金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的影響機(jī)制

杜　曉　英　

（1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際工商管理學(xué)院，上?！?00433；2.太原科技大學(xué)　經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，太原　030024）

金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的影響機(jī)制

杜曉英1，2

（1.上海財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際工商管理學(xué)院，上海200433；2.太原科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，太原030024）

金融發(fā)展通過(guò)人力資本積累、技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)三種渠道提升出口復(fù)雜度，但其影響存在門限特征。當(dāng)跨越金融門檻后，金融發(fā)展可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)提升出口復(fù)雜度，且金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)出口復(fù)雜度的提升效應(yīng)要大于金融發(fā)展通過(guò)外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)出口復(fù)雜度的提升效應(yīng)。因?yàn)橹袊?guó)金融發(fā)展的教育融資功能尚未發(fā)揮作用，所以金融發(fā)展通過(guò)人力資本積累提升出口復(fù)雜的作用較弱。

金融發(fā)展；出口復(fù)雜度；門檻模型

一、引 言

2013年我國(guó)貨物貿(mào)易進(jìn)出口額達(dá)到4.16萬(wàn)億美元，超過(guò)美國(guó)成為了世界貨物貿(mào)易第一大國(guó)。在世界貿(mào)易組織159個(gè)成員國(guó)中，中國(guó)是107個(gè)成員國(guó)前三大進(jìn)口來(lái)源國(guó)，42個(gè)成員國(guó)前三大出口市場(chǎng)。但中國(guó)貿(mào)易發(fā)展仍面臨許多問(wèn)題，最突出的是出口產(chǎn)品技術(shù)含量不高，經(jīng)濟(jì)附加值低。近年來(lái)，我國(guó)政府積極采取了一系列措施轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長(zhǎng)方式，調(diào)整貿(mào)易結(jié)構(gòu)，提高出口產(chǎn)品附加值。出口復(fù)雜度提高是貿(mào)易增長(zhǎng)方式轉(zhuǎn)變的重要表現(xiàn)。

中國(guó)貿(mào)易迅速發(fā)展的同時(shí)金融改革也取得了巨大成就。金融發(fā)展是否有利于出口復(fù)雜度的提升，金融發(fā)展通過(guò)什么機(jī)制影響出口復(fù)雜度？對(duì)這些問(wèn)題的研究開始于金融發(fā)展對(duì)貿(mào)易影響以及對(duì)出口復(fù)雜度影響因素的研究。2011年以前，這兩方面研究是平行進(jìn)行的，在各自領(lǐng)域都取得了豐碩成果。齊俊彥首次從理論上分析了金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的影響，并用跨國(guó)數(shù)據(jù)采用GMM方法進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明技術(shù)復(fù)雜度越高的產(chǎn)品研發(fā)和生產(chǎn)過(guò)程不確定性越強(qiáng)，在信息不對(duì)稱情況下，外部融資難度越大，越容易導(dǎo)致金融市場(chǎng)逆向選擇問(wèn)題。金融發(fā)展通過(guò)解決逆向選擇問(wèn)題促進(jìn)一國(guó)專業(yè)化生產(chǎn)高技術(shù)復(fù)雜度的產(chǎn)品，進(jìn)而提升一國(guó)整體的出口復(fù)雜度。［1］顧國(guó)達(dá)、方圓與方晨靚建立內(nèi)生產(chǎn)品種類擴(kuò)張模型分析金融發(fā)展對(duì)出口技術(shù)復(fù)雜的影響，他們的研究表明金融發(fā)展是促進(jìn)出口復(fù)雜度提升的重要因素，金融效率與金融結(jié)構(gòu)對(duì)出口復(fù)雜度的影響顯著，東部地區(qū)和高科技產(chǎn)業(yè)由金融效率推動(dòng)，西部地區(qū)和低技術(shù)產(chǎn)業(yè)由金融規(guī)模推動(dòng)。［2］方圓進(jìn)一步區(qū)分了金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的直接影響和間接影響，她認(rèn)為金融發(fā)展通過(guò)資金籌措功能和信息不對(duì)稱下的激勵(lì)功能直接影響出口復(fù)雜度，通過(guò)提高資本配置效率、人力資本積累、FDI技術(shù)溢出效應(yīng)間接影響出口復(fù)雜度。金融規(guī)模主要通過(guò)研發(fā)資本渠道影響出口復(fù)雜度，金融效率主要通過(guò)外商直接投資影響出口復(fù)雜度，金融結(jié)構(gòu)主要通過(guò)人力資本途徑影響出口復(fù)雜度。金融規(guī)模對(duì)出口復(fù)雜度的影響比金融效率和金融結(jié)構(gòu)對(duì)出口復(fù)雜度的影響幅度都大。金融發(fā)展對(duì)中國(guó)區(qū)域出口復(fù)雜度提升具有“門限特征”。［3］劉斌等基于2003～2008年中國(guó)地區(qū)面板數(shù)據(jù)運(yùn)用兩步GMM方法的實(shí)證研究表明，金融發(fā)展促進(jìn)技術(shù)復(fù)雜度的提升。［4］郭亦瑋等使用中國(guó)數(shù)據(jù)采用固定效應(yīng)模型，分東、中、西部地區(qū)進(jìn)行實(shí)證研究的結(jié)果表明，金融發(fā)展對(duì)東、中、西部出口復(fù)雜度均有促進(jìn)作用，但西部的影響幅度最高，中部次之，東部最低。［5］劉玉娟認(rèn)為完善的金融體系能夠滿足企業(yè)吸收FDI帶來(lái)新技術(shù)的資金需求，降低企業(yè)吸收FDI技術(shù)溢出過(guò)程中存在的不確定性，有利于外商直接投資發(fā)揮技術(shù)效應(yīng)，提升出口復(fù)雜度。［6］雷日輝利用1996～2011年跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)廣義矩估計(jì)方法從外資技術(shù)溢出視角對(duì)金融發(fā)展影響出口復(fù)雜度的作用機(jī)制進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)分析。［7］顧國(guó)達(dá)、郭愛美從人力資本積累、研發(fā)效率提升和FDI技術(shù)溢出吸收能力三方面分析金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的影響機(jī)制，使用跨國(guó)截面數(shù)據(jù)引入交叉項(xiàng)實(shí)證分析金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的影響機(jī)制，肯定了理論預(yù)期。［8］

通過(guò)對(duì)現(xiàn)有研究文獻(xiàn)的分析可以看出：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的影響，而深入研究金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度影響機(jī)制的文獻(xiàn)較少。第二，現(xiàn)有金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度影響機(jī)制的實(shí)證研究采用的都是跨國(guó)橫截面普通最小二乘估計(jì)法，無(wú)法反映動(dòng)態(tài)變化，且計(jì)量方法過(guò)于簡(jiǎn)單。為此，本文對(duì)金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的影響機(jī)制進(jìn)行理論分析，并使用中國(guó)2002～2008年省際面板數(shù)據(jù)采用門檻模型進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明：金融發(fā)展通過(guò)人力資本積累、技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)提升出口復(fù)雜度，但其影響存在門限特征。

二、金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度影響機(jī)制的理論分析

金融發(fā)展主要通過(guò)人力資本積累、技術(shù)創(chuàng)新、FDI技術(shù)溢出三種機(jī)制影響出口復(fù)雜度。

首先，金融發(fā)展通過(guò)人力資本積累促進(jìn)出口復(fù)雜度提高。出口復(fù)雜度高的商品在生產(chǎn)中需要熟練技術(shù)工人，教育有助于培養(yǎng)熟練技術(shù)工人。然而個(gè)人和家庭擁有的物質(zhì)財(cái)富不同，許多個(gè)人因家庭經(jīng)濟(jì)困難而無(wú)法完成學(xué)業(yè)。信貸市場(chǎng)可以為資金短缺者提供教育貸款，幫助其完成學(xué)業(yè)，接受更好的教育。信貸市場(chǎng)的存在使人力資本投資不再完全依賴家庭內(nèi)部融資，提高了人力資本積累速度。日益完善的信貸市場(chǎng)可以減少信貸者資信狀態(tài)的識(shí)別成本，降低教育融資成本，提高教育融資效率，有利于提高人力資本水平。因此，本文提出命題1。

命題1：金融發(fā)展通過(guò)人力資本積累提高出口復(fù)雜度

其次，金融發(fā)展可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提高出口復(fù)雜度。金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提高出口復(fù)雜度的原因在于：第一，金融發(fā)展可以為技術(shù)創(chuàng)新提供資金支持。一般來(lái)說(shuō)，企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平高則出口復(fù)雜度高，技術(shù)創(chuàng)新是提高企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)水平的重要渠道，資金是技術(shù)創(chuàng)新所需要的重要資源。金融發(fā)展可以為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供外部資金支持，緩解技術(shù)創(chuàng)新的資金壓力。第二，金融發(fā)展有助于解決技術(shù)創(chuàng)新融資中的逆向選擇問(wèn)題。產(chǎn)品技術(shù)復(fù)雜度越高，離世界技術(shù)前沿越遠(yuǎn)，技術(shù)創(chuàng)新難度越大，研發(fā)過(guò)程中不確定越強(qiáng)，在信息不對(duì)稱情況下企業(yè)外部融資難度越大。金融機(jī)構(gòu)和企業(yè)在研發(fā)項(xiàng)目中的風(fēng)險(xiǎn)與收益的信息獲取方面是不對(duì)稱的，金融機(jī)構(gòu)按照期望收益進(jìn)行貸款決策，為優(yōu)質(zhì)企業(yè)提供的貸款條件高，而為劣質(zhì)企業(yè)提供的貸款條件低，容易產(chǎn)生逆向選擇問(wèn)題，這降低了行業(yè)研發(fā)效率，延緩了技術(shù)進(jìn)步速度。金融發(fā)展能夠有效降低金融機(jī)構(gòu)和企業(yè)間信息不對(duì)稱的程度，緩解逆向選擇問(wèn)題，降低企業(yè)外部融資難度。因此，隨著金融發(fā)展水平的提升，技術(shù)復(fù)雜度高的產(chǎn)品研發(fā)容易獲得外部資金支持，產(chǎn)品出口復(fù)雜度提高。因此，本文提出命題2。

命題2：金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提高出口復(fù)雜度

最后，金融發(fā)展通過(guò)提高FDI技術(shù)溢出效應(yīng)來(lái)提高出口復(fù)雜度。其原因主要有以下兩點(diǎn)：第一，金融發(fā)展可以通過(guò)影響東道國(guó)外商直接投資前后相關(guān)聯(lián)效應(yīng)而影響技術(shù)外溢。金融發(fā)展通過(guò)改善企業(yè)融資約束增強(qiáng)本土企業(yè)與外資企業(yè)在價(jià)值鏈上的關(guān)聯(lián)性而增強(qiáng)FDI技術(shù)溢出效應(yīng)。Alfaro的研究表明，F(xiàn)DI通過(guò)前后向關(guān)聯(lián)效應(yīng)對(duì)東道國(guó)中間產(chǎn)品研發(fā)和生產(chǎn)企業(yè)產(chǎn)生正向溢出效應(yīng)。［9］第二，金融發(fā)展可以提高外商直接投資技術(shù)溢出吸收能力，進(jìn)而改善外商直接投資技術(shù)溢出效果。外商直接投資可以對(duì)東道國(guó)企業(yè)產(chǎn)生技術(shù)溢出效應(yīng)，但溢出效應(yīng)大小不僅取決于外商直接投資的性質(zhì)，而且還取決于東道國(guó)企業(yè)的吸收能力。金融發(fā)展、人力資本和技術(shù)水平是影響外商直接投資技術(shù)溢出吸收能力的重要因素。由于企業(yè)創(chuàng)立需要大筆啟動(dòng)資金，東道國(guó)金融發(fā)展水平越高，企業(yè)創(chuàng)立者越能有效地通過(guò)外部融資獲得該筆啟動(dòng)資金，從而能更有效地利用外資企業(yè)的先進(jìn)技術(shù)，獲得技術(shù)外溢效應(yīng)。由此可見，金融發(fā)展是外商直接投資技術(shù)溢出吸收能力的重要因素之一；外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)的大小與東道國(guó)和外商直接投資來(lái)源國(guó)的技術(shù)差距有關(guān)。Keller的研究表明，由于發(fā)展中國(guó)家技術(shù)水平和外商直接投資技術(shù)水平差距巨大，發(fā)展中國(guó)家企業(yè)吸收能力有限，不能有效利用外商直接投資帶來(lái)的技術(shù)溢出效應(yīng)。［10］因此，金融發(fā)展有利于技術(shù)創(chuàng)新，可以縮短與投資來(lái)源國(guó)的技術(shù)差距，進(jìn)而提高東道國(guó)外商直接投資技術(shù)溢出吸收能力；人力資本是外商直接投資吸收能力的重要方面，是造成各地區(qū)外商直接投資技術(shù)溢出效果差異的關(guān)鍵因素。而金融發(fā)展可以提高人力資本積累速度，提高人力資本水平。因此，金融發(fā)展可通過(guò)人力資本積累來(lái)提高外商直接投資吸收能力。因此，本文提出命題3。

命題3：金融發(fā)展通過(guò)提高FDI溢出效應(yīng)提升出口復(fù)雜度

三、金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度影響機(jī)制的實(shí)證研究

1.模型設(shè)定

一些研究結(jié)果表明，金融發(fā)展對(duì)技術(shù)進(jìn)步及貿(mào)易影響具有門限特征。例如，Hansen非動(dòng)態(tài)面板門檻模型不僅可以有效估計(jì)門檻值，還可以對(duì)門檻的正確性及內(nèi)生“門檻效應(yīng)”進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。該模型是將門檻值作為一個(gè)未知變量引入實(shí)證模型，并對(duì)門檻值和門檻效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)與檢驗(yàn)。首先假設(shè)存在“單門檻效應(yīng)”，多門檻模型可以在單門檻模型基礎(chǔ)上進(jìn)一步拓展。［11］借鑒Rajan、Zingales［12］和Manova［13］的研究成果，本文采用交叉項(xiàng)方法反映金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度的影響機(jī)制。構(gòu)建門限回歸模型（1）、（2）、（3）來(lái)驗(yàn)證命題1、命題2、命題3。

其中，下標(biāo)i和t分別表示地區(qū)和年份。因變量為出口復(fù)雜度（Excomp），主要自變量為金融發(fā)展水平（Fin）。其他控制變量為外商直接投資（FDI）、技術(shù)創(chuàng)新（Patent）、基礎(chǔ)設(shè)施（Inf）、人均物質(zhì)資本存量（Cap）和人力資本（Hum）。qit為門檻變量，γ為特定的門檻值，I（qit>γ）為示性函數(shù)，ui為個(gè)體觀測(cè)特征。εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，且εit～iid.N（0，σ2）。

2.變量選擇及數(shù)據(jù)說(shuō)明

（1）出口復(fù)雜度（Excomp）。出口復(fù)雜度可以反映產(chǎn)品和產(chǎn)業(yè)層面出口技術(shù)含量。Rodrik［14］和Hausmann［15］最先提出了出口復(fù)雜度度量方法，姚洋、張曄［16］、郭亦瑋［8］等學(xué)者修正了出口復(fù)雜度測(cè)度方法。本文采用郭亦瑋等的方法對(duì)出口復(fù)雜度進(jìn)行測(cè)度。

在公式（4）中，Excompj為產(chǎn)品j的出口復(fù)雜度，Exji為i地區(qū)產(chǎn)品j的出口額，α為出口中進(jìn)口中間品份額，用出口產(chǎn)品中加工貿(mào)易進(jìn)口產(chǎn)品的比重來(lái)表示。Yi為i地區(qū)人均GDP，m表示出口產(chǎn)品種類數(shù)。

在公式（5）中，Excompis表示i地區(qū)s產(chǎn)業(yè)的出口復(fù)雜度，權(quán)重是剔除加工貿(mào)易后的i產(chǎn)品在該地區(qū)出口所屬s產(chǎn)業(yè)的份額。

在公式（6）中，Exccompi表示i地區(qū)的出口復(fù)雜度，權(quán)重為剔除加工貿(mào)易后i地區(qū)s產(chǎn)業(yè)在總出口中所占的比重。

郭亦瑋等的方法有兩方面優(yōu)點(diǎn)：一是通過(guò)剔除加工貿(mào)易而扣除最終產(chǎn)品出口中進(jìn)口中間產(chǎn)品的影響，避免了出口復(fù)雜度被高估的問(wèn)題。二是采用各省人均GDP作為權(quán)重來(lái)測(cè)算產(chǎn)品出口復(fù)雜度，不會(huì)出現(xiàn)在跨國(guó)研究中，中國(guó)收入水平較低但卻出口了較高復(fù)雜度產(chǎn)品的特殊問(wèn)題。

計(jì)算出口復(fù)雜度需要的加工貿(mào)易進(jìn)口與制造業(yè)出口數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)研網(wǎng)，本文將HS四位代碼商品貿(mào)易數(shù)據(jù)歸集到SITC三位代碼產(chǎn)品類別中，然后再歸集到28個(gè)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)。由于國(guó)研網(wǎng)僅提供了2002～2008年的HS四位代碼數(shù)據(jù)，因此，本文使用2002～2008年的中國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。

（2）金融發(fā)展（Fin）?，F(xiàn)有的實(shí)證研究中使用的金融發(fā)展指標(biāo)種類繁多，不同指標(biāo)從不同角度反映了金融發(fā)展水平。使用最多的是麥?zhǔn)现笜?biāo)（M2/GDP）和戈氏指標(biāo)（FIR）。王毅、李廣眾、陳平等學(xué)者認(rèn)為麥?zhǔn)现笜?biāo)不能合理度量中國(guó)金融發(fā)展規(guī)模。因此，本文采用戈氏指標(biāo)來(lái)反映金融發(fā)展水平。金融對(duì)經(jīng)濟(jì)的支持主要體現(xiàn)在信貸上，本文用金融機(jī)構(gòu)存款與金融機(jī)構(gòu)貸款之和與地區(qū)GDP之比來(lái)反映金融發(fā)展水平。數(shù)據(jù)來(lái)源于各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

3.其他變量

外商直接投資用按各年年末匯率中間價(jià)折算的人民幣計(jì)價(jià)的外商直接投資實(shí)際利用外資額表示，數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》；技術(shù)創(chuàng)新以專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)為代理變量，數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒》；基礎(chǔ)設(shè)施用公路里程、鐵路營(yíng)運(yùn)里程、內(nèi)河航運(yùn)里程之和與地區(qū)土地面積之比來(lái)反映。公路里程、鐵路營(yíng)運(yùn)里程、內(nèi)河航運(yùn)里程數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)研網(wǎng)，地區(qū)土地面積來(lái)源于《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》；物質(zhì)資本存量用物質(zhì)資本存量除以就業(yè)人數(shù)的人均物質(zhì)資本存量來(lái)表示，以2000年為基期，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。就業(yè)人數(shù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)。人力資本采用普通高等學(xué)校在校生人數(shù)與地區(qū)總?cè)丝跀?shù)之比作代理變量。普通高等學(xué)校在校生人數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于《新中國(guó)六十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、地區(qū)人口數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

表1 變量說(shuō)明及數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)

4.實(shí)證結(jié)果與分析

面板數(shù)據(jù)門檻回歸模型需要解決兩方面的問(wèn)題：一是聯(lián)合估計(jì)門檻值γ和斜率β；二是進(jìn)行門檻效應(yīng)的相關(guān)性檢驗(yàn)。

（1）門檻效應(yīng)檢驗(yàn)。本文利用Stata 12.0軟件進(jìn)行實(shí)證分析。首先進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，表2列出了模型1、2、3在單一門檻、雙重門檻假設(shè)下進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)的F值和P值。模型1的單一門檻效應(yīng)在10%的顯著性水平上顯著，雙門檻效應(yīng)不顯著，雙門檻效應(yīng)自抽樣P值為0.143。模型2、3的單一門檻效應(yīng)均在5%顯著性水平上顯著，雙門檻效應(yīng)不顯著，模型2、3雙重門檻效應(yīng)檢驗(yàn)自抽樣P值分別為0.103和0.140。因此，以金融發(fā)展為門檻變量可以拒絕金融發(fā)展對(duì)出口復(fù)雜度線性影響的原假設(shè)，本文采用單一門檻進(jìn)行實(shí)證分析。

（2）門檻值估計(jì)與檢驗(yàn)。門檻效應(yīng)檢驗(yàn)后可以估計(jì)和檢驗(yàn)單一門檻模型門檻值。表2列出了門檻估計(jì)值及95%置信區(qū)間。所有模型門檻值均為0.054。門檻值與似然比值的關(guān)系如圖1、2、3所示。圖1、2、3中虛線為似然比統(tǒng)計(jì)量的臨界值。在5%的顯著性水平下，似然比統(tǒng)計(jì)量的臨界值為7.35。從圖1、2、3中可以看出，金融發(fā)展門檻估計(jì)值為0.054時(shí)，似然比值為0，模型1門檻值在［0.004，0.736］區(qū)間內(nèi)，模型2、3門檻值在［0.014，0.078］區(qū)間內(nèi)，似然比小于5%顯著性水平下的臨界值處于原假設(shè)接受區(qū)域內(nèi)，門檻值與真實(shí)值相等。

表2 門檻估計(jì)值和置信區(qū)間

表3 門檻效果自抽樣檢驗(yàn)

圖1 模型1的門檻1估計(jì)值及95%置信區(qū)間

圖2 模型2的門檻1估計(jì)值與95%置信區(qū)間

（3）實(shí)證結(jié)果分析。單一門檻模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表4所示，第（1）、（2）、（3）列分別是模型1、2、3的估計(jì)結(jié)果，對(duì)應(yīng)地驗(yàn)證命題1、2、3。

模型1引入金融發(fā)展與人力資本交叉項(xiàng)分析金融發(fā)展通過(guò)人力資本積累提升出口復(fù)雜度的機(jī)制。如表4第（1）列所示，當(dāng)金融發(fā)展水平高于0.054時(shí)，金融發(fā)展與人力資本交叉項(xiàng)系數(shù)在10%顯著性水平上顯著，這說(shuō)明當(dāng)金融發(fā)展越過(guò)門檻后，金融發(fā)展可以通過(guò)人力資本積累機(jī)制提升出口復(fù)雜度，但這種機(jī)制較弱。結(jié)合模型（2）、（3）人力資本系數(shù)在1%顯著性水平上顯著來(lái)分析。由于中國(guó)教育主要靠國(guó)家財(cái)政投入和家庭內(nèi)部融資，金融機(jī)構(gòu)提供的貸款較少，信貸市場(chǎng)教育融資功能尚未發(fā)揮。因此，金融發(fā)展通過(guò)人力資本積累提升出口復(fù)雜度的作用較弱。

圖3 模型3的門檻1估計(jì)值與95%置信區(qū)間

模型2引入了金融發(fā)展與專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)交叉項(xiàng)來(lái)分析金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新提升出口復(fù)雜度的機(jī)制。如表4第（2）列所示，當(dāng)金融發(fā)展水平低于0.054時(shí)，金融發(fā)展與專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)交叉系數(shù)不顯著，當(dāng)金融發(fā)展水平高于0.054時(shí)，金融發(fā)展與專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)交叉系數(shù)在5%顯著性水平上顯著為正。這說(shuō)明當(dāng)金融發(fā)展越過(guò)一定門檻后，金融發(fā)展確實(shí)可以通過(guò)促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新而提高出口復(fù)雜度。這主要是由于金融發(fā)展可以為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供外部資金支持，緩解技術(shù)創(chuàng)新的資金壓力；金融發(fā)展可以降低金融機(jī)構(gòu)和企業(yè)間信息不對(duì)稱程度，解決或緩解技術(shù)創(chuàng)新融資中逆向選擇問(wèn)題，降低外部融資難度。

模型3引入金融發(fā)展與外商直接投資交叉項(xiàng)來(lái)分析金融發(fā)展通過(guò)外商直接投資技術(shù)溢出提升出口復(fù)雜度的機(jī)制。如表4第（3）列所示，當(dāng)金融發(fā)展水平低于0.054時(shí)，金融發(fā)展與外商直接投資交叉系數(shù)不顯著，當(dāng)金融發(fā)展水平高于0.054時(shí)，金融發(fā)展與外商直接投資交叉系數(shù)在1%顯著性水平上顯著為正。這說(shuō)明當(dāng)金融發(fā)展越過(guò)一定門檻后，金融發(fā)展可以通過(guò)外商直接投資技術(shù)溢出提高出口復(fù)雜度。這主要是由于金融發(fā)展可以改善企業(yè)融資約束，增強(qiáng)外商直接投資前后向關(guān)聯(lián)促進(jìn)技術(shù)溢出；金融發(fā)展可以直接提高外商直接投資技術(shù)溢出吸收能力，也可以通過(guò)便利教育融資加快人力資本積累和改善外部融資約束，降低研發(fā)過(guò)程中的不確定性，縮短與投資來(lái)源國(guó)的技術(shù)差距，提高外商直接投資技術(shù)溢出吸收能力，增強(qiáng)外商直接投資技術(shù)溢出效果，提升出口復(fù)雜度。此外，對(duì)比模型2、3的估計(jì)系數(shù)可以看出，金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)出口復(fù)雜度的提升幅度要大于金融發(fā)展通過(guò)外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)出口復(fù)雜度的提升幅度。

表4 實(shí)證結(jié)果

本文的其他控制變量估計(jì)結(jié)果均符合預(yù)期。所有模型物質(zhì)資本存量在5%甚至1%顯著性水平上顯著為正，這說(shuō)明物質(zhì)資本積累有利于出口復(fù)雜度的提高；所有模型中基礎(chǔ)設(shè)施在5%甚至1%顯著性水平上均顯著為正，這說(shuō)明基礎(chǔ)設(shè)施可以提升出口復(fù)雜度；模型1、3使用專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)為代理變量的技術(shù)創(chuàng)新在1%顯著性水平上顯著為正，這說(shuō)明技術(shù)創(chuàng)新提升技術(shù)水平，有利于出口復(fù)雜度提高；模型1、2中的外商直接投資在5%顯著性水平上顯著為正，這說(shuō)明外商直接投資可以發(fā)揮技術(shù)溢出效應(yīng)，有利于提高出口復(fù)雜度；模型2、3中的人力資本在1%顯著性水平上顯著為正，這說(shuō)明人力資本是影響出口復(fù)雜度提升的重要因素。

四、結(jié)論及政策建議

本文的研究結(jié)果表明，金融發(fā)展可以通過(guò)人力資本積累、技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)三種機(jī)制提升出口復(fù)雜度，但其影響存在門限特征。當(dāng)跨越金融門檻后，金融發(fā)展可以通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)提升出口復(fù)雜度，且金融發(fā)展通過(guò)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)出口復(fù)雜度的提升效應(yīng)要大于金融發(fā)展通過(guò)外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)對(duì)其的提升效應(yīng)。由于我國(guó)金融發(fā)展為教育融資的功能尚未發(fā)揮，因此，金融發(fā)展通過(guò)人力資本積累來(lái)提升出口復(fù)雜的作用較弱。

基于以上研究結(jié)果，本文提出如下建議：第一，我國(guó)要重視金融發(fā)展在轉(zhuǎn)變貿(mào)易增長(zhǎng)方式中的作用。出口復(fù)雜度提升是轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式的重要表現(xiàn)。增加信貸規(guī)模、完善金融環(huán)境、深化金融體制改革、促進(jìn)金融發(fā)展將有利于人力資本積累、技術(shù)創(chuàng)新、外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)，進(jìn)而提升出口復(fù)雜度。第二，我國(guó)應(yīng)盡快發(fā)揮信貸市場(chǎng)的教育融資功能。金融機(jī)構(gòu)要積極采取措施提高教育貸款比例，降低教育貸款風(fēng)險(xiǎn)。個(gè)人要積極爭(zhēng)取外部資金支持以獲得更好的教育。

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責(zé)任編輯：蔡 強(qiáng)

F832，F(xiàn)752.62

A

1005-2674（2015）01-086-07

2014-07-10

定稿日期：2014-10-20

教育部人文社會(huì)科學(xué)項(xiàng)目（13YGA790091）；上海財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生創(chuàng)新基金項(xiàng)目（CXJJ-2013-343）

杜曉英（1978-），女，山西清徐人，上海財(cái)經(jīng)大學(xué)國(guó)際工商管理學(xué)院博士研究生，太原科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，主要從事國(guó)際貿(mào)易理論研究。