金融發展對我國出口產品質量影響研究

蒲阿麗，林　冰

(山東理工大學商學院，山東淄博255000)

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金融發展對我國出口產品質量影響研究

蒲阿麗，林冰

(山東理工大學商學院，山東淄博255000)

采用實證方法分析我國金融發展水平如何通過影響技術創新對制造業出口產品質量產生影響。研究結果表明:長期來看，金融發展對制造業出口產品質量的提升具有直接的積極影響，同時對制造業技術創新也具有一定提升作用，且大于它對出口產品質量的提升作用，但是技術創新水平對金融發展提升出口產品質量的動力起到了一定阻礙作用。因此，要充分利用金融發展水平來提升出口產品質量，必須通過加大技術創新的投入才能實現。

金融發展；制造業；出口產品質量

金融發展對經濟增長的重要性已經引起國際學界的廣泛關注，而對出口貿易的支持作用還沒有受到足夠重視。出口產品質量涉及到產品的一系列特點，取決于購買國特殊的具體質量要求、商品使用、消費和維護的條件、消費者的品味等因素。因此，出口產品質量很難量化觀測。本文以金融發展為切入點，以技術創新能力提升為核心渠道，研究金融發展影響我國制造業出口產品質量的機理。

一、文獻回顧

隨著全球經濟一體化發展，金融發展與出口貿易的關系已成為國內外學者關注的焦點問題。最早由Kletzer and Bardhan[1]57-70開創性地研究了金融發展與出口商品結構之間的關系。近年來，Berman and Héricourt[2]206-217、Amiti and Zhu[3]109-125、Chor and Manova[4]117-133從經驗方面用證據表明，不管是在正常經濟時期還是在經濟危機期間，信貸約束阻礙了企業出口行為，扭曲了總體貿易流向。Chan and Manova[5]122-145通過理論和實證研究表明，金融市場的不完善影響著出口目的地數量和性質，并且金融體系比較發達的國家擁有更多的貿易伙伴。

國內有關金融發展與國際貿易關系的研究文獻比較豐富，主要有以下幾個方面：第一，金融發展與出口商品結構優化之間的關系。王婧[6]26-34運用協整分析方法發現信貸市場規模對出口產品結構優化的影響最大；金運成[7]152-157研究了金融中介和金融市場規模對出口商品結構的優化作用；孫少勤[8]17-30基于區域差異視角，從金融效率、金融結構及金融規模三個方面分析了我國東、中、西部地區金融發展對出口結構的優化作用。第二，金融發展與出口貿易產業升級的關系。周永濤和錢水土[9]15-20通過建立VAR模型分析表明，金融發展、技術進步與對外貿易產業升級之間存在長期正向協整關系，金融發展對技術進步與對外貿易產業升級均具有長期促進作用。第三，金融發展與出口技術水平的關系。齊俊妍等[10]91-118采用跨國跨行業數據研究發現，金融發展可通過解決逆向選擇問題，提升一國整體出口技術復雜度；吳昊[11]65-75通過實證檢驗發現金融發展對外部依賴系數最大行業的出口產品技術含量提升影響最大；顧國達[12]62-69認為金融發展構成了影響出口品技術含量的重要因素，對出口品技術含量提升有顯著作用。

綜上所述，以往文獻忽視了金融發展與出口產品質量之間的關系，而當前，出口貿易中的核心問題，已經開始從出口數量向出口技術含量和質量方面轉變。所以，金融發展對出口產品質量的具體影響機制，是本文的重點研究內容。

二、模型設定與數據說明

(一)模型設定

本文實證模型以出口產品質量為被解釋變量，以金融發展水平和技術創新水平作為解釋變量，目的是驗證金融發展是直接影響出口產品質量，還是通過提高技術創新這一中間變量來間接地影響出口產品質量。設立面板數據模型如下：

EQIit=αit+βitFDit+γitTIit+μit

(1)

其中，i和t分別表示制造業各細分行業和時間，EQI表示制造業各細分行業出口產品質量水平，FD代表制造業各細分行業金融發展水平，TI代表制造業各細分行業技術創新水平。

(二)數據說明

國內外文獻有關出口產品質量的衡量指標設置了很多，如出口產品單位價值、出口市場份額、進口國和出口國的平均收入等。其中，出口產品單位價值是最常用的一種。但是，如果考慮到不同國家生產率差異，這一指標就很難衡量出口產品質量。行業全要素生產率是行業純技術進步的生產率，可以在很大程度上反映出口產品質量。鑒于行業數據可得性，考慮到行業全要素生產率差異對產品質量的決定作用，本文將從出口產品單位價值和全要素生產率的結合來設定衡量出口產品質量水平的指標。在此，使用行業出口商品平均價格指數數據來表示行業出口產品單位價值水平。

因此，設定EQI=制造業各細分行業出口商品平均價格指數*制造業各細分行業的全要素生產率。其中，制造業各細分行業出口商品價格指數數據來自“前瞻網”數據資源，用每月出口商品平均價格指數的平均值作為每年出口商品平均價格指數。2006年以前的出口商品平均價格指數未查到數據，因此，分析的時間范圍從2006年至2013年。各細分行業的全要素生產率數值是通過運用基于數據包絡(DEA)軟件包中的Malmquist模型指數法計算，相關數據來自2007～2014年《中國統計年鑒》。FD=制造業各細分行業固定資產投資中國內貸款金額/國家預算資金。數據來自2007～2014年《中國統計年鑒》；TI用制造業各細分行業發明專利申請數來衡量，數據來自2007～2014年《中國統計年鑒》。

本文研究的制造業各細分行業包括25個行業，是根據國民經濟行業分類標準中的制造業分類，得到我們要分析的25種細分行業的出口產品質量指數、金融發展水平和技術創新水平數據。

三、實證分析

為了消除面板數據的異方差問題，使數據更趨于平穩且保持序列的性質和相互關系，在此對變量EQI、FD和TI取對數，見表1。

表1　 LNEQI、LNFD和LNTI變量的描述性統計量

(一)面板數據的平穩性檢驗

為了全面分析LNEQI、LNFD、LNTI的數據平穩性，先對面板數據進行單位根檢驗，結果如表2所示。

對于LNEQI和LNFD，4種檢驗方法都表明這兩個變量序列是平穩的。但是，對于變量LNTI，4種檢驗方法均表明序列是不平穩的。然而，對三個變量的一階差分再進行單位根檢驗結果顯示：DLNEQI、DLNFD和DLNTI三個變量序列是平穩的，說明LNEQI、LNFD和LNTI是同階單整的平穩序列，可繼續進行協整關系檢驗。

(二)變量間的協整關系檢驗

采用以下步驟：首先用模型(2)來檢驗金融發展與出口產品質量之間是否存在協整關系，用模型(3)來檢驗技術創新與出口產品質量之間是否存在面板協整關系，然后分別用模型(4)和模型(5)來檢驗金融發展與技術創新，金融發展、技術創新與出口產品質量三者的關系，各個模型的設定具體如下：

表2　面板數據的單位根檢驗結果

注：括號內為P值，***為符合1%顯著性水平。

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)方法檢驗方法，分別對模型(2)(3)(4)和(5)進行協整關系檢驗，具體檢驗結果見表3。

從模型(2)的Pedroni檢驗結果來看，7個檢驗統計量中有6個在5%的顯著性水平上拒絕不

表3　模型(2)(3)(4)和(5)協整關系檢驗結果

存在協整關系的原假設，因此認為LNEQI和LNFD存在協整關系；從模型(3)的Pedroni檢驗結果來看，7個檢驗統計量中有5個在5%的顯著性水平上拒絕不存在協整關系的原假設，因此認為LNEQI和LNTI存在協整關系；從模型(4)的Pedroni檢驗結果來看，7個檢驗統計量中有6個在5%的顯著性水平上拒絕不存在協整關系的原假設，因此認為LNTI和LNFD存在協整關系；從模型(5)的Pedroni檢驗結果來看，7個檢驗統計量中有6個在5%的顯著性水平上拒絕不存在協整關系的原假設，因此認為LNEQI、LNFD和LNTI存在協整關系，這說明我國金融發展、技術創新與出口產品質量三個變量之間存在長期的穩定關系。

(三)面板數據模型形式的判定和回歸

通常用Hausman檢驗來決定模型的設定形式。而Hausman檢驗統計量的計算需要以隨機效應模型的估計結果為基礎。因此，第一步：估計隨機效應模型；第二步：進行Hausman檢驗。以模型(5)為例，經檢驗得出Hausman檢驗的Chi-Sq.檢驗統計量是6.433528，伴隨概率是0.0401，小于0.05，因此拒絕固定效應模型與隨機效應模型不存在系統差異的原假設，建立固定效應模型。在面板數據在時間和截面個體之間無顯著性差異假設成立的前提下，混合橫截面模型比固定效應模型的估計效率高。第三步：在固定效應模型輸出結果的窗口中的Redudant fixed likehood ratio，可以得到F檢驗和LR檢驗的輸出結果如表4。

從輸出結果可以看出，F統計量和LR檢驗的伴隨概率都大于0.1，因此，接受原假設，采用混合橫截面數據模型。

表4　混合橫截面數據模型F檢驗和LR檢驗結果

通過混合橫截面數據模型估計結果發現，DW檢驗統計值=3.24，不是很接近2，表明殘差序列自相關程度比較強。根據DW檢驗原理，殘差序列的自相關系數ρ=1-DW/2=-0.62。對模型中的自變量和因變量進行廣義一階差分變換，然后利用生成的廣義差分序列對原模型進行估計。

表5　廣義差分面板數據回歸結果

注：括號內為t統計量，***為符合1%顯著性水平。

從估計結果(見表5)可以看出：模型中所有系數都是顯著的。模型(2)和模型(5)結果表明，金融發展對促進出口產品質量提升有積極影響。模型(4)和模型(3)結果顯示，金融發展有利于技術創新，而技術創新又有利于提高出口產品質量，且金融發展對技術創新的促進作用也大于它對出口產品質量的提升作用。另外，模型(2)和模型(5)的回歸系數比較說明，金融發展水平獨立對出口產品質量的促進作用要遠遠大于和技術創新共同作用的結果。綜上，技術創新水平對金融發展提升出口產品質量的動力起到了一定阻礙作用，要充分利用金融發展水平來提升出口產品質量必須通過加大技術創新投入才能實現。

四、結論與建議

(一)結論

本文以金融發展為切入點，研究我國出口產品質量問題。通過加入技術創新這一中間變量，重點研究了金融發展水平是通過技術創新間接地促進出口產品質量的提升，還是可以直接影響出口產品質量？本文在出口商品平均價格指數的基礎上加入全要素生產率指標，構建了出口產品質量指數，研究對象界定為我國制造業各細分行業。通過面板數據的協整檢驗，表明我國金融發展、技術創新與出口產品質量之間存在長期穩定關系。從長期看，金融發展可以直接推動出口產品質量提升，同時金融發展對技術創新也有積極推動作用，且技術創新又對出口產品質量提高有顯著正面影響。但是，金融發展和技術創新共同對出口產品質量的影響遠遠低于各自獨立的作用，說明技術創新水平對金融發展對出口產品質量的提升作用起到很強的減落作用。這說明，如果要充分利用金融發展來支持和提升我國出口產品質量水平，必須切實提高我國技術創新能力。因此，我國走向“貿易強國”的關鍵，是通過金融發展推動行業資本積累和技術創新以提升出口產品質量，建立和健全提升出口產品質量的金融支持制度是當務之急。

(二)建議

1.金融市場發展方面。中小企業已成為我國出口貿易的主力軍。因此，大力發展多層次資本市場，全面提升金融支持發展中小企業技術創新的功能是當務之急。首先，可把外貿企業信用評級與出口質量評價結合起來；其次，提升金融機構對提升出口產品質量的支撐作用，特別是發揮貿易融資服務功能。出口信貸應偏向于支持出口產品質量較高的貨物出口貿易，同時引導金融中介資金投到高附加值、高質量的出口企業。再次，繼續堅持出口貿易融資方式多樣化，同時金融系統的發展應順應和支持跨境電子商務業務的開展。

2.技術創新方面。政府政策應當把技術創新作為提供出口激勵程度的一個依據，且偏向于提高出口產品質量的技術研發活動；構建有效的創新激勵機制，鼓勵技術創新投入更多地用于技術效率的改進方面；支持環保技術創新活動，特別是專門針對研究國外技術標準的技術創新項目，切實達到提高出口產品質量的目的。

3.出口貿易管理方面。首先，將出口許可證的審核簽發條件與出口產品質量掛鉤；其次，國家指定專門核準出口產品質量的部門，例如商務部或國家質檢總局，積極收集和發布國外市場對產品質量的需求信息。建議通過利用互聯網+、大數據和“云計算”等途徑，精準把握用戶需求信息，以國外和國內產品質量信息為基礎制定出口產品質量標準或具體的技術要求，生產出符合世界標準的出口產品。

[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. 我國出口產品結構優化中金融市場的支持作用——基于外部融資的視角[J]. 國際商務(對外經濟貿易大學學報)，2012，(2).

[7]金運成，郭晶，鄭雯. 我國金融中介、金融市場對出口結構影響的區域差異[J]. 浙江學刊，2014，(3).

[8]孫少勤，邱斌. 金融發展與我國出口結構優化研究——基于區域差異視角的分析[J]. 南開經濟研究，2014，(4).

[9]周永濤，錢水土. 金融發展、技術進步與對外貿易產業升級的動態關系——基于VAR模型與非參數Malmquist指數法[J]. 金融理論與實踐，2012，(3).

[10]齊俊妍，等. 金融發展與出口技術復雜度[J]. 世界經濟，2011，(7).

[11]吳昊，冉光和. 金融發展對于行業出口產品技術含量提升之影響探討[J]. 現代財經(天津財經大學學報)，2011，(9).

[12]顧國達，方園. 金融發展對出口品國內技術含量提升效應的研究——基于產業層面的分析[J]. 經濟學家，2012，(9).

(責任編輯魯守博)

2016-02-18

山東省軟科學研究計劃項目“山東省借力‘海上絲綢之路’提升高技術產業國際競爭力的對策研究”(2015RKB01177)；教育部人文社會科學研究青年基金項目“出口增長三元邊際的變化規律、國際比較及中國實踐”(13YJC790033)。

蒲阿麗，女，山東淄博人，山東理工大學商學院講師；林冰，女，山東淄博人，山東理工大學商學院副教授，經濟學博士。

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1672-0040(2016)03-0005-05