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南京大学国际经济贸易系。通讯作者及地址：韩剑，南京市汉口路22号；邮编：210093；E-mail：hanj@nju.edu.cn. 本文受到国家自然科学基金项目（项目编号71103083）和教育部人文社科基金项目（项目编号09YJC790145）的资助。 陈 艳
摘 要 融资约束是企业异质性的一个重要来源，金融发展影响融资约束从而对企业的出口决策和行为产生作用。本文基于中国2000—2007年近50万家制造业企业层面数据，通过引入外生的地区金融发展变量与企业自身特征变量的交互项，研究了地区金融发展对不同特征企业出口二元边际的差异性作用。实证结果表明：我国金融发展更容易推动规模大、融资约束少的企业实现出口沿扩展边际和集约边际的增长；所有制信贷歧视对企业出口影响显著，国有企业是金融发展作用于出口的优先受益者；只有在金融市场化水平较高的地区，民营企业才有可能享受到金融发展的好处，从而有效缓解企业融资约束，获得更多的市场机会。
关键词 金融发展 扩展边际 集约边际
引 言
全球金融危机导致的贸易大崩溃（Trade Collapse）引起了众多学者和实践部门的关注。2009 年全球GDP 下降约为1.98%的同时，贸易下挫幅度却高达23%，全球贸易依存度随之大幅下降约33%，表明良好运转的金融体系对国际贸易的重要性。事实证明，金融发展不仅是一国长期经济增长的决定因素，[1][2]对一国对外贸易的流量和模式也具有重要影响。[3][4]金融部门的效率高低是决定国际分工模式的关键因素，金融发展水平高的国家在外部融资依赖性较高的行业上更具有比较优势。随着以Melitz模型为代表的新新贸易理论的兴起和发展，更多的研究从微观层面探讨异质性企业的出口问题。[5]Chaney将流动性约束纳入到模型中，发现融资约束是企业异质性的一个重要来源，对企业的出口决策和行为产生重要影响。[6]国内外大量的实证研究也表明，企业融资约束与出口有着紧密联系，[7][8][9]然而对两者相关性方向上却存在着较大争议，即到底是融资约束程度低的企业更容易出口，还是出口缓解了企业的融资约束，[10][11]由于很难找到合适的反映融资约束的外生变量，其结果本身存在着很大的不确定性。与现有文献不同，本文试图通过引入外生的区域金融发展变量，探讨地区层面的金融发展因素与企业自身特征的交互作用对企业出口行为的影响，一方面可以有效回避融资约束内生性问题的争议，另一方面也能从微观企业角度透视宏观金融政策对不同类型出口企业的冲击。考虑到我国目前不仅存在一般意义上的金融抑制，还存在基于企业规模和所有制性质的信贷歧视，并且各地区之间金融发展的水平存在着较大差异，这一研究无疑对我国金融体制改革和外贸转型发展具有重要的理论和现实意义。
与现有文献相比，本文进一步将企业出口增长分为扩展边际（extensive margin growth）和集约边际（intensive margin growth），探讨金融发展对企业出口二元边际的影响。根据企业异质性贸易模型，一国的出口增长主要是沿扩展边际（extensive margin）和集约边际实现的。[12]出口的扩展边际表现为新企业的进入、出口种类的增加新的出口市场的开拓；出口的集约边际表现为已出口企业和出口产品在单一方向上的扩张。从企业生产成本的角度，企业进入国际市场通常需要支付一定的固定成本，固定成本的降低有利于催促更多的企业选择出口，形成企业出口的扩展边际。而可变成本则更多地决定了企业生产商品的价格，可变成本降低有利于企业出口数量的增加，也就是集约边际的增长。Egger研究了2001—2005年中国企业融资约束对出口扩展边际和集约边际的影响，实证结果得出融资约束对企业出口的扩展边际和集约边际均存在负向影响效应。[13]陈琳和何欢浪利用世界银行企业微观面板数据，研究发现外源融资约束对出口二元边际均有显著影响，且中小企业的融资能力对出口二元边际的促进作用更显著，东部地区的中小企业比西部地区的中小企业对外源约束的敏感度更高。[14]雷日辉、张亚斌借助各省工业行业的面板数据分析了金融发展、融资约束对出口二元边际的影响，结果发现所处省份金融发展程度越低，行业外部融资依赖度越高，企业面临的融资约束越严重，金融发展对出口二元边际的作用越强。[15]本文试图回答的问题是，区域层面的金融发展水平对中国企业出口的影响究竟体现在集约边际还是扩展边际？金融深化在不同规模、生产率、所有制等异质性企业层面的影响是否存在着显著的差异？
论文的结构如下：第二部分是理论模型；第三部分是计量方法的设计，主要包括样本的来源与处理、计量模型的设定与构造以及变量的选择与说明；第四部分是实证结果分析及稳健性检验；最后一部分是结论与政策建议。
理论模型
假设世界上只有两个国家：本国和外国。本国有两个经济部门：一个提供可自由贸易的同质产品，价格为1，ω为本国劳力工资；另一生产部门提供差异化产品Χ，每个产品的生产企业都处于垄断地位，企业生产率为φ，差异化产品间的替代弹性为σσ>1。消费者对差异化产品的需求量为qφ，对同质产品的需求量为q0。消费者效用函数为：
U≡q01-γ∫Χqφσ-1σdφσσ-1
垄断竞争下DixitStiglitz需求函数qφ：
qφ=Αpφ-σ （Α为垄竞争行业的市场容量）
在开放经济条件下，差异化产品出口，企业必须支付预付固定成本（upfront fixed cost）Cf以及可变冰山成本τ（τ>1）。可变冰山成本表示在国外市场卖出单位产品需要国内输出τ单位对应产品。
参照Manova的研究，假设企业出口的固定成本和可变成本可外部融资获得，融资比例为d（0 maxp，q，Fφπφ=pφqφ-q（φ）τωφ（1-d）-ωCf（1-d）-λF（φ）-（1-λ）μωΩ
s.t.p（φ）qφ-q（φ）τωφ（1-d）-ωCf（1-d）F（φ）（1）
-dωCf+λFφ+（1-λ）μωΩ0（2）
下面讨论三种情况：
（1） 金融市场完备，不存在融资约束的情况下，企业面临的最优化问题即为：
maxp，qπφ=pφqφ-q（φ）τωφ-ωCf
此时企业出口的最优价格p*φ为：p*φ=σσ-1ωτφ；出口收益为： r*φ=A（σσ-1τωφ）1-σ；利润函数为：πEφ=r*φσ-ωCf。
令πEφ=0，则得到一个出口临界生产率φ*（πEφ*=0），当企业φ>φ*，则会选择出口。该种情况的讨论和结论与Melitz相同，生产率高低是企业扩展边际增长的决定因素，企业生产率越高，越有可能获得更多的利润支付预付固定成本，因此越有可能出口。[5]
（2）外部金融市场不完备，企业存在融资约束，将约束（2）代入约束（1），外部融资预付固定成本和可变成本，则此时企业面临的最优化问题为：
maxp，qπφ=pφqφ-q（φ）τωφ-ωCf-1λ-1 dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ
此时，企业出口需要满足的生产率条件是：
πEφ-（1λ-1）dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ0
该式显示，当dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ>0即企业遭遇融资约束困境时，企业需要支付额外的固定成本和可变成本（1λ-1）dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ，所以企业出口的临界生产率φ*'>φ*。这表明融资约束的企业需要满足更高的生产率要求方能发生出口行为。生产率、融资约束（与Ω方向呈反向关系）共同作用于企业出口扩展边际，生产率越高，融资约束越少，企业出口的概率越高。
与此同时，此时企业出口的最优价格为：p*'φ=σσ-1ωτφ（1-d+dλ）>p*（φ）， 出口额为： r*'（φ）=Aσσ-1ωτφ（1-d+dλ）1-σ （3）加入金融发展，企业出口情况：
金融发展意味着融资约束的缓解。[3][16]根据Harrison，金融发展可表现为上述模型两种形式的变换：一是μ的增加，由原来的μ0转变为μ1=μ0+Δμ0；二是Ω累积分布均值的增加：由原来的G0（Ω0）转变为G1（Ω1）=G0（Ω0+ΔΩ0）。[17]
金融发展将推动融资约束（dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ>0），生产率介于φ*和φ*'的企业因为融资约束的缓解而实现出口扩展边际增长，推动融资约束（dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ>0）、生产率高于φ*'的已经出口企业出口集约边际增长。因此，基于企业融资约束的缓解，金融发展对企业出口的二元边际有显著正向影响，且金融发展将更加凸显生产率对出口的作用。在金融发展水平比较高的地区，生产率高的企业更容易实现出口的扩展边际和集约边际的增长，金融发展与生产率的交互项系数应该显著为正。
其次，不管金融发展程度如何高，金融发展带来的μ或G（Ω）均值的提高都只会惠及那些Ω接近dq（φ）τφ+dCf/μ的企业获得更多融资。因此，金融发展将扩大融资约束对企业出口二元边际的阻碍作用。在金融发展水平高的地区，融资约束越少的企业越有可能出口，出口得越多，金融发展与融资约束的交互项系数应该显著为负。
再次，企业规模、年龄、劳动者工资、所有制性质这些企业特征也是银行发放贷款考察的重要指标。企业规模越大、存续时间越长、劳动者工资水平越高以及国有企业，越有可能符合银行发放贷款的标准，金融发展带来的流动性的增加越有可能惠及这些企业，使其dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ<0，从而更有可能实现出口扩展边际和集约边际的增长。因此，金融发展的水平的提高会放大企业规模、年龄、劳动者工资、所有制性质这些企业特征变量对出口二元边际的影响。即金融发展与这些企业特征变量的交互项系数应该显著为正。
计量方法的设计
（一） 模型的设定
在出口的扩展边际模型中，被解释变量为虚拟变量，反映企业是否选择出口，模型为二元选择模型，采用probit方法估计。probit模型是假设事件发生概率服从累积正态分布函数的二分类因变量模型，其假设每一个体都面临两者择一的选择且其选择依赖于可分辨的特征，旨在寻找描述个体的一组特征与该个体所做某一特定选择的概率之间的关系。在模型设定上根据Roberts和Tybout构建的动态模型，[18]同时为了避免可能存在的同步性问题 ，采用影响企业出口的滞后一期的企业内部和外部因素 （Bernard and Jensen ， 2004）。[19]基本思路如下：当一个企业现有和预期收入大于现阶段的成本加上出口的沉没成本，企业选择出口（Xijkt=1）：
Χijkt=1，假如π-ijkt>Cijkt+F（1-Χijkt）
0，否则
其中，π-ijkt是产业j中的企业i在年份t的即期和预期收益，k是该企业所在的省份， Cijkt是当期成本，F是出口的预付固定成本，基本模型如下：
p（Χijkt=1）=αi+αjt+αkt+ηFDktΖijt-1+δΖijkt-1+εijkt
p（Χijkt=1）表示企业出口参与的概率，αi代表企业固定效应，αjt代表产业固定效应，αkt代表区域固定效应，FDkt反映金融发展水平，Ζijkt-1是反映企业特征的向量集，比如反映企业异质性的生产率、融资约束、规模、年龄、工资水平等变量。 在出口的集约边际模型中，被解释变量是企业的出口密集度，参照Gugamelli（2008）的处理方法，[20]用企业的出口交货值占销售收入（EX）表示，采用OLS估计，计量方程如下：
EXijkt=αi+αjt+αkt+ηFDktΖijkt-1+δΖijkt-1+εijkt
（二） 变量的选择
（1） 解释变量：区域金融发展水平（FD）。我国金融体系的建立和完善与其他经济发达国家有着显著的不同，从改革开放初期的单一金融机构到现在门类较为齐全的金融机构，都是银行占据主导地位甚至是垄断地位，股票市场对投资以及资本配置效率的影响非常微弱，债券市场和保险市场的规模较小。因此，要度量我国区域层面的金融发展程度，应该重点考察银行体系方面的指标。现有文献对金融发展指标的度量，大多沿用金融相关率指标，即全部金融资产价值与全部实物资产的价值之比。在衡量国家层面金融发展水平时采用广义货币存量M2与GDP之比，而地区层面由于缺乏金融资产方面的数据，一般采用各地区金融机构存贷款总额占GDP比例来表示，本文同样采用该指标作为各地区金融发展规模的指标。[15]
（2） 控制变量：企业的特征向量（Z）。在借鉴新新贸易理论相关实证文献的基础上，我们具体引入了以下几个控制变量，包括：① 企业规模（SIZE）。企业规模的扩大，有利于克服贸易中的成本约束问题以及生产经营过程中的各种风险，从而更可能参与国际市场。对于企业规模的度量指标，有销售收入、总资产和雇员人数三种规模指标，本文根据Buckley和Clegg，采用总资产作为企业规模的度量变量。[21]② 工资水平（WAGE）。工资水平是反映劳动力成本的指标，对劳动密集型产业的出口尤其重要。本文采用企业应付工资总额除以雇员人数。③ 企业年龄（AGE）。企业年龄的增长可能意味着出口“学习曲线”的实现，管理、生产技术和营销手段的成熟以及企业声誉的建立，出口能力也会有所差异，本文计算从企业成立到当年年份的时间段。④ 企业的融资约束（FR）。融资约束使用1-固定资产净值/总资产度量。[22]⑤ 企业全要素生产率（TFP）。在Melitz的模型中，生产率是决定企业是否出口的决定因素。[5]只有生产率高的企业才能克服出口市场的障碍，并在国外获取额外的利润，而生产率低的企业只能在国内市场销售，甚至有可能因为贸易开放导致的竞争压力而被淘汰。本文基于LP法，选用工业增加值作为企业的产出值，计算全要素生产率。
（三） 数据来源及描述
本文研究的样本企业数据，来源于中国国家统计局2000—2007年工业企业统计数据库。该数据库是目前最全面的企业数据库，其中既包含企业的基本情况也包括翔实的财务数据信息，涵盖本文研究需要的各种数据。鉴于该数据库所存在的偏差与错漏问题，本文借鉴聂辉华（2012）方法，对数据进行了筛选。[23]
考虑通货膨胀的影响，本文以1999年为基期，使用统计局公布的价格指数对相关数据进行了平减。宏观方面的数据来自《国家统计年鉴》、《新中国成立60周年统计数据汇编》等。其中，相关价格指数、地区GDP、人口来源于《国家统计年鉴》；地区金融机构存款额、地区金融机构贷款额来自《新中国成立60周年统计数据汇编》；金融业市场化指数来自《中国市场化指数——各省市市场化相对进程报告》。
估计结果及分析
（一） 初步的估计结果
表1的估计结果显示，从全样本的回归结果来看：第一，全要素生产率对我国企业出口的扩展边际显著正向影响，对集约边际影响不显著，而后在heckman修正模型检验中证明生产率对企业集约边际影响亦显著为正。这一结果与Melitz模型的判断结果一致，贸易能够促使高生产率企业发生出口，而低生产率企业只能在国内市场销售或者被市场淘汰。[5]李春顶等人认为的“生产率悖论”没有得到验证，这可能与本文没有考虑加工贸易的情形有关。[24]第二，企业规模对出口增长的扩展边际具有正向影响，企业规模越大，出口沿扩展边际增长的可能性会提高。事实上，大企业相比较中小企业而言，具有雄厚的资金实力，能够承担较高的固定成本投资，而且，大企业在中国在银行融资、政府关系等各方面都具有更多的优越性，因而，企业资产规模扩大，出口的可能性会显著增加。而企业规模对出口增长的集约边际却为负向影响，这似乎有悖客观事实，而后拆分样本的实证结果亦是如此。这可能源于中小企业是我国对外出口的中坚力量的事实。第三，融资约束对企业出口增长的扩展边际和集约边际均有显著正向影响。该结果与韩剑运用2003—2007期间样本得出的结论相同：中国出口企业存在“融资约束悖论”。[11]与Manova理论和实证证明的融资约束阻碍企业出口的
注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平显著，回归参数下方的括号内数字为T值；限于篇幅，年份、省份、行业虚拟变量的估计结果没有给出。
结论相反，我国金融市场竞争不完全带来的融资约束的现实情况使我国企业不得以转向“出口”来缓解企业内外部的融资约束，为企业发展寻求出路。[7]这样的现实情况并非只存在于中国。Greenaway运用英国工业企业的数据实证证明企业健康的内外部融资情况不是推动企业出口的原因，而是企业出口的结果，即出口的自选择行为缓解了企业的融资约束。[10]第四，工资水平对企业出口增长的扩展边际的影响显著为正。即企业支付给劳动者的报酬越高，其出口的可能性越大。一般情况，较高的工资反映了企业的较高的人力资本水平，劳动力素质越高的企业生产率越高，出口的可能性也越大。第五，企业年龄对出口增长的扩展边际存在显著正向影响，但却与出口增长的集约边际负向相关。企业的存续时间越长，企业出口的可能性越大，这可能得益于学习曲线的实现。随着企业年龄的增长，管理、生产技术和营销手段的成熟以及企业声誉的建立，使得资深的企业相比于年轻的企业更有能力进军开拓国际市场。但企业年龄与出口增长的集约边际负向相关，这可能意味着年轻的企业相比于老企业，一旦进入国际市场，更加追求市场份额的增长。第六，外资的所有制性质对企业出口的二元边际增长均有显著正向关系。外资企业可能从其海外关系企业获得融资，且在开拓海外市场方面相比于内资企业具有信息、经验等多方面的优势。[25]因此，外资企业更可能出口，且出口份额增长更快。国有的企业所有制性质对出口的扩展边际和集约边际影响均显著为负。事实上，国有企业因长期享有国家资金和政策的支持，不愿走出去承担国际市场的风险。因此“国有”的标签并没有给这些企业在开拓国际市场上提供很多“便利”。据统计，2001—2008年外资企业出口占中国总出口的比重约为50%以上。 在对金融发展与企业特征的连乘变量考察中，金融发展与生产率交叉项的相关系数在扩展边际和集约边际模型中均不显著。说明地区金融发展通过生产率途径作用于企业出口二元边际增长的效应并不明显。这一结果与理论预期相悖。金融发展与企业规模交互项的相关系数在扩展边际和集约边际模型中均显著为正。该结果表明地区金融发展水平的提高更多推动地推动了大规模企业出口沿扩展边际和集约边际增长。事实上，企业规模越大，资产越多，抵押物（collateral）也越多，从而金融发展带来的融资约束的缓解能使其优先受益，原来不出口的变得有能力出口了，原来出口少的变得出口多了。金融发展与融资约束交互项的系数在扩展边际模型中显著为负，这一结果与理论预期相同。该结果表示金融发达地区融资约束少的企业出口的可能性更大。金融发展带来的μ或GΩ均值的提高都只会惠及那些Ω接近Cf/μ的企业获得融资。因此，金融发展将扩大融资约束对企业出口的阻碍作用。在金融发展水平高的地区，融资约束越少的企业越有可能出口。金融发展与工资水平的连乘项在扩展边际模型中显著为正，在集约边际模型中显著为负说明金融发展水平高的地区，高工资企业比较倾向出口，但相对低廉的劳动成本更容易实现出口份额的快速增长。这为我国劳动力比较优势的现实情况提供了经验证明。金融发展与企业年龄的交互项在扩展边际模型中显著为负，集约边际模型中显著为正。该结果显示金融发展水平的提高更容易推动年轻企业走出国门。但是对于已经出口的企业，金融发展对资深企业的出口集约边际的正向推动作用更加明显。存续时间长的企业，其在国际市场上的商业经验更加丰富，客户资源更稳定，更有可能符合银行发放贷款的条件，从而金融发展带来的流动性增加能优先惠及该类企业，从而为其提供出口集约边际增长所需的可变成本。
由全样本的估计结果得出，金融发展对我国企业出口扩展边际和集约边际的增长均有显著的影响。它可通过企业的规模、融资约束、工资、企业年龄等多因素作用于出口增长的扩展边际和集约边际。具体作用效果表现为：金融发展更有利于推动规模大、融资约束少、工资水平高、存续时间短的企业出口沿扩展边际增长；利于拉动规模大、融资约束少、工资水平低、存续时间长的企业出口沿集约边际增长。这一结论，对于我国外贸转型，防止贸易贫困化增长有一定的借鉴意义。作为贸易大国的中国，出口沿扩展边际的增长，即更多企业、更多样化的产品出口不仅有利于维持出口增长的稳定性和持续性，而且也利于提升我国产业结构的质量，防止贫困化增长，提高整体国家福利。因此，推进金融深化改革，缓解企业融资约束，促进出口扩展边际的增长意义重大。
（二） 按金融制度分地区的回归结果
金融发展水平的提高需要辅之以开放的市场化的金融制度，才能使得金融发展水平的提高公平公正地惠及市场的各个主体。在不同的金融制度下，金融市场的深化对贸易的影响可能是不同的。在这一思路的指导下，本文欲直接比较在不同的金融制度下，金融发展对不同特征企业的差异化影响。按照如下处理方法将全样本拆分为金融市场化程度高和金融市场化程度低两个子样本：将樊纲指数中“各省份金融业市场化指数”2000—2007年的数据算术平均，从小到大依次排列，排名位于前16位判定为金融市场化程度比较低的地区，剩下的15个地区判定为金融市场化程度比较高的地区金融市场化程度高的地区有：安徽、陕西、宁夏、天津、河南、福建、河北、辽宁、山东、重庆、江苏、海南、广东、上海、浙江；金融市场化程度低的地区有：黑龙江、青海、新疆、内蒙古、吉林、甘肃、贵州、广西、江西、湖北、云南、湖南、四川、北京、山西、西藏。。子样本的回归结果见表2，比较分析如下：
第一，在金融市场化程度比较高的地区，金融发展与生产率交互项系数在扩展边际和集约边际模型中均不显著。而在金融市场化程度低的地区，金融发展与生产率交互项系数在扩展边际模型中显著为负，表明金融发展能有效地推动低生产率企业成为出口者。第二，无论金融市场化程度高还是低，金融发展与企业规模的交互项系数均显著为正。说明无论一个地区金融制度如何，金融发展均首先推动规模大的企业出口扩展边际和集约边际的增长。第三，在金融制度好和差的地区，金融发展与融资约束的交互项系数在扩展边际模型中均显著为负，说明金融发展对融资约束少的企业出口二元边际的推动作用不因金融市场开放度的不同而有所差异，无论是市场化程度高的地区还是相对封闭的地区，金融发展均首先使融资约束少的企业出口受益。第四，无论在金融制度好还是差的省份，金融发展与工资水平的交互向系数均显著为负，说明金融制度能更快地推动劳动报酬低的企业的出口扩展边际和集约边际的增长，这一机制与金融制度优劣关系不大。第五，在金融制度好和差的地区，金融发展与企业年龄的交互项系数在扩展边际中均显著为负，在集约边际中均显著为正，与全样本的估计结果一致。第六，国有企业虚拟变量与金融发展的连乘项系数在扩展边际和集约边际模型中均显著为负，表明金融发展更容易带来非国有企业出口扩展边际和集约边际的增长，即地区金融越发达，非国有企业出口的可能性越大。地区金融发展水平的提高，非国有企业的融资约束情况可以得到一定程度的缓解，从而更有利于其在国际市场上扬帆起航。而国有企业虽然也会得益于银行贷款的荫蔽，但因其满足于国内丰厚的利润，并不愿走出去承担国际市场的风险。而这一机制与企业所在地区的金融制度优劣无关。第七，无论金融开放度高的地区还是低的地区，外资企业所有制性质变量与金融发展的连乘项的相关系数在集约边际和扩展边际模型中均显著为正。表明随着金融发展水平的提高，所有制对出口集约边际和扩展边际的作用力越大，金融发达的地区，外资企业更倾向于出口。这一结果与外资企业可能更少得到国内资本市场的支持的想法相悖。发生这一结果的原因可能有以下几点：外资企业更多地分布在我国相对比较有竞争力的产业，这一产业得到国家的信贷支持比较多；外资企业被认为有较低的经营风险和较高的增长可能性，所以也使得其更容易地获得贷款，从而推动其出口行为的发生。 综上所述，在不同的金融制度下，金融发展对企业出口二元边际的影响途径差异并不显著。金融发展最先的受益者都是规模大、融资约束少的企业。唯一有区别的是，在金融制度较好、金融市场化水平较高的地区，民营企业有可能享受到金融发展的好处，从而能够有效缓解企业融资约束，获得更多的市场机会。
注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平显著，回归参数下方的括号内数字为T值；限于篇幅，年份、省份、行业虚拟变量的估计结果没有给出。
（三） 稳健性检验
在集约边际模型中，使用OLS估计直接将非出口的企业剔除，只对出口企业进行回归。事实上，企业是否出口并非随机的，而是受一系列因素影响的。直接忽略非出口企业可能造成样本选择误差，得到有偏估计。因此，本文欲采用heckman两步法对模型进行修正，考察OLS估计结果的质量。Heckman两步法将企业出口贸易模型分为两个阶段：第一阶段是probit出口选择模型估计，即首先考察企业是否选择出口；第二阶段为修正的集约边际模型，加入第一阶段估计中得到的逆米尔斯比（inverse Mill’s ration），克服样本的选择性误差，重新估计集约边际模型。估计结果对比如下：
注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平显著，回归参数下方的括号内数字为T值；限于篇幅，年份、省份、行业虚拟变量的估计结果没有给出。
Heckman和OLS的估计结果比较显示：第一，生产率对企业出口集约边际的影响由原来的不显著变为显著为正。第二，金融发展与融资约束交互项系数由OLS中的不显著变为显著为负，这一结果修正了OLS估计结果的偏差，与理论预期相符。事实上，企业遭受的融资约束越少，拥有的固定资产越多，抵押物也越多，金融发展带来的融资约束的缓解能使其优先获得更多的银行贷款等融资，用于支付扩大国际市场份额的可变成本，从而推动其较快的扩大市场份额。除了上述两点差异外，heckman估计相关系数的符号和显著性均与OLS估计的结果一致，说明前述OLS估计结果是大体稳健可信的。
结论与政策建议
本文在企业异质性贸易模型的理论框架下，基于2000—2007年工业企业数据库的企业数据，研究了地区金融发展与企业出口二元边际的关系问题。通过引入外生的地区金融发展变量与企业自身特征变量的交互项，透视宏观金融政策对不同类型出口企业的冲击。鉴于此，本文首先对全样本497 499家企业进行了初步的估计，结果显示金融发展对我国企业出口扩展边际和集约边际的增长均有显著的影响，金融发展能最先推动规模大、融资约束少的企业缓解融资约束的困境，实现出口沿扩展边际和集约边际的增长。然后本文对不同所有制和金融制度的子样本企业出口情况进行分别考察，发现金融发展对企业出口二元边际的作用途径存在所有制的差异，但不存在制度的差异。具体表现为金融发展对民营企业出口二元边际影响并不显著，无论是生产率、规模还是融资约束、企业年龄、工资等途径都难以实现其扩展边际和集约边际的增长；国有企业和外资企业可通过以上几个因素传导充分发挥金融发展对贸易增长的推动作用；不管是在金融制度较好还是较差的地区，金融发展最先的受益者都是规模大、融资约束少的企业，唯一有区别的是，在金融市场化水平较高的地区，民营企业有可能享受到金融发展的好处，实现出口沿扩展边际和集约边际的增长。最后本文运用了其他计量方法对回归结果进行了稳健性检验，结果显示原来的回归结果是大体稳健可信的。
这一研究结论反映了我国金融体制中存在的基于所有制和规模等因素的严重信贷歧视现象，即将更多的流动性给予规模大、融资约束少的国有企业，而亟需资金的民营企业、中小企业则难以实现出口沿集约边际和扩展边际的发展。因此，深化发展中小企业金融和小微企业信贷，推动金融的发展水平的提高和金融体制的改革创新，对于优化配置社会资源，推进我国外贸的转型升级具有重要作用。
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（责任编辑：张晓薇）
摘 要 融资约束是企业异质性的一个重要来源，金融发展影响融资约束从而对企业的出口决策和行为产生作用。本文基于中国2000—2007年近50万家制造业企业层面数据，通过引入外生的地区金融发展变量与企业自身特征变量的交互项，研究了地区金融发展对不同特征企业出口二元边际的差异性作用。实证结果表明：我国金融发展更容易推动规模大、融资约束少的企业实现出口沿扩展边际和集约边际的增长；所有制信贷歧视对企业出口影响显著，国有企业是金融发展作用于出口的优先受益者；只有在金融市场化水平较高的地区，民营企业才有可能享受到金融发展的好处，从而有效缓解企业融资约束，获得更多的市场机会。
关键词 金融发展 扩展边际 集约边际
引 言
全球金融危机导致的贸易大崩溃（Trade Collapse）引起了众多学者和实践部门的关注。2009 年全球GDP 下降约为1.98%的同时，贸易下挫幅度却高达23%，全球贸易依存度随之大幅下降约33%，表明良好运转的金融体系对国际贸易的重要性。事实证明，金融发展不仅是一国长期经济增长的决定因素，[1][2]对一国对外贸易的流量和模式也具有重要影响。[3][4]金融部门的效率高低是决定国际分工模式的关键因素，金融发展水平高的国家在外部融资依赖性较高的行业上更具有比较优势。随着以Melitz模型为代表的新新贸易理论的兴起和发展，更多的研究从微观层面探讨异质性企业的出口问题。[5]Chaney将流动性约束纳入到模型中，发现融资约束是企业异质性的一个重要来源，对企业的出口决策和行为产生重要影响。[6]国内外大量的实证研究也表明，企业融资约束与出口有着紧密联系，[7][8][9]然而对两者相关性方向上却存在着较大争议，即到底是融资约束程度低的企业更容易出口，还是出口缓解了企业的融资约束，[10][11]由于很难找到合适的反映融资约束的外生变量，其结果本身存在着很大的不确定性。与现有文献不同，本文试图通过引入外生的区域金融发展变量，探讨地区层面的金融发展因素与企业自身特征的交互作用对企业出口行为的影响，一方面可以有效回避融资约束内生性问题的争议，另一方面也能从微观企业角度透视宏观金融政策对不同类型出口企业的冲击。考虑到我国目前不仅存在一般意义上的金融抑制，还存在基于企业规模和所有制性质的信贷歧视，并且各地区之间金融发展的水平存在着较大差异，这一研究无疑对我国金融体制改革和外贸转型发展具有重要的理论和现实意义。
与现有文献相比，本文进一步将企业出口增长分为扩展边际（extensive margin growth）和集约边际（intensive margin growth），探讨金融发展对企业出口二元边际的影响。根据企业异质性贸易模型，一国的出口增长主要是沿扩展边际（extensive margin）和集约边际实现的。[12]出口的扩展边际表现为新企业的进入、出口种类的增加新的出口市场的开拓；出口的集约边际表现为已出口企业和出口产品在单一方向上的扩张。从企业生产成本的角度，企业进入国际市场通常需要支付一定的固定成本，固定成本的降低有利于催促更多的企业选择出口，形成企业出口的扩展边际。而可变成本则更多地决定了企业生产商品的价格，可变成本降低有利于企业出口数量的增加，也就是集约边际的增长。Egger研究了2001—2005年中国企业融资约束对出口扩展边际和集约边际的影响，实证结果得出融资约束对企业出口的扩展边际和集约边际均存在负向影响效应。[13]陈琳和何欢浪利用世界银行企业微观面板数据，研究发现外源融资约束对出口二元边际均有显著影响，且中小企业的融资能力对出口二元边际的促进作用更显著，东部地区的中小企业比西部地区的中小企业对外源约束的敏感度更高。[14]雷日辉、张亚斌借助各省工业行业的面板数据分析了金融发展、融资约束对出口二元边际的影响，结果发现所处省份金融发展程度越低，行业外部融资依赖度越高，企业面临的融资约束越严重，金融发展对出口二元边际的作用越强。[15]本文试图回答的问题是，区域层面的金融发展水平对中国企业出口的影响究竟体现在集约边际还是扩展边际？金融深化在不同规模、生产率、所有制等异质性企业层面的影响是否存在着显著的差异？
论文的结构如下：第二部分是理论模型；第三部分是计量方法的设计，主要包括样本的来源与处理、计量模型的设定与构造以及变量的选择与说明；第四部分是实证结果分析及稳健性检验；最后一部分是结论与政策建议。
理论模型
假设世界上只有两个国家：本国和外国。本国有两个经济部门：一个提供可自由贸易的同质产品，价格为1，ω为本国劳力工资；另一生产部门提供差异化产品Χ，每个产品的生产企业都处于垄断地位，企业生产率为φ，差异化产品间的替代弹性为σσ>1。消费者对差异化产品的需求量为qφ，对同质产品的需求量为q0。消费者效用函数为：
U≡q01-γ∫Χqφσ-1σdφσσ-1
垄断竞争下DixitStiglitz需求函数qφ：
qφ=Αpφ-σ （Α为垄竞争行业的市场容量）
在开放经济条件下，差异化产品出口，企业必须支付预付固定成本（upfront fixed cost）Cf以及可变冰山成本τ（τ>1）。可变冰山成本表示在国外市场卖出单位产品需要国内输出τ单位对应产品。
参照Manova的研究，假设企业出口的固定成本和可变成本可外部融资获得，融资比例为d（0
s.t.p（φ）qφ-q（φ）τωφ（1-d）-ωCf（1-d）F（φ）（1）
-dωCf+λFφ+（1-λ）μωΩ0（2）
下面讨论三种情况：
（1） 金融市场完备，不存在融资约束的情况下，企业面临的最优化问题即为：
maxp，qπφ=pφqφ-q（φ）τωφ-ωCf
此时企业出口的最优价格p*φ为：p*φ=σσ-1ωτφ；出口收益为： r*φ=A（σσ-1τωφ）1-σ；利润函数为：πEφ=r*φσ-ωCf。
令πEφ=0，则得到一个出口临界生产率φ*（πEφ*=0），当企业φ>φ*，则会选择出口。该种情况的讨论和结论与Melitz相同，生产率高低是企业扩展边际增长的决定因素，企业生产率越高，越有可能获得更多的利润支付预付固定成本，因此越有可能出口。[5]
（2）外部金融市场不完备，企业存在融资约束，将约束（2）代入约束（1），外部融资预付固定成本和可变成本，则此时企业面临的最优化问题为：
maxp，qπφ=pφqφ-q（φ）τωφ-ωCf-1λ-1 dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ
此时，企业出口需要满足的生产率条件是：
πEφ-（1λ-1）dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ0
该式显示，当dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ>0即企业遭遇融资约束困境时，企业需要支付额外的固定成本和可变成本（1λ-1）dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ，所以企业出口的临界生产率φ*'>φ*。这表明融资约束的企业需要满足更高的生产率要求方能发生出口行为。生产率、融资约束（与Ω方向呈反向关系）共同作用于企业出口扩展边际，生产率越高，融资约束越少，企业出口的概率越高。
与此同时，此时企业出口的最优价格为：p*'φ=σσ-1ωτφ（1-d+dλ）>p*（φ）， 出口额为： r*'（φ）=Aσσ-1ωτφ（1-d+dλ）1-σ
金融发展意味着融资约束的缓解。[3][16]根据Harrison，金融发展可表现为上述模型两种形式的变换：一是μ的增加，由原来的μ0转变为μ1=μ0+Δμ0；二是Ω累积分布均值的增加：由原来的G0（Ω0）转变为G1（Ω1）=G0（Ω0+ΔΩ0）。[17]
金融发展将推动融资约束（dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ>0），生产率介于φ*和φ*'的企业因为融资约束的缓解而实现出口扩展边际增长，推动融资约束（dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ>0）、生产率高于φ*'的已经出口企业出口集约边际增长。因此，基于企业融资约束的缓解，金融发展对企业出口的二元边际有显著正向影响，且金融发展将更加凸显生产率对出口的作用。在金融发展水平比较高的地区，生产率高的企业更容易实现出口的扩展边际和集约边际的增长，金融发展与生产率的交互项系数应该显著为正。
其次，不管金融发展程度如何高，金融发展带来的μ或G（Ω）均值的提高都只会惠及那些Ω接近dq（φ）τφ+dCf/μ的企业获得更多融资。因此，金融发展将扩大融资约束对企业出口二元边际的阻碍作用。在金融发展水平高的地区，融资约束越少的企业越有可能出口，出口得越多，金融发展与融资约束的交互项系数应该显著为负。
再次，企业规模、年龄、劳动者工资、所有制性质这些企业特征也是银行发放贷款考察的重要指标。企业规模越大、存续时间越长、劳动者工资水平越高以及国有企业，越有可能符合银行发放贷款的标准，金融发展带来的流动性的增加越有可能惠及这些企业，使其dq（φ）τωφ+dωCf-μωΩ<0，从而更有可能实现出口扩展边际和集约边际的增长。因此，金融发展的水平的提高会放大企业规模、年龄、劳动者工资、所有制性质这些企业特征变量对出口二元边际的影响。即金融发展与这些企业特征变量的交互项系数应该显著为正。
计量方法的设计
（一） 模型的设定
在出口的扩展边际模型中，被解释变量为虚拟变量，反映企业是否选择出口，模型为二元选择模型，采用probit方法估计。probit模型是假设事件发生概率服从累积正态分布函数的二分类因变量模型，其假设每一个体都面临两者择一的选择且其选择依赖于可分辨的特征，旨在寻找描述个体的一组特征与该个体所做某一特定选择的概率之间的关系。在模型设定上根据Roberts和Tybout构建的动态模型，[18]同时为了避免可能存在的同步性问题 ，采用影响企业出口的滞后一期的企业内部和外部因素 （Bernard and Jensen ， 2004）。[19]基本思路如下：当一个企业现有和预期收入大于现阶段的成本加上出口的沉没成本，企业选择出口（Xijkt=1）：
Χijkt=1，假如π-ijkt>Cijkt+F（1-Χijkt）
0，否则
其中，π-ijkt是产业j中的企业i在年份t的即期和预期收益，k是该企业所在的省份， Cijkt是当期成本，F是出口的预付固定成本，基本模型如下：
p（Χijkt=1）=αi+αjt+αkt+ηFDktΖijt-1+δΖijkt-1+εijkt
p（Χijkt=1）表示企业出口参与的概率，αi代表企业固定效应，αjt代表产业固定效应，αkt代表区域固定效应，FDkt反映金融发展水平，Ζijkt-1是反映企业特征的向量集，比如反映企业异质性的生产率、融资约束、规模、年龄、工资水平等变量。 在出口的集约边际模型中，被解释变量是企业的出口密集度，参照Gugamelli（2008）的处理方法，[20]用企业的出口交货值占销售收入（EX）表示，采用OLS估计，计量方程如下：
EXijkt=αi+αjt+αkt+ηFDktΖijkt-1+δΖijkt-1+εijkt
（二） 变量的选择
（1） 解释变量：区域金融发展水平（FD）。我国金融体系的建立和完善与其他经济发达国家有着显著的不同，从改革开放初期的单一金融机构到现在门类较为齐全的金融机构，都是银行占据主导地位甚至是垄断地位，股票市场对投资以及资本配置效率的影响非常微弱，债券市场和保险市场的规模较小。因此，要度量我国区域层面的金融发展程度，应该重点考察银行体系方面的指标。现有文献对金融发展指标的度量，大多沿用金融相关率指标，即全部金融资产价值与全部实物资产的价值之比。在衡量国家层面金融发展水平时采用广义货币存量M2与GDP之比，而地区层面由于缺乏金融资产方面的数据，一般采用各地区金融机构存贷款总额占GDP比例来表示，本文同样采用该指标作为各地区金融发展规模的指标。[15]
（2） 控制变量：企业的特征向量（Z）。在借鉴新新贸易理论相关实证文献的基础上，我们具体引入了以下几个控制变量，包括：① 企业规模（SIZE）。企业规模的扩大，有利于克服贸易中的成本约束问题以及生产经营过程中的各种风险，从而更可能参与国际市场。对于企业规模的度量指标，有销售收入、总资产和雇员人数三种规模指标，本文根据Buckley和Clegg，采用总资产作为企业规模的度量变量。[21]② 工资水平（WAGE）。工资水平是反映劳动力成本的指标，对劳动密集型产业的出口尤其重要。本文采用企业应付工资总额除以雇员人数。③ 企业年龄（AGE）。企业年龄的增长可能意味着出口“学习曲线”的实现，管理、生产技术和营销手段的成熟以及企业声誉的建立，出口能力也会有所差异，本文计算从企业成立到当年年份的时间段。④ 企业的融资约束（FR）。融资约束使用1-固定资产净值/总资产度量。[22]⑤ 企业全要素生产率（TFP）。在Melitz的模型中，生产率是决定企业是否出口的决定因素。[5]只有生产率高的企业才能克服出口市场的障碍，并在国外获取额外的利润，而生产率低的企业只能在国内市场销售，甚至有可能因为贸易开放导致的竞争压力而被淘汰。本文基于LP法，选用工业增加值作为企业的产出值，计算全要素生产率。
（三） 数据来源及描述
本文研究的样本企业数据，来源于中国国家统计局2000—2007年工业企业统计数据库。该数据库是目前最全面的企业数据库，其中既包含企业的基本情况也包括翔实的财务数据信息，涵盖本文研究需要的各种数据。鉴于该数据库所存在的偏差与错漏问题，本文借鉴聂辉华（2012）方法，对数据进行了筛选。[23]
考虑通货膨胀的影响，本文以1999年为基期，使用统计局公布的价格指数对相关数据进行了平减。宏观方面的数据来自《国家统计年鉴》、《新中国成立60周年统计数据汇编》等。其中，相关价格指数、地区GDP、人口来源于《国家统计年鉴》；地区金融机构存款额、地区金融机构贷款额来自《新中国成立60周年统计数据汇编》；金融业市场化指数来自《中国市场化指数——各省市市场化相对进程报告》。
估计结果及分析
（一） 初步的估计结果
表1的估计结果显示，从全样本的回归结果来看：第一，全要素生产率对我国企业出口的扩展边际显著正向影响，对集约边际影响不显著，而后在heckman修正模型检验中证明生产率对企业集约边际影响亦显著为正。这一结果与Melitz模型的判断结果一致，贸易能够促使高生产率企业发生出口，而低生产率企业只能在国内市场销售或者被市场淘汰。[5]李春顶等人认为的“生产率悖论”没有得到验证，这可能与本文没有考虑加工贸易的情形有关。[24]第二，企业规模对出口增长的扩展边际具有正向影响，企业规模越大，出口沿扩展边际增长的可能性会提高。事实上，大企业相比较中小企业而言，具有雄厚的资金实力，能够承担较高的固定成本投资，而且，大企业在中国在银行融资、政府关系等各方面都具有更多的优越性，因而，企业资产规模扩大，出口的可能性会显著增加。而企业规模对出口增长的集约边际却为负向影响，这似乎有悖客观事实，而后拆分样本的实证结果亦是如此。这可能源于中小企业是我国对外出口的中坚力量的事实。第三，融资约束对企业出口增长的扩展边际和集约边际均有显著正向影响。该结果与韩剑运用2003—2007期间样本得出的结论相同：中国出口企业存在“融资约束悖论”。[11]与Manova理论和实证证明的融资约束阻碍企业出口的
注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平显著，回归参数下方的括号内数字为T值；限于篇幅，年份、省份、行业虚拟变量的估计结果没有给出。
结论相反，我国金融市场竞争不完全带来的融资约束的现实情况使我国企业不得以转向“出口”来缓解企业内外部的融资约束，为企业发展寻求出路。[7]这样的现实情况并非只存在于中国。Greenaway运用英国工业企业的数据实证证明企业健康的内外部融资情况不是推动企业出口的原因，而是企业出口的结果，即出口的自选择行为缓解了企业的融资约束。[10]第四，工资水平对企业出口增长的扩展边际的影响显著为正。即企业支付给劳动者的报酬越高，其出口的可能性越大。一般情况，较高的工资反映了企业的较高的人力资本水平，劳动力素质越高的企业生产率越高，出口的可能性也越大。第五，企业年龄对出口增长的扩展边际存在显著正向影响，但却与出口增长的集约边际负向相关。企业的存续时间越长，企业出口的可能性越大，这可能得益于学习曲线的实现。随着企业年龄的增长，管理、生产技术和营销手段的成熟以及企业声誉的建立，使得资深的企业相比于年轻的企业更有能力进军开拓国际市场。但企业年龄与出口增长的集约边际负向相关，这可能意味着年轻的企业相比于老企业，一旦进入国际市场，更加追求市场份额的增长。第六，外资的所有制性质对企业出口的二元边际增长均有显著正向关系。外资企业可能从其海外关系企业获得融资，且在开拓海外市场方面相比于内资企业具有信息、经验等多方面的优势。[25]因此，外资企业更可能出口，且出口份额增长更快。国有的企业所有制性质对出口的扩展边际和集约边际影响均显著为负。事实上，国有企业因长期享有国家资金和政策的支持，不愿走出去承担国际市场的风险。因此“国有”的标签并没有给这些企业在开拓国际市场上提供很多“便利”。据统计，2001—2008年外资企业出口占中国总出口的比重约为50%以上。 在对金融发展与企业特征的连乘变量考察中，金融发展与生产率交叉项的相关系数在扩展边际和集约边际模型中均不显著。说明地区金融发展通过生产率途径作用于企业出口二元边际增长的效应并不明显。这一结果与理论预期相悖。金融发展与企业规模交互项的相关系数在扩展边际和集约边际模型中均显著为正。该结果表明地区金融发展水平的提高更多推动地推动了大规模企业出口沿扩展边际和集约边际增长。事实上，企业规模越大，资产越多，抵押物（collateral）也越多，从而金融发展带来的融资约束的缓解能使其优先受益，原来不出口的变得有能力出口了，原来出口少的变得出口多了。金融发展与融资约束交互项的系数在扩展边际模型中显著为负，这一结果与理论预期相同。该结果表示金融发达地区融资约束少的企业出口的可能性更大。金融发展带来的μ或GΩ均值的提高都只会惠及那些Ω接近Cf/μ的企业获得融资。因此，金融发展将扩大融资约束对企业出口的阻碍作用。在金融发展水平高的地区，融资约束越少的企业越有可能出口。金融发展与工资水平的连乘项在扩展边际模型中显著为正，在集约边际模型中显著为负说明金融发展水平高的地区，高工资企业比较倾向出口，但相对低廉的劳动成本更容易实现出口份额的快速增长。这为我国劳动力比较优势的现实情况提供了经验证明。金融发展与企业年龄的交互项在扩展边际模型中显著为负，集约边际模型中显著为正。该结果显示金融发展水平的提高更容易推动年轻企业走出国门。但是对于已经出口的企业，金融发展对资深企业的出口集约边际的正向推动作用更加明显。存续时间长的企业，其在国际市场上的商业经验更加丰富，客户资源更稳定，更有可能符合银行发放贷款的条件，从而金融发展带来的流动性增加能优先惠及该类企业，从而为其提供出口集约边际增长所需的可变成本。
由全样本的估计结果得出，金融发展对我国企业出口扩展边际和集约边际的增长均有显著的影响。它可通过企业的规模、融资约束、工资、企业年龄等多因素作用于出口增长的扩展边际和集约边际。具体作用效果表现为：金融发展更有利于推动规模大、融资约束少、工资水平高、存续时间短的企业出口沿扩展边际增长；利于拉动规模大、融资约束少、工资水平低、存续时间长的企业出口沿集约边际增长。这一结论，对于我国外贸转型，防止贸易贫困化增长有一定的借鉴意义。作为贸易大国的中国，出口沿扩展边际的增长，即更多企业、更多样化的产品出口不仅有利于维持出口增长的稳定性和持续性，而且也利于提升我国产业结构的质量，防止贫困化增长，提高整体国家福利。因此，推进金融深化改革，缓解企业融资约束，促进出口扩展边际的增长意义重大。
（二） 按金融制度分地区的回归结果
金融发展水平的提高需要辅之以开放的市场化的金融制度，才能使得金融发展水平的提高公平公正地惠及市场的各个主体。在不同的金融制度下，金融市场的深化对贸易的影响可能是不同的。在这一思路的指导下，本文欲直接比较在不同的金融制度下，金融发展对不同特征企业的差异化影响。按照如下处理方法将全样本拆分为金融市场化程度高和金融市场化程度低两个子样本：将樊纲指数中“各省份金融业市场化指数”2000—2007年的数据算术平均，从小到大依次排列，排名位于前16位判定为金融市场化程度比较低的地区，剩下的15个地区判定为金融市场化程度比较高的地区金融市场化程度高的地区有：安徽、陕西、宁夏、天津、河南、福建、河北、辽宁、山东、重庆、江苏、海南、广东、上海、浙江；金融市场化程度低的地区有：黑龙江、青海、新疆、内蒙古、吉林、甘肃、贵州、广西、江西、湖北、云南、湖南、四川、北京、山西、西藏。。子样本的回归结果见表2，比较分析如下：
第一，在金融市场化程度比较高的地区，金融发展与生产率交互项系数在扩展边际和集约边际模型中均不显著。而在金融市场化程度低的地区，金融发展与生产率交互项系数在扩展边际模型中显著为负，表明金融发展能有效地推动低生产率企业成为出口者。第二，无论金融市场化程度高还是低，金融发展与企业规模的交互项系数均显著为正。说明无论一个地区金融制度如何，金融发展均首先推动规模大的企业出口扩展边际和集约边际的增长。第三，在金融制度好和差的地区，金融发展与融资约束的交互项系数在扩展边际模型中均显著为负，说明金融发展对融资约束少的企业出口二元边际的推动作用不因金融市场开放度的不同而有所差异，无论是市场化程度高的地区还是相对封闭的地区，金融发展均首先使融资约束少的企业出口受益。第四，无论在金融制度好还是差的省份，金融发展与工资水平的交互向系数均显著为负，说明金融制度能更快地推动劳动报酬低的企业的出口扩展边际和集约边际的增长，这一机制与金融制度优劣关系不大。第五，在金融制度好和差的地区，金融发展与企业年龄的交互项系数在扩展边际中均显著为负，在集约边际中均显著为正，与全样本的估计结果一致。第六，国有企业虚拟变量与金融发展的连乘项系数在扩展边际和集约边际模型中均显著为负，表明金融发展更容易带来非国有企业出口扩展边际和集约边际的增长，即地区金融越发达，非国有企业出口的可能性越大。地区金融发展水平的提高，非国有企业的融资约束情况可以得到一定程度的缓解，从而更有利于其在国际市场上扬帆起航。而国有企业虽然也会得益于银行贷款的荫蔽，但因其满足于国内丰厚的利润，并不愿走出去承担国际市场的风险。而这一机制与企业所在地区的金融制度优劣无关。第七，无论金融开放度高的地区还是低的地区，外资企业所有制性质变量与金融发展的连乘项的相关系数在集约边际和扩展边际模型中均显著为正。表明随着金融发展水平的提高，所有制对出口集约边际和扩展边际的作用力越大，金融发达的地区，外资企业更倾向于出口。这一结果与外资企业可能更少得到国内资本市场的支持的想法相悖。发生这一结果的原因可能有以下几点：外资企业更多地分布在我国相对比较有竞争力的产业，这一产业得到国家的信贷支持比较多；外资企业被认为有较低的经营风险和较高的增长可能性，所以也使得其更容易地获得贷款，从而推动其出口行为的发生。 综上所述，在不同的金融制度下，金融发展对企业出口二元边际的影响途径差异并不显著。金融发展最先的受益者都是规模大、融资约束少的企业。唯一有区别的是，在金融制度较好、金融市场化水平较高的地区，民营企业有可能享受到金融发展的好处，从而能够有效缓解企业融资约束，获得更多的市场机会。
注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平显著，回归参数下方的括号内数字为T值；限于篇幅，年份、省份、行业虚拟变量的估计结果没有给出。
（三） 稳健性检验
在集约边际模型中，使用OLS估计直接将非出口的企业剔除，只对出口企业进行回归。事实上，企业是否出口并非随机的，而是受一系列因素影响的。直接忽略非出口企业可能造成样本选择误差，得到有偏估计。因此，本文欲采用heckman两步法对模型进行修正，考察OLS估计结果的质量。Heckman两步法将企业出口贸易模型分为两个阶段：第一阶段是probit出口选择模型估计，即首先考察企业是否选择出口；第二阶段为修正的集约边际模型，加入第一阶段估计中得到的逆米尔斯比（inverse Mill’s ration），克服样本的选择性误差，重新估计集约边际模型。估计结果对比如下：
注：***、**、*分别表示1%、5%和10%水平显著，回归参数下方的括号内数字为T值；限于篇幅，年份、省份、行业虚拟变量的估计结果没有给出。
Heckman和OLS的估计结果比较显示：第一，生产率对企业出口集约边际的影响由原来的不显著变为显著为正。第二，金融发展与融资约束交互项系数由OLS中的不显著变为显著为负，这一结果修正了OLS估计结果的偏差，与理论预期相符。事实上，企业遭受的融资约束越少，拥有的固定资产越多，抵押物也越多，金融发展带来的融资约束的缓解能使其优先获得更多的银行贷款等融资，用于支付扩大国际市场份额的可变成本，从而推动其较快的扩大市场份额。除了上述两点差异外，heckman估计相关系数的符号和显著性均与OLS估计的结果一致，说明前述OLS估计结果是大体稳健可信的。
结论与政策建议
本文在企业异质性贸易模型的理论框架下，基于2000—2007年工业企业数据库的企业数据，研究了地区金融发展与企业出口二元边际的关系问题。通过引入外生的地区金融发展变量与企业自身特征变量的交互项，透视宏观金融政策对不同类型出口企业的冲击。鉴于此，本文首先对全样本497 499家企业进行了初步的估计，结果显示金融发展对我国企业出口扩展边际和集约边际的增长均有显著的影响，金融发展能最先推动规模大、融资约束少的企业缓解融资约束的困境，实现出口沿扩展边际和集约边际的增长。然后本文对不同所有制和金融制度的子样本企业出口情况进行分别考察，发现金融发展对企业出口二元边际的作用途径存在所有制的差异，但不存在制度的差异。具体表现为金融发展对民营企业出口二元边际影响并不显著，无论是生产率、规模还是融资约束、企业年龄、工资等途径都难以实现其扩展边际和集约边际的增长；国有企业和外资企业可通过以上几个因素传导充分发挥金融发展对贸易增长的推动作用；不管是在金融制度较好还是较差的地区，金融发展最先的受益者都是规模大、融资约束少的企业，唯一有区别的是，在金融市场化水平较高的地区，民营企业有可能享受到金融发展的好处，实现出口沿扩展边际和集约边际的增长。最后本文运用了其他计量方法对回归结果进行了稳健性检验，结果显示原来的回归结果是大体稳健可信的。
这一研究结论反映了我国金融体制中存在的基于所有制和规模等因素的严重信贷歧视现象，即将更多的流动性给予规模大、融资约束少的国有企业，而亟需资金的民营企业、中小企业则难以实现出口沿集约边际和扩展边际的发展。因此，深化发展中小企业金融和小微企业信贷，推动金融的发展水平的提高和金融体制的改革创新，对于优化配置社会资源，推进我国外贸的转型升级具有重要作用。
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（责任编辑：张晓薇）