曾璐璐

（1.遼寧大學(xué)經(jīng)濟學(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)濟增長關(guān)系的文獻中，研究者大都將金融作為一種影響因素，通過分析金融市場的廣度、深度、效率和轉(zhuǎn)化能力等方面對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響來闡述一國金融發(fā)展水平對經(jīng)濟發(fā)展的作用。也有部分文獻考察了金融與貿(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)展和對外貿(mào)易如何相互作用影響一國經(jīng)濟增長，已有文獻卻鮮有涉及，并且大部分現(xiàn)有研究都是從金融市場的功能出發(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，很可能對一國對外貿(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)易相互作用對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響，以及不同類型外部資金之間的相互關(guān)系。一方面可以在一個系統(tǒng)框架下考察金融發(fā)展、對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長三者的關(guān)系，另一方面還可以為研究金融發(fā)展與貿(mào)易關(guān)系的問題提供一個新的視角。

二、文獻綜述

對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的關(guān)注可以向前追溯到Schumpeter（1912）。Schumpeter認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)新項目激勵創(chuàng)新，進而對經(jīng)濟增長起到長期促進作用。Gourley和Shaw（1955）繼承了Schumpeter的觀點，強調(diào)金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的必要條件之一，不同結(jié)構(gòu)的金融系統(tǒng)可以對經(jīng)濟增長產(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首次將理論與實證相結(jié)合，通過對35個國家1860～1963年金融發(fā)展與金融結(jié)構(gòu)進行國家間的“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)濟發(fā)展中的金融深化》和《經(jīng)濟發(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)展對經(jīng)濟增長具有重要影響，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）等人對金融抑制模型進行了擴展和改進，描述了從金融抑制到金融自由化的動態(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）引入到金融發(fā)展模型中，從金融市場的功能角度出發(fā)，通過尋求最優(yōu)化的方法分析金融發(fā)展對經(jīng)濟產(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的貢獻在于，在理論方面建立了規(guī)范化模型，使金融市場與經(jīng)濟增長的相互作用內(nèi)生化;在實證方面拓寬了金融功能計量指標，分別考察金融中介和金融市場對經(jīng)濟增長的作用。他們的結(jié)論表明，金融發(fā)展可以促進經(jīng)濟增長，但在發(fā)展中國家與發(fā)達國家產(chǎn)生的影響不同。在發(fā)展中國家，金融中介（銀行）對經(jīng)濟效率的作用遠大于金融市場，而在發(fā)達國家則沒有明顯差別，各國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長間存在正相關(guān)關(guān)系。

作為驅(qū)動經(jīng)濟增長的重要因素，貿(mào)易與金融發(fā)展的關(guān)系是學(xué)界爭論的另一焦點。根據(jù)比較優(yōu)勢理論，金融市場可以通過資源配置功能改變一國的比較優(yōu)勢，進而影響一國的對外貿(mào)易結(jié)構(gòu)。據(jù)此，一部分學(xué)者認為，在金融發(fā)展水平相對發(fā)達的國家，外部融資依賴性強的產(chǎn)業(yè)自然具有比較優(yōu)勢。一國金融發(fā)展水平越高越傾向于專業(yè)化生產(chǎn)外部融資依賴性強的產(chǎn)品，而且這樣的產(chǎn)品在出口中占有比較優(yōu)勢（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。[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)驗檢驗結(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)勢的來源。Baldwin（1989）、Feeney和 Hillman（2001）、Svaleryd和Vlachos（2002）通過金融市場的風(fēng)險分散功能解釋了金融體系可能成為一國貿(mào)易比較優(yōu)勢的原因。[12～13][8]Baldwin（1989）構(gòu)建了一個 2 × 2 × 1（兩個國家、兩種產(chǎn)品、一種要素）模型，并通過65個國家的統(tǒng)計數(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)勢的風(fēng)險產(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)勢的非風(fēng)險產(chǎn)品。[12]Svaleryd和Vlachos（2002）的實證分析也表明OECD國家金融發(fā)展是形成比較優(yōu)勢的主要來源。[8]Beck（2000，2002，2003）從金融市場的動員儲蓄功能角度分析了金融部門對貿(mào)易模式的影響，并在一般均衡模型中引入規(guī)模經(jīng)濟，采用多國多行業(yè)數(shù)據(jù)進行實證檢驗得出結(jié)論:規(guī)模收益越高的制成品對外部融資的依賴性越強，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）考察了借貸市場的不完善對貿(mào)易流向的影響，指出貿(mào)易國信貸制度的不完善也會影響企業(yè)的外部融資，進而影響貿(mào)易比較優(yōu)勢和流向。[16]但是因為信貸制度指標難以度量，研究結(jié)論缺乏實證支持。

國內(nèi)學(xué)者對于金融發(fā)展與經(jīng)濟增長關(guān)系的研究主要集中在實證分析。由于研究所使用的數(shù)據(jù)和計量方法不同，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)，運用普通最小二乘法，對我國金融發(fā)展與經(jīng)濟增長進行了線性回歸分析，實證結(jié)果表明:我國金融中介體的發(fā)展有利于促進經(jīng)濟增長，但股票市場對經(jīng)濟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，我國的借貸市場相對于股票市場，對經(jīng)濟增長的作用更明顯。[18]丁曉松（2005）運用單位根和協(xié)整檢驗方法對1986～2002年的相關(guān)數(shù)據(jù)進行分析，也得出了金融發(fā)展對我國經(jīng)濟增長有積極作用的結(jié)論。[19]另有部分學(xué)者對金融發(fā)展與經(jīng)濟增長之間的因果關(guān)系進行了驗證。曹嘯和吳軍（2002）采用1994～1999年的季度數(shù)據(jù)，利用Granger因果檢驗分析方法證明，我國的金融發(fā)展是經(jīng)濟增長的Granger原因，并且主要通過資產(chǎn)數(shù)量擴張方式實現(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)濟增長速度，而短期作用不明顯。[21]Granger因果檢驗方法也被另外一些學(xué)者如陳軍和王亞杰（2002）、史永東等（2003）、王志強和孫剛（2003）用來檢驗金融發(fā)展和經(jīng)濟增長的關(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因果檢驗分析方法發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與對外貿(mào)易存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，金融發(fā)展可以顯著促進對外貿(mào)易增長，但對外貿(mào)易對金融發(fā)展沒有顯著作用。[26]李斌、李國強（2008）采用我國1985 ～2006年數(shù)據(jù)實證分析了金融發(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個省份的面板數(shù)據(jù)，考察了我國金融發(fā)展對貿(mào)易總體規(guī)模與貿(mào)易結(jié)構(gòu)的差異性影響。[28]

上述文獻對金融發(fā)展、對外貿(mào)易與經(jīng)濟增長的研究大多從金融市場功能角度出發(fā)，考察一國金融發(fā)展水平對貿(mào)易規(guī)模、貿(mào)易結(jié)構(gòu)以及經(jīng)濟增長的影響，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）與對外貿(mào)易相互作用進而對經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響，并將進一步分析這兩種異質(zhì)資金的互動關(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）和對外貿(mào)易規(guī)模的交互項作為核心解釋變量，首先考察我國金融體系和對外貿(mào)易的聯(lián)合作用對各省份經(jīng)濟增長產(chǎn)生的影響。[11]考慮到本文的要求，將金融發(fā)展水平指標引入回歸方程即可構(gòu)建如下線性回歸模型進行檢驗:

式（1）中，GROWTHit表示實際GDP的增長率，采用各地區(qū)真實GDP（用GDP指數(shù)按1978年價格為1進行平減）度量，TRADEit表示對外貿(mào)易規(guī)模，采用各地區(qū)當年出口額（按照年均匯率換算成以人民幣為單位并用GDP平減指數(shù)消除價格因素影響）度量，TRADEit×FINANCEit表示對外貿(mào)易與金融發(fā)展水平指標的乘積，用來具體分析金融發(fā)展水平與對外貿(mào)易的相互作用是否對經(jīng)濟增長產(chǎn)生作用，如果這一指標的系數(shù)為正，則表明金融發(fā)展在對外貿(mào)易促進經(jīng)濟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)、時期特定效應(yīng)和殘差項。

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)的金融市場融資來源特征，對金融發(fā)展水平的度量我們考慮了三個方面的內(nèi)容，一是全部金融機構(gòu)貸款額占當?shù)谿DP比重（DENLOANit），二是外商直接投資占當?shù)谿DP比重（DENFDIit），三是全部金融機構(gòu)存貸款之和占當?shù)谿DP比重（LEVELit）。其中，第一個指標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，擴大生產(chǎn)規(guī)模、增加產(chǎn)出。第二個指標側(cè)重討論可獲得的外源資金中的外資密度和貢獻率。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。最后一個指標用來衡量金融市場發(fā)展程度，一般而言比值越高表明金融市場規(guī)模越大，融資能力越強。

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

控制變量本文重點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）。采用全國或各省（直轄市）當年財政支出額度量。

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)當年就業(yè)人數(shù)的比重度量。這一指標不僅能夠直接體現(xiàn)外資企業(yè)的所占份額，還能夠間接體現(xiàn)地區(qū)的市場化程度和對外開放程度。

制度性因素。選取用兩個制度性變量:一是國有化程度（SOEit），采用國有經(jīng)濟固定資產(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現(xiàn)其對貿(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。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。如果這一指標的系數(shù)為負，表明兩條融資渠道相互替代;如果這一指標的系數(shù)為正，則可斷定兩條渠道是互補或相互促進的關(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)計年鑒》、各省、自治區(qū)、直轄市統(tǒng)計年鑒、《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》、《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》和國家統(tǒng)計局網(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。計量所用數(shù)據(jù)均采用CPI指數(shù)消除了物價因素，并將相關(guān)數(shù)據(jù)單位以當年人民幣兌美元匯率中間價進行折算。

（三）估計方法

采用面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)（FE）和隨機效應(yīng)（RE）估計方法，即利用虛擬變量最小二乘法對固定效應(yīng)模型進行估計，利用廣義最小二乘法對隨機效應(yīng)進行估計，并由Hausman檢驗結(jié)果決定最終采用固定效應(yīng)或是隨機效應(yīng)的計量結(jié)果。

四、計量檢驗結(jié)果及分析

（一）回歸估計結(jié)果

1.金融發(fā)展對對外貿(mào)易的作用估計

本文運用整體樣本期間（2001～2012）的中國29個省區(qū)的省級面板數(shù)據(jù)，利用stata11.0軟件采用固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型，分別對方程（2）～（4）進行回歸，計量結(jié)果見表1。

依據(jù)表1的報告結(jié)果，四個估計模型中的對外貿(mào)易項（TRADEit）系數(shù)均在1%水平上顯著為正，這表明對外貿(mào)易在地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展過程中的確具有明顯且穩(wěn)定的促進作用。對外貿(mào)易（TRADEit）指標與全部金融機構(gòu)貸款額占當?shù)谿DP比重（DENLOANit）指標交互項的估計系數(shù)通過了1%水平的顯著性檢驗，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)驗研究（孫兆斌，2004;陽佳余，2007），地區(qū)銀行信貸應(yīng)當可以促進當?shù)貙ν赓Q(mào)易發(fā)展，增加出口。[25][31]而模型（2）的這一指標系數(shù)顯示為負，從而表明信貸資金的密集投放沒有在對外貿(mào)易促進經(jīng)濟發(fā)展的過程中起到積極推動作用。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，而相對高效的非國有經(jīng)濟在信貸市場融資困難，缺乏資金支持引發(fā)了地區(qū)貿(mào)易的發(fā)展遲緩。控制變量中的兩個制度性因素——國有化程度（SOEit）和信貸偏向（BIASit）也支持了這一判斷。這兩個指標系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為負，表明在國有經(jīng)濟集中和信貸資金流向國有經(jīng)濟較多的地區(qū)，對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長沒有正向助推作用。表1中模型（3）的估計結(jié)果顯示，對外貿(mào)易（TRADEit）與外商直接投資占當?shù)谿DP比重（DENFDIit）的交互項系數(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)揮對外貿(mào)易在經(jīng)濟增長中的促進作用，也就是說，F(xiàn)DI有助于緩解地區(qū)經(jīng)濟的融資約束，有助于體現(xiàn)貿(mào)易的出口拉動作用，但這一指標的絕對值小于DENLOANit系數(shù)絕對值，說明在我國的金融市場中，信貸的融資作用較之FDI更強。模型（4）中對外貿(mào)易（TRADEit）與金融市場規(guī)模測度指標（LEVELit）交互項的估計系數(shù)顯示為負，并通過了5%水平的顯著性檢驗。依據(jù)這一結(jié)果可以推斷，中國金融市場的整體規(guī)模和運行效率沒有助力對外貿(mào)易推動經(jīng)濟增長。

2.信貸資金與FDI融資渠道相互關(guān)系的進一步估計

表1的估計結(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)濟發(fā)展提供外部資金支持，加快貿(mào)易進程，從而促進地區(qū)經(jīng)濟增長。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，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（INDLOANit×DENFDIit）和外資依賴程度與信貸資金密度的交互項（INDFDIit×DENLOANit）為核心解釋變量，估計了兩個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外貿(mào)易過程中的相互關(guān)系。表2報告了這一結(jié)果。

模型（5）和（6）報告了外資密度（DENFDIit）和信貸資金依賴程度與外資密度的交互項（INDLOANit×DENFDIit）的估計結(jié)果。估計系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正和顯著為負。這表明，F(xiàn)DI本身對地區(qū)貿(mào)易出口有顯著的正向促進作用，外資流入量可以推動地區(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（INDFDIit×DENLOANit）的估計系數(shù)。結(jié)果表明，這兩個指標均通過了1%水平上的顯著性檢驗。其中，信貸密度系數(shù)為負，表明信貸資金投放量與地區(qū)貿(mào)易出口呈負相關(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相關(guān)關(guān)系的主要原因。控制變量SOEit和BIASit的系數(shù)為負也支持了這一結(jié)果，同時也驗證了表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估計系數(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，反而促進了FDI的融資作用，兩種融資渠道之間是相互促進關(guān)系。模型（9）對四個變量的聯(lián)合估計也進一步驗證了我們的結(jié)論。

3.控制變量的估計

國內(nèi)投資指標（DIit）的估計系數(shù)在表1中均在1%水平上顯著為正，在表2中均顯示為負，但不顯著。這一結(jié)果說明，投資增長率對地區(qū)經(jīng)濟增長具有非常顯著的正效應(yīng)，投資的確是拉動我國經(jīng)濟增長的主要驅(qū)動力，但對貿(mào)易出口的影響并不明確;政府支出指標（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)濟增長和對外貿(mào)易的重要影響因素，同時也符合我國一直以來推行的出口導(dǎo)向型政策推動經(jīng)濟發(fā)展的一般預(yù)期;外資比例指標（SHFDIit）在表1中均顯著為負，在表2中顯示為正，但穩(wěn)健性不強。這表明，外資企業(yè)有助于地區(qū)對外貿(mào)易的發(fā)展，但作用有限。就整個經(jīng)濟發(fā)展而言，外資企業(yè)比例的提高沒有對地區(qū)經(jīng)濟產(chǎn)生積極影響，一個可能的原因是: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，因而對當?shù)亟?jīng)濟增長的作用不大;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，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)濟的事實，非國有經(jīng)濟的融資困難阻礙了地方經(jīng)濟和對外貿(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)濟發(fā)展和對外貿(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，從而揭示出自然資源稟賦的確是地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的重要來源，但是并不能在我國以勞動密集型產(chǎn)品為主的出口商品結(jié)構(gòu)中形成貿(mào)易出口優(yōu)勢;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。這兩個指標結(jié)果一方面揭示出我國充實而又相對低廉的勞動力才是構(gòu)成現(xiàn)有勞動力密集型商品出口結(jié)構(gòu)比較優(yōu)勢的根基所在，另一方面也表明，人力資本的技術(shù)水平也是經(jīng)濟持續(xù)增長和發(fā)展對外貿(mào)易不可缺少的必然因素。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了增強結(jié)果的穩(wěn)健性，本文選擇其他金融市場發(fā)展水平的測度方法，以檢驗不同定義的信貸密度、FDI密度和金融市場規(guī)模指標是否會明顯改變金融發(fā)展水平與對外貿(mào)易的聯(lián)合效應(yīng)對經(jīng)濟增長的影響效果和顯著性。同時，選取地區(qū)出口增長率作為被解釋變量，重新估計信貸資金與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，采用金融機構(gòu)貸款額占存款額的比重作為金融市場規(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。這些估計結(jié)果再次表明，信貸資金與FDI是我國金融市場的重要融資渠道，二者對地區(qū)經(jīng)濟增長和對外貿(mào)易的發(fā)展有明顯互動關(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，進而推動區(qū)域貿(mào)易發(fā)展;而在FDI依賴型地區(qū)，信貸資金加強了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直接影響對外貿(mào)易對經(jīng)濟增長的作用。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)，信貸市場并沒有在貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的過程中發(fā)揮積極推動作用，同時也限制了地區(qū)出口比較優(yōu)勢的發(fā)揮;（2）信貸偏向性使得非國有經(jīng)濟難以通過信貸渠道獲得融資支持，這給外商直接投資的進入提供了空間，從而緩解了地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中非國有經(jīng)濟的融資約束。無論是對于經(jīng)濟增長還是貿(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以銀行信貸為主導(dǎo)，外商直接投資渠道對經(jīng)濟增長的影響作用較之信貸渠道相對更弱，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;（3）金融市場規(guī)模與對外貿(mào)易之間存在顯著為負的交互作用，說明我國現(xiàn)階段的金融市場發(fā)展程度較低，不能實現(xiàn)貿(mào)易促進經(jīng)濟增長的催化效應(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)，糾正制度性扭曲對非國有經(jīng)濟造成的融資約束;第二，利用外商直接投資促進對外貿(mào)易和拉動經(jīng)濟增長的作用，引導(dǎo)FDI向經(jīng)濟欠發(fā)達地區(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，在對外資的引進過程中，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，提高金融市場發(fā)展水平，匹配地區(qū)經(jīng)濟和對外貿(mào)易的發(fā)展需要。

本文基于中國29個省份的面板數(shù)據(jù)樣本，從融資渠道角度實證研究說明了金融市場在對外貿(mào)易促進經(jīng)濟發(fā)展過程中的作用，但不足之處在于:（1）對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，對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)間較短可能會影響對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)進一步分析融資渠道與對外貿(mào)易和經(jīng)濟增長之間的關(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)健性檢驗回歸結(jié)果

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

表4 方程（5）的穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

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

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