曾 俊

(湖南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院, 湖南 長沙 410079)

1 引 言

保持出口平穩(wěn)增長是當(dāng)前中國政府和學(xué)界關(guān)心的一個(gè)重要問題.加入世界貿(mào)易組織(WTO)后，中國出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了快速發(fā)展.根據(jù)李小平和代智慧(2018)[1]測算，2001-2006年中國出口平均增長率達(dá)到了25.82%，其標(biāo)準(zhǔn)差為10.50；但在2007-2012年期間，中國出口平均增長率僅為14.30%，其標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到了17.00.這意味著全球金融危機(jī)以來中國出口增長率不僅顯著下降，而且出口增長率的標(biāo)準(zhǔn)差在顯著擴(kuò)大，出口波動加劇.近年來由于逆全球化趨勢，尤其是美國在全球范圍內(nèi)實(shí)施的貿(mào)易保護(hù)主義給全球貿(mào)易發(fā)展帶來了更多的不確定性，中國出口貿(mào)易發(fā)展的外部環(huán)境面臨顯著挑戰(zhàn).在這種背景下，“穩(wěn)出口”是中國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的重要內(nèi)容之一，2019年中共中央進(jìn)一步將“穩(wěn)外貿(mào)”作為“六穩(wěn)”之一.如何保持中國出口貿(mào)易穩(wěn)定增長成為政府與社會各界關(guān)注的熱點(diǎn)話題.

保持出口平穩(wěn)增長的關(guān)鍵在于降低企業(yè)出口波動.從金融發(fā)展的視角而言，企業(yè)的出口擴(kuò)張需要良好的金融體系為其支撐.通過推動地區(qū)金融發(fā)展，改善企業(yè)的融資環(huán)境，顯著有利于企業(yè)實(shí)現(xiàn)出口穩(wěn)定增長.然而，當(dāng)前中國省際間金融發(fā)展水平存在顯著差異.以北京、上海等為代表的省市金融發(fā)展水平高，但吉林、江西等省份金融發(fā)展水平相對較低，省際間金融發(fā)展水平兩極化趨勢比較明顯.

考察中國地區(qū)金融發(fā)展水平對中國企業(yè)出口波動的影響，采用地區(qū)金融發(fā)展數(shù)據(jù)和企業(yè)出口波動數(shù)據(jù)，對地區(qū)金融發(fā)展影響中國企業(yè)出口波動的效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)可以為推動中國企業(yè)出口平穩(wěn)增長提供決策參考.

2 文獻(xiàn)綜述

Chaney(2016)[2]指出金融發(fā)展是影響企業(yè)出口的重要因素，其中融資約束發(fā)揮了關(guān)鍵性作用.Manova(2008)[3]使用企業(yè)異質(zhì)性模型理論分析表明金融發(fā)展水平提高顯著有利于出口，金融發(fā)展水平高的國家不僅具有較多的出口產(chǎn)品種類和出口市場，而且具有較高的出口持續(xù)性.Bellone等(2008)[4]基于法國、Minetti和Zhu(2011)[5]基于比利時(shí)、Stiebale(2011)[6]基于意大利等發(fā)達(dá)國家的樣本數(shù)據(jù)檢驗(yàn)表明融資約束是企業(yè)出口的重要影響因素.Berman和Hericourt(2010)[7]使用9個(gè)發(fā)展中國家5000余家企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)融資約束對企業(yè)能否進(jìn)入出口市場具有重要影響，特別是顯著影響到企業(yè)出口的擴(kuò)展邊際.近年來基于中國樣本數(shù)據(jù)的相關(guān)研究進(jìn)一步證實(shí)了融資約束對企業(yè)出口的重要作用.孫靈燕和李榮林(2011)[8]研究表明外源融資約束對企業(yè)出口具有顯著的不利影響，且對于不同所有制類型、不同地區(qū)的出口企業(yè)影響不同.Manova等(2015)[9]檢驗(yàn)表明融資約束不利于國際貿(mào)易，在金融發(fā)展脆弱的部門中，相對于私營企業(yè)，外資企業(yè)和中外合資企業(yè)有相對更好的出口表現(xiàn).毛其淋和王澍(2019)[10]以城市商業(yè)銀行的設(shè)立作為地方金融自由化程度的衡量，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)地方金融自由化不僅顯著提高了企業(yè)出口概率，而且促進(jìn)了企業(yè)出口規(guī)模.

目前關(guān)于金融發(fā)展影響出口波動的文獻(xiàn)還相對較少，且相關(guān)研究主要從出口時(shí)間持續(xù)性的角度展開.陽佳余和徐敏(2015)[11]基于2000-2007年中國企業(yè)出口數(shù)據(jù)，分析表明企業(yè)的融資能力對企業(yè)出口模式具有重要影響，企業(yè)融資能力提高有利于促進(jìn)其出口持續(xù)性.李宏兵等(2016)[12]基于生存分析技術(shù)，研究表明融資約束加劇不利于出口持續(xù)時(shí)間，但融資約束對不同所有制類型、不同規(guī)模的出口企業(yè)出口持續(xù)時(shí)間不同.許和連等(2019)[13]測算了2001-2006年間的企業(yè)出口持續(xù)時(shí)間，進(jìn)一步檢驗(yàn)表明，地區(qū)金融發(fā)展通過緩解企業(yè)融資約束有助于提升企業(yè)出口持續(xù)時(shí)間，但其效應(yīng)存在出口目的國、企業(yè)所有制和行業(yè)的差異.

綜上所述，已有相關(guān)研究表明金融發(fā)展是出口貿(mào)易的重要影響因素，良好的金融發(fā)展能夠促進(jìn)出口貿(mào)易發(fā)展.但已有研究還存在如下不足：第一，鮮有從企業(yè)出口波動的視角考察金融發(fā)展與出口貿(mào)易的關(guān)系，而企業(yè)出口波動是企業(yè)出口的其中一個(gè)重要方面，尤其是當(dāng)前旨在保持出口平穩(wěn)增長背景下，關(guān)注企業(yè)的出口波動，考察地區(qū)金融發(fā)展對企業(yè)出口波動的影響具有更加積極的現(xiàn)實(shí)意義.第二，現(xiàn)有研究側(cè)重考察金融發(fā)展規(guī)模對企業(yè)出口的影響，鮮有考察金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率對企業(yè)出口的影響.第三，現(xiàn)有研究主要使用2008年金融危機(jī)前的樣本數(shù)據(jù)分析，缺乏后續(xù)年份樣本數(shù)據(jù)的分析，而2008年金融危機(jī)是中國金融發(fā)展和企業(yè)出口的一個(gè)重要轉(zhuǎn)折點(diǎn)，對二者關(guān)系的分析應(yīng)該包括其后續(xù)年份的樣本數(shù)據(jù).

可以看出，改進(jìn)和擴(kuò)展現(xiàn)有的研究成果，構(gòu)建計(jì)量模型，從地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率三個(gè)方面檢驗(yàn)地區(qū)金融發(fā)展對企業(yè)出口波動的效應(yīng)應(yīng)該是有價(jià)值的研究.

3 模型構(gòu)建、變量選取與數(shù)據(jù)說明

3.1 模型構(gòu)建與變量選取

為考察地區(qū)金融發(fā)展對中國企業(yè)出口波動的影響，借鑒魯曉東和李林峰(2018)[14]、毛其淋和王澍(2019)[10]等相關(guān)研究，構(gòu)建如下形式的計(jì)量模型.

volic=β0+β1finc+∑jβjcontrolsic+εic，

其中，volic表示i企業(yè)的出口波動，finc表示c地區(qū)的金融發(fā)展的指標(biāo)，controlsi表示企業(yè)層面的控制變量，β0、β1、βj等為相應(yīng)變量的估計(jì)系數(shù)，εic為誤差項(xiàng).

被解釋變量為企業(yè)出口波動性(vol).借鑒魯曉東和李林峰(2018)[14]等相關(guān)研究，采用企業(yè)出口增長率的方差來衡量企業(yè)出口波動.核心解釋變量為地區(qū)金融發(fā)展水平(fin).地區(qū)金融發(fā)展包括金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率等方面.借鑒陽佳余和張少東(2018)[15]，使用直接融資和間接融資之和來衡量地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模(lnfscale)，其中直接融資規(guī)模和間接融資規(guī)模分別用各地區(qū)貸款余額、各地區(qū)全部A股市值總和來衡量.以貸款規(guī)模占全部金融規(guī)模的比重(簡稱貸款占比)來衡量地區(qū)金融發(fā)展結(jié)構(gòu)(fstructure).借鑒孫少勤和邱斌(2014)[16]，以各省份固定資產(chǎn)投資中貸款占比來衡量金融發(fā)展效率(fefficiency).

選取如下控制變量：

(1)企業(yè)生產(chǎn)率水平(tfp).企業(yè)生產(chǎn)率的測算參考王海成和呂鐵(2016)[17].

(2)企業(yè)的規(guī)模(size)，以企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值來衡量.

(3)企業(yè)的資本密集度水平(capital)，以企業(yè)固定資產(chǎn)總值與企業(yè)雇傭人數(shù)之比來衡量.

(4)企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況(lev)，以企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率即企業(yè)總負(fù)債與總資產(chǎn)之比來衡量.

3.2 數(shù)據(jù)說明

各省份貸款規(guī)模和A股市值數(shù)據(jù)來自各年度《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》，固定資產(chǎn)投資和固定資產(chǎn)投資中國內(nèi)貸款的數(shù)據(jù)來自各省份對應(yīng)的統(tǒng)計(jì)年鑒.企業(yè)出口銷售增長率方差測算的原始數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)出口數(shù)據(jù)庫，其它控制變量數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫.測算企業(yè)出口波動的原始數(shù)據(jù)來自2000-2013年中國海關(guān)出口數(shù)據(jù)庫.這一數(shù)據(jù)庫詳細(xì)記錄了各個(gè)企業(yè)按照中國海關(guān)商品協(xié)調(diào)編碼8分位(HS8)的出口商品信息，包括企業(yè)海關(guān)編碼、進(jìn)(出)口金額、出口數(shù)量、貿(mào)易方式等信息.刪除企業(yè)海關(guān)編碼、出口金額、出口數(shù)量等重要信息缺失的商品.企業(yè)層面的控制變量的原始數(shù)據(jù)來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫.在企業(yè)-年份層面對企業(yè)出口數(shù)據(jù)進(jìn)行加總處理，并對海關(guān)出口數(shù)據(jù)和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了匹配.最后，依據(jù)企業(yè)海關(guān)編碼中包含的企業(yè)所在地區(qū)信息與地區(qū)金融發(fā)展數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配.

4 實(shí)證結(jié)果及分析

4.1基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表1報(bào)告了地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率等變量對企業(yè)出口波動的效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果.首先，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模(lnfscale)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，且通過1%顯著性水平檢驗(yàn)，表明地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模的與企業(yè)出口波動負(fù)相關(guān).這一統(tǒng)計(jì)分析結(jié)論印證了前文的理論分析，即地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模的擴(kuò)大有利于緩解當(dāng)?shù)爻隹谄髽I(yè)所面臨的融資約束，且能夠較好為企業(yè)出口提供制度保障，從而降低企業(yè)出口波動.其次，地區(qū)金融發(fā)展結(jié)構(gòu)(fstructure)的估計(jì)系數(shù)也均顯著為負(fù)，且均通過了1%顯著性水平檢驗(yàn).這一結(jié)果表明以貸款占比衡量的地區(qū)金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對企業(yè)出口波動有顯著的負(fù)向影響，即貸款占比提高則企業(yè)出口波動下降，這也印證了前文的理論分析.當(dāng)前中國企業(yè)融資方式仍然以貸款這種間接融資方式為主，而且中小規(guī)模企業(yè)獲取貸款融資難度仍然較大，從而制約了企業(yè)出口平穩(wěn)增長，不利于降低企業(yè)出口波動.而在其他融資方式難以大幅改變的情況下，擴(kuò)大地區(qū)貸款融資規(guī)模能夠降低企業(yè)出口波動.再次，金融發(fā)展效率(efficiency)的估計(jì)系數(shù)也均在1%顯著性水平下為負(fù)，即提高地區(qū)金融發(fā)展效率也能夠顯著降低企業(yè)出口波動.另外，從第(4)列估計(jì)結(jié)果來看，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模的估計(jì)系數(shù)相對較大，意味著當(dāng)前地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模對降低企業(yè)出口波動的重要性相對更大.此外，各控制變量的估計(jì)結(jié)果也和現(xiàn)有研究一致.

表1 金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展效率對企業(yè)出口波動影響的回歸結(jié)果

4.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

4.2.1 考慮企業(yè)的出口連續(xù)性

據(jù)測算，所用樣本中連續(xù)14年均有出口記錄的企業(yè)占全部樣本量僅為2.45%，而能夠保持8年以上出口記錄的企業(yè)也僅占19.8%左右，說明能夠持續(xù)保持出口的企業(yè)較少.雖然在計(jì)算企業(yè)出口增長率的時(shí)候考慮了企業(yè)不出口年份的情況，但企業(yè)出口持續(xù)性仍可能會擴(kuò)大企業(yè)出口波動的測算誤差而影響到估計(jì)結(jié)果.

為進(jìn)一步提高估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，將樣本企業(yè)劃分為三種類型：出口記錄大于3年的企業(yè)、出口記錄大于5年的企業(yè)和出口記錄大于8年的企業(yè).然后，分別對這三類樣本進(jìn)行回歸，結(jié)果見表2中第(1)-(3)列.可以看出，第一，對于三種出口持續(xù)類型的企業(yè)而言，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率的估計(jì)系數(shù)均在1%顯著性水平下為負(fù)，表明地區(qū)金融發(fā)展對降低不同持續(xù)類型出口企業(yè)的出口波動均具有積極的作用.第二，對三種出口持續(xù)類型的企業(yè)而言，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模的估計(jì)系數(shù)均大于金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率的回歸系數(shù)，表明地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模對出口持續(xù)年限不同的企業(yè)出口波動均具有顯著的抑制效應(yīng).第三，對于地區(qū)金融發(fā)展的三個(gè)維度指標(biāo)而言，出口持續(xù)年數(shù)大于3年的企業(yè)得到的估計(jì)系數(shù)絕對值最大，其次是大于5年和8年的.這一結(jié)果表明企業(yè)出口持續(xù)年數(shù)越短，地區(qū)金融發(fā)展對其出口波動的抑制效應(yīng)越強(qiáng).企業(yè)出口持續(xù)年數(shù)越長，則企業(yè)可能自身應(yīng)對出口波動的能力越強(qiáng)，則這類企業(yè)對地區(qū)金融發(fā)展的依賴性要相對弱一些.

4.2.2 考慮內(nèi)生性后的估計(jì)結(jié)果

上述構(gòu)建的模型中被解釋變量為企業(yè)層面的出口波動，地區(qū)金融發(fā)展作為解釋變量為地級市層面，微觀個(gè)體企業(yè)的出口波動對地區(qū)金融發(fā)展不會產(chǎn)生顯著的反向因果效應(yīng)(毛其淋和王澍，2019).但反向因果關(guān)系一定程度上仍然存在，這會帶來模型的內(nèi)生性問題從而產(chǎn)生有偏的估計(jì).為減輕上述內(nèi)生性問題，采用滯后期的金融發(fā)展變量作為地區(qū)金融發(fā)展的工具變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)(1)由于使用的固定資產(chǎn)投資中貸款占比指標(biāo)只有2003-2013年的樣本數(shù)據(jù)，沒有2003年前的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，限于數(shù)據(jù)的可得性，本部分在檢驗(yàn)內(nèi)生性時(shí)就沒有考慮金融發(fā)展效率這一變量..同時(shí)還對選擇的工具變量進(jìn)行如下兩個(gè)規(guī)模檢驗(yàn)：使用Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)是否可識別；使用最小特征根統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)是否為弱工具變量.從檢驗(yàn)結(jié)果來看，所有的統(tǒng)計(jì)量均在1%顯著性水平上分別拒絕了識別不足和弱工具變量的原假設(shè).從表2第(4)列和第(5)列的估計(jì)結(jié)果來看，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的估計(jì)系數(shù)仍然均在1%顯著性水平下為負(fù)，且總體上看，二者的估計(jì)系數(shù)包括其他控制變量的估計(jì)結(jié)果均與基本回歸結(jié)果保持了一致，這些表明表1的基本回歸結(jié)果沒有顯著受到內(nèi)生性的影響.

表2 考慮企業(yè)出口連續(xù)性和模型內(nèi)生性后的估計(jì)結(jié)果

5 異質(zhì)性分析

5.1 企業(yè)所有制差異

上述理論分析表明不同所有制的企業(yè)受融資約束程度不同，地區(qū)金融發(fā)展對不同所有制的企業(yè)出口波動的效應(yīng)可能存在明顯差異.從表3的分組估計(jì)結(jié)果來看，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模擴(kuò)大，對三種所有制類型的企業(yè)出口波動均具有顯著的抑制效應(yīng).私營企業(yè)樣本回歸得到的估計(jì)系數(shù)絕對值相對更大，偏小的外資企業(yè)和國有企業(yè)樣本回歸的估計(jì)系數(shù)絕對值意味著地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模對降低私營企業(yè)出口波動具有更加顯著的作用.地區(qū)金融發(fā)展結(jié)構(gòu)對不同所有制的企業(yè)出口波動效應(yīng)存在差異.貸款占比的估計(jì)系數(shù)在國有企業(yè)組回歸中為負(fù)但不顯著；私營企業(yè)和外資企業(yè)所在組的貸款占比的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明貸款占比提高有利于降低這兩類企業(yè)的出口波動；私營企業(yè)所在組貸款占比的估計(jì)系數(shù)相對較大，意味著貸款占比對降低私營企業(yè)出口波動具有更加顯著的作用.再次，金融發(fā)展效率的估計(jì)系數(shù)只有在私營企業(yè)樣本回歸中才顯著.由此可知，地區(qū)金融發(fā)展對不同所有制類型的企業(yè)出口波動影響存在顯著差異，其對私營企業(yè)出口波動的效應(yīng)最顯著，其次是外資企業(yè).

表3 分企業(yè)所有制類型后的估計(jì)結(jié)果

5.2 企業(yè)所屬區(qū)域差異

理論分析指出，地區(qū)金融發(fā)展對企業(yè)出口的影響存在著地區(qū)差異，接下來將對此進(jìn)行檢驗(yàn)(2)東部地區(qū)包括：遼寧、北京、天津、河北、山東、上海、江蘇、浙江、福建、廣東和海南等省份，其他省份劃入到內(nèi)陸地區(qū)..從表4中第(1)列和第(2)列的回歸結(jié)果來看，對于東部地區(qū)而言，金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明東部地區(qū)金融發(fā)展對其企業(yè)出口波動具有顯著的抑制作用.對于內(nèi)陸地區(qū)而言，只有地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，意味著只有金融發(fā)展規(guī)模對內(nèi)陸地區(qū)企業(yè)出口波動具有顯著的抑制作用.上述結(jié)果也就意味著，從地區(qū)金融發(fā)展的角度來看，要降低內(nèi)陸地區(qū)的企業(yè)出口波動，應(yīng)著重從擴(kuò)大金融發(fā)展規(guī)模入手；擴(kuò)大金融發(fā)展規(guī)模、改變金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和提高金融發(fā)展效率都能降低東部地區(qū)企業(yè)的出口波動.

5.3 企業(yè)所屬行業(yè)差異

5.3.1 勞動密集型行業(yè)和資本密集型行業(yè)

許和連等(2019)[13]指出相對于勞動密集型行業(yè)而言，資本密集型行業(yè)對金融發(fā)展的反應(yīng)更加敏感.故進(jìn)一步將樣本劃分為資本密集型行業(yè)和勞動密集型行業(yè)，分別檢驗(yàn)地區(qū)金融發(fā)展對這兩類行業(yè)企業(yè)出口波動的影響.估計(jì)結(jié)果見表4中第(3)列和第(4)列.從中可以看出，兩類行業(yè)樣本的回歸結(jié)果中，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模和金融發(fā)展結(jié)構(gòu)的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明地區(qū)金融發(fā)展對兩類行業(yè)的企業(yè)出口波動均具有顯著的抑制作用.但相對于勞動密集型行業(yè)而言，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率的估計(jì)系數(shù)絕對值均相對偏大一些，這意味著地區(qū)金融發(fā)展對降低資本密集型行業(yè)的企業(yè)出口波動具有更加顯著的作用.

5.3.2 高外部融資依賴度行業(yè)和低外部融資依賴度行業(yè)

按照企業(yè)所屬行業(yè)的外部融資依賴度劃分樣本，分別考察地區(qū)金融發(fā)展對外部融資依賴度不同的行業(yè)的企業(yè)出口波動的影響是否存在顯著差異.借鑒吳曉怡和邵軍(2014)[18]等相關(guān)研究，以行業(yè)的長期負(fù)債與行業(yè)固定資產(chǎn)的比值來衡量行業(yè)外部融資依賴度，進(jìn)而以行業(yè)外部融資依賴度的中位數(shù)為界將原樣本分為高外部融資依賴度行業(yè)與低外部融資依賴度行業(yè).分行業(yè)外部融資依賴度的估計(jì)結(jié)果見表4中第(5)列和第(6)列.

表4 分企業(yè)所屬區(qū)域和行業(yè)類型后的估計(jì)結(jié)果

首先，對兩類行業(yè)而言，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，意味著地區(qū)金融發(fā)展對降低兩類行業(yè)內(nèi)的企業(yè)出口波動均有顯著作用.其次，相對于低外部融資依賴度行業(yè)，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率在高外部融資依賴度行業(yè)中估計(jì)系數(shù)的絕對值偏大一些.這一結(jié)果意味著地區(qū)金融發(fā)展對高外部融資依賴度行業(yè)內(nèi)的企業(yè)出口波動具有相對更大的抑制作用.總的來看，地區(qū)金融發(fā)展對不同外部融資依賴度行業(yè)的企業(yè)出口波動具有差異化的效應(yīng)，且對高外部融資依賴度行業(yè)內(nèi)的企業(yè)出口波動效應(yīng)相對更加顯著.

6 結(jié) 論

使用2000-2013年的中國企業(yè)出口波動樣本數(shù)據(jù)，回歸檢驗(yàn)了地區(qū)金融發(fā)展對企業(yè)出口波動的效應(yīng).結(jié)果表明，地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模、金融發(fā)展結(jié)構(gòu)和金融發(fā)展效率對降低企業(yè)出口波動具有顯著的積極作用，且其中地區(qū)金融發(fā)展規(guī)模帶來的效應(yīng)最大.從異質(zhì)性效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看，地區(qū)金融發(fā)展對私營企業(yè)出口波動的抑制效應(yīng)最為顯著，其次是外資企業(yè)，然后是國有企業(yè).地區(qū)金融發(fā)展對東部地區(qū)企業(yè)出口波動的抑制效應(yīng)相對更加顯著.地區(qū)金融發(fā)展對資本密集型行業(yè)、外部融資依賴度高的行業(yè)內(nèi)企業(yè)出口波動的抑制效應(yīng)也相對更加顯著.

所以，首先應(yīng)進(jìn)一步推進(jìn)地區(qū)金融發(fā)展來抑制企業(yè)出口波動，其次應(yīng)實(shí)施區(qū)域差異化的金融發(fā)展政策來抑制企業(yè)出口波動，最后應(yīng)推進(jìn)對私營出口企業(yè)的金融支持來減小其出口波動.