金融发展与中国省区制造业出口的二元边际

陈 磊

（南开大学 经济学院APEC研究中心，天津300071）

作为转型期的新兴经济体，中国出口始终保持高速增长的态势，但其贸易规模增长的效率却广受诟病，制造业出口增长更多的是依赖资源的过度损耗和低价劳动力的无限供给。随着我国劳动力人口增速下降，我国已经开始告别人口红利，与此同时，可持续发展观的提出使得过度依赖资源的出口受到了极大限制。特别是近几年来，随着人民币的加速升值，劳动力和原材料价格持续攀升，加之全球性金融危机的影响，我国出口增速出现减缓趋势，因此，如何提升我国的贸易竞争力，成为中国经济面临的严峻挑战。中国出口贸易新的比较优势来自何方？文献研究发现，金融发展是一国比较优势的重要源泉，健全的金融体系有助于企业进行出口固定成本的投资，从而提高出口竞争力［1］。

新近发展的企业异质性贸易模型（新新贸易理论）表明，一国的出口贸易增长可以分为集约边际（intensive margin）和扩展边际（extensive margin）两个维度。集约边际意味着一国的出口增长主要来源于现有出口企业和出口产品在单一方向上量的扩张；扩展边际则表明一国出口增长主要是基于新的企业进入出口市场以及出口产品种类的增加［2］。本文基于企业异质性贸易理论框架，整理我国2003～2008年31个省区28类制造业的出口面板数据并构建一系列反映金融发展的指标，通过寻找金融发展的工具变量克服模型的内生性问题，分析金融发展对出口贸易扩展边际和集约边际的影响机制。

一、文献综述

近年来，越来越多的学者从新新贸易理论角度出发，从理论上证实金融发展能够缓解企业的融资约束，促进企业出口的机制。Chaney基于扩展的Melitz模型证明，出口固定成本导致的流动性约束提高了企业出口的生产率门限值，而金融发展可以增加企业的流动资金从而促进出口［3］。Manova将信贷约束整合到Melitz的异质性企业模型中，研究发现信贷约束使得某些有利可图的潜在出口商退出出口市场，而金融发展有助于缓解信贷约束，对出口的扩展边际和集约边际都有积极的影响，但她同时指出，金融发展的作用在行业之间存在显著差异，金融发展程度高的国家在其外部融资依赖型行业和资产抵押率低的行业具有比较优势［4］。

从实证角度来看，不管是国家层面还是企业层面，越来越多的文献研究了金融发展对贸易的二元边际的影响程度。Manova采取Heckman两步法进行估计，把零贸易量和正贸易量同时考虑在内，结果显示信贷约束对贸易的影响1／3体现为企业进入出口市场的选择，2／3体现为出口量的变化，这表明企业面临的融资约束不仅会影响其固定成本，也会影响其可变成本［4］。Berman和Héricourt研究了金融发展对企业出口决策的影响，指出运行良好的金融市场有助于提高资源的配置效率，提高外部融资的可获得性，他们同时发现金融发展的促进作用更多的是体现在贸易扩展边际而非集约边际上［5］。Muùls利用比利时的数据，发现流动性约束使得企业进入出口市场的机会减少，并且出口目的地范围变窄，当企业更容易融资时，企业能够获得更多出口收益和出口更多的产品［6］。Bellone等根据法国1993～2005年25 000多家制造业企业数据研究发现，金融发展缓解了企业的融资约束，使得企业出口可能性增加［7］。

由此可见，流动性约束是制约企业出口行为的重要因素，当存在出口固定成本和流动性约束时，某些企业虽然跨越了出口的生产率门限，但由于生产率仍然不足，国内销售获得的流动性无法弥补出口沉没成本，仍然无法进入出口市场。只有那些生产率最高的企业能够从其国内销售中获得足够的利润从而跨越固定成本，成为出口企业。可见，融资约束的存在进一步强化了标准异质性模型中企业的自我选择效应，增加了零贸易值出现的可能性，同时使得企业无法在最优状态下进行生产，缩小了出口规模。在金融市场不完全的假设下，地区之间金融发展水平的差异就成为出口行为的重要影响因素，金融发展水平越高，其金融部门可以提供更多的外部融资，缓和了企业的融资约束问题，整体上促进了出口的二元边际。但值得注意的是，金融发展的作用在行业之间存在一定差异，对外部资金的需求越高（资本密集型行业），金融发展的作用越明显。此外，金融体系越完善，金融契约的执行力越强，借贷双方信息不对称的问题大大缓和，那些无法提供更多固定资产作为贷款抵押的行业（技术密集型）可以得到更快的发展。

尽管国内研究的结论也证实了金融发展对我国出口贸易的积极影响，但这些研究侧重于分析金融发展对贸易集约边际和贸易结构的影响，且多数研究是基于中国整体分行业研究，或者是分地区的贸易总量研究，而分地区分行业的研究尚不多见。另外，现有研究对金融发展与贸易增长之间互为因果的内生性问题没有给予充分的重视，已有研究证明，贸易开放必然导致企业对风险规避和保险的需求上升，从而促进金融发展［8］［9］。从中国的实际情况来看，由于地区之间金融发展程度差异较大，外部融资程度高的出口贸易企业会选择在金融发展程度高的地区布局，集聚程度的提高将会增加外部融资需求，从而进一步促进本地区的金融发展，如果不考虑金融发展的内生性问题，无疑使得结果的可信度下降。正是基于以上原因，本文以分地区分行业的面板数据为基础，借助Probit以及Heckman等模型，把贸易增长分解为扩展边际和集约边际，采取工具变量克服模型的内生性问题，以求全面分析金融发展对出口二元边际的影响机制。

二、模型设定与指标说明

（一）模型设定

地区比较优势的变迁是地区金融发展程度和行业融资依赖程度相互影响的结果，故用普通线性模型无法进行估计，需要在方程中引入行业特征和地区特征的交互项以研究地区金融发展差异对出口比较优势的影响，具体而言，借鉴Manova的计量公式，本文采取以下方程进行计量检验：

EXikt表示i省份k行业出口与该省GDP的比值，FD是各省区金融发展的代理指标，Dep是各行业外部融资依赖系数，Tang表示固定资产抵押率，CV是控制变量。本文设置了两个交互项，其系数分别为β2和β3，这两个系数也是本文关注的重点。如果金融体系改善，企业获得资金的成本降低，对于那些对外部资金依赖程度高的行业的出口会有巨大的推动作用，因此预期β2系数为正。同理，可抵押的固定资产越少，在抵押贷款市场获得资金越困难，面临的融资约束越明显，但是金融发展能够弥补其融资约束，对这类企业的促进作用越大，因此预期β3符号为负。

（二）指标说明与数据来源

1.出口规模EX

EX用行业出口额与其省区GDP的比值表示，根据国研网工业统计数据库整理而得。行业按照国际标准行业分类码（第二版）（ISIC，Rev.2）划分，我国制造业没有按照ISIC进行分类，因此需要将我国的《国民经济行业分类》制造业3分位出口数据归并到ISIC分类3分位28类制造业中。由于我国国民经济分类在2002年进行了修订，故本文选取的样本期为2003～2008年。

2.金融发展指标（FD）

金融发展是本文的核心指标。本文从金融中介的规模、效率和结构三个角度刻画各省区的金融发展水平。本文使用银行存款总额／GDP和银行贷款总额／GDP来描述金融中介的规模，该数据根据历年金融统计年鉴整理而得。使用银行贷款中非国有经济的比重代表金融中介的效率，资料来源于樊纲等编制的信贷资金分配的市场化指数［10］（P276），通常认为对非国有经济信贷越多意味着金融资源的配置更加有效。使用非国有银行吸收存款占全部银行吸收存款的比重反映金融中介的结构，资料来源于樊纲等编制的金融业市场竞争指数［10］（P275）。

3.外部融资依赖（Dep）和固定资产抵押率（Tang）

外部融资依赖通常衡量的是资本支出中，不是来源于企业内部运营的现金流比例。尽管我们只能观测到对外部资金的实际利用情况而无法观察到对外部资金的需求，但是Rajan和Zingales认为，在金融发达的地区，外部资金供给非常有弹性，所以外部资金的实际利用情况可以反映外部资金的需求，且各国各产业的外部融资依赖数据应该是稳定的，他们根据美国公司数据测算了金融市场无摩擦时的外部依赖水平［11］。固定资产抵押率（Tang）通常定义为账面固定资产与总资产的比率，与公司财务中的资产结构概念类似。一般而言，抵押物越多，可获得的银行贷款越多，面临的融资约束越少。我们使用Braun所提供的这两个指标数据［12］。

4.控制变量（CV）

根据比较优势理论，本文使用劳动力、物质资本、人力资本、基础设施等控制变量。劳动力用《中国工业经济统计年鉴》中各省区制造业从业人员的年平均人数（labor）衡量。物质资本用固定资产存量（Kstock）衡量，固定资产存量使用永续盘存法估算而得，方法源自单豪杰［13］，数据来自于《新中国60年统计资料汇编》。人力资本用平均受教育年限（Human）衡量，各层次受教育年限分别定义为文盲2年、小学6年、初中9年、高中12年、大专及其以上16年，数据来源于各年度《中国劳动统计年鉴》和《中国人口统计年鉴》。基础设施指标采用公路里程密度（gonglu）度量，单位为公里／万平方公里，数据来源于中国经济统计信息网数据库。

三、计量结果与分析

（一）基本回归

1.金融发展与出口增长的扩展边际

新新贸易理论认为，当存在比较大的固定成本时，企业的出口意愿较低，出现最优化中的边角解现象，企业此时选择不出口，从而导致零出口值的出现。预测贸易发生的概率成为估计扩展边际的方法之一［14］。大多数文献采用Probit模型估计贸易的扩展边际，故本文也采取Probit模型进行估计，为了增强结论的稳健性，同时采取Logit模型进行比较。Probit模型的估计式为：

表1列示了以存款／GDP和贷款／GDP衡量的金融发展对贸易的扩展边际的影响，由于二值选择模型是非线性模型，故原始系数并非边际效应，需要计算样本均值处的边际效应。结果显示，我们重点观察的两个交互项FD＊Dep和FD＊Tang，其系数分别为正和负，与预期相符且具有高度显著性，说明融资约束确实强化了企业的自我选择效应，使得有利可图的出口企业退出出口市场，增加了零贸易值出现的可能性，而金融发展可以通过缓解企业的融资约束影响出口的扩展边际。对于高外部融资依赖性行业而言，资金匮乏是其进入海外市场的重要障碍，金融市场获取资金能力的提高，显然可以提高该行业的企业参与国际贸易的可能性。此外，金融市场存在着道德风险和逆向选择问题，而可以作为抵押物的固定资产能够减少由此产生的违约风险，金融市场越不健全，抵押物的作用越突出，因此，资产抵押率越低，该行业的融资约束越严重，金融市场的完善缓解了其融资约束，增加了该行业出口的几率。就其他控制变量而言，以从业人员衡量的劳动力水平、以人均受教育年限衡量的人力资本、以公路密度衡量的基础设施建设水平均显著为正，说明传统的比较优势在我国制造业出口中仍然适用。但资本存量对出口可能性的影响并不显著。此外，Probit模型和Logit模型的估计系数差别不大，基本可以认为是等价的。

表1 出口增长的扩展边际的影响因素

2.金融发展与出口增长的集约边际

本文采取以下方程估计金融发展对制造业出口规模，即出口的集约边际的影响：

本文分别采取Heckman模型和Tobit模型估计出口的集约边际。Heckman选择模型的思路可以分为两步：第一步，利用整体样本借助Probit模型构建选择方程，考察地区出口决策，同时构造出逆米勒比率λ；第二步，将逆米勒比率作为解释变量添加到回归方程（3）中进行估计，考察出口量受到哪些因素影响，如果λ的系数显著，则表明存在样本选择问题，而Heckman样本选择模型能得到一致估计。伍德里奇认为，选择方程中至少有一个解释变量不在回归方程中，才能获得一致的估计［15］（P600）。按照这种思路，我们需要寻找能够影响出口选择但对出口量没有偏效应的变量。新新贸易理论认为，出口市场的固定进入成本会影响企业的出口决策，但与贸易量没有关系。在实证中，Helpman使用出口国和进口国的管理成本，包括开办企业所需签订的法律文件数目和办理相关程序花费的时间作为固定成本的衡量标准［14］。在中国，某些政府机关办事效率低、规章制度手续繁杂，企业管理人员在正常的企业经营活动之外需要花费大量的时间和精力与政府部门打交道，无形中增加了企业的负担，因此我们使用企业管理者花费在与政府部门打交道的时间占其全部工作时间的比重度量各省区企业出口固定成本的差异，此固定成本越高，出口的可能性越小。该指标来自樊纲等计算的中国市场化指数中的“减少政府对企业干预”［10］（P263）。我们将该变量加入到方程（2）中再次使用Probit模型进行估计，并获得逆米勒比率λ。将λ代入到回归方程（3）中，使用OLS进行估计，从而得出金融发展对贸易量的影响程度。为了增强结果的稳健性，我们同时采取Tobit模型进行估计，Tobit估计比较适用于正值连续分布，同时以正概率取零值的数据，由于存在零贸易值，所以本文采取左侧零值为截取点的Tobit回归。为了克服模型的异方差，两种模型均采用稳健标准差。

表2显示，λ通过了1%水平的显著性检验，说明模型确实存在着选择性偏差。不管是Heckman模型还是Tobit模型，我们之前重点关注的两个变量FD＊Dep和FD＊Tang与扩展边际的结论一致，即金融发展使得高外部融资依赖型行业以及资产抵押率低的行业的出口量也得到了显著增加，原因在于这两类行业面临更多的外部融资约束问题，当它们的外部资金需求无法满足时，无法在最优的状态下进行生产，此时的贸易量低于最优状态的出口值，而金融市场的完善使其更为便捷地获得资金，能够在最优状态下生产和贸易，从而促进了出口贸易量的增加。以Heckman模型中贷款／GDP衡量金融发展水平为例，FD＊Dep的系数为0.021 3，FD＊Tang的系数为-0.017 5，说明贷款／GDP每上升1个百分点，高外部融资依赖行业的出口／GDP将增加2.13个百分点，并使得低固定资产抵押率行业的出口占比增加1.75个百分点。

其他控制变量多与预测相同，从业人员、公路密度、平均受教育年限均显著为正，且不同估计结果比较统一，说明在我国出口结构中传统的比较优势理论仍然成立。资本存量仍存在一定争议，说明我国的出口比较优势对其依赖度仍然较弱，而这也正是我国出口贸易“调结构”的重要方向和突破点。

表2 出口增长的集约边际的影响因素

（二）内生性问题

如前所述，金融发展与出口贸易之间可能存在反方向的因果关系，处理办法是寻找金融发展的工具变量。自La Porta等开创了“法律与金融”的研究以来，法律制度对金融发展的决定作用和相关性得到了经济学家的认可，大量文献用法律制度作为金融发展的工具变量，其依据是债权、合约的执行效率有助于解释国家金融发展水平的差异，同时，这些外生因素与出口贸易相关度不高［16］。故本文也用制度环境作为金融发展的工具变量，制度环境数据来自樊纲等计算的各地区法律制度环境指数。该指数不仅反映了各地区法律执行效率的差异，同时涵盖了各地区中介组织的发展水平以及市场参与者的权利保护程度等信息，较为全面地刻画了法律对投资者保护程度的地区差异，因此很多文献使用该指标衡量我国地区法律环境的差异［17］。

我们使用IVProbit模型矫正Probit模型的内生性问题，使用IVHeckman模型处理Heckman模型的内生性问题，重新估计贸易的扩展边际和集约边际。一方面，我们判断模型是否存在内生性问题，本文使用Wald检验考察IVProbit模型的内生性问题，使用Hausman检验考察Heckman模型的内生性问题，结果均高度拒绝了不存在内生性问题的原假设。另一方面，针对IVHeckman模型，我们需要检验工具变量的选择是否合理，首先，我们使用Anderson似然比方法来检验工具变量是否与内生自变量相关，结果显示伴随概率均在1%以下，高度拒绝了工具变量与内生自变量不相关的原假设。其次，我们使用Cragg-Donald F值检验是否存在弱工具变量的现象，结果高度拒绝了存在弱工具变量的原假设。另外，由于有多少内生变量就选取多少工具变量，故模型恰好识别，不存在过度识别问题。同时我们发现，λ通过了1%水平的显著性检验，说明模型仍然存在着选择性偏差。

与之前的回归结果相比，FD＊Dep和FD＊Tang这两个变量的符号与前面的结论一致，且具有高度显著性，其他控制变量的符号和显著性水平与之前的结论也基本相同。值得注意的是，表3中金融发展（FD）的系数不但为正，而且均通过了1%水平的显著性检验，说明金融发展能够在整体上促进制造业的出口可能性和出口规模提高。

表3 工具变量回归

（三）稳健性检验

为了进一步证实结论的稳健性，我们采取其他衡量金融发展的指标进行回归，即金融中介的效率和结构。目前我国非国有经济已在整体经济中占据半壁江山，国有经济对国民经济总产出仅作出了部分贡献，却占用了较大比例的银行贷款，因此非国有经济信贷比例越大意味着金融资源的配置更加有效。另一方面，在我国的金融体系中，四大国有股份制商业银行一统天下的结构尚未完全改变，而我国国有商业银行贷款中行政干预较多，政府对金融系统的干预程度越高，经济的扭曲程度越大，竞争程度越低。为了反映这种差异，我们使用银行贷款中非国有经济的比重代表金融中介的效率；使用非国有银行吸收存款占全部银行吸收存款的比重反映金融中介的结构。前者强调的是“信贷资金分配给谁”，后者突出的是“谁来分配信贷资金”。同时为了避免金融发展的内生性问题，本文将这两个变量滞后1期，即采用2002～2007年金融中介的效率和结构数据进行回归，分别采取Probit模型和Heckman模型检验金融发展对贸易增长的二元边际的影响。所得结论与之前基本相同，不管是贸易增长的扩展边际还是集约边际，金融发展对高外部融资依赖行业和低固定资产抵押率行业都有着较大的推动作用。其他控制变量与之前的分析结果也比较一致，其中劳动力对出口的促进作用最为明显，资本存量则对出口影响不明显，说明我国的出口结构仍然以劳动力比较优势为主。

四、结论

尽管我国的出口在过去20年间保持了高速增长，但是随着近年来原材料价格的上升和“人口红利”时代的结束，如何优化贸易结构，寻找新的比较优势成为“中国制造”面临的一大难题。传统的贸易理论模型都是在市场无摩擦的前提下进行研究的，忽视了一国不同地区的制度体系差异及由此导致的市场摩擦对比较优势和贸易模式的影响。近年来越来越多的理论和经验证据表明，由于存在市场摩擦，金融因素等“软要素”对贸易结构的影响越来越大。因此，要在资源环境紧约束条件下实现贸易结构的顺利转型，必须重新审视金融发展在实现贸易结构优化中的作用。

本文使用反映金融中介的相对规模、效率和结构的指标体系，合理设置工具变量，克服模型的内生性问题，较为全面地分析了金融发展对制造业出口增长的二元边际的影响机制。一方面，本文利用Probit模型以及IVProbit模型估计了金融发展对制造业出口增长的扩展边际的影响。另一方面，利用Tobit以及Heckman模型估计了金融发展对制造业出口增长的集约边际的影响。研究发现，金融发展对出口贸易二元边际的改善有着极大的推动作用，金融发展有利于高外部融资依赖型和低资产抵押率行业拓展海外市场，提高了他们进入出口市场的可能性，另外，金融发展也促进了高外部融资依赖型和低资产抵押率行业出口量的增加，可见，金融发展在我国贸易结构优化中的作用不容忽视。就其他控制变量而言，无论是出口增长的扩展边际还是集约边际，劳动力都是重要的决定因素，而人力资本和资本存量对出口促进作用有限。可见目前我国制造业出口仍然比较依赖低廉的劳动力。因此，为了促进我国贸易结构的改善，一方面要加大金融支持力度，尤其要加大对非国有经济的扶持力度，另一方面应出台相应法规，鼓励非国有商业银行加强对资本密集型和技术密集型企业的支持，促进贸易结构优化。

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