔(dān)保的非國有經(jīng)濟(jì)活力。隨著利率市場化推進(jìn)，利率水平提高接近至市場均衡利率，銀行向國有企業(yè)和非國有企業(yè)單位貸款回報差距縮小。降低政府隱性擔(dān)保水平結(jié)果亦如是。運(yùn)用中國工業(yè)部門39個行業(yè)國有企業(yè)和私營企業(yè)2002～2011年面板數(shù)據(jù)檢驗了理論模型正確性。在利率管制，貸款規(guī)?？刂?，金融市場化程度低的條件下，所有制差異變量系數(shù)顯著為負(fù)，國有企業(yè)獲得融資規(guī)模顯著高于非國有企業(yè)。在對非國有企業(yè)融資難度檢驗中，政府隱性擔(dān)保變量顯著為負(fù)，降低國有企業(yè)政府持股程度有利于增加銀行向非國有企業(yè)貸款激勵機(jī)制。利率管制、信貸規(guī)模控制和金融市場化變量系數(shù)為正，利率市場化和金融市場化有利于改善非國有經(jīng)濟(jì)融資困境。

因此，政府應(yīng)加快利率市場化、金融市場化和國有企業(yè)改革步伐，放寬利率限制，降低政府干預(yù)，為改善非國有企業(yè)融資處境掃清制度障礙;否則，長期利率管制、信貸規(guī)模控制和政府隱性擔(dān)保導(dǎo)致的非國有經(jīng)濟(jì)融資約束和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)失調(diào)，必將阻礙中國經(jīng)濟(jì)增長模式的成功轉(zhuǎn)型。

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