银行部门还是证券市场发展更有利于出口质量提升？

2018-02-18刘方杨永华

金融发展研究 2018年11期

刘方杨永华

摘要：文章利用2004—2014年24国（地区）的平衡面板数据，综合运用了面板随机效应估计、面板分位数估计、系统GMM估计和Heckman选择模型等方法，实证研究了银行部门发展、证券市场发展对出口质量的影响。研究结果表明：（1）银行部门发展与出口质量大体呈“倒U形”关系，而证券市场发展对出口质量并无较大的作用，整体来看，银行部门比证券市场更有利于出口质量的提升；（2）经济发展、资本形成率和贸易开放度的提高对出口质量具有积极作用，但过快放开资本账户与放任资本自由流动则会损害一国（地区）的宏觀经济稳定性，从而不利于企业出口质量的跃升。

关键词：金融发展；出口质量；面板分位数回归；系统GMM

中图分类号：F831.5 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2018）11-0003-10

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2018.11.001

一、引言

改革开放40年来，我国对外贸易发展取得了重要成就。2017年我国对外出口额达22634.9亿美元，一般贸易出口额为12300.8亿美元，贡献率为59.4%，加工贸易出口额为7588亿美元，贡献率为26.3%①，出口目的地遍及全球，主要是中国香港、日本、韩国、中国台湾、东盟国家、欧盟国家、金砖四国以及加拿大、美国、澳大利亚和新西兰等国家和地区。出口在拉动经济增长、改善人民生活水平、增加就业机会等方面发挥着重要作用。

但是，随着我国经济结构的深度调整以及供给侧结构性改革的深入推进，实现经济增长质效并进，不仅需要扩大我国企业出口规模、改善出口产品结构，更为重要的是，要提高我国出口产品的质量，由低端向中高端迈进，增强我国出口产品在全球市场的核心竞争力。根据国际货币基金组织（IMF）的数据显示，1963年中国大陆出口质量指数为0.74，远低于中国香港（0.91），甚至是美国、日本、德国和加拿大等发达国家（见图1）。

令人欣喜的是，我国出口质量并未长期处于“低端锁定”状态，相反，却呈现出一种“质量追赶式”的跃升，表现为1987年以后，我国出口质量指数大幅上升，2013年提高到0.96，2014年略微下降为0.95，基本上接近发达国家水平，但仍有少许差距。不仅是中国，大多数发展中国家的出口质量指数都呈现出这种“赶超式”的上升，那么，是什么因素推动了出口质量的跃升？金融发展是否会起到关键作用呢？

鉴于金融在现代经济中的核心地位，金融发展的影响已经得到极大关注。本文拟以金融发展为切入点，区分银行部门发展和证券市场发展，深入探讨银行部门发展、证券市场发展对出口质量的影响，从而为我国经济高质量发展提供必要的参考借鉴。

资料来源：国际货币基金组织。

图1：部分国家和地区出口质量指数比较

二、文献评述

随着全球经济一体化进程的不断加深，出口质量的提升不仅成为企业家关注的焦点，而且也是学术研究的热点。这是因为，出口企业不仅需要提高出口产品的数量、增加出口产品的多样性，还需注重提高出口产品质量，借此提升比较优势、获得丰厚利润（Henn等，2017）。然而，出口质量的提升不仅受企业自身因素的影响，也受企业外部因素的制约，如一国的金融发展水平。

关于金融发展对出口质量影响的研究，国外主要是通过讨论融资约束对出口质量的影响来间接论述的，因为金融发展可以缓解融资约束，从而间接地促进企业出口质量的提升。Fan等（2015）在Melitz （2003）异质性企业贸易模型的基础上，通过嵌入内生性质量、融资约束和市场成本，利用中国企业层面的数据研究发现：融资约束越大，企业越倾向于出口质量较低的产品。这与Phillips和Sertsios（2011）的研究结论类似，他们发现融资约束越大，企业生产的产品质量越差，低质量反过来降低了产品的单位价值。

Ciani等（2015）利用意大利中小企业的数据研究发现，中小企业面临的信贷约束越大，越不可能提高出口产品质量。相反，若中小企业获得的银行信贷越多，其产品出口的可能性就越大，越能提高海外市场对高质量产品的要求（Abor等，2014）。Choi和Lugovskyy（2015）利用1991—2007年美国进口产品数据研究发现，金融发展与企业出口价格（离岸价格）之间呈U形关系，金融发展每提高10%，将会带来0—2.7%价格的下降。Crinò和Ogliari（2017）则利用1988—2011年171个国家的数据研究发现，金融发展促进了企业出口质量的提升，而且该结论在具有外部融资约束的行业中依然成立。

但是，在融资约束较大的情况下，出口企业可以提高出口产品价格，以弥补该产品的生产成本，获取利润。Secchi等（2013）发现，在产品和出口目的地相同的条件下，融资约束越大的出口企业越倾向于提高出口价格，而且在投入品质量越高时，生产出来的产品质量也会越高（Manova和Zhang，2012）。

然而，上述文献提及的仅是银行部门，考察银行向私人部门信贷占GDP的比重，并没有大量涉及证券市场的作用。Manova（2008）认为，当企业受到银行部门信贷约束时，证券市场开放将会极大地提高企业出口规模，特别是对那些依赖外部融资较高的企业。可见，银行部门和证券市场均可能对一国出口质量产生重要影响。

国内相关研究主要集中于出口质量的测度、比较与决定因素。张杰等（2014）发现，我国出口产品质量总体上呈现出轻微下降趋势，呈U形变化态势，相反，施炳展和邵文波（2014）发现，中国企业出口产品质量总体呈上升趋势，企业效率、金融市场发展和市场竞争程度均对出口产品质量提升有重要影响。陈勇兵等（2012）指出，中国对欧盟出口产品的相对质量并没有得到改善，而谢杰等（2018）发现，中国出口产品在金融危机前后并未经历显著的质量升级。张杰等（2015）从政府补贴和市场竞争两个视角，分析其对企业出口产品质量的影响。他们研究发现，市场竞争提高了企业出口产品质量，而政府补贴抑制了企业出口产品质量。李秀芳和施炳展（2013）、张洋（2017）则得出了相反的结论。

与之不同的是，李坤望和王有鑫（2013）从FDI视角研究发现，FDI稳健地提高了我国出口产品质量，而且外商投资对产品质量的提升作用要强于港澳台投资。而施炳展（2015）认为，FDI对本土企业出口产品质量存在显著的正向和负向影响，其原因主要归结于作用机制的差异。景光正和李平（2016）从OFDI视角进行研究，结果发现OFDI通过技术反馈效应、市场深化效应以及资源配置效应对出口产品质量提升产生了积极影响。这与杜威剑和李梦洁（2015）的结论一致。邹衍（2016）则区分了对外直接投资东道国的差异，指出投资高收入国家的OFDI对企业出口产品质量的提升作用明显大于那些投资中低收入国家的OFDI。

从融资约束视角，张杰（2015）认为，中国现阶段的金融改革并没有对融资约束和企业出口产品质量之间倒U形关系造成影响，即金融发展并未改善二者之间的倒U形关系，反而在一定程度上有所强化。融资约束、市场竞争和最低工资标准的相互作用最终也会导致出口产品质量的下降（许明，2016；许和连和王海成，2016），而且对食品工业企业出口质量升级也会产生抑制作用（王学君等，2017）。罗连发等（2016）则区分了融资约束是来自正规金融市场还是非正规金融市场，他们的研究结果表明：正规金融市场的融资约束对企业产品质量具有显著的正效应，而非正规金融市场的约束对企业产品质量具有显著负效应。

综上所述，融资约束、金融发展和出口质量的国内外研究已经取得了较大进展，得出了重要结论和命题，为后续研究提供了有益借鉴。但是，在该领域仍然存在一些有待扩展的空间：其一，国内研究大多采用工业企业的数据，探讨融资约束等对企业出口产品质量影响，而国外研究则仅关注银行部门的作用，较少关注证券市场的影响；其二，在新常态下，我国出口贸易的核心问题已经不再是出口数量，而是出口技术含量和质量的转变，但是我国出口质量与世界其他发达国家相比，仍存在显著差距，关于如何缩小差距相关文献并未进行深入探讨，也缺乏从金融机构和市场视角的深入研究而存有缺憾，对于这两点的扩展成为本文研究的重要贡献。

三、研究设计

（一）模型设计

参考Henn等（2017）的建模框架，为了考察银行部门发展和证券市场发展对出口质量的影响，我们建立如下的基准线性模型：

[EQIit=λ0+λ1FDbankit+λ2FDmarket+λ′3Zit+μi+φt+εit]

（1）

式（1）中，[EQIit]表示第[i]个国家在第[t]年的出口质量，用出口质量指数作为代理变量。[FDbankit]是第[i]个国家在第[t]年的银行部门发展程度，[FDmarketit]是第[i]个国家在第[t]年的证券市场发展程度。向量[Zit]是一个信息集，包含其他一系列影响出口质量的因素。[μi]和[φt]分别表示国家效应和時间效应，[εit]是误差项。

根据张杰（2015）的研究，金融发展与出口质量可能存在倒U形的非线性关系，因此，我们在式（1）中分别加入银行部门发展和证券市场发展的二次项，即有：

[EQIit=λ0+λ1FDbankit+λ2FDbank2it+λ3FDmarket+λ′4Zit+μi+φt+εit] （2）

[EQIit=α0+α1FDmarketit+α2FDmarket2it+α3FDbank+α′4Zit+μi+φt+εit] （3）

式（2）、（3）中，若回归系数[λ1>0，λ2<0]（[α1>0，α2<0]），则表明银行部门发展（证券市场发展）与出口质量呈倒U形关系；若回归系数[λ1<0，λ2>0]（[α1<0，α2>0]），则表明银行部门发展（证券市场发展）与出口质量呈U形关系，其他条件下二者则呈线性关系。

（二）变量选取

1. 因变量。国内外文献有关出口质量的衡量指标设置较多，代表性的有出口产品单位价值（一般用出口产品价格代替）、出口市场份额、进口国和出口国的平均收入等（Fan等，2015）。其中，出口产品单位价值是最常用的一种，但是，若进行国别比较，则由于不同国家生产率差异的缘故，用出口产品单位价值衡量出口质量就会存在偏差，且可比性较低。为了便于比较和分析，Henn等（2017）利用贸易引力模型方程，间接测度了出口质量，形成了便于国别比较和分析的出口质量指数。因此，本文拟采用该指数作为被解释变量。

2. 自变量。Levine（1997）设计了4个衡量金融机构发展的指标，分别是DEPTH（金融体系流动性负债/GDP）指标、BANK（商业银行信贷/（商业银行信贷+中央银行国内资产））指标、PRIVATE（商业银行对私人企业贷款/（国内信贷总额-银行间贷款））和PRIVY（商业银行对私人企业贷款/GDP），根据大多数金融发展与经济增长的文献，以及Crinò 和Ogliari （2017）的研究，本文在PRIVY的基础上，加入其他金融机构向私人企业的贷款/GDP，即商业银行和其他金融机构向私人部门贷款/GDP表示银行部门发展（[FDbank]），根据?ihák等（2013）、Svirydzenka（2016）的研究，以股票市场市值/GDP表示证券市场发展（[FDmarket]）。

3. 控制变量。根据Henn等（2017）、Crinò 和Ogliari （2017）的研究，设定如下的控制变量：人均GDP对数值（lnRGDPP）、最终资本形成率（CAP）、贸易开放度（OPEN）、金融开放度（KAOPEN），所有变量的定义和来源见表1。

（三）数据说明

本文所使用的数据来自国际货币基金组织的出口质量指数（Export-Quality-Index）、世界银行的全球金融发展数据库（GFDD）和世界发展指标数据库（WDI）以及Chin和Ito（2006）的研究。限于数据的完整性和可得性，选择所有指标数据都较为完善的24个国家和地区2004—2014年的平衡面板数据。这些国家和地区分别是阿根廷、澳大利亚、奥地利、智利、埃及、德国、希腊、中国香港、匈牙利、印度、印度尼西亚、以色列、日本、马来西亚、墨西哥、挪威、秘鲁、菲律宾、新加坡、南非、西班牙、泰国、土耳其和美国。其中，发达经济体有11个，新兴市场和发展中经济体有13个，所有变量的描述统计见表2。

从图2中可知，银行部门发展（FDbank）与出口质量（EQI）的非线性关系较为明显②，而股票市场发展（FDmarket）与出口质量（EQI）的线性与非线性关系不明显。但这仅仅是无条件相关，还需要在控制其他影响因素的条件下通过严格的计量分析才能得出确切的结论。

图3展示了24国（地区）银行部门发展的密度分布图，大部分国家（地区）的商业银行和其他金融机构向私人部门贷款与GDP之比介于0—2之间，少部分国家（地区）某些年份超过2。因此，大部分国家（地区）银行部门发展均未超过临界值（198.08%），从而侧面证实了银行部门发展对出口质量的影响仍处于正向作用阶段。

四、实证结果

（一）单位根检验

由于使用面板数据，为了避免回归偏误，在回归分析前需要进行面板单位根检验。面板单位根检验的方法有多种，通常使用的是相同单位根的LLC检验和不同单位根的Fisher-ADF检验，若经二者检验均拒绝具有单位根的原假设，则认为变量是平稳的。经检验发现③，所有变量在10%的水平下均拒绝存在单位根的原假设，故可以直接进行面板数据回归分析。

（二）模型选择

由于使用面板数据，理论上存在混合回归、固定效应和随机效应三种可供选择的面板估计模型，在应用时需要根据样本数据进行检验，以选择合适的估计模型。选择过程如下：首先，运用F检验确定是混合回归还是固定效应模型；其次，运用拉格朗日乘数（LM）检验确定是用混合回归还是随机效应模型；最后，若都拒绝混合回归，则使用豪斯曼（Hausman）检验确定是用固定效应还是随机效应模型，若都接受混合回归，则使用混合回归模型，不再进行豪斯曼检验，检验结果发现④，对模型式（1）—（3）使用随机效应模型较优。

（三）结果分析

表3报告的是模型式（1）—（3）的面板随机效应模型估计结果。从表3的回归结果列（1）—（2）来看，单独考察线性关系时，银行部门发展的系数为正，且在5%的水平下显著；当考察二者的非线性关系时，发现银行部门发展一次项的系数为0.0529、二次项的系数为-0.018，且二者均在1%的水平下显著。也就是说，银行部门发展对出口质量的影响呈倒U形关系，当银行部门发展超过147%门槛值时⑤，银行部门发展对出口质量将会产生抑制作用，而当银行部门发展不足147%的门槛值时，银行部门发展对出口质量会产生积极作用。此时，银行部门发展每提高1%，出口质量提高0.0169%。

从表3的回归结果列（1）—（3）来看，证券市场发展（FDmarket）能够显著抑制出口质量，但由于系数太小而不具有较强作用力。证券市场发展对出口质量产生抑制作用的原因可能在于，出口企业研发投入的资金并不主要是依靠证券市场融资，相反，那些依靠上市融资的出口企业，由于股价波动的不确定性，融资规模也带有不确定性，因此，可能制约出口企业技术创新投入，从而负向影响出口质量。非线性关系结果表明，证券市场发展与出口质量呈不显著的U形关系，但系数较小说明经济意义不显著。从二者的回归系数可知，银行部门发展比证券市场发展更有利于出口质量的提升。

在表3的回归结果列（1）—（3）中，人均实际GDP对数（lnRGDPP）、资本形成率（CAP）、贸易开放度（OPEN）等均对出口质量具有显著的正向影响，而金融开放度（KAOPEN）对出口质量则具有显著的负向影响。前者意味着各国（地区）人均收入的增加，对国外商品的需求增加，多边或双边贸易得以加强，进而推动出口质量的提高，而资本投入增加通过改进落后技术，或引用先进技术推动企业技术革新，从而提高出口产品质量。后者则意味着金融开放度的提高，资本流动加快将引致国内金融市场动荡，提高金融脆弱性，加大宏观经济不稳定，从而降低企业技术研发和创新意愿，最终降低出口质量水平。

五、进一步分析

（一）分组检验

1. 不同经济体之间的差别。表4报告了在不同经济体下的估计结果。从表4可知，在发展中经济体样本中，银行部门发展对出口質量具有显著的正向影响，而且二者之间仍呈倒U形关系，门槛值为150.64%；但是证券市场发展对出口质量的影响为负，且大多在10%、5%的水平下显著，也不存在U形关系。

与发展中经济体不同的是，在发达经济体中，银行部门发展对出口质量无显著的正向影响，二者之间的倒U形关系不再显著，而证券市场发展的影响仍是负的（除列（6）外），存在不明显的非线性倒U形关系。

分不同经济体的回归结果表明，银行部门发展对发展中经济体出口质量提高具有显著的正向作用，而对发达经济体的正向作用不显著。无论是发展中经济体还是发达经济体，证券市场发展均对出口质量产生负向作用，其中对发展中经济体的影响尤甚。

2. 不同银行部门发展之间的差别。我们按照银行部门发展水平的均值（87.31%）大小对样本进行划分，若[FDbank≥87.31%]，则归为高发展组，否则为低发展组，估计结果如表5所示。从中不难发现，在高发展组中，银行部门发展对出口质量的影响大多为负效应，而且倒U形关系不再显著；证券市场发展的影响仍然为负，非线性关系亦不显著。相反，在低发展组中，银行部门发展对出口质量的影响为正，且存在明显的倒U形关系，但是证券市场发展的影响仍然不显著，存在不明显的U形关系。

因此，在银行部门发展较低时，提高银行部门发展水平对一国出口企业产品质量提升具有重要作用，而无论银行部门发展高低，证券市场发展均对出口质量产生抑制作用，只是力度较小而已。

3. 不同出口质量之间的差别。同理，我们按照出口质量指数的均值（92.95%）大小对样本进行划分，若EQI[≥]92.95%，则归为高质量组，否则为低质量组，估计结果如表6所示。从中不难发现：当出口质量较高时，银行部门发展均不显著影响出口质量，且二者之间的倒U形关系也不显著；当出口质量较低时，银行部门发展显著促进出口质量提升，其二次项的回归系数不显著，说明倒U形关系不明显。无论出口质量高低，证券市场发展对出口质量的影响仍大多为负数，且多数在10%、5%的水平上显著，非线性关系也不明显。这说明证券市场发展能够显著抑制出口质量，估计系数较小，可见其作用力度微弱。

无论是分不同经济体、不同银行部门发展程度、不同出口质量差别，表4、表5 和表6中，人均实际GDP对数（lnRGDPP）、资本形成率（CAP）、贸易开放度（OPEN）等均对出口质量具有积极的正向影响，而金融开放度（KAOPEN）对出口质量则具有明显的负向影响（高质量组和发达经济体除外）。

另外，由于发达国家和发展中国家出口质量存在显著差异，为了精确捕捉在不同质量水平上，银行部门发展、证券市场发展对出口质量的影响，我们利用面板分位数回归技术进行回归分析。根据李群峰（2011）的研究，假设有如下简化形式的面板数据模型：

[yit=βi′xit+ai+uit（i=1，2，…，N；t=1，2，…，T）]

（4）

式（4）中，[i]表示代表不同的样本个体，[t]代表不同的观察时点，[βi]为解释变量的系数向量，[ai]表示不可观测的随机效应向量，[uit]表示随机误差项。

若采用分位数回归方法对模型（4）进行参数估计，首先需要建立条件分位数方程：

[q（τ|xi，β（τ））=β′（τ）xi+a] （5）

式（5）中，[β′（τ）=（β1，β2，…βτ）′]是[τ]分位数下的系数向量。

当[τ]在（0，1）上变动时，通过求解加权绝对残差最小化问题即可得到分位数回归在不同分位点的参数估计值，最小化加权绝对残差表达为：

[β=argmina，β（i=1Nρτ（yi-β′（τ）xi-ai））]

从表7可知，银行部门发展对出口质量的影响在不同分位点上存在显著差异（Panel A部分），银行部门发展（FDbank）的系数整体呈先升后降态势，在95%的分位点上对出口质量的影响为负，而且银行部门发展的二次项系数在高分位点和低分位点上均是正数，也就是说，银行部门与出口质量之间的倒U形关系在高分位点上发生了逆转，在低分位点时非线性关系不存在。这说明，在较高的出口质量水平上，银行部门发展对出口质量具有促进作用，但在出口质量接近发达国家水平时，银行部门的发展因不能满足企业融资需要，对出口质量形成制约，在出口质量很低时，提高银行部门发展水平则对出口质量具有显著的积极作用。证券市场发展的回归系数大多显著为负，而且系数较小，说明证券市场发展虽对出口质量形成制约，但制约力度有限。

证券市场发展除了在95%分位数上显著促进出口质量，其二次项系数显著为负（Panel B 部分），呈倒U形关系外，在其余分位数上，股票市场发展的系数均显著为负，二次项系数有正有负，但从系数大小来看，整体上接近于0，影响力较弱。因此，在低分位数上，证券市场发展不利于出口质量提升；在高分位数上，证券市场发展虽有利于出口质量提升，但影响力却较弱。银行部门发展的回归系数显著为正，且较大，表明了银行部门比证券市场发展更有利于出口质量提升。

（二）动态面板估计

由于遗漏变量通常会保持相对不变，其对于回归结果的影响可由滞后一期的因变量所反映，况且出口质量的提升可能具有连贯性，质量决策也可能存在滞后性。为了揭示这种滞后性（或惯性）的影响，我们在模型式（2）和（3）中加入被解释变量的一阶滞后项，分别变为：

[EQIit=λ0+γEQIit-1+λ1FDbankit+λ2FDbank2it+λ3FDmarketit+λ′4Zit+εit] （6）

[EQIit=α0+κEQIit-1+α1FDmarketit+α2FDmarket2it+α3FDbankit+α′4Zit+εit] （7）

式（6）和（7）中，[EQIit-1]为滞后一期的出口质量，若[γ]、[κ]小于1，反映了出口质量的收敛性，即初始出口质量较高的国家，出口質量的增速较低。由于含有被解释变量的一阶滞后项为动态面板，故使用系统GMM和差分GMM方法同时进行估计，结果见表8。

在表8中，AR（1）是一阶序列相关性检验，若AR（1）统计量显著，则表明一阶差分序列相关，存在内生性问题，否则不存在内生性问题。AR（2）是二阶序列相关性检验，若AR（2）不显著，则表明二阶序列不相关，也就是说该方法有效地克服了内生性问题，以此结果可以推断原模型的误差项无序列相关。Sargan Test是对工具变量的有效性进行检验，该变量值不显著，表明工具变量有效，不存在过度识别问题。

由表8的回归结果列（1）—（4）可知，使用系统GMM估计时，出口质量滞后一期项（EQI-1）的回归系数全部显著为正，系数大小介于0.67—0.76之间，表明上期出口质量提高1%，则对本期出口质量的提高至少是0.67%，而且所有估计系数都小于1。使用差分GMM估计时，出口质量滞后一期项（EQI-1）的系数全部为正，但不显著，系数值也小于1。两种估计方法所得出的结果表明，出口质量具有收敛性。

在两种估计方法中，银行部门发展与出口质量仍呈显著的倒U形关系，证券市场发展对出口质量的影响仍较微弱，个别具有显著性。控制变量中，除了金融开放度和人均实际GDP的系数部分显著为负和显著为正外，资本形成率及贸易开放度的系数有正有负，而且大多不再具有统计意义上的显著性，这与前面的估计结果形成一定差异，也侧面表明了出口质量连贯性的影响。

（三）Heckman选择模型

并非所有企业都会选择出口，出口质量的高低还受诸多其他因素的影响，因此并不是随机事件。而且，出口质量越高的国家，越能追赶前沿国家；出口质量越低的国家，出口质量提高得越慢，追赶时间越长，这就形成了出口质量的“质量梯子”（Khandelwal，2010）。一些国家处于质量梯子的底端，另一些国家则处于质量梯子的高端。因此，利用Heckman选择模型研究银行部门发展和证券市场发展对出口质量的影响则可以避免样本选择偏误。

Heckman选择模型分两步。首先，建立出口質量提升决策模型，利用Probit模型进行估计，同时构建逆米尔斯比率[mills]；其次，将逆米尔斯比率[mills]作为被解释变量加入出口质量模型中。根据上述分析，建立估计模型如下：

[Pr（yit=1|EQI>1）=θ1FDit+θ2EQIit-1+θ4′Xit+εit] （8）

[EQIit=θ1FDit+θ2FD2it+θ3′Xit+millsit+εit] （9）

式（8）为Heckman 第一阶段样本选择模型，估计出口质量提升的概率。被解释变量[yit]表示出口质量是否处于“质量梯子”的高端，若出口质量指数大于1，则取1，否则取0。[FD]统一代表银行部门发展和证券市场发展，[X]统一代表所有控制变量。

式（9）为Heckman 第二阶段的影响模型——出口质量方程。在该方程中加入了逆米尔斯比率[mills]，从而克服了样本选择偏误。由于样本选择模型中至少有一个解释变量不出现在影响模型中，因此本文将出口质量指数的滞后一期变量纳入模型，估计结果如表9所示。

从表9中不难发现，逆米尔斯比率Mills的回归系数显著不为0，说明Heckman选择模型是有效的。实证结果显示，银行部门发展和证券市场发展并没有显著影响到一国企业出口质量提升决策，相反却影响出口质量水平，其中以银行部门发展的影响最大。在第二阶段中，银行部门发展的回归系数显著为正，其二次项的系数显著为负，倒U形关系成立；而证券市场发展的回归系数显著为负，其二次项的系数为正，但不显著，呈不显著的U形关系。贸易开放度、人均GDP对出口质量提升决策和出口质量水平产生积极影响，前期出口质量对出口提升决策具有积极的促进作用；金融开放度对出口质量水平则产生消极影响，资本形成率对出口质量提升决策产生抑制作用，但却能够显著提升出口质量水平。

因此，从Heckman选择模型的估计结果来看，银行部门发展和证券市场发展仅对出口质量水平产生重要影响，前者与出口质量水平呈显著的倒U形关系，后者则呈不明显的U形关系。综合来看，银行部门发展的作用比证券市场发展的作用大。

六、结论与政策启示

本文利用2004—2014年24个国家（地区）的平衡面板数据，综合运用面板随机效应估计、面板分位数估计、系统GMM估计和Heckman选择模型等方法，实证研究银行部门发展、证券市场发展对出口质量的影响，得出的结论及政策启示是：

（一）银行部门发展与出口质量的关系大体呈倒U形

随机效应估计、系统GMM估计、分组检验以及Heckman选择模型估计均显示，随着商业银行及其他金融机构向私人部门贷款占GDP的比例不断提高，出口质量先提高，后下降，呈倒U形非线性关系。而面板分位数估计结果则显示在75%分位数前，银行部门发展与出口质量呈倒U形关系，但是在高分位数上（75%分位数及以上），二者关系发生了“逆转”，在低分位数上（10%的分位数）则不存在非线性关系。因此，总体来看银行部门发展与出口质量呈倒U形的非线性关系，银行部门发展对出口质量提升具有重要影响。为了确保商业银行更好地支持企业提升出口质量，发展中国家要加快金融改革与发展，改善商业银行的金融服务水平，积极推进普惠金融、小微金融业务创新，以支持出口企业开展技术革新，提高出口企业的产品质量和核心竞争力。

（二）证券市场发展对出口质量并无较大的正负影响

无论是随机效应估计、面板分位数估计（除低分位点估计外）、系统GMM估计还是Heckman选择模型估计，结果均显示证券市场发展对出口质量存在正向或负向影响，但是估计系数太小，经济意义不明显。也就是说，对于股票市场发展而言，其对企业提高出口质量并未发挥太大作用，相反，还可能起到抑制效果，这与世界各国融资结构的基本事实是一致的。换句话说，不论是发展中国家还是发达国家，股票或债券都不是企业最主要的外部融资来源（米什金，2016），而且大多数出口企业也并不一定是上市企业，因而股票市场发展对出口质量的影响微小。

（三）稳定开放的宏观经济环境是出口质量提高的重要保障

回归结果表明，经济发展水平、资本形成率以及贸易开放程度均会对出口质量产生正向影响，但是，资本账户开放过快，甚至完全开放则会引发宏观经济的不稳定而对出口质量产生显著的抑制效应。虽然资本自由流动可以解决企业部分外部融资约束，但是不稳定的宏观经济环境则会影响企业的投资意愿，降低技术革新和产品研发的投资力度，从而不利于出口质量的提高。因此，保证宏观经济稳定对提高出口质量具有重要作用。一方面，要推动经济可持续健康发展，提高资本形成率，摒弃贸易保护主义思想，积极推进与世界各国的贸易；另一方面，渐进稳妥地推进资本账户开放，对于资本账户完全开放的发达国家，则可以考虑增加对资本流动的适度管理，避免经济大起大落影响企业的正常生产经营。

注：

①资料来源：中华人民共和国商务部，http：//tjxh.mofcom.gov.cn/article/tongjiziliao/feihuiyuan/201801/20180102701206.shtml。

②从拟合优度来看，线性方程的拟合优度为46.5%，而非线性方程的拟合优度为49.7%，且估计系数也比较显著，门槛值为198.08%。

③限于篇幅，我们未报告各个变量的单位根检验结果。

④限于篇幅，我们不再一一报告所有在不同变量模型下的Hausman检验结果。

参考文献：

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