融資約束如何影響出口邊際：來自我國制造業行業的證據

祝樹金，吳永梅，趙玉龍

(湖南大學 經濟與貿易學院，湖南 長沙 410079)

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融資約束如何影響出口邊際：來自我國制造業行業的證據

祝樹金，吳永梅，趙玉龍

(湖南大學 經濟與貿易學院，湖南 長沙 410079)

借鑒出口三元邊際的分解方法，采用117個主要國家的HS六位碼出口貿易數據測算了2000—2013年我國25個制造業行業出口增長的擴展邊際、價格邊際和數量邊際，進而建立計量模型，采用系統GMM方法，實證研究了融資約束對出口三元邊際的影響。結果發現，我國制造業出口增長主要沿集約邊際來實現，其中數量邊際起主導作用；內外部融資約束的緩解對出口擴展邊際與數量邊際具有顯著促進作用，而對出口價格邊際的影響不一致；融資約束對于出口邊際的影響作用在不同要素密集度行業之間存在差異性。

融資約束；三元邊際；系統GMM

一 引 言

改革開放特別是入世以來，我國出口貿易發展迅速，出口貿易額由1978年的97.5億美元增長到2001年的2661.5億美元，年均增速為16.22%；到2007年達到12200.6億美元，期間年均增速達35.60%。但受2008年全球金融危機的影響，我國出口貿易形勢出現逆轉，出口增速減緩，近五年年均增速不到10%。2016年我國政府工作報告明確提出要推動外貿穩增長、調結構，支持企業“走出去”。而改善企業融資約束對于促進外貿增長具有重要作用。本文通過將我國制造業貿易增長分解成出口三元邊際，細化出口貿易結構，并實證研究融資約束對我國制造業出口增長的影響，深入分析融資約束對出口貿易結構的具體的影響路徑。

企業異質性貿易理論從出口二元邊際(擴展邊際和集約邊際)的視角解釋出口貿易的增長，認為出口增長不僅來自現有產品出口規模的擴大，而且也有來自出口產品種類的擴大和出口市場的擴張。許多研究分別從國家層面、企業層面以及行業層面，基于出口二元邊際的分解來解釋出口貿易的增長[1][2][3]。此外，Hummels和Klenow進一步從產品視角將出口集約邊際分解為數量邊際和價格邊際，進一步將二元邊際的分解模式拓展成為三元邊際的分解模式，更清晰地描繪了集約邊際的增長路徑。施炳展基于此方法測算了中國出口增長的三元邊際，但忽視了中國不同行業的差異性[4]。劉瑤和張曉磊考慮了行業異質性，研究了中國裝備制造業的出口增長路徑[5]，因此細分所有制造業行業進行出口三元邊際的分解是十分有必要的。

在對出口貿易增長進行分解的基礎上，大量研究探討了出口邊際的影響因素，主要包括貿易成本、融資約束、匯率制度、外部沖擊與其他因素等[6]-[10]。而關于融資約束與出口邊際的研究，學者主要從外部資金規模限制與流動性約束兩個方面來衡量融資約束，認為融資約束對出口擴展邊際具有抑制作用。Chaney認為由于流動性約束的存在，企業無法獲得充足的外部資金，即使企業達到了出口的臨界生產率水平，其內部資金也無法彌補出口成本，因而企業無法進入出口市場[11]。Muuls綜合考慮了內部資金和外部融資對出口的影響，認為融資約束是影響出口擴展邊際的一個重要決定因素，企業具有較高的生產率或者較多的抵押資產均有助于企業獲得較多的外部融資克服出口固定成本成功出口[12]。Melitz的生產率效應模型與Kugler和Verhoogen的質量效應模型探討了融資約束對價格邊際的影響機制[13]。生產率效應模型假設融資約束趨緊會抑制企業生產率，企業需要承擔更高的邊際成本，因此制定較高的出口價格，從而影響企業出口的價格邊際。Secchi等通過研究發現受融資約束的企業會以較高的價格在出口市場上銷售產品[14]。而Kugler和 Verhoogen的質量效應模型認為受融資約束的影響，企業無法負擔提高質量帶來的一系列額外成本，因此，這些企業會選擇以低價格出口低質量的產品。Phillips和Sertsios認為融資困境可能導致企業進行次優選擇，生產低質量的產品，從而降低產品的出口價格[15]。Fan et al.將質量選擇和融資約束同時納入Melitz模型，從質量效應和生產率效應兩個維度闡述了融資約束對出口價格的影響機制，并采用中國企業層面的數據進行實證分析，表明面臨信貸約束的企業會選擇生產低質量的產品并以較低的價格進行出口[16]。

綜上，已有文獻研究了融資約束對出口二元邊際(擴展邊際和集約邊際)的影響，但集約邊際可以進一步分解為數量邊際和價格邊際，目前并沒有文獻基于出口三元邊際的視角研究融資約束對出口增長的影響。本文采用2000～2013年我國25個制造業行業與117個貿易伙伴國或地區的雙邊貿易數據，對我國制造業行業出口增長進行三元邊際分解，研究我國制造業出口增長的內在結構特征，發現我國制造業出口增長主要沿集約邊際推進，而其中又以數量邊際起主導作用；同時根據融資約束來源的差異，從外部融資約束和內部融資約束兩個層面探討其對出口擴展邊際、價格邊際及數量邊際的影響，深入分析融資約束對我國出口貿易結構的影響路徑并提出相應的政策建議。

二 我國制造業出口三元邊際的測度及其特征

(一)我國制造業出口三元邊際的測度方法

本文基于Hummels and Klenow、施炳展的方法，將我國制造業行業的出口增長分解為擴展邊際和集約邊際，并進一步將集約邊際分解為數量邊際和價格邊際。擴展邊際EM為：

(1)

其中c、r、m分別代表對象國、參考國和出口目的國；k表示出口行業；i表示產品種類，p、q分別表示每一產品的單位價值和數量，Ikcm、Ikrm分別表示對象國c和參考國r向m國出口k行業的產品種類集合，本文研究對象國為中國，參考對象為整個世界，這樣Ikcm就是Ikrm的子集。式(1)表示中國與世界出口到m國的k行業內的重疊產品中世界貿易額占該行業世界出口到m國總貿易額的比重，其取值范圍介于0到1之間，值越大，擴展邊際越大，意味著行業內產品出口的重合程度越高，這說明了中國k行業在出口產品種類上實現了增長，集約邊際IM為。

(2)

(3)

Pkcm=IMkcm/Qkcm

(4)

在此基礎上，將c國k行業出口占世界總出口的市場份額R表示為：

Rkcm=EMkcm×IMkcm=EMkcm×Qkcm×Pkcm

(5)

進一步，為了得到某一行業出口三元邊際的整體情況，需要把同一行業對不同市場的出口邊際分別進行合并，計算方法如下：

EMkc=∏m∈M-c(EMkcm)αcm

(6)

IMkc=∏m∈M-c(IMkcm)αcm

(7)

Qkc=∏m∈M-c(Qkcm)αcm

(8)

Pkc=∏m∈M-c(Pkcm)αcm

(9)

其中αcm表示我國k行業對m國出口占k行業總出口額的比重；M-c表示我國之外的所有進口市場的集合。

(二)數據來源及處理

本文計算采用的原始數據為2000～2013年117個國家HS-6位碼(1992版)雙邊貿易數據，選取了HS-6位碼中屬于制造業行業的4504種產品，數據來源于聯合國統計貿易數據庫(UN Comtrade)。貿易總額利用美國所有城市居民的消費者物價指數*參照施炳展的處理方法，數據來源于美國勞工部。進行平減，以2000年為基期。出口單位價格通過貿易總額除以凈重得到，之所以采用凈重的數據而不是產品數量值是因為衡量凈重的單位一致，便于計算和比較。少數國家或地區的某種產品編碼沒有對應的產品數量，首先利用計算該產品當年的世界平均價格，再使用世界平均年價格替代該產品的單位價格，然后用世界出口總價值除以單位價格算出其出口數量。

參照ISIC第二版關于制造業行業的三位數編碼，本文將制造業分為25個行業，并根據Haveman主頁*http：//www.macalester.edu/research/economics/page/haveman/Trade.Resources/tradeconcordances.html上關于HS-6位數產品與ISIC行業的對應表，進一步整理出HS-6位數商品代碼與25個ISIC行業的對應關系。根據Lall的方法按SITC三位數的產品技術含量分類和聯合國數據庫中SITC與ISIC的轉換標準，本文通過整理得到25個ISIC行業與我國制造業行業(國民經濟行業分類標準)的對應關系*關于行業的對應關系表如有需要可向作者索取。。

(三)我國制造業出口三元邊際變化的特征分析

1.我國制造業出口增長主要依賴于集約邊際，尤其是數量邊際起主導作用

如表1所示，入世以來，我國制造業出口份額一直穩步上升，從2000年的6.5%增長到2013年的20.9%，年均增速為8.70%。但從出口三元邊際的分解來看，我國制造業出口的擴展邊際增長趨勢平緩，年均增速僅為0.29%，集約邊際總體上穩步上升，年均增速達到8.39%，集約邊際對制造業出口增長的貢獻遠大于擴展邊際。同時，價格邊際在樣本期間有小幅波動，增速及其平緩，年均增速僅為0.07%，數量邊際總體上呈快速上升趨勢，年均增速為9.34%。因此，我國制造業出口增長主要貢獻依賴于集約邊際，其中以數量邊際為主導。此外，我國出口擴展邊際均在0.82之上，接近于1，絕對值處于高位，且2007年之前表現為上升趨勢，2008年以后存在小幅波動并趨于下降，表明我國制造業出口雖然具有出口種類較為齊全的特征，但是依賴于特定的產品或市場，出口抗風險能力不強，易受特定市場沖擊和經濟沖擊的影響。價格邊際(P)總體增速十分緩慢，從其數值大小來看，也都小于1，說明我國制造業出口商品的價格低于世界平均水平，而價格通常被作為質量的替代指標[17]，這在一定程度上表明我國出口產品的質量較低，國際競爭力偏低。數量邊際(Q)從2000年的0.0734到2013年的0.2562，總體增長了約3.5倍，但是數量邊際的增長速度并不均勻，增速總體趨于下滑，由2000～2001年的46.31%下滑到2012～2013年的0.06%。隨著我國人口紅利的逐漸消失以及出口需求拉動減緩，我國制造業出口的比較優勢逐漸減弱，我國以數量邊際為主的粗放型出口增長難以為繼。因此要推動我國出口的持續增長，需要進一步優化制造業出口貿易結構，逐步轉為以擴展邊際和價格邊際為主的品質型增長。

表1 我國制造業的出口三元邊際

2.我國制造業出口三元邊際在不同行業存在較大差異性

根據表2，我國制造業的大多數分行業的出口三元邊際表現為上升趨勢。具體來看，我國制造業各行業出口擴展邊際在數值和增速上具有不同的特征，就數值來看，擴展邊際最大為家具行業，其值趨近于1，幾乎是擴展邊際最小的有色金屬行業的2倍；就增速來看，除了食品和有色金屬行業，其他各行業出口的擴展邊際增速均為正，其中飲料行業的增速最快。除了服裝、電子機械以及紡織品相關制品行業的出口價格邊際大于1，其他各行業的出口價格邊際均小于1，說明我國制造業大部分行業出口的價格水平低于世界平均出口價格水平；就出口價格邊際的增速來看，除了家具、服裝等少數幾個行業的出口價格邊際增速為負，大部分行業出口的價格邊際處于上升趨勢。雖然我國制造業各行業(飲料行業除外)的數量邊際的絕對值均比較小，但是多數行業出口的數量邊際增速較大，其中增速超過10%的行業分別有家具、玻璃、陶瓷相關制品、服裝、皮革、電子機械、紡織品相關制品、其他制造以及飲料行業。

表2 2000～2013我國制造業各行業的出口三元邊際

三 融資約束影響出口三元邊際的實證分析

(一)模型設定及變量說明

本文參考孔祥貞等的研究建立計量模型，同時考慮到出口行為可能受上一期出口決策的影響[18]，因此在模型中加入被解釋變量的滯后一期，來探討不同的融資約束程度對出口三元邊際的影響。計量模型如下：

lnYkt=α0+α1lnYkt-1+α2lnFinancekt+

α3CVkt+ekt

(10)

其中，下標k表示行業，t表示年份。因變量Ykt分別以行業k在t年出口的擴展邊際(EM)、價格邊際(P)、數量邊際(Q)來代替。Ykt-1表示因變量的Ykt的一期滯后項。Financekt代表行業k在t年的融資約束，包括外部融資約束和內部融資約束。CV表示其他控制變量。

考慮到外部資金規模限制和流動性約束，本文從外部環境和內部特征兩個視角來衡量融資約束。外部融資約束是指由于資本市場的不完善，企業無法支付過高的外部融資成本導致無法籌集到外部資金[19]。本文采用商業信貸約束度量外部融資約束，以該行業的應收賬款與總資產的比重的對數值(lncc)來表示，該值越高表明該行業的商業信貸能力越強。商業信貸約束比較合適地衡量了企業的外部融資狀況，因為貿易信貸不僅能夠促進資金合理配置，而且能促使資金從容易融資的企業流向較難融資的企業，同時貿易信貸也能促進我國大部分企業快速發展。內部融資約束主要體現在企業在生產經營過程中由于內部資金不足致使企業自身資金的流動性受到限制，采用利潤總額與總資產的比率的對數值(lnic)來測度，該值越高，企業受內部融資約束的程度越低。

其他控制變量包括全要素生產率、資本密集度、研發支出、行業規模等。全要素生產率，根據新新貿易理論，企業只有達到臨界生產率才有可能成功出口，且生產率對出口擴展邊際、出口價格與出口數量有重要影響[20]，本文采用索洛殘差法計算各行業的全要素生產率(tfp)。資本密集度，要素稟賦理論認為生產要素密集度是影響出口決策的重要因素，本文采用人均固定資產來衡量各行業資本與勞動的相對稟賦差異(ci)。研發支出，國際貿易新要素理論認為研發能夠改變一國在出口市場中的比較優勢，有助于提升出口競爭力，本文采用各行業的內部研發支出費用占總資產的比重來衡量研發要素的支出程度(rd)。行業規模，根據新貿易理論，規模經濟有助于實現產品規格的標準化，有助于出口增長，本文采用我國制造業各行業的總資產來表示行業規模(size)。所有控制變量進入模型均采用其自然對數形式。

計算內外部融資約束的原始數據來源于2000～2014年的《中國工業統計年鑒》。其中，總資產和固定資產分別采用工業品出廠價值指數和固定資產價格指數進行平減，以2000年為基期；計算全要素生產率、資本密集度的原始數據來源于2000～2014年的《中國工業統計年鑒》，計算研發支出的原始數據來源于2000～2014年的《中國科技統計年鑒》。表3顯示的是各變量的描述性統計。

表3 各變量的描述性統計

(二)實證結果分析

因為模型(6)中包含被解釋變量的滯后項，同時考慮到出口行為可能影響融資約束從而導致采用OLS方法估計模型存在內生性問題[21]，故采用系統GMM方法對(6)式進行估計。

1.融資約束影響出口三元邊際的基本回歸分析

表4中(1)-(2)列、(3)-(4)列、(5)-(6)列分別報告的是融資約束影響出口擴展邊際、價格邊際、數量邊際的回歸結果。根據表4中(1)-(2)列回歸結果，出口擴展邊際的增長存在滯后效應，前期擴展邊際的增長促進當期擴展邊際。列(1)中外部融資約束指標(lncc)和列(2)中內部融資約束指標(lnic)的系數均在1%水平上顯著，內外部融資約束的緩解均有助于出口擴展邊際的提升，這與陳繼勇和劉騏豪的結論一致[22]。一方面，受外部融資規模的約束，企業無法獲得足夠的資金去覆蓋出口固定成本；另一方面，受自身留存收益的制約，生產率不高導致企業沒有足夠的留存收益用來彌補出口成本，這兩方面的共同作用導致企業面臨出口固定成本約束，難以進入出口市場，或者減少產品種類的出口，從而抑制了出口擴展邊際的增長。

內外部融資約束對出口價格邊際的影響存在差異性。由表4可知，列(3)中商業信貸指標(lncc)的系數為0.155，并且統計顯著，外部融資約束的緩解能夠有效提高出口產品價格，與Fan等的結論一致。Fan等認為融資約束會降低企業出口價格是因為質量效應的主導作用導致可變成本和固定成本之間配置不當，從而引起出口價格扭曲，因此融資約束的緩解有助于促進出口產品價格的提升。列(4)中內部融資約束指標(lnic)的系數為-0.225，內部融資約束的緩解降低了出口的價格邊際。

表4 融資約束影響出口三元邊際的回歸結果

注：一是L.表示相應變量的一期滯后項；二是估計參數下面括號內的數值為系數的標準誤差；三是AR(1)、AR(2)表示殘差項的一階、二階自相關性檢驗，Hansen檢驗表示工具變量的過度識別約束檢驗，相應的數字表示檢驗的p值；四是“*、**、***”分別表示估計系數在10%、5%、1%的顯著性水平上統計顯著。下表同。

內外部融資約束的緩解促進出口的數量邊際。表4列(5)中代表外部融資能力的商業信貸能力的指標(lncc)的系數為0.382，且在1%水平上統計顯著，說明企業面臨的外部融資約束較小，可變成本壓力會得到減輕，有助于企業擴大生產規模，增加貿易流量，提高數量邊際，這與Chor和Manova的結論類似[23]。列(6)中代表內部融資能力的指標(lnic)的系數為0.154，企業內部資金約束越小，表明企業自身留存收益較充足，較易克服出口可變成本。因此，不管是外部融資約束還是內部融資約束的緩解都有助于提高出口數量邊際。

控制變量中，生產率變量(lntfp)對出口擴展邊際的系數為負，對價格邊際和數量邊際的系數均為正，生產率對出口擴展邊際的影響存在“生產率悖論”現象，而生產率的提升對出口價格和出口數量均有顯著的促進作用。代表資本密集度的指標(lnci)的系數均為負，說明資本密集度越低，越有助于我國制造業出口三元邊際的提升，這可以由我國制造業仍處于加工貿易階段，主要依賴勞動力比較優勢的現狀得到解釋。代表研發支出的指標(lnrd)的系數為負，這說明研發支出的提高并沒有對出口邊際擴大起到積極作用。一般認為研發支出有助于出口增長，而羅長遠、季心宇通過研究發現在融資約束條件下，企業需要權衡研發和出口，兩者之間可能產生負向影響[24]。行業規模(lnsize)與出口三元邊際顯著正相關，說明行業規模越大越有利于促進出口的三元邊際。

2.分行業區分要素密集度的回歸結果分析

我國勞動力資源豐富，具有廉價勞動力優勢，根據要素稟賦理論的觀點，我國在勞動密集型行業具有比較優勢，那么這種比較優勢是否在我國制造業出口的增長路徑中得到凸顯呢？本文根據行業的要素密集度將所有制造業行業進行區分，進一步探討要素密集度不同的行業，內外部融資約束如何影響其出口邊際。本文將25個制造業行業按要素密集度分為勞動密集型和資本密集型行業*借鑒魯桐、黨印的分類方法，以生產要素中固定資產的重要程度為基準，固定資產比重越大的則劃分為資本密集型行業，否則為勞動密集型行業。，分別檢驗了外部融資約束和內部融資約束對出口三元邊際的影響，表5給出了對于不同要素密集行業，僅包含被解釋變量的滯后項以及內外部融資約束變量的回歸結果，各模型依然采用系統GMM方法進行估計，采用AR檢驗、Hansen檢驗分別進行殘差項的自相關性檢驗和工具變量的過度識別約束檢驗。從表中可以看出，不管是在資本密集型行業還是在勞動密集型行業，內外部融資約束的改善有助于提升出口的擴展邊際和數量邊際，但對出口價格邊際的影響存在差異；不同融資約束對出口三元邊際的影響程度因要素密集度不同有所差異。對于勞動密集型行業，內外部融資約束的改善顯著促進了出口擴展邊際和數量邊際，但對價格邊際的影響效應不明顯；但對于資本密集型行業，外部融資約束對于出口擴展邊際和數量邊際的回歸系數盡管為正但不顯著，而內部融資約束的緩解對于出口擴展邊際和數量邊際則有顯著的正向效應，但不利于價格邊際的提升。

表5 分行業內外部融資約束影響出口三元邊際的回歸結果

四 結論與政策建議

有效緩解企業融資約束，破解企業“融資難、融資貴”的問題，是推動我國出口貿易平穩增長、促進貿易結構轉型升級的重要舉措。本文將我國制造業出口增長分解為擴展邊際、價格邊際和數量邊際，考察我國出口邊際變化特征及其內在原因，進一步建立計量模型，采用我國制造業行業面板數據，實證研究內外部融資約束對我國制造業出口邊際的影響。研究表明，從出口增長的結構分析來看，我國制造業出口增長表現為以數量邊際增長為主導的粗放型增長方式；融資約束對出口三元邊際具有顯著的影響，內外部融資約束的緩解有助于出口擴展邊際的提升，內外部融資約束對出口價格邊際具有不同的影響，降低內外部融資約束程度能夠提高出口數量邊際。

本文的研究結論對于促進我國出口貿易結構升級和增長方式轉變具有重要的政策含義。首先，應進一步鼓勵自主創新，加快優化我國制造業出口貿易結構，實施產品多樣化和市場多元化戰略，注重產品質量提升，推動我國制造業出口增長向以擴展邊際或價格邊際為主的品質型方式轉變，改善制造業出口貿易條件。其次，加快金融體制改革的步伐，創造有利的外部融資環境。外部融資環境的改善是優化我國制造業出口貿易結構的重要方面。政府在積極引導各類金融機構加大對各類企業(尤其是中小企業)創新支持的基礎上，也應加快完善金融監管體制，規范金融市場秩序；各類金融機構應不斷提高融資服務的質量與效率，充分發揮市場配置資源的作用，創造出良好的融資環境及多元化的融資渠道。最后，企業應加強自身管理，優化內部融資結構。在我國大力推進股票、債券市場改革的背景下，企業應當抓住機遇提高直接投資的比重，優化企業內部機制，注重財務管理，優化企業內部融資結構。內部融資結構的完善有助于企業出口發展，促進產品多樣化與市場多元化，在維持穩定的出口收入的前提下改善出口貿易條件，提高抵抗外部沖擊的能力。

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How Financial Constraints Affect the Export Margins：Evidences From China’s Manufacturing Industries

ZHU Shu-jin，WU Yong-mei，ZHAO Yu-long

(School of Economics and Trade，Hunan University，Changsha 410079，China)

By using decomposition method of export margin and HS 6-digit export trade data of 117 countries，this paper decomposes China’s export growth of 25 manufacturing industries during 2000—2013 into extensive，price and quantity margin.And then the econometric model is put forward and estimated by using system GMM method to empirically explore the impact of financial constraints on export three margins.The results show that China’s export growth is mainly driven by intensive margin，especially by quantity margin.The ease of internal and external financial constraints can promote the growth of extensive and quantity margin，but play different roles on price margin.The impact of financial constraints on export margins varies among industries of different factor intensity.

financial constraints；three margin；System GMM

2017-03-09

國家自然科學基金項目(71573076)

祝樹金(1974—)，男，湖南隆回人，湖南大學經濟與貿易學院教授，博士生導師，研究方向：國際貿易與經濟增長。

F279.2

A

1008—1763(2017)04—0071—08