金融發(fā)展、對(duì)外貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長：基于省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

曾璐璐

（1.遼寧大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，沈陽110036;2.遼寧金融職業(yè)學(xué)院工商管理系，沈陽100122）

一、引言

在眾多研究金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的文獻(xiàn)中，研究者大都將金融作為一種影響因素，通過分析金融市場(chǎng)的廣度、深度、效率和轉(zhuǎn)化能力等方面對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響來闡述一國金融發(fā)展水平對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用。也有部分文獻(xiàn)考察了金融與貿(mào)易的關(guān)系，通過將金融視為一種要素稟賦來討論如何通過動(dòng)員和利用外部資金來影響一國的貿(mào)易水平。但是金融發(fā)展和對(duì)外貿(mào)易如何相互作用影響一國經(jīng)濟(jì)增長，已有文獻(xiàn)卻鮮有涉及，并且大部分現(xiàn)有研究都是從金融市場(chǎng)的功能出發(fā)，而沒有區(qū)分外部融資的資金來源。然而從融資渠道來看，不同類型的外部資金，例如銀行信貸、FDI、股票與債券以及其它來源的資金，很可能對(duì)一國對(duì)外貿(mào)易產(chǎn)生差異影響。因此，本文試圖從資金來源出發(fā)，討論不同類型的外部資金與貿(mào)易相互作用對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響，以及不同類型外部資金之間的相互關(guān)系。一方面可以在一個(gè)系統(tǒng)框架下考察金融發(fā)展、對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長三者的關(guān)系，另一方面還可以為研究金融發(fā)展與貿(mào)易關(guān)系的問題提供一個(gè)新的視角。

二、文獻(xiàn)綜述

對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的關(guān)注可以向前追溯到Schumpeter（1912）。Schumpeter認(rèn)為功能完善的金融部門能夠?qū)σ粐司杖胨胶驮鲩L率產(chǎn)生積極影響，銀行系統(tǒng)可以通過支持創(chuàng)新項(xiàng)目激勵(lì)創(chuàng)新，進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長起到長期促進(jìn)作用。Gourley和Shaw（1955）繼承了Schumpeter的觀點(diǎn)，強(qiáng)調(diào)金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的必要條件之一，不同結(jié)構(gòu)的金融系統(tǒng)可以對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生不同影響。[1]他們的研究隨后引發(fā)了眾多學(xué)者對(duì)金融系統(tǒng)結(jié)構(gòu)的討論，其中，Goldsmith（1969）的研究成果最具開創(chuàng)性。Goldsmith首次將理論與實(shí)證相結(jié)合，通過對(duì)35個(gè)國家1860～1963年金融發(fā)展與金融結(jié)構(gòu)進(jìn)行國家間的“橫向”比較和一國自身的“縱向”比較，系統(tǒng)闡述了“經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展之間存在著一種粗略的平等關(guān)系”。[2]1973 年，McKinnon和Shaw分別出版了著作《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的金融深化》和《經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的貨幣與資本》，創(chuàng)立了傳統(tǒng)的金融發(fā)展理論。書中分析了“金融深化”和“金融抑制”的特征及成因，從不同角度論證了金融與經(jīng)濟(jì)的辯證關(guān)系，提出發(fā)展中國家不能過分信賴外國資本，應(yīng)該通過金融自由化獲取資金自給。但是Goldsmith、McKinnon和Shaw的研究結(jié)論只能說明金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有重要影響，并不能確定二者間存在的因果關(guān)系。此后，Kapur（1976）、Fry（1978）和 Mathieson（1979）等人對(duì)金融抑制模型進(jìn)行了擴(kuò)展和改進(jìn)，描述了從金融抑制到金融自由化的動(dòng)態(tài)特征，[3～5]但都沒有突破McKinnon-Shaw 的理論框架（談儒勇，2000）。[6]20世紀(jì)90年代，受到內(nèi)生增長理論的影響，King和Levine（1993）將內(nèi)生增長和內(nèi)生金融中介體（或金融市場(chǎng)）引入到金融發(fā)展模型中，從金融市場(chǎng)的功能角度出發(fā)，通過尋求最優(yōu)化的方法分析金融發(fā)展對(duì)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響，這也被看作是區(qū)別于傳統(tǒng)金融發(fā)展理論的新金融發(fā)展理論。[7]King和Levine的貢獻(xiàn)在于，在理論方面建立了規(guī)范化模型，使金融市場(chǎng)與經(jīng)濟(jì)增長的相互作用內(nèi)生化;在實(shí)證方面拓寬了金融功能計(jì)量指標(biāo)，分別考察金融中介和金融市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。他們的結(jié)論表明，金融發(fā)展可以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但在發(fā)展中國家與發(fā)達(dá)國家產(chǎn)生的影響不同。在發(fā)展中國家，金融中介（銀行）對(duì)經(jīng)濟(jì)效率的作用遠(yuǎn)大于金融市場(chǎng)，而在發(fā)達(dá)國家則沒有明顯差別，各國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長間存在正相關(guān)關(guān)系。

作為驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，貿(mào)易與金融發(fā)展的關(guān)系是學(xué)界爭(zhēng)論的另一焦點(diǎn)。根據(jù)比較優(yōu)勢(shì)理論，金融市場(chǎng)可以通過資源配置功能改變一國的比較優(yōu)勢(shì)，進(jìn)而影響一國的對(duì)外貿(mào)易結(jié)構(gòu)。據(jù)此，一部分學(xué)者認(rèn)為，在金融發(fā)展水平相對(duì)發(fā)達(dá)的國家，外部融資依賴性強(qiáng)的產(chǎn)業(yè)自然具有比較優(yōu)勢(shì)。一國金融發(fā)展水平越高越傾向于專業(yè)化生產(chǎn)外部融資依賴性強(qiáng)的產(chǎn)品，而且這樣的產(chǎn)品在出口中占有比較優(yōu)勢(shì)（Svaleryd和Vlachos，2002;Beck，2003）。[8～9]Kletzer 和 Bardhan（1987）指出，一國的金融發(fā)展水平可以被視為和資源稟賦、技術(shù)水平一樣的比較優(yōu)勢(shì)決定因素。外部融資依賴度高的產(chǎn)業(yè)在金融體系完善的國家更具有貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)。[10]他們的結(jié)論在Raja和Zingales（1998）的研究中也得以證明，Raja和Zingales的經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果從行業(yè)層面證明了金融體系能夠通過便利資產(chǎn)交易、降低融資成本，提高資源配置效率，對(duì)于外部資金依存度較高的產(chǎn)業(yè)將發(fā)展更快，出口份額更高，貿(mào)易獲利更大。[11]因而，一國的金融發(fā)展水平可以成為一種要素稟賦或比較優(yōu)勢(shì)的來源。Baldwin（1989）、Feeney和 Hillman（2001）、Svaleryd和Vlachos（2002）通過金融市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)分散功能解釋了金融體系可能成為一國貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)的原因。[12～13][8]Baldwin（1989）構(gòu)建了一個(gè) 2 × 2 × 1（兩個(gè)國家、兩種產(chǎn)品、一種要素）模型，并通過65個(gè)國家的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析表明，金融發(fā)展水平較高的國家將出口在生產(chǎn)上占比較優(yōu)勢(shì)的風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品;相反，金融發(fā)展水平較低的國家將出口生產(chǎn)上占比較優(yōu)勢(shì)的非風(fēng)險(xiǎn)產(chǎn)品。[12]Svaleryd和Vlachos（2002）的實(shí)證分析也表明OECD國家金融發(fā)展是形成比較優(yōu)勢(shì)的主要來源。[8]Beck（2000，2002，2003）從金融市場(chǎng)的動(dòng)員儲(chǔ)蓄功能角度分析了金融部門對(duì)貿(mào)易模式的影響，并在一般均衡模型中引入規(guī)模經(jīng)濟(jì)，采用多國多行業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)得出結(jié)論:規(guī)模收益越高的制成品對(duì)外部融資的依賴性越強(qiáng)，規(guī)模收益與外部融資需求具有正相關(guān)關(guān)系。[14～15][9]金融發(fā)展對(duì)貿(mào)易的影響在于，完善的金融體系可以降低外部融資成本、擴(kuò)大融資規(guī)模。在此基礎(chǔ)上，日本學(xué)者Kiminori Matsuyama（2004）考察了借貸市場(chǎng)的不完善對(duì)貿(mào)易流向的影響，指出貿(mào)易國信貸制度的不完善也會(huì)影響企業(yè)的外部融資，進(jìn)而影響貿(mào)易比較優(yōu)勢(shì)和流向。[16]但是因?yàn)樾刨J制度指標(biāo)難以度量，研究結(jié)論缺乏實(shí)證支持。

國內(nèi)學(xué)者對(duì)于金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究主要集中在實(shí)證分析。由于研究所使用的數(shù)據(jù)和計(jì)量方法不同，得出的結(jié)論也不盡相同。談儒勇（1999）選取1993～1998年的有關(guān)季度數(shù)據(jù)，運(yùn)用普通最小二乘法，對(duì)我國金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長進(jìn)行了線性回歸分析，實(shí)證結(jié)果表明:我國金融中介體的發(fā)展有利于促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長，但股票市場(chǎng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響是有限甚至是不利的。[17]趙振全和薛豐慧（2004）利用產(chǎn)出增長率模型也得出了類似結(jié)論。他們的研究表明，我國的借貸市場(chǎng)相對(duì)于股票市場(chǎng)，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用更明顯。[18]丁曉松（2005）運(yùn)用單位根和協(xié)整檢驗(yàn)方法對(duì)1986～2002年的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，也得出了金融發(fā)展對(duì)我國經(jīng)濟(jì)增長有積極作用的結(jié)論。[19]另有部分學(xué)者對(duì)金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系進(jìn)行了驗(yàn)證。曹嘯和吳軍（2002）采用1994～1999年的季度數(shù)據(jù)，利用Granger因果檢驗(yàn)分析方法證明，我國的金融發(fā)展是經(jīng)濟(jì)增長的Granger原因，并且主要通過資產(chǎn)數(shù)量擴(kuò)張方式實(shí)現(xiàn)。[20]孟猛（2003）設(shè)定的誤差修正Granger函數(shù)證明:金融深化與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系是單向的，長期的金融深化可以提高經(jīng)濟(jì)增長速度，而短期作用不明顯。[21]Granger因果檢驗(yàn)方法也被另外一些學(xué)者如陳軍和王亞杰（2002）、史永東等（2003）、王志強(qiáng)和孫剛（2003）用來檢驗(yàn)金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系，并得出了相似的結(jié)論:我國的金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間存在顯著的雙向因果關(guān)系。[22～24]金融發(fā)展與對(duì)外貿(mào)易的關(guān)系也得到了部分國內(nèi)學(xué)者的關(guān)注。孫兆斌（2004）借助1978～2002年的時(shí)間序列數(shù)據(jù)證明金融發(fā)展與貿(mào)易商品結(jié)構(gòu)之間存在長期協(xié)整關(guān)系。[25]曲建忠、張戰(zhàn)梅（2008）利用1991～2005年數(shù)據(jù)，通過協(xié)整和Granger因果檢驗(yàn)分析方法發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與對(duì)外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，金融發(fā)展可以顯著促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易增長，但對(duì)外貿(mào)易對(duì)金融發(fā)展沒有顯著作用。[26]李斌、李國強(qiáng)（2008）采用我國1985 ～2006年數(shù)據(jù)實(shí)證分析了金融發(fā)展與貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的關(guān)系，研究表明:二者之間存在長期協(xié)整關(guān)系，短期內(nèi)只存在單向因果關(guān)系，即金融發(fā)展是貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化的 Granger成因，反之則不然。[27]包群、陽佳余（2008）利用1990～2004年間中國30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，考察了我國金融發(fā)展對(duì)貿(mào)易總體規(guī)模與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的差異性影響。[28]

上述文獻(xiàn)對(duì)金融發(fā)展、對(duì)外貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)增長的研究大多從金融市場(chǎng)功能角度出發(fā)，考察一國金融發(fā)展水平對(duì)貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟(jì)增長的影響，沒有區(qū)分外部資金的融資渠道差異性特征。本文與已有研究的不同之處在于，除了考察金融發(fā)展水平的一般特征外，還將分別考察兩種主要的外源性資金——銀行信貸和外商直接投資（FDI）與對(duì)外貿(mào)易相互作用進(jìn)而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響，并將進(jìn)一步分析這兩種異質(zhì)資金的互動(dòng)關(guān)系。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定和變量選取

本文借鑒Raja和Zingales（1998）建立模型的方法，使用國家特征（金融發(fā)展水平）和對(duì)外貿(mào)易規(guī)模的交互項(xiàng)作為核心解釋變量，首先考察我國金融體系和對(duì)外貿(mào)易的聯(lián)合作用對(duì)各省份經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的影響。[11]考慮到本文的要求，將金融發(fā)展水平指標(biāo)引入回歸方程即可構(gòu)建如下線性回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn):

式（1）中，GROWTHit表示實(shí)際GDP的增長率，采用各地區(qū)真實(shí)GDP（用GDP指數(shù)按1978年價(jià)格為1進(jìn)行平減）度量，TRADEit表示對(duì)外貿(mào)易規(guī)模，采用各地區(qū)當(dāng)年出口額（按照年均匯率換算成以人民幣為單位并用GDP平減指數(shù)消除價(jià)格因素影響）度量，TRADEit×FINANCEit表示對(duì)外貿(mào)易與金融發(fā)展水平指標(biāo)的乘積，用來具體分析金融發(fā)展水平與對(duì)外貿(mào)易的相互作用是否對(duì)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生作用，如果這一指標(biāo)的系數(shù)為正，則表明金融發(fā)展在對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長方面起著非常重要的聯(lián)結(jié)作用。CVit表示控制變量，μi、γt分別表示截面特定效應(yīng)、時(shí)期特定效應(yīng)和殘差項(xiàng)。

鑒于數(shù)據(jù)的可獲得性以及我國以銀行信貸和外商直接投資為主導(dǎo)的金融市場(chǎng)融資來源特征，對(duì)金融發(fā)展水平的度量我們考慮了三個(gè)方面的內(nèi)容，一是全部金融機(jī)構(gòu)貸款額占當(dāng)?shù)谿DP比重（DENLOANit），二是外商直接投資占當(dāng)?shù)谿DP比重（DENFDIit），三是全部金融機(jī)構(gòu)存貸款之和占當(dāng)?shù)谿DP比重（LEVELit）。其中，第一個(gè)指標(biāo)著重刻畫金融部門的信貸密度和金融發(fā)展深度。信貸比重越高表明金融機(jī)構(gòu)（銀行）投放貸款量越大，越有利于企業(yè)獲取外部資金，擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模、增加產(chǎn)出。第二個(gè)指標(biāo)側(cè)重討論可獲得的外源資金中的外資密度和貢獻(xiàn)率。外資密度越高表明外資的流入量越大，越有利于解決資金約束瓶頸。最后一個(gè)指標(biāo)用來衡量金融市場(chǎng)發(fā)展程度，一般而言比值越高表明金融市場(chǎng)規(guī)模越大，融資能力越強(qiáng)。

為了避免各金融發(fā)展水平指標(biāo)間可能存在的自相關(guān)性，在檢驗(yàn)過程中，每次用一個(gè)水平指標(biāo)來替換FINANCE。本文將利用中國的省際數(shù)據(jù)分別對(duì)以下三個(gè)方程進(jìn)行回歸分析:

控制變量本文重點(diǎn)考慮了以下影響因素:

國內(nèi)投資（DIit）。采用全國或各?。ㄖ陛犑校┑墓潭ㄙY本投資額與外商固定資本投資額之差度量。

政府支出（GOVit）。采用全國或各?。ㄖ陛犑校┊?dāng)年財(cái)政支出額度量。

外資比重（SHFDIit）。采用外資企業(yè)就業(yè)人數(shù)①本文將外商投資企業(yè)與港澳臺(tái)投資企業(yè)就業(yè)人數(shù)之和界定為外資企業(yè)就業(yè)人數(shù)。占各地區(qū)當(dāng)年就業(yè)人數(shù)的比重度量。這一指標(biāo)不僅能夠直接體現(xiàn)外資企業(yè)的所占份額，還能夠間接體現(xiàn)地區(qū)的市場(chǎng)化程度和對(duì)外開放程度。

制度性因素。選取用兩個(gè)制度性變量:一是國有化程度（SOEit），采用國有經(jīng)濟(jì)固定資產(chǎn)投資額占全部固定資產(chǎn)投資額比重度量。二是信貸偏向（BIASit），采用國有控股工業(yè)企業(yè)利息支出占全部規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利息支出比重度量。

要素稟賦，包括物質(zhì)資本和人力資本。采用農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重度量農(nóng)業(yè)稟賦（DENARGit）;采用當(dāng)年煤炭工業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、黑色金屬礦采選業(yè)、有色金屬礦采選業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值占全部工業(yè)總產(chǎn)值比重度量自然資源稟賦（DENINit）;采用就業(yè)人數(shù)（LABit）和高等學(xué)校在校人數(shù)（EDUit）度量人力資源稟賦。

其次，本文將進(jìn)一步考察銀行信貸和FDI這兩種主要外源性資金的關(guān)系，以及如何相互作用實(shí)現(xiàn)其對(duì)貿(mào)易的影響。即在方程（1）的基礎(chǔ)上，考察FDI融資依賴型地區(qū)和信貸融資依賴型地區(qū)分別在信貸密集和外資密集特征下是否具有出口比較優(yōu)勢(shì)。借鑒Fisman和Love（2003）與黃玖立等（2010）的研究，本文構(gòu)建如下回歸模型以檢驗(yàn)信貸資金與 FDI的相互關(guān)系:[29～30]

其中，INDLOANit表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)的信貸資金依賴程度，采用國內(nèi)貸款來源的固定資產(chǎn)投資占全部外部資金②本文將除自籌資金之外的其他形式的資金，包括國家預(yù)算內(nèi)資金、國內(nèi)貸款、利用外資（主要為FDI）、債券、其他來源，統(tǒng)一界定為外部資金。固定資產(chǎn)投資的比重度量;INDFDIit表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)的FDI依賴程度，采用利用外資來源的固定資產(chǎn)投資占全部外部資金固定資產(chǎn)投資的比重度量。INDLOANit×DENFDIit和INDLOANit×DENLOANit分別表示信貸資金依賴度與外資密度、FDI依賴度與信貸資金密度的乘積，用來具體分析信貸資金和FDI兩條融資渠道的關(guān)系。如果這一指標(biāo)的系數(shù)為負(fù)，表明兩條融資渠道相互替代;如果這一指標(biāo)的系數(shù)為正，則可斷定兩條渠道是互補(bǔ)或相互促進(jìn)的關(guān)系。

（二）數(shù)據(jù)說明

本文使用的數(shù)據(jù)是包括中國29個(gè)省、自治區(qū)、直轄市（不包括西藏、重慶）2001～2012年的面板數(shù)據(jù)。文中所有數(shù)據(jù)均來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、各省、自治區(qū)、直轄市統(tǒng)計(jì)年鑒、《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計(jì)年鑒》和國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。有些省份某些變量的數(shù)據(jù)區(qū)間小于2001～2012年，本文保持原數(shù)據(jù)區(qū)間不變。計(jì)量所用數(shù)據(jù)均采用CPI指數(shù)消除了物價(jià)因素，并將相關(guān)數(shù)據(jù)單位以當(dāng)年人民幣兌美元匯率中間價(jià)進(jìn)行折算。

（三）估計(jì)方法

采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)（FE）和隨機(jī)效應(yīng)（RE）估計(jì)方法，即利用虛擬變量最小二乘法對(duì)固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，利用廣義最小二乘法對(duì)隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)，并由Hausman檢驗(yàn)結(jié)果決定最終采用固定效應(yīng)或是隨機(jī)效應(yīng)的計(jì)量結(jié)果。

四、計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果及分析

（一）回歸估計(jì)結(jié)果

1.金融發(fā)展對(duì)對(duì)外貿(mào)易的作用估計(jì)

本文運(yùn)用整體樣本期間（2001～2012）的中國29個(gè)省區(qū)的省級(jí)面板數(shù)據(jù)，利用stata11.0軟件采用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，分別對(duì)方程（2）～（4）進(jìn)行回歸，計(jì)量結(jié)果見表1。

依據(jù)表1的報(bào)告結(jié)果，四個(gè)估計(jì)模型中的對(duì)外貿(mào)易項(xiàng)（TRADEit）系數(shù)均在1%水平上顯著為正，這表明對(duì)外貿(mào)易在地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程中的確具有明顯且穩(wěn)定的促進(jìn)作用。對(duì)外貿(mào)易（TRADEit）指標(biāo)與全部金融機(jī)構(gòu)貸款額占當(dāng)?shù)谿DP比重（DENLOANit）指標(biāo)交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這表明銀行信貸是各地區(qū)的重要外部資金來源。但是根據(jù)以往經(jīng)驗(yàn)研究（孫兆斌，2004;陽佳余，2007），地區(qū)銀行信貸應(yīng)當(dāng)可以促進(jìn)當(dāng)?shù)貙?duì)外貿(mào)易發(fā)展，增加出口。[25][31]而模型（2）的這一指標(biāo)系數(shù)顯示為負(fù)，從而表明信貸資金的密集投放沒有在對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過程中起到積極推動(dòng)作用。究其原因，主要是由于中國銀行體系的信貸資金多供給低效率的國有經(jīng)濟(jì)，而相對(duì)高效的非國有經(jīng)濟(jì)在信貸市場(chǎng)融資困難，缺乏資金支持引發(fā)了地區(qū)貿(mào)易的發(fā)展遲緩?？刂谱兞恐械膬蓚€(gè)制度性因素——國有化程度（SOEit）和信貸偏向（BIASit）也支持了這一判斷。這兩個(gè)指標(biāo)系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為負(fù)，表明在國有經(jīng)濟(jì)集中和信貸資金流向國有經(jīng)濟(jì)較多的地區(qū)，對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長沒有正向助推作用。表1中模型（3）的估計(jì)結(jié)果顯示，對(duì)外貿(mào)易（TRADEit）與外商直接投資占當(dāng)?shù)谿DP比重（DENFDIit）的交互項(xiàng)系數(shù)在5%水平上顯著為正。這表明，F(xiàn)DI是各地區(qū)外部融資的重要渠道。FDI流入量越多越能發(fā)揮對(duì)外貿(mào)易在經(jīng)濟(jì)增長中的促進(jìn)作用，也就是說，F(xiàn)DI有助于緩解地區(qū)經(jīng)濟(jì)的融資約束，有助于體現(xiàn)貿(mào)易的出口拉動(dòng)作用，但這一指標(biāo)的絕對(duì)值小于DENLOANit系數(shù)絕對(duì)值，說明在我國的金融市場(chǎng)中，信貸的融資作用較之FDI更強(qiáng)。模型（4）中對(duì)外貿(mào)易（TRADEit）與金融市場(chǎng)規(guī)模測(cè)度指標(biāo)（LEVELit）交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯示為負(fù)，并通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。依據(jù)這一結(jié)果可以推斷，中國金融市場(chǎng)的整體規(guī)模和運(yùn)行效率沒有助力對(duì)外貿(mào)易推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。

2.信貸資金與FDI融資渠道相互關(guān)系的進(jìn)一步估計(jì)

表1的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，銀行的信貸資金與FDI均可以為地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供外部資金支持，加快貿(mào)易進(jìn)程，從而促進(jìn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長。但是，在緩解資金約束的過程中，這兩種融資渠道是如何作用于對(duì)外貿(mào)易的?二者之間的相互關(guān)系是怎樣的?理論上，信貸資金與FDI即可以相互促進(jìn)也可以相互替代，原因在于在制度上“置身度外”的外資企業(yè)不僅資金雄厚、技術(shù)先進(jìn)，還能夠憑借引資政策配套的信貸條款甚至地方政府的隱形擔(dān)保獲得較為便利的貸款（黃玖立、冼國明，2010）。[30]

方程（5）以信貸資金依賴程度與外資密度的交互項(xiàng)（INDLOANit×DENFDIit）和外資依賴程度與信貸資金密度的交互項(xiàng)（INDFDIit×DENLOANit）為核心解釋變量，估計(jì)了兩個(gè)主要融資渠道與地區(qū)特征的交叉組合，以考察不同外源性資金在作用于對(duì)外貿(mào)易過程中的相互關(guān)系。表2報(bào)告了這一結(jié)果。

模型（5）和（6）報(bào)告了外資密度（DENFDIit）和信貸資金依賴程度與外資密度的交互項(xiàng)（INDLOANit×DENFDIit）的估計(jì)結(jié)果。估計(jì)系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正和顯著為負(fù)。這表明，F(xiàn)DI本身對(duì)地區(qū)貿(mào)易出口有顯著的正向促進(jìn)作用，外資流入量可以推動(dòng)地區(qū)貿(mào)易出口。但是在信貸依賴主導(dǎo)型地區(qū)，F(xiàn)DI密集度增加會(huì)使地區(qū)出口量下降，即FDI的密集程度減弱了銀行信貸的融資作用，銀行信貸與FDI這兩條主要的外部融資渠道是相互替代的。模型（7）和（8）顯示了信貸密度（DENLOANit）和外資依賴程度與信貸密度交互項(xiàng)（INDFDIit×DENLOANit）的估計(jì)系數(shù)。結(jié)果表明，這兩個(gè)指標(biāo)均通過了1%水平上的顯著性檢驗(yàn)。其中，信貸密度系數(shù)為負(fù)，表明信貸資金投放量與地區(qū)貿(mào)易出口呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，低效率的國有企業(yè)獲得較多的信貸資金仍然是解釋這一負(fù)相關(guān)關(guān)系的主要原因。控制變量SOEit和BIASit的系數(shù)為負(fù)也支持了這一結(jié)果，同時(shí)也驗(yàn)證了表1中模型（2）的推斷。與模型（6）結(jié)果不同，外資依賴程度與信貸密度交互項(xiàng)估計(jì)系數(shù)為正，表明在外資依賴主導(dǎo)型地區(qū)，信貸密集度的增加可以提高地區(qū)的貿(mào)易出口，信貸資金非但沒有擠出FDI，反而促進(jìn)了FDI的融資作用，兩種融資渠道之間是相互促進(jìn)關(guān)系。模型（9）對(duì)四個(gè)變量的聯(lián)合估計(jì)也進(jìn)一步驗(yàn)證了我們的結(jié)論。

3.控制變量的估計(jì)

國內(nèi)投資指標(biāo)（DIit）的估計(jì)系數(shù)在表1中均在1%水平上顯著為正，在表2中均顯示為負(fù)，但不顯著。這一結(jié)果說明，投資增長率對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長具有非常顯著的正效應(yīng)，投資的確是拉動(dòng)我國經(jīng)濟(jì)增長的主要驅(qū)動(dòng)力，但對(duì)貿(mào)易出口的影響并不明確;政府支出指標(biāo)（GOVit）在表1、2中均顯著為正，并且t值較大，這在一定程度上表明政府政策的干預(yù)與調(diào)節(jié)是地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和對(duì)外貿(mào)易的重要影響因素，同時(shí)也符合我國一直以來推行的出口導(dǎo)向型政策推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一般預(yù)期;外資比例指標(biāo)（SHFDIit）在表1中均顯著為負(fù)，在表2中顯示為正，但穩(wěn)健性不強(qiáng)。這表明，外資企業(yè)有助于地區(qū)對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展，但作用有限。就整個(gè)經(jīng)濟(jì)發(fā)展而言，外資企業(yè)比例的提高沒有對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生積極影響，一個(gè)可能的原因是:目前我國的外資企業(yè)多以出口加工貿(mào)易為主，生產(chǎn)所需原材料大多通過進(jìn)口貿(mào)易提供，與本地企業(yè)關(guān)聯(lián)度不高，大多數(shù)國內(nèi)企業(yè)無法直接參與到外資企業(yè)的生產(chǎn)過程中，因而對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長的作用不大;制度性因素變量國有化程度（SOEit）和信貸偏向（BIASit）在表1和表2中均顯著為負(fù)，這基本反映了我國銀行主導(dǎo)型金融體系偏向低效國有經(jīng)濟(jì)的事實(shí)，非國有經(jīng)濟(jì)的融資困難阻礙了地方經(jīng)濟(jì)和對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展;要素稟賦變量中的農(nóng)業(yè)稟賦（DENARGit）在表1中系數(shù)顯示為正，但不顯著，在表2中顯著為正，表明農(nóng)業(yè)資源是影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和對(duì)外貿(mào)易的主要因素，但各省份之間的稟賦差距不大;自然資源稟賦（DENINit）在表1中均顯著為正，表2中顯著為負(fù)，從而揭示出自然資源稟賦的確是地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要來源，但是并不能在我國以勞動(dòng)密集型產(chǎn)品為主的出口商品結(jié)構(gòu)中形成貿(mào)易出口優(yōu)勢(shì);表示人力資源豐裕度的變量（LABit）和表示技術(shù)水平的變量（EDUit）系數(shù)在表1和表2中均顯著為正。這兩個(gè)指標(biāo)結(jié)果一方面揭示出我國充實(shí)而又相對(duì)低廉的勞動(dòng)力才是構(gòu)成現(xiàn)有勞動(dòng)力密集型商品出口結(jié)構(gòu)比較優(yōu)勢(shì)的根基所在，另一方面也表明，人力資本的技術(shù)水平也是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長和發(fā)展對(duì)外貿(mào)易不可缺少的必然因素。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增強(qiáng)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選擇其他金融市場(chǎng)發(fā)展水平的測(cè)度方法，以檢驗(yàn)不同定義的信貸密度、FDI密度和金融市場(chǎng)規(guī)模指標(biāo)是否會(huì)明顯改變金融發(fā)展水平與對(duì)外貿(mào)易的聯(lián)合效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響效果和顯著性。同時(shí)，選取地區(qū)出口增長率作為被解釋變量，重新估計(jì)信貸資金與FDI兩種融資渠道的相互關(guān)系。借鑒黃玖立、冼國明（2010）模型估計(jì)中的變量選擇方法，我們采用規(guī)模以上國有控股工業(yè)企業(yè)利息支出占工業(yè)增加值的比重作為信貸密度（DENLOANit）的替代變量，采用外資工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值占規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)總產(chǎn)值的比重作為外資密度（DENFDIit）的替代變量，采用金融機(jī)構(gòu)貸款額占存款額的比重作為金融市場(chǎng)規(guī)模（LEVELit）的替代變量。

我們重復(fù)了表1和表2的模型回歸，將結(jié)果列于表3和表4，其基本結(jié)論與之前分析基本一致。這些估計(jì)結(jié)果再次表明，信貸資金與FDI是我國金融市場(chǎng)的重要融資渠道，二者對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長和對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展有明顯互動(dòng)關(guān)系。在信貸依賴型地區(qū)，F(xiàn)DI可以作為銀行信貸的替代形式，緩解地區(qū)的外部融資約束，進(jìn)而推動(dòng)區(qū)域貿(mào)易發(fā)展;而在FDI依賴型地區(qū)，信貸資金加強(qiáng)了FDI的融資作用，二者之間存在“擠入效應(yīng)”。前文的判斷結(jié)論是穩(wěn)健可信的。

五、結(jié)論

通過前文的分析可知，不同的外部融資渠道會(huì)直接影響對(duì)外貿(mào)易對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的作用。具體結(jié)論如下:（1）銀行信貸和外商直接投資都是我國金融市場(chǎng)的重要外部融資渠道，但是由于信貸資金大量流向生產(chǎn)效率低下的國有企業(yè)，信貸市場(chǎng)并沒有在貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的過程中發(fā)揮積極推動(dòng)作用，同時(shí)也限制了地區(qū)出口比較優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮;（2）信貸偏向性使得非國有經(jīng)濟(jì)難以通過信貸渠道獲得融資支持，這給外商直接投資的進(jìn)入提供了空間，從而緩解了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中非國有經(jīng)濟(jì)的融資約束。無論是對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長還是貿(mào)易出口，外商直接投資都顯示出穩(wěn)健的正向影響，但是考慮到我國金融市場(chǎng)以銀行信貸為主導(dǎo)，外商直接投資渠道對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響作用較之信貸渠道相對(duì)更弱，而在以出口為導(dǎo)向的貿(mào)易發(fā)展中FDI的作用效果更強(qiáng);（3）金融市場(chǎng)規(guī)模與對(duì)外貿(mào)易之間存在顯著為負(fù)的交互作用，說明我國現(xiàn)階段的金融市場(chǎng)發(fā)展程度較低，不能實(shí)現(xiàn)貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的催化效應(yīng);（4）兩種外部資金在不同特征地區(qū)的相互關(guān)系不同。在信貸依賴主導(dǎo)地區(qū)，信貸資金與外商直接投資存在“擠出效應(yīng)”，兩種資金相互替代滿足地區(qū)融資需求;在外資依賴主導(dǎo)地區(qū)，兩者之間存在顯著的“擠入效應(yīng)”，銀行信貸與外資相互補(bǔ)充，共同服務(wù)地區(qū)經(jīng)貿(mào)發(fā)展。

根據(jù)以上分析，我們得出以下幾點(diǎn)政策建議:第一，調(diào)整銀行體系的信貸資金配置結(jié)構(gòu)，糾正制度性扭曲對(duì)非國有經(jīng)濟(jì)造成的融資約束;第二，利用外商直接投資促進(jìn)對(duì)外貿(mào)易和拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長的作用，引導(dǎo)FDI向經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)轉(zhuǎn)移，以縮小貧富地區(qū)的出口差距以及收入差距;第三，在對(duì)外資的引進(jìn)過程中，要注意結(jié)合我國不同地區(qū)的融資依賴特征，發(fā)揮信貸資金與外資的相互作用;第四，提高金融市場(chǎng)發(fā)展水平，匹配地區(qū)經(jīng)濟(jì)和對(duì)外貿(mào)易的發(fā)展需要。

本文基于中國29個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)樣本，從融資渠道角度實(shí)證研究說明了金融市場(chǎng)在對(duì)外貿(mào)易促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的作用，但不足之處在于:（1）對(duì)于融資渠道的度量并不全面，銀行信貸和外商直接投資只是金融市場(chǎng)的兩條主要融資渠道，股票、債券以及其它形式的外部資金來源并沒有在文中涉及，在以后的研究中，隨著數(shù)據(jù)可得性和可操作性的增強(qiáng)，對(duì)其它融資渠道的研究可以被討論;（2）樣本區(qū)間僅為2001～2012年的數(shù)據(jù)，研究區(qū)間較短可能會(huì)影響對(duì)某些變量的說明及其顯著性的討論;（3）采用的是宏觀層面的樣本數(shù)據(jù)，后續(xù)研究可以考慮利用行業(yè)、產(chǎn)業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)進(jìn)一步分析融資渠道與對(duì)外貿(mào)易和經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系。

表1 方程（2）～（4）的回歸結(jié)果

表2 方程（5）的回歸結(jié)果

表3 方程（2）～（4）的穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

注:“＊＊＊”、“＊＊”、“*”分別代表估計(jì)系數(shù)通過1%、5%、10%顯著性水平檢驗(yàn);Hausman-test是檢驗(yàn)估計(jì)模型應(yīng)該選取固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。

表4 方程（5）的穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

注:“＊＊＊”、“＊＊”、“*”分別代表估計(jì)系數(shù)通過1%、5%、10%顯著性水平檢驗(yàn);Hausman-test是檢驗(yàn)估計(jì)模型應(yīng)該選取固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型。

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