金融發展與地區工業制成品出口比較優勢

毛勁松　王有鑫

摘要：文章利用1995年～2010年省際面板數據，實證研究了地區金融發展對工業制成品出口比較優勢的影響。結果發現，無論采取何種指標衡量出口比較優勢，存貸款絕對規模和相對規模增加都有利于地區工業制成品出口；考慮貸款期限，中長期貸款比重增加對顯性出口比較優勢有利，而對Michaely指數和凈出口率指數不利。此外，文章還發現物資資本和人力資本積累、自主研發投入增加、引進外資以及基礎設施改善也能夠提升工業制成品出口比較優勢，所有制的影響不明確。

關鍵詞：金融發展；工業制成品；出口比較優勢

一、 前言

目前國內文獻對金融發展如何影響地區出口比較優勢的研究相對稀少，而且實證所采用的數據相對陳舊，很難準確度量和探究金融發展對當下地區出口比較優勢的影響；現有文獻也很少考慮地區金融發展與地區工業制成品出口比較優勢之間可能存在的內生性問題。有鑒于此，本文試圖在以下幾個方面作出改進：一是利用三種金融發展指標和三種出口比較優勢指標實證研究金融發展對地區出口比較優勢的影響，從多個維度保證回歸結果穩健、可靠；第二，對回歸區間進行擴展，利用1995年～2010年31個省區市數據進行實證研究，使回歸結果能夠反映最近幾年的變化趨勢；第三，采用動態面板系統GMM方法對內生性問題進行控制，確保回歸系數真實可靠。下文結構安排如下：第二部分是地區工業制成品出口比較優勢現狀分析；第三部分是計量模型設定和數據說明；第四部分是實證結果分析；第五部分是結論及建議。

二、 地區工業制成品出口比較優勢現狀分析

1. Balassa顯性比較優勢指數。Balassa顯性比較優勢指數又稱出口績效指數，是分析一個國家或地區的某種產品是否具有比較優勢時經常使用的一個測度指標，其計算方法為：

RCAMit=（MXit/Xit）/（MXwt/Xwt）（1）

（1）式中MXit為i省在第t年的工業制成品出口額，Xit為i省在第t年的出口額，MXwt為我國第t年的工業制成品出口額，Xwt為我國第t年的出口額。RCAMit的含義是我國某地區工業制成品出口占該地區出口的比重與我國工業制成品出口占全國出口的比重二者之間的比率。RCAMit大于1時，表明i省的工業制成品出口比重大于全國工業制成品出口的比重，即該省的工業制成品貿易結構優于全國的平均水平；RCAMit小于1時，表明i省的工業制成品出口比重小于全國工業制成品出口比重，即該省的工業制成品貿易結構劣于全國平均水平。

表1列出了我國31個省市1995年～2010年的RCAM均值。首先，從我國工業制成品出口比較優勢的區域分布來看，東部沿海地區優勢相對明顯，其中江蘇、上海、廣東位居前3位。中西部地區在工業制成品出口方面的劣勢也顯現出來，RCAM均值最低的是山西省，因為煤、焦炭等資源型出口在山西省出口中一直占有較高比重。其次，值得注意的是，與工業制成品出口額相比，RCAM值能更準確的反應某地區在工業制成品出口中的比較優勢。例如，盡管重慶市工業制成品出口規模較小，僅占全國工業制成品出口的0.35%，但重慶市工業制成品出口的RCAM值卻位列第四位，僅次于江蘇、上海、廣東。相對于重慶，山東工業制成品出口規模較大，占全國工業制成品出口的5.14%，但其工業制成品出口的RCAM值僅在31個省份中位列第22位。主要原因是隨著西部大開發戰略的實施，重慶作為重點開發地區，經濟綜合能力不斷提高。從1995至2010年，重慶工業制成品出口占其總出口的96%，而山東工業制成品出口僅占其總出口的85.1%。

（2）Michaely指數。由于Balassa顯性比較優勢指數并沒有考慮到工業制成品進口在度量比較優勢中的作用，所以我們在這篇文章中同時采用了Michaely指數和凈出口率指數（NMX）。Michaely指數的計算方法為：

MIjt=MXjt/ΣMXjt-MMjt/ΣMMjt（2）

（2）式中，MMjt表示j省第t年的工業制成品出口額。與Balassa顯性比較優勢指數不同的是，Michaely指數是j省第t年工業制成品出口占全國工業制成品出口的比值與該省工業制成品進口占全國工業制成品進口的比值之差。Michaely指數度量了某地區的出口優勢與進口優勢的差額。由（2）式可知，MI指數的取值范圍是[-1，1]。MI的取值越大，表明某地區的工業制成品出口比較優勢越顯著；MI的取值越小，表明某地區的工業制成品出口比較劣勢越顯著。

由表1可知，Michaely指數前三位的是浙江、山東和福建，說明了東部地區的工業制成品出口仍具有一定的比較優勢。但位于Michaely指數后四位的是上海、北京、天津和廣東，這與Balassa顯性比較優勢指數形成形成巨大反差。原因就是Michaely指數考慮了進口貿易的影響。東部沿海一些省份的工業制成品出口占全國比重很高，但其工業制成品進口占全國比重可能更高。以上海為例，在1995年～2010年間，上海市的工業制成品出口占全國出口的11%，然而其工業制成品進口占全國進口的14.63%，因此導致了上海的MI指數為負。

（3）凈出口率指數。我們考慮到了工業制成品進口影響作用的第二個指標是凈出口率指數（NMX），也稱為貿易競爭力數，其計算公式為：

NMXjt=（MXjt-MMjt）/（MXjt+MMjt）（3）

由（3）式可知，NMX指數是用j省第t年工業制成品出口與進口之差除以該省的工業制成品進出口之和。和MI指數相同，NMX的取值范圍也是[-1，1]。NMX的取值越大，說明某地區的工業制成品出口相對于進口越大，該地區的比較優勢越明顯；NMX的取值越小，說明某地區的工業制成品出口相對于進口越小，該地區的比較劣勢越明顯。與MI指數所度量的是某個地區工業制成品進出口與全國工業制成品進出口的比較不同，NMX指數度量的是某地區自身工業制成品出口能力。

表1給出了我國各省份在樣本區間凈出口率指數的平均值。首先，從總體上看，在全部31個省份中，只有內蒙古、北京、海南和吉林四個省份的平均凈出口率為負，其它27個省份的平均出口率都為正，表明我國大部分省份在工業制成品凈出口方面都有比較優勢，這和我國總體工業制成品出口的快速發展是一致的。其次，與Balassa顯性比較優勢指數和Michaely指數都不同的是，凈出口率指數并沒有顯示出東部地區相對于西部地區的比較優勢。從表1可以看出，位于凈出口率均值前十位的省份中，只有河北、浙江屬于東部地區。而Balassa顯性比較優勢指數（RCAM）中排前三位的江蘇、上海、廣東的凈出口率指數（NMX）僅分別排在第20位、第27位和第22位。為什么兩個指數會有如此大的差異？從計量上說，RCAM指數和NMX指數的相關系數只有0.1，可知兩者的相關程度很低。從兩指數的度量方法上講，RCAM指數沒有考慮進口貿易因素的影響，由于東部地區的工業制成品進口額很大，甚至超過了其工業制成品出口額。因此，NMX指數很低甚至為負數，例如北京和上海。從兩個指數的計算公式上講，RCAM指數度量的是各省份工業制成品出口相對于全國工業制成品出口的比較優勢，而NMX指數度量的是該省份自身的工業制成品出口能力。

三、 計量模型設定及數據說明

1. 計量模型設定。我們認為，地區金融發展水平越高，融資約束越低，工業企業就能夠以較低的成本獲得資金從事投資和生產活動，從而促進出口。參考包群和陽佳余（2008）方法設立如下計量模型：

RCAMit=？琢i+？琢t+？茁1Financeit+？啄Cit+？著it（4）

其中，下標i和t分別代表地區和時間，？琢i代表地區固定效應，？琢t代表時間固定效應，？著it為誤差修正項。RCAM代表地區工業制成品的出口比較優勢，分別用上文計算的Balassa顯性比較優勢指數（RCAM）、Michaely指數（MI）和凈出口率指數（NMX）衡量。Finance代表地區金融發展指標，衡量地區金融發展水平，鑒于數據的可獲得性，本文主要采取以下三個指標衡量：（1）金融市場絕對規模指標（ASI），反映地區金融機構的發展程度和活躍水平，用地區全部金融機構存貸款額占同期國內總存貸款額比重表示；（2）金融市場相對規模指標（RSI），用地區全部金融機構存貸款額占GDP比重，這樣可以消除地區經濟發展水平對金融發展絕對規模的影響；（3）貸款期限指標（CPL），用地區金融機構中長期貸款額占全部貸款額比重表示。使用此指標原因在于工業制成品投資往往需要較長的一段時間才能發揮規模經濟效應，而且研發和創新投資具有較高的風險，在短期內很難收到成效，與短期融資相比，使用長期融資企業更易于實現規模經濟和降低風險。

C代表影響工業制成品出口比較優勢的其他控制變量，主要包括：地區人均資本存量（lnKL）；人均受教育年限（lnEDU）；研發支出（lnRD）；外商直接投資（lnFDI）；企業所有制（SOE）；公路里程（lnROAD）和鐵路里程（lnRAIL）。加入以上控制變量的原因在于：（1）根據要素稟賦理論，一國或地區在使用本地區充裕要素生產的商品上具有出口比較優勢，工業制成品與初級產品相比往往具有物質資本密集度和人力資本密集度高的特點，因此，如果地區人均物質資本和人力資本高在工業制成品的出口上也具有優勢；（2）研發支出增加有利于企業產品創新和功能改進，而且研發對于技術進步有正的外部性，如果地區研發支出高，該地區產品的國際競爭力就相對較強；（3）外資企業為了利用中國廉價勞動力選擇在中國投資設廠，然后再將產品出口到國外市場，如果地區外資比重大，該地區出口也相對多；（4）國有企業與私營企業相比，在政策支持和企業融資上擁有更多的便利條件，即使企業經營落后，創新意識不強，也能獲得壟斷利潤，因此，如果地區國有企業比重過高，地區出口產品競爭力相對較弱；（5）基礎設施已經成為促進經濟發展的重要推動力，地區公路里程和鐵路里程長，交通設施完善，企業的運輸成本相應較低，出口競爭力較強。

2. 數據來源及說明。各省市工業制成品進、出口數據和總的進、出口數據來自國研網對外貿易數據庫、各省市地方統計年鑒、《中國對外經濟貿易年鑒》以及《中國商務統計年鑒》。各省金融機構存貸款額和中長期貸款比重數據來自歷年《中國金融年鑒》。各省資本存量數據直接引自單豪杰（2008），并根據他的方法補充了后續幾年的數據。人均受教育年限參考包群和陽佳余（2008）的方法計算而得，各種文化程度的人口比重來自歷年《中國統計年鑒》。研發支出用研發活動內部經費的對數來衡量，數據來自歷年《中國科技統計年鑒》。外商直接投資用地區實際吸引外資額的對數來衡量，數據來自歷年《中國統計年鑒》。企業所有制用非國有單位職工占全部職工比例來衡量，數據來自歷年《中國統計年鑒》。公路里程和鐵路里程數據來自歷年《中國統計年鑒》。

鑒于各省份在風俗習慣、風土人情和文化傳統等方面的差異性，本文使用固定效應模型對計量模型（4）進行實證回歸。不過考慮到出口比較優勢大的地區，往往經濟發展水平比較高，出口商與國外擁有更多的經濟往來，出口帶來的大量外匯會促進地區金融機構服務質量和服務水平的提高，金融機構能夠通過開展票據貼現業務，為出口商擴大生產規模進行融資。因此，出口比較優勢與金融發展水平存在雙向因果關系，存在較強的內生性問題，如果不加以考慮會影響估計結果的一致性，本文利用動態面板數據系統GMM方法對此進行控制。

四、 實證結果分析

1. 金融發展與顯性比較優勢指數回歸結果。表2列出了三種金融發展指標與工業制成品顯性出口比較優勢指標的回歸結果。模型（1）～模型（3）是利用固定效應回歸方法得到的回歸結果，模型（4）～模型（6）是利用動態面板系統GMM方法得到的回歸結果。下面我們以系統GMM回歸結果為例，具體分析一下各變量的涵義。

從核心變量來看，三種金融發展指標都與工業制成品顯性出口比較優勢在1%水平上顯著正相關，說明金融絕對和相對規模的發展以及企業貸款期限結構都對工業制成品出口起到重要作用。存貸款規模增加，社會上有充足的流動性，工業制成品企業可以輕松獲得融資，企業擴大再生產有資金支持，這樣可以實現資金的優化配置，將社會閑散資金集合起來用于企業生產，從而促進了工業制成品出口。而且企業中長期貸款增加，企業可以關注自己的長期利益，將資金用于研發創新和科技發明上，企業可以承擔高風險投資，不必擔心短期內收不回投資成本，陷入流動性不足的陷阱。如此，工業制成品企業才能實現技術升級和產品質量提升，強化產品在國際市場的競爭力，從而促進出口。

從控制變量來看，人均資本存量和人力資本都與工業制成品的顯性出口比較優勢正相關，說明要素稟賦理論在我國成立，物質資本和人力資本充裕的地區在生產工業制成品上具有優勢。研發支出增加也對工業制成品出口有利，企業增加研發投入有利于科技創新和產品質量升級，在國際市場上能夠依靠質量競爭策略事先市場擴張。外資進入也對工業制成品顯性出口比較優勢有利，外資企業不僅能夠通過擴展邊際和集約邊際直接促進出口增加，還能夠通過人員流動、示范、競爭效應帶來技術溢出，形成正的外部性，促進同行業內資企業的出口。民營企業在地區經濟比重的增加并未對工業制成品顯性出口比較優勢帶來正向作用，這與預測相悖，可能原因在于國有企業由于經濟規模較大，掌握較多資源，風險承受能力較高，控制了本行業大部分出口份額；民營企業雖然較具活力，但由于企業規模較小，難以承擔出口帶來的額外成本和付匯風險，因而比重增加反而不利于出口增加。此外，基礎設施改善有利于工業制成品顯性出口比較優勢的提升，公路里程和鐵路里程線路的擴張，使交通覆蓋面和輻射面大幅擴展，能將更多地區納入到出口經濟圈，運輸成本下降也使企業獲利能力提升，企業更有動力從事出口。

2. 金融發展與MI指數和NEX指數回歸結果。Balassa顯性比較優勢指數只考慮了工業制成品出口，而沒有考慮工業制成品進口在度量比較優勢中的作用，因此，為了全面分析金融發展對各地區出口比較優勢的影響，接下來我們借助動態面板系統GMM方法，利用三種金融發展指標分別對Michaely指數（MI）和凈出口率指數（NMX）進行回歸（具體結果見表3）。

從核心變量來看，金融發展的決定和相對規模與MI指數和NEX指數正相關，而中長期貸款期限結構變量與MI指數和NEX指數負相關。這說明存貸款絕對和相對規模的增加，不僅對工業制成品出口有利，同時融資約束的緩解也有利于工業制成品的進口。對于國內進口商而言，較低的融資成本使進口商可以通過金融機構獲得更多的信貸支持用于進口，國內外進口商品價格差能夠抵補融資成本，進口商會更多的進口。

從控制變量來看，回歸結果基本與RCAM指數回歸結果一致。人均物質資本存量和人力資本的提高對地區工業制成品出口比較優勢有利，在現階段我們還是要在比較優勢理論的指導下，不斷增加物質資本積累和人力資本投資，通過資本密集度提升和勞動效率提高帶動出口增長和出口結構優化升級。研發支出增加和外資滲透率提高也對地區工業制成品出口比較優勢有利，說明一方面我們要加大自主研發投入，通過自主創新實現技術進步，另一方面我們要積極吸引外資，通過技術外溢實現技術進步。

與RCAM回歸結果不同，在考慮到進口因素后，私營經濟比重增加能夠促進地區工業制成品的出口，這有可能是加工貿易造成的。加工企業從國外進口原材料、中間投入品進行加工、組裝之后將產品再出口，國外企業主要看重中國的廉價勞動力，這一點在私營企業身上體現的更明顯。基礎設施的改善仍然對出口比較優勢的發揮產生了巨大地促進作用。

五、 結論及建議

金融發展能夠緩解融資約束，降低融資成本，刺激工業制成品企業擴大再生產，從而對出口比較優勢有利。本文利用1995年～2010年31個省、市、自治區的進出口貿易數據，在對三種出口比較優勢指數進行分析的基礎上，對此進行了實證檢驗。結果發現，無論采取何種指標衡量出口比較優勢，存貸款絕對規模和相對規模的增加都有利于地區工業制成品出口，表明金融市場規模對地區出口有重要作用；考慮貸款期限，中長期貸款比重增加對顯性出口比較優勢有利，而對考慮了進口因素的Michaely指數和凈出口率指數不利。此外，本文還發現物資資本和人力資本增加對工業制成品出口比較優勢有利，自主研發和引進外資也能通過技術進步促進地區出口的增長，基礎設施改善通過降低運輸成本也刺激了工業制成品的出口。

本文利用三種金融發展指標和三種出口比較優勢衡量指標，全面考察了金融發展對工業制成品出口比較優勢的影響，本文的結論具有很強的現實意義。既然金融發展在地區工業制成品的出口中扮演如此重要的地位，各地區應該重視金融市場的完善和金融體系的建立，通過扶持金融機構，為進出口企業提供更多的融資產品和全方位的服務體系，促進企業通過擴大再生產發揮規模經濟，從而促進地區出口的增長。而且，長期以來金融機構在信貸發放上對民營經濟歧視性的政策，也不利于民營經濟的發展。金融機構應該放寬信貸限制，將資金更多的流向充滿活力和競爭力的中小民營企業，扶持具有潛力的新興企業和綠色企業，通過優化資金配置提升不同所有制出口企業的國際競爭力。

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4. 包群，陽佳余.金融發展影響了中國工業制成品出口的比較優勢嗎.世界經濟，2008，（3）.

作者簡介：毛勁松，南開大學經濟學院博士生；王有鑫，南開大學經濟學院博士生。

收稿日期：2014-03-11。