陳 磊

（南開大學 經(jīng)濟學院APEC研究中心，天津300071）

作為轉型期的新興經(jīng)濟體，中國出口始終保持高速增長的態(tài)勢，但其貿(mào)易規(guī)模增長的效率卻廣受詬病，制造業(yè)出口增長更多的是依賴資源的過度損耗和低價勞動力的無限供給。隨著我國勞動力人口增速下降，我國已經(jīng)開始告別人口紅利，與此同時，可持續(xù)發(fā)展觀的提出使得過度依賴資源的出口受到了極大限制。特別是近幾年來，隨著人民幣的加速升值，勞動力和原材料價格持續(xù)攀升，加之全球性金融危機的影響，我國出口增速出現(xiàn)減緩趨勢，因此，如何提升我國的貿(mào)易競爭力，成為中國經(jīng)濟面臨的嚴峻挑戰(zhàn)。中國出口貿(mào)易新的比較優(yōu)勢來自何方？文獻研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展是一國比較優(yōu)勢的重要源泉，健全的金融體系有助于企業(yè)進行出口固定成本的投資，從而提高出口競爭力［1］。

新近發(fā)展的企業(yè)異質性貿(mào)易模型（新新貿(mào)易理論）表明，一國的出口貿(mào)易增長可以分為集約邊際（intensive margin）和擴展邊際（extensive margin）兩個維度。集約邊際意味著一國的出口增長主要來源于現(xiàn)有出口企業(yè)和出口產(chǎn)品在單一方向上量的擴張；擴展邊際則表明一國出口增長主要是基于新的企業(yè)進入出口市場以及出口產(chǎn)品種類的增加［2］。本文基于企業(yè)異質性貿(mào)易理論框架，整理我國2003～2008年31個省區(qū)28類制造業(yè)的出口面板數(shù)據(jù)并構建一系列反映金融發(fā)展的指標，通過尋找金融發(fā)展的工具變量克服模型的內生性問題，分析金融發(fā)展對出口貿(mào)易擴展邊際和集約邊際的影響機制。

一、文獻綜述

近年來，越來越多的學者從新新貿(mào)易理論角度出發(fā)，從理論上證實金融發(fā)展能夠緩解企業(yè)的融資約束，促進企業(yè)出口的機制。Chaney基于擴展的Melitz模型證明，出口固定成本導致的流動性約束提高了企業(yè)出口的生產(chǎn)率門限值，而金融發(fā)展可以增加企業(yè)的流動資金從而促進出口［3］。Manova將信貸約束整合到Melitz的異質性企業(yè)模型中，研究發(fā)現(xiàn)信貸約束使得某些有利可圖的潛在出口商退出出口市場，而金融發(fā)展有助于緩解信貸約束，對出口的擴展邊際和集約邊際都有積極的影響，但她同時指出，金融發(fā)展的作用在行業(yè)之間存在顯著差異，金融發(fā)展程度高的國家在其外部融資依賴型行業(yè)和資產(chǎn)抵押率低的行業(yè)具有比較優(yōu)勢［4］。

從實證角度來看，不管是國家層面還是企業(yè)層面，越來越多的文獻研究了金融發(fā)展對貿(mào)易的二元邊際的影響程度。Manova采取Heckman兩步法進行估計，把零貿(mào)易量和正貿(mào)易量同時考慮在內，結果顯示信貸約束對貿(mào)易的影響1／3體現(xiàn)為企業(yè)進入出口市場的選擇，2／3體現(xiàn)為出口量的變化，這表明企業(yè)面臨的融資約束不僅會影響其固定成本，也會影響其可變成本［4］。Berman和Héricourt研究了金融發(fā)展對企業(yè)出口決策的影響，指出運行良好的金融市場有助于提高資源的配置效率，提高外部融資的可獲得性，他們同時發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展的促進作用更多的是體現(xiàn)在貿(mào)易擴展邊際而非集約邊際上［5］。Muùls利用比利時的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)流動性約束使得企業(yè)進入出口市場的機會減少，并且出口目的地范圍變窄，當企業(yè)更容易融資時，企業(yè)能夠獲得更多出口收益和出口更多的產(chǎn)品［6］。Bellone等根據(jù)法國1993～2005年25 000多家制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展緩解了企業(yè)的融資約束，使得企業(yè)出口可能性增加［7］。

由此可見，流動性約束是制約企業(yè)出口行為的重要因素，當存在出口固定成本和流動性約束時，某些企業(yè)雖然跨越了出口的生產(chǎn)率門限，但由于生產(chǎn)率仍然不足，國內銷售獲得的流動性無法彌補出口沉沒成本，仍然無法進入出口市場。只有那些生產(chǎn)率最高的企業(yè)能夠從其國內銷售中獲得足夠的利潤從而跨越固定成本，成為出口企業(yè)。可見，融資約束的存在進一步強化了標準異質性模型中企業(yè)的自我選擇效應，增加了零貿(mào)易值出現(xiàn)的可能性，同時使得企業(yè)無法在最優(yōu)狀態(tài)下進行生產(chǎn)，縮小了出口規(guī)模。在金融市場不完全的假設下，地區(qū)之間金融發(fā)展水平的差異就成為出口行為的重要影響因素，金融發(fā)展水平越高，其金融部門可以提供更多的外部融資，緩和了企業(yè)的融資約束問題，整體上促進了出口的二元邊際。但值得注意的是，金融發(fā)展的作用在行業(yè)之間存在一定差異，對外部資金的需求越高（資本密集型行業(yè)），金融發(fā)展的作用越明顯。此外，金融體系越完善，金融契約的執(zhí)行力越強，借貸雙方信息不對稱的問題大大緩和，那些無法提供更多固定資產(chǎn)作為貸款抵押的行業(yè)（技術密集型）可以得到更快的發(fā)展。

盡管國內研究的結論也證實了金融發(fā)展對我國出口貿(mào)易的積極影響，但這些研究側重于分析金融發(fā)展對貿(mào)易集約邊際和貿(mào)易結構的影響，且多數(shù)研究是基于中國整體分行業(yè)研究，或者是分地區(qū)的貿(mào)易總量研究，而分地區(qū)分行業(yè)的研究尚不多見。另外，現(xiàn)有研究對金融發(fā)展與貿(mào)易增長之間互為因果的內生性問題沒有給予充分的重視，已有研究證明，貿(mào)易開放必然導致企業(yè)對風險規(guī)避和保險的需求上升，從而促進金融發(fā)展［8］［9］。從中國的實際情況來看，由于地區(qū)之間金融發(fā)展程度差異較大，外部融資程度高的出口貿(mào)易企業(yè)會選擇在金融發(fā)展程度高的地區(qū)布局，集聚程度的提高將會增加外部融資需求，從而進一步促進本地區(qū)的金融發(fā)展，如果不考慮金融發(fā)展的內生性問題，無疑使得結果的可信度下降。正是基于以上原因，本文以分地區(qū)分行業(yè)的面板數(shù)據(jù)為基礎，借助Probit以及Heckman等模型，把貿(mào)易增長分解為擴展邊際和集約邊際，采取工具變量克服模型的內生性問題，以求全面分析金融發(fā)展對出口二元邊際的影響機制。

二、模型設定與指標說明

（一）模型設定

地區(qū)比較優(yōu)勢的變遷是地區(qū)金融發(fā)展程度和行業(yè)融資依賴程度相互影響的結果，故用普通線性模型無法進行估計，需要在方程中引入行業(yè)特征和地區(qū)特征的交互項以研究地區(qū)金融發(fā)展差異對出口比較優(yōu)勢的影響，具體而言，借鑒Manova的計量公式，本文采取以下方程進行計量檢驗：

EXikt表示i省份k行業(yè)出口與該省GDP的比值，F(xiàn)D是各省區(qū)金融發(fā)展的代理指標，Dep是各行業(yè)外部融資依賴系數(shù)，Tang表示固定資產(chǎn)抵押率，CV是控制變量。本文設置了兩個交互項，其系數(shù)分別為β2和β3，這兩個系數(shù)也是本文關注的重點。如果金融體系改善，企業(yè)獲得資金的成本降低，對于那些對外部資金依賴程度高的行業(yè)的出口會有巨大的推動作用，因此預期β2系數(shù)為正。同理，可抵押的固定資產(chǎn)越少，在抵押貸款市場獲得資金越困難，面臨的融資約束越明顯，但是金融發(fā)展能夠彌補其融資約束，對這類企業(yè)的促進作用越大，因此預期β3符號為負。

（二）指標說明與數(shù)據(jù)來源

1.出口規(guī)模EX

EX用行業(yè)出口額與其省區(qū)GDP的比值表示，根據(jù)國研網(wǎng)工業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫整理而得。行業(yè)按照國際標準行業(yè)分類碼（第二版）（ISIC，Rev.2）劃分，我國制造業(yè)沒有按照ISIC進行分類，因此需要將我國的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》制造業(yè)3分位出口數(shù)據(jù)歸并到ISIC分類3分位28類制造業(yè)中。由于我國國民經(jīng)濟分類在2002年進行了修訂，故本文選取的樣本期為2003～2008年。

2.金融發(fā)展指標（FD）

金融發(fā)展是本文的核心指標。本文從金融中介的規(guī)模、效率和結構三個角度刻畫各省區(qū)的金融發(fā)展水平。本文使用銀行存款總額／GDP和銀行貸款總額／GDP來描述金融中介的規(guī)模，該數(shù)據(jù)根據(jù)歷年金融統(tǒng)計年鑒整理而得。使用銀行貸款中非國有經(jīng)濟的比重代表金融中介的效率，資料來源于樊綱等編制的信貸資金分配的市場化指數(shù)［10］（P276），通常認為對非國有經(jīng)濟信貸越多意味著金融資源的配置更加有效。使用非國有銀行吸收存款占全部銀行吸收存款的比重反映金融中介的結構，資料來源于樊綱等編制的金融業(yè)市場競爭指數(shù)［10］（P275）。

3.外部融資依賴（Dep）和固定資產(chǎn)抵押率（Tang）

外部融資依賴通常衡量的是資本支出中，不是來源于企業(yè)內部運營的現(xiàn)金流比例。盡管我們只能觀測到對外部資金的實際利用情況而無法觀察到對外部資金的需求，但是Rajan和Zingales認為，在金融發(fā)達的地區(qū)，外部資金供給非常有彈性，所以外部資金的實際利用情況可以反映外部資金的需求，且各國各產(chǎn)業(yè)的外部融資依賴數(shù)據(jù)應該是穩(wěn)定的，他們根據(jù)美國公司數(shù)據(jù)測算了金融市場無摩擦時的外部依賴水平［11］。固定資產(chǎn)抵押率（Tang）通常定義為賬面固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比率，與公司財務中的資產(chǎn)結構概念類似。一般而言，抵押物越多，可獲得的銀行貸款越多，面臨的融資約束越少。我們使用Braun所提供的這兩個指標數(shù)據(jù)［12］。

4.控制變量（CV）

根據(jù)比較優(yōu)勢理論，本文使用勞動力、物質資本、人力資本、基礎設施等控制變量。勞動力用《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》中各省區(qū)制造業(yè)從業(yè)人員的年平均人數(shù)（labor）衡量。物質資本用固定資產(chǎn)存量（Kstock）衡量，固定資產(chǎn)存量使用永續(xù)盤存法估算而得，方法源自單豪杰［13］，數(shù)據(jù)來自于《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》。人力資本用平均受教育年限（Human）衡量，各層次受教育年限分別定義為文盲2年、小學6年、初中9年、高中12年、大專及其以上16年，數(shù)據(jù)來源于各年度《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和《中國人口統(tǒng)計年鑒》。基礎設施指標采用公路里程密度（gonglu）度量，單位為公里／萬平方公里，數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟統(tǒng)計信息網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

三、計量結果與分析

（一）基本回歸

1.金融發(fā)展與出口增長的擴展邊際

新新貿(mào)易理論認為，當存在比較大的固定成本時，企業(yè)的出口意愿較低，出現(xiàn)最優(yōu)化中的邊角解現(xiàn)象，企業(yè)此時選擇不出口，從而導致零出口值的出現(xiàn)。預測貿(mào)易發(fā)生的概率成為估計擴展邊際的方法之一［14］。大多數(shù)文獻采用Probit模型估計貿(mào)易的擴展邊際，故本文也采取Probit模型進行估計，為了增強結論的穩(wěn)健性，同時采取Logit模型進行比較。Probit模型的估計式為：

表1列示了以存款／GDP和貸款／GDP衡量的金融發(fā)展對貿(mào)易的擴展邊際的影響，由于二值選擇模型是非線性模型，故原始系數(shù)并非邊際效應，需要計算樣本均值處的邊際效應。結果顯示，我們重點觀察的兩個交互項FD＊Dep和FD＊Tang，其系數(shù)分別為正和負，與預期相符且具有高度顯著性，說明融資約束確實強化了企業(yè)的自我選擇效應，使得有利可圖的出口企業(yè)退出出口市場，增加了零貿(mào)易值出現(xiàn)的可能性，而金融發(fā)展可以通過緩解企業(yè)的融資約束影響出口的擴展邊際。對于高外部融資依賴性行業(yè)而言，資金匱乏是其進入海外市場的重要障礙，金融市場獲取資金能力的提高，顯然可以提高該行業(yè)的企業(yè)參與國際貿(mào)易的可能性。此外，金融市場存在著道德風險和逆向選擇問題，而可以作為抵押物的固定資產(chǎn)能夠減少由此產(chǎn)生的違約風險，金融市場越不健全，抵押物的作用越突出，因此，資產(chǎn)抵押率越低，該行業(yè)的融資約束越嚴重，金融市場的完善緩解了其融資約束，增加了該行業(yè)出口的幾率。就其他控制變量而言，以從業(yè)人員衡量的勞動力水平、以人均受教育年限衡量的人力資本、以公路密度衡量的基礎設施建設水平均顯著為正，說明傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢在我國制造業(yè)出口中仍然適用。但資本存量對出口可能性的影響并不顯著。此外，Probit模型和Logit模型的估計系數(shù)差別不大，基本可以認為是等價的。

表1 出口增長的擴展邊際的影響因素

2.金融發(fā)展與出口增長的集約邊際

本文采取以下方程估計金融發(fā)展對制造業(yè)出口規(guī)模，即出口的集約邊際的影響：

本文分別采取Heckman模型和Tobit模型估計出口的集約邊際。Heckman選擇模型的思路可以分為兩步：第一步，利用整體樣本借助Probit模型構建選擇方程，考察地區(qū)出口決策，同時構造出逆米勒比率λ；第二步，將逆米勒比率作為解釋變量添加到回歸方程（3）中進行估計，考察出口量受到哪些因素影響，如果λ的系數(shù)顯著，則表明存在樣本選擇問題，而Heckman樣本選擇模型能得到一致估計。伍德里奇認為，選擇方程中至少有一個解釋變量不在回歸方程中，才能獲得一致的估計［15］（P600）。按照這種思路，我們需要尋找能夠影響出口選擇但對出口量沒有偏效應的變量。新新貿(mào)易理論認為，出口市場的固定進入成本會影響企業(yè)的出口決策，但與貿(mào)易量沒有關系。在實證中，Helpman使用出口國和進口國的管理成本，包括開辦企業(yè)所需簽訂的法律文件數(shù)目和辦理相關程序花費的時間作為固定成本的衡量標準［14］。在中國，某些政府機關辦事效率低、規(guī)章制度手續(xù)繁雜，企業(yè)管理人員在正常的企業(yè)經(jīng)營活動之外需要花費大量的時間和精力與政府部門打交道，無形中增加了企業(yè)的負擔，因此我們使用企業(yè)管理者花費在與政府部門打交道的時間占其全部工作時間的比重度量各省區(qū)企業(yè)出口固定成本的差異，此固定成本越高，出口的可能性越小。該指標來自樊綱等計算的中國市場化指數(shù)中的“減少政府對企業(yè)干預”［10］（P263）。我們將該變量加入到方程（2）中再次使用Probit模型進行估計，并獲得逆米勒比率λ。將λ代入到回歸方程（3）中，使用OLS進行估計，從而得出金融發(fā)展對貿(mào)易量的影響程度。為了增強結果的穩(wěn)健性，我們同時采取Tobit模型進行估計，Tobit估計比較適用于正值連續(xù)分布，同時以正概率取零值的數(shù)據(jù)，由于存在零貿(mào)易值，所以本文采取左側零值為截取點的Tobit回歸。為了克服模型的異方差，兩種模型均采用穩(wěn)健標準差。

表2顯示，λ通過了1%水平的顯著性檢驗，說明模型確實存在著選擇性偏差。不管是Heckman模型還是Tobit模型，我們之前重點關注的兩個變量FD＊Dep和FD＊Tang與擴展邊際的結論一致，即金融發(fā)展使得高外部融資依賴型行業(yè)以及資產(chǎn)抵押率低的行業(yè)的出口量也得到了顯著增加，原因在于這兩類行業(yè)面臨更多的外部融資約束問題，當它們的外部資金需求無法滿足時，無法在最優(yōu)的狀態(tài)下進行生產(chǎn)，此時的貿(mào)易量低于最優(yōu)狀態(tài)的出口值，而金融市場的完善使其更為便捷地獲得資金，能夠在最優(yōu)狀態(tài)下生產(chǎn)和貿(mào)易，從而促進了出口貿(mào)易量的增加。以Heckman模型中貸款／GDP衡量金融發(fā)展水平為例，F(xiàn)D＊Dep的系數(shù)為0.021 3，F(xiàn)D＊Tang的系數(shù)為-0.017 5，說明貸款／GDP每上升1個百分點，高外部融資依賴行業(yè)的出口／GDP將增加2.13個百分點，并使得低固定資產(chǎn)抵押率行業(yè)的出口占比增加1.75個百分點。

其他控制變量多與預測相同，從業(yè)人員、公路密度、平均受教育年限均顯著為正，且不同估計結果比較統(tǒng)一，說明在我國出口結構中傳統(tǒng)的比較優(yōu)勢理論仍然成立。資本存量仍存在一定爭議，說明我國的出口比較優(yōu)勢對其依賴度仍然較弱，而這也正是我國出口貿(mào)易“調結構”的重要方向和突破點。

表2 出口增長的集約邊際的影響因素

（二）內生性問題

如前所述，金融發(fā)展與出口貿(mào)易之間可能存在反方向的因果關系，處理辦法是尋找金融發(fā)展的工具變量。自La Porta等開創(chuàng)了“法律與金融”的研究以來，法律制度對金融發(fā)展的決定作用和相關性得到了經(jīng)濟學家的認可，大量文獻用法律制度作為金融發(fā)展的工具變量，其依據(jù)是債權、合約的執(zhí)行效率有助于解釋國家金融發(fā)展水平的差異，同時，這些外生因素與出口貿(mào)易相關度不高［16］。故本文也用制度環(huán)境作為金融發(fā)展的工具變量，制度環(huán)境數(shù)據(jù)來自樊綱等計算的各地區(qū)法律制度環(huán)境指數(shù)。該指數(shù)不僅反映了各地區(qū)法律執(zhí)行效率的差異，同時涵蓋了各地區(qū)中介組織的發(fā)展水平以及市場參與者的權利保護程度等信息，較為全面地刻畫了法律對投資者保護程度的地區(qū)差異，因此很多文獻使用該指標衡量我國地區(qū)法律環(huán)境的差異［17］。

我們使用IVProbit模型矯正Probit模型的內生性問題，使用IVHeckman模型處理Heckman模型的內生性問題，重新估計貿(mào)易的擴展邊際和集約邊際。一方面，我們判斷模型是否存在內生性問題，本文使用Wald檢驗考察IVProbit模型的內生性問題，使用Hausman檢驗考察Heckman模型的內生性問題，結果均高度拒絕了不存在內生性問題的原假設。另一方面，針對IVHeckman模型，我們需要檢驗工具變量的選擇是否合理，首先，我們使用Anderson似然比方法來檢驗工具變量是否與內生自變量相關，結果顯示伴隨概率均在1%以下，高度拒絕了工具變量與內生自變量不相關的原假設。其次，我們使用Cragg-Donald F值檢驗是否存在弱工具變量的現(xiàn)象，結果高度拒絕了存在弱工具變量的原假設。另外，由于有多少內生變量就選取多少工具變量，故模型恰好識別，不存在過度識別問題。同時我們發(fā)現(xiàn)，λ通過了1%水平的顯著性檢驗，說明模型仍然存在著選擇性偏差。

與之前的回歸結果相比，F(xiàn)D＊Dep和FD＊Tang這兩個變量的符號與前面的結論一致，且具有高度顯著性，其他控制變量的符號和顯著性水平與之前的結論也基本相同。值得注意的是，表3中金融發(fā)展（FD）的系數(shù)不但為正，而且均通過了1%水平的顯著性檢驗，說明金融發(fā)展能夠在整體上促進制造業(yè)的出口可能性和出口規(guī)模提高。

表3 工具變量回歸

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步證實結論的穩(wěn)健性，我們采取其他衡量金融發(fā)展的指標進行回歸，即金融中介的效率和結構。目前我國非國有經(jīng)濟已在整體經(jīng)濟中占據(jù)半壁江山，國有經(jīng)濟對國民經(jīng)濟總產(chǎn)出僅作出了部分貢獻，卻占用了較大比例的銀行貸款，因此非國有經(jīng)濟信貸比例越大意味著金融資源的配置更加有效。另一方面，在我國的金融體系中，四大國有股份制商業(yè)銀行一統(tǒng)天下的結構尚未完全改變，而我國國有商業(yè)銀行貸款中行政干預較多，政府對金融系統(tǒng)的干預程度越高，經(jīng)濟的扭曲程度越大，競爭程度越低。為了反映這種差異，我們使用銀行貸款中非國有經(jīng)濟的比重代表金融中介的效率；使用非國有銀行吸收存款占全部銀行吸收存款的比重反映金融中介的結構。前者強調的是“信貸資金分配給誰”，后者突出的是“誰來分配信貸資金”。同時為了避免金融發(fā)展的內生性問題，本文將這兩個變量滯后1期，即采用2002～2007年金融中介的效率和結構數(shù)據(jù)進行回歸，分別采取Probit模型和Heckman模型檢驗金融發(fā)展對貿(mào)易增長的二元邊際的影響。所得結論與之前基本相同，不管是貿(mào)易增長的擴展邊際還是集約邊際，金融發(fā)展對高外部融資依賴行業(yè)和低固定資產(chǎn)抵押率行業(yè)都有著較大的推動作用。其他控制變量與之前的分析結果也比較一致，其中勞動力對出口的促進作用最為明顯，資本存量則對出口影響不明顯，說明我國的出口結構仍然以勞動力比較優(yōu)勢為主。

四、結論

盡管我國的出口在過去20年間保持了高速增長，但是隨著近年來原材料價格的上升和“人口紅利”時代的結束，如何優(yōu)化貿(mào)易結構，尋找新的比較優(yōu)勢成為“中國制造”面臨的一大難題。傳統(tǒng)的貿(mào)易理論模型都是在市場無摩擦的前提下進行研究的，忽視了一國不同地區(qū)的制度體系差異及由此導致的市場摩擦對比較優(yōu)勢和貿(mào)易模式的影響。近年來越來越多的理論和經(jīng)驗證據(jù)表明，由于存在市場摩擦，金融因素等“軟要素”對貿(mào)易結構的影響越來越大。因此，要在資源環(huán)境緊約束條件下實現(xiàn)貿(mào)易結構的順利轉型，必須重新審視金融發(fā)展在實現(xiàn)貿(mào)易結構優(yōu)化中的作用。

本文使用反映金融中介的相對規(guī)模、效率和結構的指標體系，合理設置工具變量，克服模型的內生性問題，較為全面地分析了金融發(fā)展對制造業(yè)出口增長的二元邊際的影響機制。一方面，本文利用Probit模型以及IVProbit模型估計了金融發(fā)展對制造業(yè)出口增長的擴展邊際的影響。另一方面，利用Tobit以及Heckman模型估計了金融發(fā)展對制造業(yè)出口增長的集約邊際的影響。研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對出口貿(mào)易二元邊際的改善有著極大的推動作用，金融發(fā)展有利于高外部融資依賴型和低資產(chǎn)抵押率行業(yè)拓展海外市場，提高了他們進入出口市場的可能性，另外，金融發(fā)展也促進了高外部融資依賴型和低資產(chǎn)抵押率行業(yè)出口量的增加，可見，金融發(fā)展在我國貿(mào)易結構優(yōu)化中的作用不容忽視。就其他控制變量而言，無論是出口增長的擴展邊際還是集約邊際，勞動力都是重要的決定因素，而人力資本和資本存量對出口促進作用有限。可見目前我國制造業(yè)出口仍然比較依賴低廉的勞動力。因此，為了促進我國貿(mào)易結構的改善，一方面要加大金融支持力度，尤其要加大對非國有經(jīng)濟的扶持力度，另一方面應出臺相應法規(guī)，鼓勵非國有商業(yè)銀行加強對資本密集型和技術密集型企業(yè)的支持，促進貿(mào)易結構優(yōu)化。

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