張 盟 阮素梅

（安徽財經(jīng)大學(xué)，安徽 蚌埠 233030）

一、引言及文獻(xiàn)綜述

出口貿(mào)易作為經(jīng)濟(jì)支柱之一，在我國的快速發(fā)展過程中扮演重要角色。根據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計，我國的出口貿(mào)易總額從2000 年的20,634.44 億元增長到2019 年的172,342.00 億元，同比增長了7.35 倍；此外，貿(mào)易差額從2000 年的1,995.63 的億元增長到2019 年的29,180.00 的億元，同比增長了13.62 倍，貿(mào)易順差增長率遠(yuǎn)大于出口增長率。同時，高新技術(shù)商品出口比重不斷擴(kuò)大，出口結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，我國出口的綜合競爭能力不斷加強(qiáng)。金融業(yè)作為服務(wù)業(yè)的核心產(chǎn)業(yè)，金融資源也開始在空間上呈現(xiàn)出一種集聚現(xiàn)象，對促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級產(chǎn)生著推動作用。此外，各地政府為了提高經(jīng)濟(jì)增長率不斷引導(dǎo)資源流動和干預(yù)資本配置。在此背景下，金融集聚能否有效促進(jìn)出口規(guī)模擴(kuò)張和優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)？在此過程中政府干預(yù)有具有怎樣的調(diào)節(jié)效應(yīng)？研究這些問題，對于提高我國出口競爭力，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。

在金融集聚的概念方面，Kindle Berger（1974）最早提出金融集聚其實就是金融機(jī)構(gòu)在位置上的一種集聚現(xiàn)象[1]。目前我國對金融集聚的概念未達(dá)成一致，主要有劉軍等（2007）和梁穎（2006）分別從地域性和產(chǎn)業(yè)集聚的角度進(jìn)行定義[2-3]。對于金融集聚產(chǎn)生的動因和效應(yīng)，Krugman（1990）和David B（1996）等認(rèn)為金融集聚具有外部性、規(guī)模經(jīng)濟(jì)、技術(shù)創(chuàng)新和信息服務(wù)等效應(yīng)，同時這些也是金融集聚出現(xiàn)的內(nèi)在動因[4-8]。在國內(nèi)的目前研究中，黃解宇（2011）從微觀角度進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)空間地理的外在性、信息的不對稱性和內(nèi)外部的規(guī)模經(jīng)濟(jì)是金融集聚的三點因素[9]。

但是，金融發(fā)展水平的提高能夠有效促進(jìn)出口貿(mào)易。曾璐璐（2015）基于省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對于地方出口增長具有促進(jìn)作用[10]。吉陽（2015）以北京市為例進(jìn)行實證分析，得出金融業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大對進(jìn)口貿(mào)易規(guī)模的擴(kuò)張存在顯著的正效應(yīng)的結(jié)論[11]。劉鉆石（2016）對金融發(fā)展水平和國際貿(mào)易結(jié)構(gòu)的關(guān)系進(jìn)行實證檢驗，證明了金融發(fā)展水平會影響出口貿(mào)易的結(jié)構(gòu)和比較優(yōu)勢[12]。杜運(yùn)蘇（2016）運(yùn)用面板分?jǐn)?shù)位模型證實了金融發(fā)展從金融結(jié)構(gòu)、金融效率和金融規(guī)模三個維度均能有效促進(jìn)中國出口二元邊際增長[13]。黎日榮（2019）將企業(yè)出口具體分解為出口規(guī)模和出口競爭力兩個層面，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展在促進(jìn)出口規(guī)模擴(kuò)張的同時，并沒有提高企業(yè)的出口競爭力[14]。

梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，金融集聚能夠促進(jìn)信息流動、規(guī)模經(jīng)濟(jì)和技術(shù)創(chuàng)新，同時金融發(fā)展對于出口貿(mào)易具有明顯的促進(jìn)效應(yīng)，但是目前國內(nèi)缺乏金融集聚與出口貿(mào)易的關(guān)系研究。因此，本文從金融集聚的角度出發(fā)，將出口競爭力細(xì)分為出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)兩個維度，全面、深入地考察金融集聚對我國出口競爭力的影響，并在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步實證檢驗政府干預(yù)的調(diào)節(jié)作用。

二、研究方法與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)定

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文對出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)設(shè)定了多元線性回歸模型，模型如下所示：

為了驗證政府干預(yù)在作用過程中的影響，加上交互項之后，上述模型調(diào)整為

在（1）至（4）式中，變量下標(biāo)中的i 和t 分別表示年份和省份；lnexport1it和export2it是本文的兩個被解釋變量，分別代表出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)；LQit是本文的核心解釋變量，代表金融聚集水平；goverit是本文的調(diào)節(jié)變量，代表政府干預(yù)程度；LQit*goverit表示兩者的交互項。其余變量均為控制變量，按照順序分別代表投資水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)水平、交通運(yùn)輸能力和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，εit代表系統(tǒng)隨機(jī)誤差項，θt為年份效應(yīng)。

（二）指標(biāo)說明

1.被解釋變量：出口規(guī)模（lnexport1）和出口結(jié)構(gòu)（export2）

出口規(guī)模采用經(jīng)營單位所在地出口總額，為了保證統(tǒng)計單位的統(tǒng)一，根據(jù)當(dāng)年美元兌人民幣的平均匯率，出口總額以人民幣為單位進(jìn)行計量，用符號export1表示，為消除數(shù)據(jù)的波動性，避免異方差對其進(jìn)行對數(shù)化處理；用高新技術(shù)產(chǎn)品出口額與出口總額的比率表示出口結(jié)構(gòu)，符號為export2，這一比率越高，表示出口結(jié)構(gòu)越好，優(yōu)化程度越高。

2.核心解釋變量：金融資源的聚集程度（LQ）

為了便于金融資源的量化統(tǒng)計，本文參照秦放鳴（2020）使用GDP 中的金融增加值來代表金融資源，采用衡量產(chǎn)業(yè)集聚的區(qū)位熵（LQ）的方式衡量金融資源的聚集程度，同時該指標(biāo)能夠反映某一產(chǎn)業(yè)部門的專業(yè)化程度以及某一區(qū)域在高層次區(qū)域的地位和作用[15]，公式為：

（5）式中，fGDPit是i 地區(qū)在t 年份的金融業(yè)增加值，Yit是i 地區(qū)在t 年份的第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，∑fGDPit是全國各地區(qū)在t 年份金融業(yè)增加值之和，∑Yit是全國各地區(qū)在t 年份第三產(chǎn)業(yè)增加值之和。LQit>1，表示金融集聚程度大于全國平均水平，LQit=1，表示金融集聚程度等于全國平均水平，LQit<1，表示金融集聚程度小于全國水平。

3.調(diào)節(jié)變量：政府干預(yù)（gover）

地方政府主要是通過財政收支來干預(yù)金融經(jīng)濟(jì)，本文根據(jù)劉海飛（2017）選取財政支出和收入的比值來代表政府干預(yù)指標(biāo)，LQ*gover 表示金融集聚和政府干預(yù)的交互項[16]。

4.控制變量。資本水平（capital）：資本存量與投資量直接關(guān)系到商品的生產(chǎn)能力，進(jìn)而影響出口的規(guī)模和結(jié)構(gòu)。本文采取各省份的全社會固定資產(chǎn)投資完成額衡量資本水平；技術(shù)水平（tech）：先進(jìn)的技術(shù)創(chuàng)新能力能夠有效促進(jìn)出口擴(kuò)張和結(jié)構(gòu)優(yōu)化。本文選取各省份的專利受理數(shù)量衡量技術(shù)水平；經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（gdp）：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的高低直接影響一個地區(qū)的出口競爭能力。本文選取各省份的國內(nèi)生產(chǎn)總值衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平；交通運(yùn)輸能力（transport）：便利的交通運(yùn)輸能夠有效促進(jìn)出口增長。本文選取各省份年貨運(yùn)量衡量交通運(yùn)輸能力。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ts）:合理的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)能提高資源利用效率和產(chǎn)出能力，增強(qiáng)出口競爭力。本文選取第二產(chǎn)業(yè)增加值與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。為了消除數(shù)據(jù)的波動，避免異方差，對上述產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)之外的控制變量進(jìn)行對數(shù)處理。各變量經(jīng)過匯總后，可以得到如下描述性統(tǒng)計表格，見表1。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文所選取的為30 個省、直轄市和自治區(qū)平衡面板數(shù)據(jù)（由于西藏地區(qū)部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，未納入統(tǒng)計）。所有原始數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，時間跨度為2002-2017 年。

三、實證結(jié)果分析

（一）平穩(wěn)性檢驗

在進(jìn)行回歸分析之前，需要對數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗，以避免出現(xiàn)偽回歸的現(xiàn)象。本文同時使用LLC 和Fisher-ADF 兩種方式進(jìn)行檢驗，并根據(jù)結(jié)果綜合判斷數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)。根據(jù)表2 可以判斷各數(shù)據(jù)均為平穩(wěn)時間序列，不存在偽回歸的現(xiàn)像。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

表2 平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

（二）全樣本估計結(jié)果

首先，為了驗證金融集聚對于出口競爭力的影響對模型（1）和模型（2）進(jìn)行檢驗。同時，為了考察模型中是否存在年份效應(yīng)，設(shè)立不控制年份效應(yīng)和控制年份效應(yīng)的兩組回歸進(jìn)行對照分析。根據(jù)表3 結(jié)果顯示，無論是否控制年份效應(yīng)，金融集聚都會同時對出口結(jié)構(gòu)和出口規(guī)模產(chǎn)生顯著的促進(jìn)作用，但是加入年份效應(yīng)后回歸結(jié)果發(fā)生變化，且控制變量的回歸結(jié)果更加符合實際情況，可靠性更高，因此本文均采用控制年份效應(yīng)的模型進(jìn)行分析。

金融集聚在全國范圍內(nèi)對出口規(guī)模影響結(jié)果如模型（1）所示，金融集聚的影響系數(shù)為0.740,1，且在1%水平下通過顯著性檢驗，表明金融集聚對出口規(guī)模具有顯著的促進(jìn)作用，金融集聚程度每增加1 單位，可以帶來74.01%出口增長率。這是由于金融集聚所產(chǎn)生的效應(yīng)促進(jìn)了金融資源快速流動和配置優(yōu)化，提高了金融資源的整體效率，進(jìn)一步促進(jìn)出口規(guī)模的擴(kuò)張。對于其他控制變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、交通運(yùn)輸能力、技術(shù)水平的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)大于0，并且在1%的水平下通過顯著性檢驗，對出口規(guī)模的促進(jìn)作用非常明顯。資本水平的影響系數(shù)為-1.132,4 并通過1%的顯著性水平檢驗，明顯地阻礙了出口規(guī)模的擴(kuò)張。參照陳虹（2018）的研究，是因為我國很多地區(qū)投資效率低下，資本配置錯位，出現(xiàn)邊際效率遞減的現(xiàn)象，資本水平的提高不僅不會拉動出口，反而會對出口規(guī)模產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)[17]。

表3 全國范圍內(nèi)的金融集聚對出口競爭力的影響

金融集聚在全國范圍內(nèi)對出口結(jié)構(gòu)影響結(jié)果如模型（2）所示，金融集聚的影響系數(shù)為0.041,0，并且通過了10%的顯著性水平檢驗，表明金融集聚能夠有效推動出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化，金融集聚每增加一單位，能夠帶來4.1%的出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化。這是由于金融集聚所帶來效應(yīng)尤其是技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)能夠明顯提高高新技術(shù)產(chǎn)品的產(chǎn)值，進(jìn)一步優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)。對于其他控制變量，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、技術(shù)水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)系數(shù)大于0，并通過顯著性檢驗，在一定程度上促進(jìn)出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，其中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)影響系數(shù)為0.157,6，優(yōu)化作用最明顯；此外，交通運(yùn)輸能力和資本水平影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，并且分別在1%和5%的水平下通過顯著性檢驗，抑制了出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。這是由于資本的錯誤配置所帶來低效投資會對出口結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)，而交通運(yùn)輸能力的增強(qiáng)對低技術(shù)產(chǎn)品的出口促進(jìn)效應(yīng)大于對高新技術(shù)產(chǎn)品的出口促進(jìn)效應(yīng)，進(jìn)一步抑制出口結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

（三）分樣本估計結(jié)果

根據(jù)國家統(tǒng)計局對地理位置劃分，本文將所選擇的30 個地區(qū)細(xì)分為東部、中部和西部地區(qū)，進(jìn)行分樣本回歸，一方面可以具體分析金融集聚在不同地區(qū)對出口競爭能力的影響差異，另一方面也可以對全樣本回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表4。

表4 我國各地區(qū)金融集聚對出口競爭力的影響

金融集聚在各地區(qū)對出口規(guī)模的影響結(jié)果如模型（1）所示。金融集聚在東部地區(qū)和中部地區(qū)的影響系數(shù)分別為0.083,9 和-0.271,4，并未通過顯著性檢驗，表明對出口規(guī)模無明顯影響；西部地區(qū)金融集聚系數(shù)為1.065,0 且通過1%顯著性水平檢驗，表明對出口規(guī)模的促進(jìn)效應(yīng)顯著。根據(jù)黎杰生（2017）的分析，在金融集聚程度比較高的情況下，金融資源會產(chǎn)生效率損失和資源浪費(fèi)，金融集聚所具有的積極效應(yīng)受到削弱，金融集聚對出口規(guī)模促進(jìn)作用變得不明顯甚至有負(fù)效應(yīng)[18]。與西部地區(qū)相比，東、中部地區(qū)的金融集聚水平較高，金融集聚產(chǎn)生的正效應(yīng)受到削弱，對出口規(guī)模的影響不明顯，而西部地區(qū)因為金融集聚程度較低會明顯促進(jìn)出口規(guī)模增長，且影響系數(shù)絕對值最大，影響水平最高。

金融集聚在各地區(qū)對出口結(jié)構(gòu)的影響結(jié)果如模型（2）所示。金融集聚在東區(qū)地區(qū)和西部地區(qū)的影響系數(shù)為-0.014,1 和-0.043,0，并未通過顯著性檢驗，表明對出口結(jié)構(gòu)無明顯影響；金融集聚在中部地區(qū)的影響系數(shù)為0.220,6，在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明對出口結(jié)構(gòu)具有明顯的優(yōu)化作用。這是由于東部地區(qū)的金融集聚程度最高，過度的金融集聚會造成資源浪費(fèi)和效率損失，對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生排擠作用，進(jìn)而削弱甚至對出口結(jié)構(gòu)具有負(fù)效應(yīng)；而西部地區(qū)金融資源稀缺，金融業(yè)發(fā)展緩慢，還未形成良好的金融集聚效應(yīng)，對出口結(jié)構(gòu)無明顯影響。同時，根據(jù)表4 可以發(fā)現(xiàn)，即使在同一地區(qū)，相同的金融集聚水平也會對出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不同影響，出口結(jié)構(gòu)和出口規(guī)模對金融集聚的反應(yīng)程度具有差異性。

（四）交互項檢驗結(jié)果

為了檢驗政府干預(yù)是否影響金融集聚對出口競爭力的促進(jìn)作用，在模型中加入金融集聚和政府干預(yù)的交互項后，分別對出口規(guī)模和出口結(jié)構(gòu)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表5 和表6 所示。

根據(jù)表5，交互項的影響系數(shù)在全國范圍內(nèi)和東部地區(qū)為-0.202,3 和-1.146,1，均在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明全國和東部地區(qū)的政府干預(yù)會抑制金融集聚對出口規(guī)模的效應(yīng)；交互項在中部地區(qū)和西部地區(qū)的影響系數(shù)為0.051,2 和-0.092,4，并未通過顯著性檢驗，表明中部和西部地區(qū)的政府干預(yù)不會明顯影響金融集聚對出口規(guī)模的效應(yīng)。這是因為政府干預(yù)會引導(dǎo)金融資源的流動和資本配置，在一定程度上扭曲金融集聚所帶來的效應(yīng)，降低金融資源整體效率，抑制金融集聚對出口規(guī)模的促進(jìn)作用。同時，相對于中、西部地區(qū)，東部交互項系數(shù)顯著且絕對值較大，這是由于東部地區(qū)的金融集聚水平最高，加入政府干預(yù)之后所帶來的扭曲效應(yīng)也最強(qiáng)烈，抑制金融集聚對出口規(guī)模的促進(jìn)作用也最顯著；而中、西部地區(qū)金融集聚水平的明顯低于東部地區(qū)，這個時候政府干預(yù)產(chǎn)生的影響也不明顯。

表5 政府干預(yù)與金融集聚對出口規(guī)模的影響

表6 政府干預(yù)與金融集聚對出口結(jié)構(gòu)的影響

根據(jù)表6，交互項的影響系數(shù)在全國范圍內(nèi)和東部地區(qū)為-0.022,2 和-0.164,8，分別在5%和1%的水平下通過顯著性檢驗，表明全國和東部地區(qū)的政府干預(yù)會抑制金融集聚對出口結(jié)構(gòu)效應(yīng)；交互項在中部地區(qū)和西部地區(qū)的影響系數(shù)為-0.082,0 和-0.007,3，并未通過顯著性檢驗，表明中部和西部地區(qū)的政府干預(yù)不會明顯影響金融集聚對出口結(jié)構(gòu)的效應(yīng)。與上文情況相似，金融集聚的水平越高，政府干預(yù)的扭曲效應(yīng)也就越大，因此東部地區(qū)政府干預(yù)的扭曲效應(yīng)最顯著，而中、西部地區(qū)無明顯影響。

四、穩(wěn)健性檢驗

由于從分樣本回歸中判斷全樣本回歸結(jié)果是否穩(wěn)健并不明顯，因此本文對全樣本回歸和交互項結(jié)果再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。參照已有的文獻(xiàn)，用各地方GDP 替代第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值，再次使用區(qū)位熵的方法重新構(gòu)建金融資源集聚的指標(biāo)，如下所示用符號LQ1表示：

（6）式中，fGDPit表示i 地區(qū)在t 年份的金融業(yè)增加值，GDPit代表i 地區(qū)在t 年份的國內(nèi)生產(chǎn)總值，∑fGDPit代表全國各地區(qū)在t 年份的金融業(yè)增加值之和，∑GDPit代表全國各地在t 年份的國內(nèi)生產(chǎn)總值之和，結(jié)果如表7 所示。金融集聚和交互項系數(shù)的符號和顯著性并未發(fā)生改變，表明全樣本回歸和交互項檢驗結(jié)果很穩(wěn)健。

表7 穩(wěn)健性檢驗

五、結(jié)論與建議

本文利用2002-2017 年30 個省級地區(qū)面板數(shù)據(jù)對金融集聚是否影響出口貿(mào)易進(jìn)行了實證檢驗，并且在此基礎(chǔ)上加入了金融集聚和政府干預(yù)的交互項，進(jìn)一步考察政府干預(yù)的調(diào)節(jié)作用，得到以下幾點研究結(jié)論：

第一，在整體水平上，金融集聚會對出口競爭力產(chǎn)生顯著的促進(jìn)效應(yīng)。金融資源集聚所帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)、信息流動和技術(shù)創(chuàng)新等效應(yīng)會提高金融資源的效率，優(yōu)化資源配置，同時促進(jìn)出口規(guī)模增長和出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

第二，在地區(qū)水平上，金融集聚在中、西部地區(qū)的促進(jìn)效應(yīng)要明顯優(yōu)于東部地區(qū)。過高的金融集聚水平會造成效率損失和排擠作用，低程度的金融集聚促進(jìn)出口競爭力作用更為明顯。

第三，政府干預(yù)會抑制金融集聚對出口競爭力的正效應(yīng)。各地方政府為了達(dá)到既定政策目標(biāo)會干預(yù)資本的配置，引導(dǎo)金融資源流向，削弱金融集聚帶來的高效率，扭曲金融集聚對出口競爭力的促進(jìn)作用。

基于上述結(jié)論，本文提出以下幾點建議：

第一，進(jìn)一步發(fā)展金融產(chǎn)業(yè)，引導(dǎo)金融資源適度集聚。尤其是我國西部地區(qū)，金融業(yè)發(fā)展緩慢，金融資源稀缺，金融集聚水平很低。在這種情況下，金融集聚水平的提高會明顯提高出口競爭力，因此西部地區(qū)需要大力發(fā)展金融業(yè)，引導(dǎo)金融資源流入和資本投入，產(chǎn)生集聚效應(yīng)，發(fā)揮金融資源的積極作用。

第二，在保證經(jīng)濟(jì)正常發(fā)展的前提下，盡量減少政府干預(yù)。政府干預(yù)雖然可以保證經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定，但是過度的干預(yù)和引導(dǎo)資源流動，會扭曲市場的資源配置作用，削弱金融集聚的正效應(yīng)，不利于我國出口競爭力的提高。

第三，從控制變量上看，我國需要盡快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，優(yōu)化資本配置。落后的經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式和不合理的資本配置在我國尤其是西部地區(qū)普遍存在，這些現(xiàn)象嚴(yán)重阻礙了經(jīng)濟(jì)發(fā)展和出口貿(mào)易，應(yīng)該加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式，合理配置資本，提高資本的邊際效率，促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)健康成長。