金融发展对我国出口产品质量影响研究

蒲阿丽，林　冰

(山东理工大学商学院，山东淄博255000)



金融发展对我国出口产品质量影响研究

蒲阿丽，林冰

(山东理工大学商学院，山东淄博255000)

采用实证方法分析我国金融发展水平如何通过影响技术创新对制造业出口产品质量产生影响。研究结果表明:长期来看，金融发展对制造业出口产品质量的提升具有直接的积极影响，同时对制造业技术创新也具有一定提升作用，且大于它对出口产品质量的提升作用，但是技术创新水平对金融发展提升出口产品质量的动力起到了一定阻碍作用。因此，要充分利用金融发展水平来提升出口产品质量，必须通过加大技术创新的投入才能实现。

金融发展；制造业；出口产品质量

金融发展对经济增长的重要性已经引起国际学界的广泛关注，而对出口贸易的支持作用还没有受到足够重视。出口产品质量涉及到产品的一系列特点，取决于购买国特殊的具体质量要求、商品使用、消费和维护的条件、消费者的品味等因素。因此，出口产品质量很难量化观测。本文以金融发展为切入点，以技术创新能力提升为核心渠道，研究金融发展影响我国制造业出口产品质量的机理。

一、文献回顾

随着全球经济一体化发展，金融发展与出口贸易的关系已成为国内外学者关注的焦点问题。最早由Kletzer and Bardhan[1]57-70开创性地研究了金融发展与出口商品结构之间的关系。近年来，Berman and Héricourt[2]206-217、Amiti and Zhu[3]109-125、Chor and Manova[4]117-133从经验方面用证据表明，不管是在正常经济时期还是在经济危机期间，信贷约束阻碍了企业出口行为，扭曲了总体贸易流向。Chan and Manova[5]122-145通过理论和实证研究表明，金融市场的不完善影响着出口目的地数量和性质，并且金融体系比较发达的国家拥有更多的贸易伙伴。

国内有关金融发展与国际贸易关系的研究文献比较丰富，主要有以下几个方面：第一，金融发展与出口商品结构优化之间的关系。王婧[6]26-34运用协整分析方法发现信贷市场规模对出口产品结构优化的影响最大；金运成[7]152-157研究了金融中介和金融市场规模对出口商品结构的优化作用；孙少勤[8]17-30基于区域差异视角，从金融效率、金融结构及金融规模三个方面分析了我国东、中、西部地区金融发展对出口结构的优化作用。第二，金融发展与出口贸易产业升级的关系。周永涛和钱水土[9]15-20通过建立VAR模型分析表明，金融发展、技术进步与对外贸易产业升级之间存在长期正向协整关系，金融发展对技术进步与对外贸易产业升级均具有长期促进作用。第三，金融发展与出口技术水平的关系。齐俊妍等[10]91-118采用跨国跨行业数据研究发现，金融发展可通过解决逆向选择问题，提升一国整体出口技术复杂度；吴昊[11]65-75通过实证检验发现金融发展对外部依赖系数最大行业的出口产品技术含量提升影响最大；顾国达[12]62-69认为金融发展构成了影响出口品技术含量的重要因素，对出口品技术含量提升有显著作用。

综上所述，以往文献忽视了金融发展与出口产品质量之间的关系，而当前，出口贸易中的核心问题，已经开始从出口数量向出口技术含量和质量方面转变。所以，金融发展对出口产品质量的具体影响机制，是本文的重点研究内容。

二、模型设定与数据说明

(一)模型设定

本文实证模型以出口产品质量为被解释变量，以金融发展水平和技术创新水平作为解释变量，目的是验证金融发展是直接影响出口产品质量，还是通过提高技术创新这一中间变量来间接地影响出口产品质量。设立面板数据模型如下：

EQIit=αit+βitFDit+γitTIit+μit

(1)

其中，i和t分别表示制造业各细分行业和时间，EQI表示制造业各细分行业出口产品质量水平，FD代表制造业各细分行业金融发展水平，TI代表制造业各细分行业技术创新水平。

(二)数据说明

国内外文献有关出口产品质量的衡量指标设置了很多，如出口产品单位价值、出口市场份额、进口国和出口国的平均收入等。其中，出口产品单位价值是最常用的一种。但是，如果考虑到不同国家生产率差异，这一指标就很难衡量出口产品质量。行业全要素生产率是行业纯技术进步的生产率，可以在很大程度上反映出口产品质量。鉴于行业数据可得性，考虑到行业全要素生产率差异对产品质量的决定作用，本文将从出口产品单位价值和全要素生产率的结合来设定衡量出口产品质量水平的指标。在此，使用行业出口商品平均价格指数数据来表示行业出口产品单位价值水平。

因此，设定EQI=制造业各细分行业出口商品平均价格指数*制造业各细分行业的全要素生产率。其中，制造业各细分行业出口商品价格指数数据来自“前瞻网”数据资源，用每月出口商品平均价格指数的平均值作为每年出口商品平均价格指数。2006年以前的出口商品平均价格指数未查到数据，因此，分析的时间范围从2006年至2013年。各细分行业的全要素生产率数值是通过运用基于数据包络(DEA)软件包中的Malmquist模型指数法计算，相关数据来自2007～2014年《中国统计年鉴》。FD=制造业各细分行业固定资产投资中国内贷款金额/国家预算资金。数据来自2007～2014年《中国统计年鉴》；TI用制造业各细分行业发明专利申请数来衡量，数据来自2007～2014年《中国统计年鉴》。

本文研究的制造业各细分行业包括25个行业，是根据国民经济行业分类标准中的制造业分类，得到我们要分析的25种细分行业的出口产品质量指数、金融发展水平和技术创新水平数据。

三、实证分析

为了消除面板数据的异方差问题，使数据更趋于平稳且保持序列的性质和相互关系，在此对变量EQI、FD和TI取对数，见表1。

表1　 LNEQI、LNFD和LNTI变量的描述性统计量

(一)面板数据的平稳性检验

为了全面分析LNEQI、LNFD、LNTI的数据平稳性，先对面板数据进行单位根检验，结果如表2所示。

对于LNEQI和LNFD，4种检验方法都表明这两个变量序列是平稳的。但是，对于变量LNTI，4种检验方法均表明序列是不平稳的。然而，对三个变量的一阶差分再进行单位根检验结果显示：DLNEQI、DLNFD和DLNTI三个变量序列是平稳的，说明LNEQI、LNFD和LNTI是同阶单整的平稳序列，可继续进行协整关系检验。

(二)变量间的协整关系检验

采用以下步骤：首先用模型(2)来检验金融发展与出口产品质量之间是否存在协整关系，用模型(3)来检验技术创新与出口产品质量之间是否存在面板协整关系，然后分别用模型(4)和模型(5)来检验金融发展与技术创新，金融发展、技术创新与出口产品质量三者的关系，各个模型的设定具体如下：

表2　面板数据的单位根检验结果

注：括号内为P值，***为符合1%显著性水平。

LNEQIit=αit+βLNFDit+εit

(2)

LNEQIit=αit+βLNTI+εit

(3)

LNTIit=αit+βLNFDit+εit

(4)

LNEQIit=αit+β1LNFDit+β2LNTIit+εit

(5)

本文采用Pedroni(Engle-Granger-based)方法检验方法，分别对模型(2)(3)(4)和(5)进行协整关系检验，具体检验结果见表3。

从模型(2)的Pedroni检验结果来看，7个检验统计量中有6个在5%的显著性水平上拒绝不

表3　模型(2)(3)(4)和(5)协整关系检验结果

存在协整关系的原假设，因此认为LNEQI和LNFD存在协整关系；从模型(3)的Pedroni检验结果来看，7个检验统计量中有5个在5%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设，因此认为LNEQI和LNTI存在协整关系；从模型(4)的Pedroni检验结果来看，7个检验统计量中有6个在5%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设，因此认为LNTI和LNFD存在协整关系；从模型(5)的Pedroni检验结果来看，7个检验统计量中有6个在5%的显著性水平上拒绝不存在协整关系的原假设，因此认为LNEQI、LNFD和LNTI存在协整关系，这说明我国金融发展、技术创新与出口产品质量三个变量之间存在长期的稳定关系。

(三)面板数据模型形式的判定和回归

通常用Hausman检验来决定模型的设定形式。而Hausman检验统计量的计算需要以随机效应模型的估计结果为基础。因此，第一步：估计随机效应模型；第二步：进行Hausman检验。以模型(5)为例，经检验得出Hausman检验的Chi-Sq.检验统计量是6.433528，伴随概率是0.0401，小于0.05，因此拒绝固定效应模型与随机效应模型不存在系统差异的原假设，建立固定效应模型。在面板数据在时间和截面个体之间无显著性差异假设成立的前提下，混合横截面模型比固定效应模型的估计效率高。第三步：在固定效应模型输出结果的窗口中的Redudant fixed likehood ratio，可以得到F检验和LR检验的输出结果如表4。

从输出结果可以看出，F统计量和LR检验的伴随概率都大于0.1，因此，接受原假设，采用混合横截面数据模型。

表4　混合横截面数据模型F检验和LR检验结果

通过混合横截面数据模型估计结果发现，DW检验统计值=3.24，不是很接近2，表明残差序列自相关程度比较强。根据DW检验原理，残差序列的自相关系数ρ=1-DW/2=-0.62。对模型中的自变量和因变量进行广义一阶差分变换，然后利用生成的广义差分序列对原模型进行估计。

表5　广义差分面板数据回归结果

注：括号内为t统计量，***为符合1%显著性水平。

从估计结果(见表5)可以看出：模型中所有系数都是显著的。模型(2)和模型(5)结果表明，金融发展对促进出口产品质量提升有积极影响。模型(4)和模型(3)结果显示，金融发展有利于技术创新，而技术创新又有利于提高出口产品质量，且金融发展对技术创新的促进作用也大于它对出口产品质量的提升作用。另外，模型(2)和模型(5)的回归系数比较说明，金融发展水平独立对出口产品质量的促进作用要远远大于和技术创新共同作用的结果。综上，技术创新水平对金融发展提升出口产品质量的动力起到了一定阻碍作用，要充分利用金融发展水平来提升出口产品质量必须通过加大技术创新投入才能实现。

四、结论与建议

(一)结论

本文以金融发展为切入点，研究我国出口产品质量问题。通过加入技术创新这一中间变量，重点研究了金融发展水平是通过技术创新间接地促进出口产品质量的提升，还是可以直接影响出口产品质量？本文在出口商品平均价格指数的基础上加入全要素生产率指标，构建了出口产品质量指数，研究对象界定为我国制造业各细分行业。通过面板数据的协整检验，表明我国金融发展、技术创新与出口产品质量之间存在长期稳定关系。从长期看，金融发展可以直接推动出口产品质量提升，同时金融发展对技术创新也有积极推动作用，且技术创新又对出口产品质量提高有显著正面影响。但是，金融发展和技术创新共同对出口产品质量的影响远远低于各自独立的作用，说明技术创新水平对金融发展对出口产品质量的提升作用起到很强的减落作用。这说明，如果要充分利用金融发展来支持和提升我国出口产品质量水平，必须切实提高我国技术创新能力。因此，我国走向“贸易强国”的关键，是通过金融发展推动行业资本积累和技术创新以提升出口产品质量，建立和健全提升出口产品质量的金融支持制度是当务之急。

(二)建议

1.金融市场发展方面。中小企业已成为我国出口贸易的主力军。因此，大力发展多层次资本市场，全面提升金融支持发展中小企业技术创新的功能是当务之急。首先，可把外贸企业信用评级与出口质量评价结合起来；其次，提升金融机构对提升出口产品质量的支撑作用，特别是发挥贸易融资服务功能。出口信贷应偏向于支持出口产品质量较高的货物出口贸易，同时引导金融中介资金投到高附加值、高质量的出口企业。再次，继续坚持出口贸易融资方式多样化，同时金融系统的发展应顺应和支持跨境电子商务业务的开展。

2.技术创新方面。政府政策应当把技术创新作为提供出口激励程度的一个依据，且偏向于提高出口产品质量的技术研发活动；构建有效的创新激励机制，鼓励技术创新投入更多地用于技术效率的改进方面；支持环保技术创新活动，特别是专门针对研究国外技术标准的技术创新项目，切实达到提高出口产品质量的目的。

3.出口贸易管理方面。首先，将出口许可证的审核签发条件与出口产品质量挂钩；其次，国家指定专门核准出口产品质量的部门，例如商务部或国家质检总局，积极收集和发布国外市场对产品质量的需求信息。建议通过利用互联网+、大数据和“云计算”等途径，精准把握用户需求信息，以国外和国内产品质量信息为基础制定出口产品质量标准或具体的技术要求，生产出符合世界标准的出口产品。

[1]Kenneth Kletzer, Pranab Bardhan. Credit markets and patterns of international trade[J].Journal of Development Economics, 1987, (27).

[2]Nicolas Berman, Jérme Héricourt. Financial factors and the margins of trade: Evidence from cross-country firm-level data[J]. Journal of Development Economics, Volume 93, 2010,(2).

[3]Raoul Minetti, Susan Chun Zhu. Credit constraints and firm export: Microeconomic evidence from Italy[J].Journal of International Economics, Volume 83, 2011, (2).

[4]Davin Chor, Kalina Manova. Off the cliff and back? Credit conditions and international trade during the global financial crisis[J].Journal of International Economics, Volume 87, 2012, (1).

[5]Jackie M. L. Chan, Kalina Manova. Financial development and the choice of trade partners[J].Journal of Development Economics, Volume 116, 2015，(9).

[6]王婧. 我国出口产品结构优化中金融市场的支持作用——基于外部融资的视角[J]. 国际商务(对外经济贸易大学学报)，2012，(2).

[7]金运成，郭晶，郑雯. 我国金融中介、金融市场对出口结构影响的区域差异[J]. 浙江学刊，2014，(3).

[8]孙少勤，邱斌. 金融发展与我国出口结构优化研究——基于区域差异视角的分析[J]. 南开经济研究，2014，(4).

[9]周永涛，钱水土. 金融发展、技术进步与对外贸易产业升级的动态关系——基于VAR模型与非参数Malmquist指数法[J]. 金融理论与实践，2012，(3).

[10]齐俊妍，等. 金融发展与出口技术复杂度[J]. 世界经济，2011，(7).

[11]吴昊，冉光和. 金融发展对于行业出口产品技术含量提升之影响探讨[J]. 现代财经(天津财经大学学报)，2011，(9).

[12]顾国达，方园. 金融发展对出口品国内技术含量提升效应的研究——基于产业层面的分析[J]. 经济学家，2012，(9).

(责任编辑鲁守博)

2016-02-18

山东省软科学研究计划项目“山东省借力‘海上丝绸之路’提升高技术产业国际竞争力的对策研究”(2015RKB01177)；教育部人文社会科学研究青年基金项目“出口增长三元边际的变化规律、国际比较及中国实践”(13YJC790033)。

蒲阿丽，女，山东淄博人，山东理工大学商学院讲师；林冰，女，山东淄博人，山东理工大学商学院副教授，经济学博士。

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1672-0040(2016)03-0005-05