金融發(fā)展對我國企業(yè)出口競爭力的影響研究

黎日榮

(浙江樹人大學 現(xiàn)代服務業(yè)學院，浙江 杭州 310015)

一、引言與文獻綜述

1980—2017年，我國貨物出口貿易額從181.19億美元增長到22633.7億美元，名義上增長了124.92倍。2017年我國貨物出口貿易額占世界商品出口貿易額的12.8%，比位居出口第二名的美國多46.3%。同時，我國貿易廣度也極大 ，在HS6分位產品層面上，2010年我國貿易廣度為389346，位居世界第一，美國的貿易廣度為341518。我國已成為名副其實的出口大國和制造業(yè)大國。然而，伴隨著出口規(guī)模不斷擴大的同時，張杰等(2014)[1]、李坤望等(2014)[2]卻發(fā)現(xiàn)我國出口產品質量總體上有輕微下滑的趨勢，同時發(fā)現(xiàn)大量低質量產品進入是總體質量未能提高的主要原因。由此可見，我國離出口強國和制造業(yè)強國尚有一定距離。在我國提出高質量發(fā)展戰(zhàn)略以及“一帶一路”倡議、世界工業(yè)逐漸步入4.0時代的背景下，進一步提升我國產品在國際市場上的競爭力具有重要的現(xiàn)實意義。

產品質量與出口深度、參與全球競爭程度一樣，是產品出口競爭力的集中體現(xiàn)。國內外有關企業(yè)出口產品質量的研究并不少見，有關出口質量的測度的研究有：如余淼杰和張睿(2017)[3]同時考慮供給和需求兩方面，借鑒Feenstra and Romalis的企業(yè)內生化質量決策框架，對我國企業(yè)出口質量進行了測量；唐宜紅等(2017)[4]借鑒Khandelwal(2010)模型，利用 HS6位碼的貨物貿易數(shù)據，測算并比較了1995—2015 年金磚國家制造業(yè)出口質量指數(shù)；劉洪鐸和張建武(2018)[5]以我國高技術產業(yè)1995—2013年數(shù)據為基礎，基于 BACI 微觀貿易數(shù)據庫，運用需求信息回歸推斷法從整體、行業(yè)以及產品三個層面對中國的高新技術產業(yè)的出口產品質量展開綜合測度。更多文獻用實證方法關注產品出口質量的影響因素，這些影響因素有產業(yè)集聚(蘇丹妮等，2018)[6]、基礎設施(馬淑琴等，2018)[7]、工資上升(張明志和鐵瑛，2016)[8]、服務業(yè)發(fā)展(何歡浪等，2017)[9]、人民幣匯率變動(張明志和季克佳，2018)[10]，但鮮有文獻分析金融發(fā)展通過增加融資便利性對出口產品質量升級的影響。

新新貿易理論認為，企業(yè)進入出口市場需要支付固定成本和沉沒成本，融資約束通過影響企業(yè)出口成本支付進而影響出口行為。Manova(2013)[11]發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展有利于增加國家的出口，有利于出口更多的產品和降低產品流轉率。于洪霞等(2011)[12]、Feenstra et al.(2013)[13]、Peng& Xia(2016)[14]認為融資約束制約了企業(yè)出口參與。楊連星等(2015)[15]認為融資約束對企業(yè)的出口參與和出口擴展邊際有顯著的制約作用，對集約邊際影響不大，而金融發(fā)展能極大地改善融資約束對企業(yè)出口的制約效應。項松林(2015)[16]認為我國金融部門改革滯后，具有融資約束的潛在出口企業(yè)由于缺少外部融資機會，被迫放棄或減少出口計劃，導致中國出口增長的擴展邊際不足。以上文獻較為一致認為，融資約束制約了企業(yè)的出口，而金融發(fā)展有利于提高企業(yè)出口參與和出口量，然而它們分析的重點在企業(yè)出口規(guī)模，并未深入分析融資約束對出口產品競爭力的影響。Mayer et al.(2011)[17]認為每個企業(yè)均可以生產多個產品，不同種類產品的生產效率從核心產品到邊緣產品有逐漸遞減的趨勢，離核心產品越遠的產品生產效率越低，換而言之，在企業(yè)資源既定的情況下，企業(yè)生產的產品種類越多，平均生產率就越低。Nocke & Yeaple(2013)[18]同樣認為企業(yè)的產品范圍受制于企業(yè)的組織能力(organizational capability)，企業(yè)生產某個產品投入的組織能力越多，該產品的邊際成本越小，企業(yè)的組織能力為既定的供給，于是企業(yè)生產的產品種類越多，產品的平均邊際成本便越高。以上兩種觀點均認為在企業(yè)規(guī)模和資源既定的情況下，企業(yè)的產品越多，平均邊際效率就越低，或平均邊際成本就越高，產品的競爭力就越低。我們把金融發(fā)展促進企業(yè)增加出口產品而降低產品競爭力的作用稱為擴展邊際效應。同時也有大量文獻表明，金融發(fā)展提高企業(yè)外部融資便利性和降低融資成本后，會促進企業(yè)增加研發(fā)投入，從而提高產品的質量和競爭力。

與已有文獻相比，本文有兩方面顯著的不同，一是與目前大多數(shù)文獻分析企業(yè)層面融資約束相比，本文在控制企業(yè)融資約束特征下分析金融發(fā)展對企業(yè)出口行為的影響，這樣得到的融資約束影響往往更可靠。原因在于：一方面用什么變量代理企業(yè)融資約束學術界沒有一致的看法，而金融發(fā)展的代理變量相對有較一致的看法；另一方面相對于企業(yè)出口行為，金融發(fā)展相對外生，它可以避免企業(yè)融資約束與出口行為的強內生性。二是目前研究融資約束影響出口行為的文獻大多遵循二元分解的思路，把企業(yè)出口量分解成出口關系①數(shù)量和每個出口關系的平均出口量兩個維度，分析融資約束對企業(yè)出口參與、集約邊際和擴展邊際的影響。該方法一方面未能進一步考察融資約束對出口目的地數(shù)量和出口產品數(shù)量的影響；另一方面也無法考察出口產品對現(xiàn)有市場的滲透程度，無法深入分析企業(yè)的出口競爭力。本文把金融發(fā)展通過增加研發(fā)投入提高產品競爭力的作用稱為質量升級效應。金融發(fā)展對企業(yè)出口競爭力的影響要看擴展邊際效應和質量升級效應的大小，當擴展邊際效應大于質量升級效應時，金融發(fā)展不利于提高出口競爭力；當擴展邊際效應小于質量升級效應時，金融發(fā)展會提高出口競爭力。

與現(xiàn)有文獻相比，本文的貢獻主要有：(1)以微觀出口企業(yè)為研究對象，通過對企業(yè)出口量更細致地分解和對產品競爭力深入、全面地考察，豐富現(xiàn)有分析企業(yè)融資約束、金融發(fā)展對微觀企業(yè)出口競爭力影響的研究。(2)與目前文獻主要集中于對融資約束中的流動性約束分析相比，本文分析了流動性約束和融資成本對企業(yè)出口行為的影響，拓展了融資約束的分析視角；同時為使融資約束效應更可靠，本文在控制企業(yè)融資約束特征下，分析金融發(fā)展對企業(yè)出口行為的影響。

本文接下的安排如下：第二部分是研究方法和數(shù)據說明；第三部分是回歸結果和分析；第四部分是結論和政策含義。

二、研究方法與數(shù)據說明

(一)指標設計與說明

無論是出口目的地擴張還是出口產品擴張，企業(yè)均需要支付出口固定成本，固定成本融資約束會制約企業(yè)出口的擴展邊際；同時企業(yè)需要為出口貨物的生產、銷售進行融資，作為出口可變成本一部分的融資成本提高了企業(yè)出口零利潤的臨界生產率，因此融資約束也制約了企業(yè)出口量的擴張。金融發(fā)展通過改善企業(yè)外部融資環(huán)境，提高企業(yè)獲得外部融資的機會和降低融資成本，有利于企業(yè)克服出口固定成本融資約束，促進企業(yè)出口目的地和出口產品的擴張；融資成本下降也有利于增加企業(yè)的出口量。金融發(fā)展對企業(yè)出口競爭力的影響較為復雜。企業(yè)每一款產品的研發(fā)、生產和出口均要投入固定成本，在融資約束下，金融發(fā)展提高了企業(yè)外部融資的便利性，促進企業(yè)生產和出口更多的產品。

1.出口產品競爭力

目前學術界對出口競爭力的研究主要停留在產業(yè)層面，常用的測量指標有國際市場占有率和市場滲透率(茅銳和張斌，2013；魯曉東，2014；任志成和戴翔，2014)[21-23]。這兩個指標均從數(shù)量方面反映出一國或地區(qū)的出口競爭力。 《世界投資報告(2002)》[24]指出：“出口競爭力的提升包括很多方面，最突出的是出口額較高；此外還有優(yōu)化出口產品結構，保持較高的出口增長速度，提高出口活動的技術和技能含量，擴大國內企業(yè)參與全球競爭的基礎”(聯(lián)合國貿易和發(fā)展會議，2002)。遵循這一思想，本文基于微觀企業(yè)視角，選取出口深度、參與全球競爭和產品質量三個方面反映企業(yè)的出口競爭力。

(1)出口深度(lnA)。出口深度越大，產品目的地組合的平均銷量就越高，產品的競爭力就越大。Manova &Zhang(2014)[25]發(fā)現(xiàn)出口產品的質量越高銷量就越大，出口深度大可能因為產品質量高，也可能是因為產品具有價格優(yōu)勢，例如有些低價產品在低收入國家會大受歡迎。因此出口深度既反映質量競爭力也反映價格競爭力。

(2)出口滲透率(lnD)。該指標反映出口產品參與全球競爭的程度，出口滲透率越高，企業(yè)產品的競爭力就越強。例如企業(yè)共有5種不同產品，有5個不同的目的地市場，每個產品均出口到1個目的地市場，企業(yè)的出口滲透率為0.2(5×1除以5×5)；同樣企業(yè)有5種不同產品，有5個不同的目的地市場，每個產品均出口到4個目的地市場，企業(yè)的出口滲透率為0.8(5×4除以5×5)。出口滲透率集中反映產品的質量競爭力，一個有高出口滲透率的企業(yè)，表明它的產品有更多的出口市場，更廣泛參與了全球競爭，產品不僅可以出口到低收入國家也可以出口到高收入國家，不僅出口到工業(yè)弱國也可以出口到工業(yè)強國，它的出口更可能是國內優(yōu)勢產品向國際市場的自然延伸，而不是專為某些國家而生產。

2.企業(yè)出口規(guī)模指標

測量企業(yè)出口規(guī)模的指標有企業(yè)出口總量(lnX)、出口目的地數(shù)量(lnC)和出口產品數(shù)量(lnP)。

3.金融發(fā)展指標

自Goldsmith(1969)提出的金融相關率指標后，該指標被廣泛用作地區(qū)金融發(fā)展的代理變量，在實證分析中用地區(qū)金融機構存貸款總額與名義GDP的比值測量。本文考慮信貸市場發(fā)展對緩解企業(yè)融資約束作用更直接，借鑒Fan et al. (2012)[26]和Peng& Xia(2016)[14]的做法，使用省份金融機構貸款總額與名義GDP的比值FDl作為金融發(fā)展的代理變量，同時使用省份金融機構存貸款總額與名義GDP的比值FDt作穩(wěn)健性分析。

(二)模型設定

回歸模型設定為：

lnYf=a+β1FD+Xfβ+εy+εf+ωfy

(1)

式(1)中，lnYf代表企業(yè)出口規(guī)模指標lnX、lnC、lnP和出口競爭力指標lnD、lnA、lnQ，F(xiàn)D為省份金融發(fā)展變量(FDl為主要分析變量，F(xiàn)Dt作為穩(wěn)健性檢驗變量)，Xf為企業(yè)層面的控制變量集，εy、εf分別為年份固定效應和企業(yè)固定效應。ωfy為隨機干擾項。企業(yè)層面的控制變量包括：

1.全要素生產率(lnTFP)。生產率無疑是影響企業(yè)出口行為最重要的因素，我們在模型中控制住生產率的影響。Olley&Pakes (1996)方法(簡稱OP法)估算生產率能有效解決OLS估計中產生的內生性以及樣本選擇問題，本文使用OP法估計企業(yè)的生產率(取對數(shù)值)②。

2.內源融資約束。企業(yè)內源融資約束通過影響出口成本支付進而影響出口行為，本文借鑒彭國華和夏帆(2013)[20]的做法，使用短期負債與流動資產的比率Leverage測量企業(yè)層面的內源融資約束，該比值越高，企業(yè)面臨的內源融資約束越緊。

3.外源融資約束。本文借鑒Manova et al.(2014)[25]和Fan et al. (2012)[26]的做法，使用企業(yè)固定資產凈值與總資產的比率Mortgage測量企業(yè)的外源融資能力，該比率越高，企業(yè)的外源融資能力越強，外源融資約束就越弱。

4.其他控制變量。在回歸中本文同時控制企業(yè)以下特征變量對出口行為的影響：是否使用進口中間品虛擬變量Import，是否加工貿易虛擬變量Process、企業(yè)規(guī)模lnscale、資本密度lnKL、平均工資lnwage、企業(yè)年齡lnage③。

(三)數(shù)據說明

本文的數(shù)據來源于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據庫和中國海關數(shù)據庫2000—2006年的數(shù)據。我們先篩選出海關數(shù)據庫中的出口數(shù)據，然后把月度數(shù)據匯總成年度數(shù)據。參照Fan et al (2012)的方法對兩個數(shù)據庫進行匹配，最后得到69869家企業(yè)，185257個觀測值。金融發(fā)展指標的數(shù)據來源于歷年《中國金融年鑒》。各數(shù)據的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

三、回歸結果和分析

(一)基準回歸結果

由表2的OLS回歸結果知④，金融發(fā)展對企業(yè)出口規(guī)模和競爭力均有顯著的影響。具體來看，金融發(fā)展指標FDl每增加1單位，出口目的地增加19.3%，出口產品增加25.5%，金融發(fā)展極大地促進了目的地和產品兩個出口邊際的擴張。2000年全國貸款與GDP的比值為0.996，2006年為1.035，增長4%；2000年全國存貸款與GDP的比值為2.237，2006年為2.577，增長15%。同時李坤望等(2014)發(fā)現(xiàn)，2000—2006年我國有大量新出口關系進入出口市場，并且新進入出口關系的產品質量比平均產品質量低得多。由此可以得到我國產品質量總體水平未能有效提升的一個解釋，金融發(fā)展通過緩解企業(yè)出口固定成本融資約束，降低出口可變成本，促進大量低質量產品進入出口市場，降低了出口產品的平均質量。FDl每增加1單位，企業(yè)出口總量增加50.6%，金融發(fā)展通過降低融資成本，降低了出口可變成本，極大地促進了企業(yè)出口量的增加。另一方面，金融發(fā)展FDl每增加1單位，企業(yè)出口深度增加19.1%，出口滲透率下降13.3%。出口深度既反映產品的質量競爭力也反映價格競爭力，出口滲透率集中反映質量競爭力。金融發(fā)展增加了企業(yè)的出口深度但降低了出口滲透率，可能原因是金融發(fā)展降低了企業(yè)的融資成本而增加了產品的價格競爭力，但企業(yè)并沒有因為融資便利而增加研發(fā)投入，產品質量并未得到提升?；貧w方程(6)進一步表明金融發(fā)展并沒有提升產品質量，F(xiàn)Dl每增加1單位產品質量會下降16.6%?；貧w結果表明：我國金融發(fā)展對企業(yè)的擴展邊際效應大于質量升級效應；融資便利廣泛促使企業(yè)出口更多的產品和擴大出口量，而沒有提升產品質量。從全要素生產率的回歸系數(shù)看，生產率每提高1%，企業(yè)出口總量提高0.767%，出口目的地提高0.205%，出口產品數(shù)量提高0.157%，出口深度提高0.504%，產品質量提高0.071%，由此可見，提升生產率依然是提高產品質量的主要途徑。生產率每提高1%，出口滲透率會下降0.099%，這個結果與Bernard et al.(2010)[19]、彭國華和夏帆(2013)[20]得到的結果一致。負相關可能的原因是高生產率企業(yè)有更多新產品進入出口市場，新產品對已有目的地市場滲透率還不高，對新市場也缺乏吸引力，從而降低了出口產品的平均目的地數(shù)量。其他控制變量對企業(yè)的出口行為大多有顯著的影響，但這些不是本文關注的變量。

表2 金融發(fā)展對企業(yè)出口規(guī)模與競爭力的影響：OLS模型

注：括號內為穩(wěn)健性t值；“*”“**”“***”分別表示顯著性水平為10%、5%、1%

為了避免單一指標得到的結果不具有代表性，本文使用金融機構存貸款總量與名義GDP的比率FDt作為金融發(fā)展指標進行回歸，結果見附表3。從結果看，F(xiàn)Dt的系數(shù)在各個回歸方程均顯著，且符號與FDt的相同，只是各回歸方程中FDt的系數(shù)大小(絕對值)大約只有FDt的一半?？梢钥闯雠c整個金融市場相比，信貸市場發(fā)展能更有效緩解企業(yè)融資約束，影響企業(yè)的出口行為。

表3 金融發(fā)展對企業(yè)出口規(guī)模與競爭力的影響

續(xù)表

解釋變量:存貸總量/GDPFE模型FE模型FE模型FE模型FE模型FE模型lnXlnClnPlnDlnAlnQ總量(1)目的地(2)產品(3)滲透率(4)深度(5)質量(6)Import0.466???(33.98)0.194???(29.6)0.182???(27.63)-0.11???(-24.55)0.2???(19.77)0.003(0.50)lnwage0.128???(13.91)0.040???(9.52)0.030???(7.13)-0.019???(-6.62)0.076???(10.35)0.016???(4.01)lnKL0.116???(12.67)0.051???(12.19)0.041???(10.33)-0.028???(-10.34)0.052???(7.73)-0.003(-0.85)企業(yè)效應YesYesYesYesYesYes年份效應YesYesYesYesYesYesR20.1070.1120.0550.0550.0410.01觀測值數(shù)180077180077180077180077180077180077

注：括號內為穩(wěn)健性t值；“*”“**”“***”分別表示顯著性水平為10%、5%、1%

(二)內生性問題

企業(yè)出口行為會反過來影響地區(qū)經濟發(fā)展，例如工業(yè)出口量增長可能會帶動該地區(qū)金融業(yè)的發(fā)展，那么企業(yè)出口行為與地區(qū)金融發(fā)展便存在內生性。通過hausman檢驗發(fā)現(xiàn)，企業(yè)出口行為與地區(qū)金融發(fā)展確實存在內生性。本文用企業(yè)所在省份城鄉(xiāng)居民儲蓄與名義GDP的比值作為貸款與GDP比值的工具變量。城鄉(xiāng)居民儲蓄完全是居民自由的選擇，很少受企業(yè)行為和信貸政策的影響，更不大可能受企業(yè)出口行為的影響。城鄉(xiāng)居民儲蓄占據了金融機構存款的大部分，它與GDP的比值越高，存款與GDP的比值也越高，由于各地區(qū)金融機構存貸比例一般比較穩(wěn)定，從而貸款與GDP的比值也越高。為了進一步控制內生性，這里使用城鄉(xiāng)居民儲蓄與GDP比值滯后兩年的數(shù)據作為貸款與GDP比值的工具變量。通過Kleibergen-Paap檢驗拒絕了工具變量與原解釋變量不相關的假設；通過Cragg-Donald檢驗，也發(fā)現(xiàn)不存在弱工具變量問題。綜合來看這是一個較為理想的工具變量。表4是使用二階段最小二乘法(2SLS)的回歸結果，其中hausman檢驗用于檢驗模型是否存在內生性，當P值小于0.1時，表明在小于10%的顯著性水平上拒絕所有解釋變量均外生的假設。從結果來看，除方程(5)外，金融發(fā)展變量FDl的回歸系數(shù)符號與表2是一致的，說明模型的回歸結果是穩(wěn)健的。但控制了內生性后回歸系數(shù)的絕對值變大了，說明原模型的回歸系數(shù)低估了金融發(fā)展對企業(yè)出口行為的影響。另外，經過hausman檢驗，發(fā)現(xiàn)方程(5)并不存在內生性。

表4 金融發(fā)展對企業(yè)出口規(guī)模與競爭力的影響：2SLS模型

續(xù)表

解釋變量lnXlnClnPlnDlnAlnQ總量(1)目的地(2)產品(3)滲透率(4)深度(5)質量(6)Process0.12???(9.12)-0.015??(-2.38)-0.13???(-19.71)0.065???(14.86)0.199???(18.74)-0.009(-1.53)Import0.458???(32.92)0.19???(28.66)0.171???(24.97)-0.104???(-22.79)0.201???(19.56)0.005(0.95)lnwage0.133???(14.26)0.042???(9.9)0.037???(8.26)-0.022???(-7.48)0.075???(10.1)0.014???(3.57)lnKL0.104???(10.51)0.046???(10.16)0.026???(5.78)-0.021???(-7.04)0.053???(7.19)0.001(0.21)企業(yè)效應YesYesYesYesYesYes年份效應YesYesYesYesYesYeshausman檢驗 P值0.0000.0000.0000.0000.2850.003Cragg-Donald統(tǒng)計量243124312431243124312431觀測值數(shù)156056156056156056156056156056156056

注：括號內為穩(wěn)健性t值；“*”“**”“***”分別表示顯著性水平為10%、5%、1%

(三)分類回歸結果

外資企業(yè)往往容易從國外母公司獲得成本低廉的融資或從母國完善的金融市場獲得融資，因此有更廣泛的融資渠道(Fan.et.al.，2012;Peng & Xia,2013)。鑒于外資企業(yè)與本土企業(yè)面臨的融資約束情形不同，本文對這兩類企業(yè)樣本進行分別回歸。以下表5和表6分別是對本土企業(yè)和外資企業(yè)樣本的回歸結果，為了節(jié)省篇幅，通過內生性hausman檢驗，若P值小于0.1的，我們報告2SLS回歸結果，P值大于0.1的，我們報告OLS回歸結果。從回歸結果看，金融發(fā)展對本土企業(yè)出口產品和出口量影響更大，F(xiàn)Dl每增加1單位，出口量增長3.868%，出口產品增長2.584%，而外資企業(yè)出口量和出口產品分別增長1.326%和1.407%。由此可見，在獲得融資便利后，本土企業(yè)更傾向于擴大出口產品范圍和增加出口總量。金融發(fā)展對外資企業(yè)的出口目的地、出口滲透率、出口深度和產品質量影響更大，F(xiàn)Dl每增加1單位，出口目的地增長0.541%，出口滲透率下降0.671%，出口深度增長0.14%，產品質量下降0.533%，而本土企業(yè)的出口目的地增長0.391%，出口滲透率下降0.222%，出口深度增長0.012%(該系數(shù)并不顯著)，產品質量下降0.104%。在得到融資便利性后外資企業(yè)更注重于拓展目的地市場和提高出口深度。然而金融發(fā)展對外資企業(yè)的出口滲透率和產品質量的負向影響更大，可能原因是外資企業(yè)并沒有由于金融發(fā)展得到更多資金投入到產品研發(fā)中。生產率提升對本土企業(yè)出口規(guī)模擴張影響更大，生產率每增長1%，本土企業(yè)的出口量、出口目的地、出口產品分別增長0.821%、0.3%、0.185%；而外資企業(yè)這三個指標的變化分別是0.738%、0.169%、0.147%。生產率提升對外資企業(yè)出口競爭力提升的促進作用更大，生產率每增長1%，外資企業(yè)的出口滲透率、出口深度、產品質量分別增長 -0.088%、0.51%、0.081%；而本土企業(yè)這三個指標的變化分別是 -0.133%、0.47%、0.046%?？傮w而言，本土企業(yè)在得到融資后更傾向于增加出口產品數(shù)量和出口總量，外資企業(yè)更傾向于提高出口深度和擴張目的地市場，這表明外資企業(yè)更注重提高產品競爭力。在提高生產率方面，外資企業(yè)更注重對產品質量和競爭力的影響，本土企業(yè)更注重對出口規(guī)模的影響。通過對比發(fā)現(xiàn)，無論是從資金的使用還是效率的提高方面，外資企業(yè)更偏好于產品質量和長期競爭力，而本土企業(yè)更偏好于增加出口產品范圍，可能原因是本土企業(yè)更多是規(guī)模小的私營企業(yè)，注重短期利潤；而外資企業(yè)很大一部分是跨國企業(yè)在中國的分公司，更注重長期競爭力。這解釋了施炳展(2013)[27]和張杰等(2014)[1]觀察到的外資企業(yè)產品質量普遍比本土企業(yè)高的現(xiàn)象。

表5 金融發(fā)展對企業(yè)出口規(guī)模與競爭力的影響：本土企業(yè)

注：括號內為穩(wěn)健性t值；“*”“**”“***分”別表示顯著性水平為10%、5%、1%

表6 金融發(fā)展對企業(yè)出口規(guī)模與競爭力的影響：外資企業(yè)

續(xù)表

解釋變量2SLS模型2SLS模型2SLS模型2SLS模型OLS模型2SLS模型lnXlnClnPlnDlnAlnQ總量(1)目的地(2)產品(3)滲透率(4)深度(5)質量(6)企業(yè)效應YesYesYesYesYesYes年份效應YesYesYesYesYesYesR20.036hausman檢驗 P值0.0000.0000.0000.0000.5830.000Cragg-Donald統(tǒng)計量2630.5122630.5122630.5122630.5122630.512觀測值數(shù)103132103132103132103132115134103132

注：括號內為穩(wěn)健性z或t值；“*”“**”“***”分別表示顯著性水平為10%、5%、1%

四、結論與政策含義

本文借鑒Bernard et al.(2010)[19]的方法把企業(yè)出口量分解成出口目的地數(shù)量、出口產品數(shù)量、出口滲透率和出口深度四個維度，使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據和中國海關數(shù)據的匹配數(shù)據，檢驗金融發(fā)展、全要素生產率對企業(yè)質量的影響，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展有效促進了企業(yè)出口總量、出口目的地、出口產品和出口深度的增長，但并沒有促進出口滲透率和產品質量的增長。這表明我國金融發(fā)展對企業(yè)的擴展邊際效應大于質量升級效應，企業(yè)在得到融資后更傾向于擴大出口產品范圍以增加短期收益，而不是增加研發(fā)支出以提高產品的長期競爭力，這解釋了我國出口產品質量為什么長期得不到提升。生產率對企業(yè)出口量、出口目的地、出口產品、出口深度和產品質量均有正向促進作用，可見提高生產率依然是提高產品質量的主要途徑。通過分類樣本回歸發(fā)現(xiàn)：金融發(fā)展對本土企業(yè)出口總量和出口產品數(shù)量有更顯著的促進作用，對外資企業(yè)的出口目的地數(shù)量和出口深度的促進作用更大；生產率對本土企業(yè)出口規(guī)模有更大的正向影響，對外資企業(yè)的出口競爭力有更大的促進作用。由此可見，外資企業(yè)在資金使用和效率提升方面更注重對產品質量和競爭力的影響，而本土企業(yè)更注重對短期出口規(guī)模的影響，這解釋了為什么外資企業(yè)的產品質量比本土企業(yè)高?；诒疚牡慕Y論，本文認為，鼓勵金融機構對企業(yè)研發(fā)投入的融資支持，同時在政策上鼓勵企業(yè)增加研發(fā)支出，鼓勵企業(yè)通過創(chuàng)新提高生產率，引導企業(yè)專注于培養(yǎng)有核心競爭力的產品，是提高產品質量和競爭力的有效途徑。

注 釋：

① 一個出口產品—目的地組合稱為一個出口關系。

② 投入產出價格的波動會影響到實際資本存量的估算以及生產率的準確估計，對于不同年份不行業(yè)的投入產出價格，我們借鑒Brandt et al.(2012)的辦法，以1998年為基年對不同行業(yè)的投入產出價格進行分行業(yè)平減。

③ 我們使用員工總數(shù)代表企業(yè)規(guī)模，平均工資中已包含工資、保險和福利，企業(yè)規(guī)模、資本密集度、平均工資和年齡均使用對數(shù)值。

④ 在OLS回歸中，經過檢驗我們發(fā)現(xiàn)固定效應模型處理企業(yè)個體異質性更為有效，在所有OLS回歸中，我們使用固定效應模型處理企業(yè)個體異質性。

⑤ 原始數(shù)據來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒2001—2007》，經整理而得。