金融发展对出口复杂度的影响机制

杜　晓　英　

（1.上海财经大学国际工商管理学院，上海　200433；2.太原科技大学　经济与管理学院，太原　030024）

金融发展对出口复杂度的影响机制

杜晓英1，2

（1.上海财经大学国际工商管理学院，上海200433；2.太原科技大学经济与管理学院，太原030024）

金融发展通过人力资本积累、技术创新、外商直接投资技术溢出效应三种渠道提升出口复杂度，但其影响存在门限特征。当跨越金融门槛后，金融发展可以通过技术创新、外商直接投资技术溢出效应提升出口复杂度，且金融发展通过技术创新对出口复杂度的提升效应要大于金融发展通过外商直接投资技术溢出效应对出口复杂度的提升效应。因为中国金融发展的教育融资功能尚未发挥作用，所以金融发展通过人力资本积累提升出口复杂的作用较弱。

金融发展；出口复杂度；门槛模型

一、引 言

2013年我国货物贸易进出口额达到4.16万亿美元，超过美国成为了世界货物贸易第一大国。在世界贸易组织159个成员国中，中国是107个成员国前三大进口来源国，42个成员国前三大出口市场。但中国贸易发展仍面临许多问题，最突出的是出口产品技术含量不高，经济附加值低。近年来，我国政府积极采取了一系列措施转变贸易增长方式，调整贸易结构，提高出口产品附加值。出口复杂度提高是贸易增长方式转变的重要表现。

中国贸易迅速发展的同时金融改革也取得了巨大成就。金融发展是否有利于出口复杂度的提升，金融发展通过什么机制影响出口复杂度？对这些问题的研究开始于金融发展对贸易影响以及对出口复杂度影响因素的研究。2011年以前，这两方面研究是平行进行的，在各自领域都取得了丰硕成果。齐俊彦首次从理论上分析了金融发展对出口复杂度的影响，并用跨国数据采用GMM方法进行实证研究。结果表明技术复杂度越高的产品研发和生产过程不确定性越强，在信息不对称情况下，外部融资难度越大，越容易导致金融市场逆向选择问题。金融发展通过解决逆向选择问题促进一国专业化生产高技术复杂度的产品，进而提升一国整体的出口复杂度。［1］顾国达、方圆与方晨靓建立内生产品种类扩张模型分析金融发展对出口技术复杂的影响，他们的研究表明金融发展是促进出口复杂度提升的重要因素，金融效率与金融结构对出口复杂度的影响显著，东部地区和高科技产业由金融效率推动，西部地区和低技术产业由金融规模推动。［2］方圆进一步区分了金融发展对出口复杂度的直接影响和间接影响，她认为金融发展通过资金筹措功能和信息不对称下的激励功能直接影响出口复杂度，通过提高资本配置效率、人力资本积累、FDI技术溢出效应间接影响出口复杂度。金融规模主要通过研发资本渠道影响出口复杂度，金融效率主要通过外商直接投资影响出口复杂度，金融结构主要通过人力资本途径影响出口复杂度。金融规模对出口复杂度的影响比金融效率和金融结构对出口复杂度的影响幅度都大。金融发展对中国区域出口复杂度提升具有“门限特征”。［3］刘斌等基于2003～2008年中国地区面板数据运用两步GMM方法的实证研究表明，金融发展促进技术复杂度的提升。［4］郭亦玮等使用中国数据采用固定效应模型，分东、中、西部地区进行实证研究的结果表明，金融发展对东、中、西部出口复杂度均有促进作用，但西部的影响幅度最高，中部次之，东部最低。［5］刘玉娟认为完善的金融体系能够满足企业吸收FDI带来新技术的资金需求，降低企业吸收FDI技术溢出过程中存在的不确定性，有利于外商直接投资发挥技术效应，提升出口复杂度。［6］雷日辉利用1996～2011年跨国面板数据，运用系统广义矩估计方法从外资技术溢出视角对金融发展影响出口复杂度的作用机制进行了经验分析。［7］顾国达、郭爱美从人力资本积累、研发效率提升和FDI技术溢出吸收能力三方面分析金融发展对出口复杂度的影响机制，使用跨国截面数据引入交叉项实证分析金融发展对出口复杂度的影响机制，肯定了理论预期。［8］

通过对现有研究文献的分析可以看出：第一，现有文献主要关注金融发展对出口复杂度的影响，而深入研究金融发展对出口复杂度影响机制的文献较少。第二，现有金融发展对出口复杂度影响机制的实证研究采用的都是跨国横截面普通最小二乘估计法，无法反映动态变化，且计量方法过于简单。为此，本文对金融发展对出口复杂度的影响机制进行理论分析，并使用中国2002～2008年省际面板数据采用门槛模型进行实证研究，结果表明：金融发展通过人力资本积累、技术创新、外商直接投资技术溢出效应提升出口复杂度，但其影响存在门限特征。

二、金融发展对出口复杂度影响机制的理论分析

金融发展主要通过人力资本积累、技术创新、FDI技术溢出三种机制影响出口复杂度。

首先，金融发展通过人力资本积累促进出口复杂度提高。出口复杂度高的商品在生产中需要熟练技术工人，教育有助于培养熟练技术工人。然而个人和家庭拥有的物质财富不同，许多个人因家庭经济困难而无法完成学业。信贷市场可以为资金短缺者提供教育贷款，帮助其完成学业，接受更好的教育。信贷市场的存在使人力资本投资不再完全依赖家庭内部融资，提高了人力资本积累速度。日益完善的信贷市场可以减少信贷者资信状态的识别成本，降低教育融资成本，提高教育融资效率，有利于提高人力资本水平。因此，本文提出命题1。

命题1：金融发展通过人力资本积累提高出口复杂度

其次，金融发展可以通过技术创新提高出口复杂度。金融发展通过技术创新提高出口复杂度的原因在于：第一，金融发展可以为技术创新提供资金支持。一般来说，企业生产技术水平高则出口复杂度高，技术创新是提高企业生产技术水平的重要渠道，资金是技术创新所需要的重要资源。金融发展可以为企业技术创新提供外部资金支持，缓解技术创新的资金压力。第二，金融发展有助于解决技术创新融资中的逆向选择问题。产品技术复杂度越高，离世界技术前沿越远，技术创新难度越大，研发过程中不确定越强，在信息不对称情况下企业外部融资难度越大。金融机构和企业在研发项目中的风险与收益的信息获取方面是不对称的，金融机构按照期望收益进行贷款决策，为优质企业提供的贷款条件高，而为劣质企业提供的贷款条件低，容易产生逆向选择问题，这降低了行业研发效率，延缓了技术进步速度。金融发展能够有效降低金融机构和企业间信息不对称的程度，缓解逆向选择问题，降低企业外部融资难度。因此，随着金融发展水平的提升，技术复杂度高的产品研发容易获得外部资金支持，产品出口复杂度提高。因此，本文提出命题2。

命题2：金融发展通过技术创新提高出口复杂度

最后，金融发展通过提高FDI技术溢出效应来提高出口复杂度。其原因主要有以下两点：第一，金融发展可以通过影响东道国外商直接投资前后相关联效应而影响技术外溢。金融发展通过改善企业融资约束增强本土企业与外资企业在价值链上的关联性而增强FDI技术溢出效应。Alfaro的研究表明，FDI通过前后向关联效应对东道国中间产品研发和生产企业产生正向溢出效应。［9］第二，金融发展可以提高外商直接投资技术溢出吸收能力，进而改善外商直接投资技术溢出效果。外商直接投资可以对东道国企业产生技术溢出效应，但溢出效应大小不仅取决于外商直接投资的性质，而且还取决于东道国企业的吸收能力。金融发展、人力资本和技术水平是影响外商直接投资技术溢出吸收能力的重要因素。由于企业创立需要大笔启动资金，东道国金融发展水平越高，企业创立者越能有效地通过外部融资获得该笔启动资金，从而能更有效地利用外资企业的先进技术，获得技术外溢效应。由此可见，金融发展是外商直接投资技术溢出吸收能力的重要因素之一；外商直接投资技术溢出效应的大小与东道国和外商直接投资来源国的技术差距有关。Keller的研究表明，由于发展中国家技术水平和外商直接投资技术水平差距巨大，发展中国家企业吸收能力有限，不能有效利用外商直接投资带来的技术溢出效应。［10］因此，金融发展有利于技术创新，可以缩短与投资来源国的技术差距，进而提高东道国外商直接投资技术溢出吸收能力；人力资本是外商直接投资吸收能力的重要方面，是造成各地区外商直接投资技术溢出效果差异的关键因素。而金融发展可以提高人力资本积累速度，提高人力资本水平。因此，金融发展可通过人力资本积累来提高外商直接投资吸收能力。因此，本文提出命题3。

命题3：金融发展通过提高FDI溢出效应提升出口复杂度

三、金融发展对出口复杂度影响机制的实证研究

1.模型设定

一些研究结果表明，金融发展对技术进步及贸易影响具有门限特征。例如，Hansen非动态面板门槛模型不仅可以有效估计门槛值，还可以对门槛的正确性及内生“门槛效应”进行显著性检验。该模型是将门槛值作为一个未知变量引入实证模型，并对门槛值和门槛效应进行估计与检验。首先假设存在“单门槛效应”，多门槛模型可以在单门槛模型基础上进一步拓展。［11］借鉴Rajan、Zingales［12］和Manova［13］的研究成果，本文采用交叉项方法反映金融发展对出口复杂度的影响机制。构建门限回归模型（1）、（2）、（3）来验证命题1、命题2、命题3。

其中，下标i和t分别表示地区和年份。因变量为出口复杂度（Excomp），主要自变量为金融发展水平（Fin）。其他控制变量为外商直接投资（FDI）、技术创新（Patent）、基础设施（Inf）、人均物质资本存量（Cap）和人力资本（Hum）。qit为门槛变量，γ为特定的门槛值，I（qit>γ）为示性函数，ui为个体观测特征。εit为随机扰动项，且εit～iid.N（0，σ2）。

2.变量选择及数据说明

（1）出口复杂度（Excomp）。出口复杂度可以反映产品和产业层面出口技术含量。Rodrik［14］和Hausmann［15］最先提出了出口复杂度度量方法，姚洋、张晔［16］、郭亦玮［8］等学者修正了出口复杂度测度方法。本文采用郭亦玮等的方法对出口复杂度进行测度。

在公式（4）中，Excompj为产品j的出口复杂度，Exji为i地区产品j的出口额，α为出口中进口中间品份额，用出口产品中加工贸易进口产品的比重来表示。Yi为i地区人均GDP，m表示出口产品种类数。

在公式（5）中，Excompis表示i地区s产业的出口复杂度，权重是剔除加工贸易后的i产品在该地区出口所属s产业的份额。

在公式（6）中，Exccompi表示i地区的出口复杂度，权重为剔除加工贸易后i地区s产业在总出口中所占的比重。

郭亦玮等的方法有两方面优点：一是通过剔除加工贸易而扣除最终产品出口中进口中间产品的影响，避免了出口复杂度被高估的问题。二是采用各省人均GDP作为权重来测算产品出口复杂度，不会出现在跨国研究中，中国收入水平较低但却出口了较高复杂度产品的特殊问题。

计算出口复杂度需要的加工贸易进口与制造业出口数据来源于国研网，本文将HS四位代码商品贸易数据归集到SITC三位代码产品类别中，然后再归集到28个制造业产业。由于国研网仅提供了2002～2008年的HS四位代码数据，因此，本文使用2002～2008年的中国数据进行分析。

（2）金融发展（Fin）。现有的实证研究中使用的金融发展指标种类繁多，不同指标从不同角度反映了金融发展水平。使用最多的是麦氏指标（M2/GDP）和戈氏指标（FIR）。王毅、李广众、陈平等学者认为麦氏指标不能合理度量中国金融发展规模。因此，本文采用戈氏指标来反映金融发展水平。金融对经济的支持主要体现在信贷上，本文用金融机构存款与金融机构贷款之和与地区GDP之比来反映金融发展水平。数据来源于各省统计年鉴。

3.其他变量

外商直接投资用按各年年末汇率中间价折算的人民币计价的外商直接投资实际利用外资额表示，数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》；技术创新以专利申请授权数为代理变量，数据来源于《中国科技统计年鉴》；基础设施用公路里程、铁路营运里程、内河航运里程之和与地区土地面积之比来反映。公路里程、铁路营运里程、内河航运里程数据来源于国研网，地区土地面积来源于《中国区域经济统计年鉴》；物质资本存量用物质资本存量除以就业人数的人均物质资本存量来表示，以2000年为基期，相关数据来源于《中国统计年鉴》。就业人数来源于中国经济信息网。人力资本采用普通高等学校在校生人数与地区总人口数之比作代理变量。普通高等学校在校生人数数据来源于《新中国六十年统计资料汇编》、地区人口数据来源于《中国区域经济统计年鉴》。

表1 变量说明及数据描述性统计

4.实证结果与分析

面板数据门槛回归模型需要解决两方面的问题：一是联合估计门槛值γ和斜率β；二是进行门槛效应的相关性检验。

（1）门槛效应检验。本文利用Stata 12.0软件进行实证分析。首先进行门槛效应检验，表2列出了模型1、2、3在单一门槛、双重门槛假设下进行门槛效应检验的F值和P值。模型1的单一门槛效应在10%的显著性水平上显著，双门槛效应不显著，双门槛效应自抽样P值为0.143。模型2、3的单一门槛效应均在5%显著性水平上显著，双门槛效应不显著，模型2、3双重门槛效应检验自抽样P值分别为0.103和0.140。因此，以金融发展为门槛变量可以拒绝金融发展对出口复杂度线性影响的原假设，本文采用单一门槛进行实证分析。

（2）门槛值估计与检验。门槛效应检验后可以估计和检验单一门槛模型门槛值。表2列出了门槛估计值及95%置信区间。所有模型门槛值均为0.054。门槛值与似然比值的关系如图1、2、3所示。图1、2、3中虚线为似然比统计量的临界值。在5%的显著性水平下，似然比统计量的临界值为7.35。从图1、2、3中可以看出，金融发展门槛估计值为0.054时，似然比值为0，模型1门槛值在［0.004，0.736］区间内，模型2、3门槛值在［0.014，0.078］区间内，似然比小于5%显著性水平下的临界值处于原假设接受区域内，门槛值与真实值相等。

表2 门槛估计值和置信区间

表3 门槛效果自抽样检验

图1 模型1的门槛1估计值及95%置信区间

图2 模型2的门槛1估计值与95%置信区间

（3）实证结果分析。单一门槛模型参数估计结果如表4所示，第（1）、（2）、（3）列分别是模型1、2、3的估计结果，对应地验证命题1、2、3。

模型1引入金融发展与人力资本交叉项分析金融发展通过人力资本积累提升出口复杂度的机制。如表4第（1）列所示，当金融发展水平高于0.054时，金融发展与人力资本交叉项系数在10%显著性水平上显著，这说明当金融发展越过门槛后，金融发展可以通过人力资本积累机制提升出口复杂度，但这种机制较弱。结合模型（2）、（3）人力资本系数在1%显著性水平上显著来分析。由于中国教育主要靠国家财政投入和家庭内部融资，金融机构提供的贷款较少，信贷市场教育融资功能尚未发挥。因此，金融发展通过人力资本积累提升出口复杂度的作用较弱。

图3 模型3的门槛1估计值与95%置信区间

模型2引入了金融发展与专利申请授权数交叉项来分析金融发展通过技术创新提升出口复杂度的机制。如表4第（2）列所示，当金融发展水平低于0.054时，金融发展与专利申请授权数交叉系数不显著，当金融发展水平高于0.054时，金融发展与专利申请授权数交叉系数在5%显著性水平上显著为正。这说明当金融发展越过一定门槛后，金融发展确实可以通过促进技术创新而提高出口复杂度。这主要是由于金融发展可以为企业技术创新提供外部资金支持，缓解技术创新的资金压力；金融发展可以降低金融机构和企业间信息不对称程度，解决或缓解技术创新融资中逆向选择问题，降低外部融资难度。

模型3引入金融发展与外商直接投资交叉项来分析金融发展通过外商直接投资技术溢出提升出口复杂度的机制。如表4第（3）列所示，当金融发展水平低于0.054时，金融发展与外商直接投资交叉系数不显著，当金融发展水平高于0.054时，金融发展与外商直接投资交叉系数在1%显著性水平上显著为正。这说明当金融发展越过一定门槛后，金融发展可以通过外商直接投资技术溢出提高出口复杂度。这主要是由于金融发展可以改善企业融资约束，增强外商直接投资前后向关联促进技术溢出；金融发展可以直接提高外商直接投资技术溢出吸收能力，也可以通过便利教育融资加快人力资本积累和改善外部融资约束，降低研发过程中的不确定性，缩短与投资来源国的技术差距，提高外商直接投资技术溢出吸收能力，增强外商直接投资技术溢出效果，提升出口复杂度。此外，对比模型2、3的估计系数可以看出，金融发展通过技术创新对出口复杂度的提升幅度要大于金融发展通过外商直接投资技术溢出效应对出口复杂度的提升幅度。

表4 实证结果

本文的其他控制变量估计结果均符合预期。所有模型物质资本存量在5%甚至1%显著性水平上显著为正，这说明物质资本积累有利于出口复杂度的提高；所有模型中基础设施在5%甚至1%显著性水平上均显著为正，这说明基础设施可以提升出口复杂度；模型1、3使用专利申请授权数为代理变量的技术创新在1%显著性水平上显著为正，这说明技术创新提升技术水平，有利于出口复杂度提高；模型1、2中的外商直接投资在5%显著性水平上显著为正，这说明外商直接投资可以发挥技术溢出效应，有利于提高出口复杂度；模型2、3中的人力资本在1%显著性水平上显著为正，这说明人力资本是影响出口复杂度提升的重要因素。

四、结论及政策建议

本文的研究结果表明，金融发展可以通过人力资本积累、技术创新、外商直接投资技术溢出效应三种机制提升出口复杂度，但其影响存在门限特征。当跨越金融门槛后，金融发展可以通过技术创新、外商直接投资技术溢出效应提升出口复杂度，且金融发展通过技术创新对出口复杂度的提升效应要大于金融发展通过外商直接投资技术溢出效应对其的提升效应。由于我国金融发展为教育融资的功能尚未发挥，因此，金融发展通过人力资本积累来提升出口复杂的作用较弱。

基于以上研究结果，本文提出如下建议：第一，我国要重视金融发展在转变贸易增长方式中的作用。出口复杂度提升是转变经济增长方式的重要表现。增加信贷规模、完善金融环境、深化金融体制改革、促进金融发展将有利于人力资本积累、技术创新、外商直接投资技术溢出效应，进而提升出口复杂度。第二，我国应尽快发挥信贷市场的教育融资功能。金融机构要积极采取措施提高教育贷款比例，降低教育贷款风险。个人要积极争取外部资金支持以获得更好的教育。

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责任编辑：蔡 强

F832，F752.62

A

1005-2674（2015）01-086-07

2014-07-10

定稿日期：2014-10-20

教育部人文社会科学项目（13YGA790091）；上海财经大学研究生创新基金项目（CXJJ-2013-343）

杜晓英（1978-），女，山西清徐人，上海财经大学国际工商管理学院博士研究生，太原科技大学经济与管理学院讲师，主要从事国际贸易理论研究。