金融结构如何影响了中国企业出口国内附加值.docx

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1、金构如何影响了中国企业出口国内附加直一、引言随着全球价值链成为国际生产分工的新范式，本国企业在对外贸易中产生附加值的能力已经逐步取代出口规模和 出口边际等因素，成为衡量一国贸易竞争力和话语权的重要标志。改革开放四十多年以来，中国依托资本、劳动等要素 优势，在贸易、企业、资本、人员、技术和数据等方面都已经深度融入全球价值链分工体系。根据海关总署2021年的 数据，2020年我国货物贸易进出口总值32.16万亿元，比2019年增长1.9%,创历史新高，货物贸易全球第一大国 地位进一步巩固。然而，发达国家的企业仍然掌握研发设计和零部件制造等战略环节的核心技术，并通过建立全球营销 网络和售后服务体系来

2、获得高附加值，主导“微笑曲线”的上下游。而发展中国家则大多处于获利甚微的价值链低端制造 环节，像中国这样的新兴发展中国家，在全球价值链(GVC)参与过程中也同样面临出口额较大但附加值获取能力较低问 题，存在着较大的低端锁定风险。近年来，受“逆全球化”浪潮兴起的影响，伴随着2018年中美贸易摩擦的不断升级， 再加上2019年底新冠肺炎疫情的爆发对全球经济的冲击，导致全球价值链分工体系进入深度重构的过程，中国进出口 行为遭到明显冲击，面临诸多挑战。在当前全球价值链与供应链遭受明显冲击的背景下，党中央明确提出“充分发挥国内 超大规模市场优势，逐步形成以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展

3、格局”的战略部署，构建双循环 新发展格局。中国制造业企业一方面要主动嵌入全球价值链高端环节，逐步实现对区域价值链的主导，另一方面要不断 提高生产效率，增强竞争力，获得更高国内附加值率。国内外相关研究均表明，融资约束问题和研发创新不足是造成中国出口企业面临全球价值链“低端锁定”风险的重 要原因(Manova和Yu, 2016；吕越等，2018)。Manova和Yu (2016)较早关注了出口贸易转型升级过程中融资约束 发挥的重要作用，提出在从来料加工向进料加工、从加工贸易向一般贸易转型过程中，融资约束是影响一国出口能否转 型升级并向价值链中高端攀升的重要因素。吕越等(2018)研究发现，嵌入全球

4、价值链对企业研发创新行为具有显著的抑 制作用，技术外溢的过度依赖、技术吸收能力以及发达国家的“俘获效应”是中国制造业企业嵌入价值链没有产生预期的 技术升级效应的原因。事实上，银行和金融市场在资金配置、信息处理、风险管控和创新激励等方面各具优势，但相比较而言，金融市 场更有助于满足企业高风险、高收益的研发创新项目的融资需求。金融市场一方面能够以较低成本降低借贷双方的信息 不对称性，使投资者较好地识别优质研发项目；另一方面，金融市场特有的风险分散机制能够实现投资风险在不同风险 偏好者之间的重新配置，对于技术风险和市场风险的承受力更强。诚然，中国目前仍然是典型的银行主导型金融结构国 家，并且长期受困

5、于金融体系的低效率，致使大量民营企业和中小企业面临融资约束问题，进而阻碍了企业创新能力的 发挥。但是伴随着近年来中国经济的快速增长，在更高质量、更有效率的金融服务需求推动下，以证券市场为核心的金 融市场也在逐步完善，金融结构偏向市场化和多元化方向演进，越来越符合世界性的结构变迁趋势(盛斌和景光正,2021)。 刘晓光等(2019)采用OECD跨国面板数据研究发现，相较于银行主导型金融结构，市场主导型金融结构国家能够更加 有效地促进资源配置向最优配置状态收敛。因此，坚持金融供给侧结构性改革方向，不断优化金融体系内部结构，提高 资源配置效率和激发研发创新活力，对于提高企业贸易附加值的作用愈发凸显。

6、然而，已有研究较多地分析不同金融结 构对宏观经济绩效的影响，鲜有研究深入中国地区内部，系统探讨金融结构偏向性变化对微观企业贸易附加值的影响及 其背后可能的作用机制，这也是本文关注的核心问题。与此同时，大量研究表明，地区间市场一体化程度的提高，不仅能够直接促进国际贸易，还能够通过强化金融机 构的运行效率，降低企业融资成本，间接提升企业的贸易附加值。国内市场一体化是企业基于国内市场实现规模经济的五、机制检验本文通过构建理论模型发现，金融结构偏向性变化可以通过促进研发创新和降低融资成本两条重要渠道促进企业 出口国内附加值率的提升。首先，给定其他要素不变，金融结构偏向性变化可以通过激发企业进行研发创新

7、活动，提高 企业生产率，带来国内附加值率的变化。其次，金融结构偏向性变化还可以扩宽企业的融资渠道，降低企业融资成本， 进而影响其国内附加值率。我们借鉴余淼杰和崔晓敏(2018)的两步回归法来识别金融结构偏向性变化通过研发创新和融 资成本渠道影响出口企业国内附加值率。第一步，估计金融结构对企业创新行为和融资约束行为的影响，考虑如下回归 方程：两步回归法估计结果显示，金融结构对企业创新能力影响的估计系数显著为正，表明金融结构越偏向于金融市场, 越利于企业加大研发创新活动投入，提高自主创新能力；另外，金融结构对企业融资约束影响的估计系数显著为负，表 明金融结构偏向于金融市场可以扩展企业的融资渠道，降

8、低融资成本，有效缓解企业的融资约束问题。企业创新能力的 拟合值对企业出口国内附加值率产生了显著的正向影响，表明金融市场通过研发创新渠道提升了企业出口国内附加值 率。企业融资约束的拟合值对企业出口国内附加值率产生了显著的负向影响，表明金融市场通过融资成本渠道提升了企 业出口国内附加值率。综上所述，本文的假说2得证。为了进一步增强机制检验结果的稳健性，本文采用交互项的方式对创新能力和融资约束两个渠道进行检验。结果 显示，金融结构与创新能力的交互项系数显著为正，即金融结构偏向于金融市场，有助于企业创新能力的提升，有利于 企业出口国内附加值率的提高。金融结构与创新能力的交互项系数显著为正，即金融结构偏

9、向于金融市场，有助于企业 融资约束的缓解，也有利于企业出口国内附加值率的提高。上述结果进一步证实了金融结构的偏向性变化对企业出口国 内附加值率的影响，是通过促进研发创新和缓解融资约束两条传导路径来实现的。六、扩展研究:市场一体化调节作用(一)市场一体化调节作用由基准回归结果可知，金融结构偏向于金融市场有助于提升企业出口国内附加值率，但这一分析并未考虑企业所 在地区市场一体化程度差异的影响。虽然中国省份专业化分工程度不断提高，市场一体化进程逐步推进，但是省份间市 场分割程度依然严重(Bai等，2004)o周黎安(2007)也发现，“以邻为壑”的地方保护主义是在省份间普遍存在的现象， 加剧市场分割

10、的同时大大增加了省际的交易成本，还有可能导致出口的扭曲性增长。那么，金融结构对企业出口国内附 加值率的影响效应是否会因地区市场一体化程度的不同而存在差异？本文引入市场一体化水平项及其与金融结构的交 互项，分别考察市场一体化对企业出口国内附加值率的直接效应及其对于金融结构影响效应的调节作用，将公式扩展为 如下形式：其中，integ表示市场一体化指数，我们借鉴吕越等(2018)采用价格法测算指标来衡量。fstrxinteg表示各地区金 融结构与市场一体化的交互项，是我们关注的核心解释变量。如果其估计系数大于0且显著，则说明在市场一体化程度 越高的地区，金融市场偏向型金融结构对企业出口国内附加值率促

11、进作用越大。结果表明，国内市场一体化对企业出口国内附加值率具有显著的正向作用；与预期一致，交互项x的估计系数显著 为正，表明在国内市场一体化程度越高的地区，金融市场偏向性金融结构对企业出口国内附加值率的促进作用越大，即 良好的地区市场一体化强化了金融结构对企业出口国内附加值率的促进效应。由此可见，在中国金融部门存在严重市场 分割的背景下，国内市场一体化可以通过减少地方金融保护主义现象，降低金融摩擦，这也初步印证了假说3。此外， 根据文献梳理，不同市场一体化地区，金融结构对企业出口国内附加值率的影响可能存在非线性关系。我们在公式(33)扩 展模型的基础上，进一步加入市场一体化四分位数虚拟变量的交

12、互项，具体形式如下：其中，是衡量地区市场一体化程度等级的虚拟变量。1、2、3与4分别代表在025%、25%50%、50%75% 和75%100%的市场一体化等级，为了避免多重共线性问题，在计量模型中只出现2、3与4, k(=2, 3, 4)为交互 项的系数。从中可知，金融结构与市场一体化虚拟变量交互项的系数均显著为正。然而，对于市场一体化程度位于50% 分位数以下的企业，金融市场偏向性金融结构对企业出口国内附加值率的影响较为有限。随着一体化程度的提高，金融 结构对企业出口国内附加值率的影响显著增大，超过50%分位数之后，交互项的估计系数成倍数地大幅增长。由此进一 步证实，国内市场一体化程度是金

13、融结构影响企业出口国内附加值率的重要阈值变量，只有当市场一体化程度超过某个 门限值，金融市场偏向性金融结构对企业出口国内附加值率的正向促进作用才能更有效地发挥。(二)市场一体化机制强化作用本文进一步对国内市场一体化对金融结构影响机制(研发创新和融资成本渠道)的强化作用进行稳健性检验。采用 同前文类似的两步回归法，第一步回归方程扩展为如下形式：其中，表示企业创新能力，表示企业融资约束程度。第二步，将第一步估计的拟合值代入式(37)和式(38)中:金融结构和市场一体化的交互项对企业创新能力影响的研究结果显示，交互项估计系数显著为正，表明市场一体 化程度的提高可以打破地区金融壁垒，显著强化金融市场对

14、企业创新的促进作用。金融结构和市场一体化对企业融资约 束影响的研究结果显示，交互项对企业融资约束的估计系数显著为负，表明市场一体化程度的提高，可以提高金融市场 融资效率，有效缓解企业的融资约束问题。企业创新能力的拟合值对企业出口国内附加值率产生了显著的正向影响，表 明市场一体化强化了金融市场通过研发创新渠道对企业出口国内附加值率的提升作用。由此表明，市场一体化不仅有助 于提高全球价值链贸易运行效率，而且可以加快创新要素的流动，提高企业的研发创新能力。企业融资约束拟合值的回 归系数显著为负，说明市场一体化的提高可以降低融资成本，为企业融资提供更多渠道，从而缓解企业融资难、融资贵 的问题，反映了市

15、场一体化可以强化金融结构的企业融资约束渠道作用的发挥。企业融资约束的拟合值对企业出口国内 附加值率产生了显著的负向影响，表明市场一体化强化了金融市场通过融资成本渠道对企业出口国内附加值率的提升作 用。综上所述，本文假说3的后半部分得证。七、结论与启示本文将金融结构与企业出口国内附加值率纳入统一分析框架，构建金融结构影响企业出口国内附加值率的理论模 型，并使用20002013年Wind数据、中国企业和海关匹配数据进行经验检验。归纳起来，本文主要得到以下几点结 论：第一，相较于银行主导型金融结构，金融结构偏向于金融市场能够显著提高企业的出口国内附加值率，采用“法源”作 为分组依据等多个工具变量克服

16、了内生性问题，结论依据稳健。第二，控制了汇率制度政策变量之后，人民币升值使得 进口中间品价格相对国内中间品更加便宜，企业会大量进口中间品，从而降低企业出口国内附加值率。2008年金融危 机外生冲击检验发现，金融危机爆发的确弱化了金融市场对中国企业出口国内附加值率的提升作用，强化了银行的正向 作用。第三，异质性检验发现，市场偏向型金融结构对一般贸易企业、私营企业、东部企业以及资本技术密集型企业出 口国内附加值率提升作用更明显。第四，机制检验证实，研发创新激励和融资成本降低是金融结构偏向性变化影响企业 出口国内附加值率的重要渠道，并且市场一体化会强化这两条渠道对出口国内附加值率的正向促进作用。第五

17、，国内市 场一体化程度的提高对企业出口国内附加值率具有显著的正向作用，并且市场一体化程度是金融结构偏向性变化影响企 业出口国内附加值率的重要阈值变量，只有当市场一体化程度超过某个门限值，市场偏向性金融结构变化对企业出口国 内附加值率的正向促进作用才能更有效地发挥。本文首创性地从金融结构的视角切入，深入考察了中国金融结构偏向性变化对企业出口国内附加值率的影响，得 到以下几点政策启示：第一，相较于银行主导型金融结构，金融结构偏向于金融市场能够显著提高企业的出口国内附加 值率。中国需要继续深化金融供给侧结构性改革，适时调整优化金融结构，既要推动股市等直接融资市场的发展，又要 增加银行等间接融资机构的

18、竞争活力，以提高整个金融系统服务实体经济的能力，进而推动出口企业全球价值链地位攀 升。第二，2008年金融危机爆发的确弱化了金融市场对中国企业出口国内附加值率的提升作用，因此要注意防范金融 风险。在全球经济不确定性不断加剧的背景下，中国需要健全金融风险防范机制，运用创新性金融工具帮助出口企业化 解和管控金融风险，增强其应对外部风险冲击的抵御能力。第三，研发创新激励和融资成本降低是金融结构偏向性变化 影响企业出口国内附加值率的重要渠道，所以要做到因地制宜、因时而变，构建多层次、差异化的金融结构体系，通过 鼓励金融创新有针对性地满足不同企业的金融服务需求，着重化解企业融资困境、激发企业创新活力，增

19、强出口企业国 际竞争力，最终迈向高附加值生产环节。第四，市场一体化程度的提高对企业出口国内附加值率具有显著的直接和间接 正向作用，因此要在竞争中性的原则下建立一个畅通有效、灵活有序的国内统一开放市场，通过整合国内土地、劳动、 资本、技术和数据等资源形成要素市场发展新格局，尤其是打破金融市场分割，提高资源配置效率，实现中国制造业出 口企业的国内附加值率上升。前提(李磊等，2021)o根据Bernard等(2007)的理论预测，市场一体化程度加强，要素会在地区间、行业内以及企业 间进行重新配置，不断降低企业的生产成本和交易成本，表现在企业出口行为上，就是集约边际和扩展边际的双重提升, 其中高生产率

20、的出口企业扩张生产的能力更强。吴群锋等(2021)也发现，国内市场一体化会显著提升企业的出口概率和 出口额，原因是市场一体化降低了企业所在行业的临界出口生产率水平，并促进了既有出口产品的出口市场扩张。此外, 经过多年的市场化改革，国内相对统一的商品市场基本建成，但地区之间金融市场基本呈隔离状态，金融市场分割阻碍 了资本自由流动，企业的信贷资金主要来源于本地市场，导致资本使用的低效率。罗伟和吕越(2015)发现金融市场分割 不仅加剧了企业的融资约束，对中国制造业出口产生了阻碍作用，并且金融市场分割导致的金融摩擦也不利于国民收益 的提升。毛其淋和盛斌(2012)也发现，市场一体化和金融发展程度越高

21、的地区，出口技术复杂度越高，即两者存在相互 强化的作用。因此，本文旨在构建全新的金融结构指标，并将市场一体化纳入分析框架，系统探讨金融结构偏向性变化、 市场一体化与企业出口国内附加值率之间的关系。与现有文献相比，本文试图在以下方面有所贡献：第一，在研究视角上，以金融结构偏向性变化为切入点，深入探 讨金融结构对全球价值链的影响，并将金融结构纳入企业出口国内附加值率决定的理论模型，推导金融结构通过促进企 业研发创新和降低融资成本作用于企业出口国内附加值率的理论机制，不仅能够扩展金融结构性改革的绩效研究，而且 能够为进一步深化金融供给侧结构性改革提供理论依据。第二，在研究层面上，之前有关金融结构的研

22、究多停留在国家 层面，不能捕捉中国内部地区金融结构偏向性变化对微观出口企业的影响。本文借鉴和改进景光正和盛斌(2021)的研究, 利用Wind数据库和中国金融统计年鉴，从相对活力、相对规模和相对效率三个维度构建省级地区层面金融结构指 标，越细化的指标越能捕捉地区金融结构偏向性变化的客观事实，估计结果更加准确。第三，在实证分析上，本文选用 类似“法源国家”金融发展水平的组内均值等工具变量以缓解内生性问题，对金融结构偏向性变化影响企业出口国内附加 值进行机制检验，验证本文的研究假说。此外，本文将地区市场一体化程度纳入分析框架，发现市场一体化不仅能够直 接提高企业出口国内附加值率，而且能够强化金融结

23、构偏向性变化对企业出口国内附加值率的正向促进作用，为建立一 个畅通有效、灵活有序的国内统一开放市场提供经验证据。二、理论模型与研究假说本文将金融结构因素纳入Kee和Tang (2016)以及余淼杰和崔晓敏(2018)的企业出口国内附加值率分析框架 中，研究金融结构偏向性变化对制造业企业(包括最终品和中间品)的影响效应及其可能的作用机制，并据此提出本文的 研究假说。(一)最终品部门假设企业采用规模报酬不变的柯布-道格拉斯生产技术，代表性企业的生产函数为:其中，丫、K、L和M分别表示企业在时期的产出、全要素生产率、资本、劳动和中间品投入，。、。和。 分别表示资本、劳动和中间品投入的产出弹性。为了简

24、化模型，我们作省略下标处理。假设企业所面临的要素价格为(，P, P),其中为利率，表示工资水平，假设工资外生给定。利率水平作为企业 外部融资成本的重要衡量指标，我们将其表示为包含金融结构和市场一体化()的函数，即(f,)。一方面，金融结构的优 化可以有效拓宽企业的融资渠道，降低企业的外部融资成本，金融结构市场化程度高可以降低融资成本、缓解信息不对 称，有效提高金融体系的资源配置效率(Galindo等，2007),因此阴fVO。另一方面，金融部门也面临着严重的市场分 割问题，金融市场分割是造成金融摩擦的主要原因之一，换句话说，外部融资成本会随市场一体化程度的提高而降低(罗 伟和吕越，2015),

25、即初V0。同时，我们可以注意到，区域经济中金融市场的发展和市场一体化程度往往不同步，出口 企业的“专用性生产”现象，会使其面临“被敲竹杠”的风险，严重的市场分割会不利于企业在短时间内以较低的融资成本 及时匹配到最佳的新的中间品供应商(Acemoglu等，2007)o反之，较高的市场一体化水平会减少金融市场摩擦，在更 大程度上降低企业的外部融资成本，这种关系可以表示为以下二阶偏导数：8兆0。若企业要实现利润最大化即成本最小化，其成本需满足如下条件：由上述条件我们得到企业相应的生产成本表达式为:且满足：rK/o=wL/a=P/c(=。企业具有不变的边际成本:(二)中间品部门参考Halpern等(2

26、015)的设定，式(1)中的中间品投入主要包括进口中间品M和国内中间品M,假设其为如下具 有不变替代弹性(CES)的函数形式：其中，为替代弹性且1。假设进口中间品价格为P, t表示国际运输中的冰山成本。企业在国内购买中间品的价 格为P,相应的国内运输成本为T。由此我们得到中间品投入价格表达式为：如前文所述，市场一体化有利于降低国内贸易成本，因此t=(),且抗/avo。(三)企业出口国内附加值企业出口国内附加值率内涵的表达式为:其中，为企业的价格加成率，是关于边际成本的函数，根据式(4)可以写出的表达式为:将式(6)和式(9)代入式(8)中得:由式(10)和式(11)可知，是、T、T、P、P的函

27、数。求导可得:由式(13)可知，金融结构越偏向于金融市场，企业的研发创新投入越强，企业出口国内附加值率越高。由式(15)可知，金融结构越偏向于金融市场，企业的融资成本越低，企业出口国内附加值率越高。由式(17)可知，提高市场一体化，有助于提高企业的出口国内附加值率。由于利率包含金融结构和市场一体化两个变量，结合式(14)和式(15),将aaf进一步对市场一体化()求二阶偏导数, 可得:根据理论模型推导，本文得到以下三个研究假说。假说1：相较于银行等金融中介，金融结构越偏向于金融市场，越有利于提高企业的出口国内附加值率。假说2:金融结构越偏向于金融市场，越有利于激发企业研发创新和降低企业融资成本

28、，研发创新激励与融资约束 缓解是金融结构市场化促进企业出口国内附加值率的重要渠道。假说3:国内市场一体化不仅可以降低贸易成本直接提高企业出口国内附加值率，而且可以通过强化金融结构市场 化的正向作用，间接促进企业出口国内附加值率的提升。三、计量模型、变量选取与数据说明(一),计量模型根据理论模型和研究假说，本文构建如下计量模型以考察金融结构对企业出口国内附加值率的影响:(二)变量选取1 .企业出口国内附加值率本文主要借鉴Upward等(2013)及Kee和Tang (2016)的方法对其进行测度，并进行了相应的处理。2 .金融结构本文借鉴和改进景光正和盛斌(2021)的做法，从相对活力0、相对规

29、模0和相对效率()三个维度构建省级地区层 面金融结构指标。本文借鉴其方法分别测算如下指标：相对活力衡量的是金融市场相对于银行系统的活力，等于股市交 易总值除以银行私人信贷；相对规模衡量的是金融市场相对于银行系统的比重大小，等于股市市值除以银行私人信贷； 相对效率衡量的是金融市场相对于银行系统的效率，等于股市交易总值占GDP比重乘以银行管理成本。这三个维度金 融结构指标的KMO检验值大于0.85,即满足主成分分析的必要条件，因此按照年份基于以上三个指标采用主成分分析 法测得综合的年度金融结构指数()，该数值越大，表明金融结构的变化越偏向于金融市场，反之则越偏向于银行。进一 步地，为了更直观地了解

30、样本期内金融结构的偏向性变化趋势，本文绘制了标准化后的金融结构综合指标年度趋势变化 图，可以看出20002013年十余年时间里中国金融结构整体呈现偏向金融市场的趋势，2007年这一特殊时间点的变 化也符合金融市场周期性波动事实，后续内生性检验也会进行相应的处理。由于无法获取省市层面银行私人信贷数据，本文运用回归估算的方法获得：其中，load表示银行总信贷，采用各地区银行业金融机构贷款余额GDP比率衡量，soe表示分配到国有部门的 贷款，采用各地区国有企业产出占总产出比重衡量，v为地区固定效应，u为时间固定效应。最后，采用一阶自回归(AR1) 过程来调整误差项中贷款的序列相关问题。我们采用固定效

31、应模型估计出发放给国有部门贷款比重的系数，用总信贷 GDP扣除该部分即可得到私人部门GDP比重。3 .其他变量本文主要控制了如下变量。企业层面：企业生产率()，使用企业劳动生产率，用人均总产值表示；企业规模()，用 企业就业人数取对数表示；企业年龄()，将当年年份减去企业开业年份再加1计算得到；资本密集度()，采用企业固定 资产净值年平均余额与企业从业人数的比值取对数来表示；固定资产规模()，使用企业固定资产总额的对数表示。行业 层面：行业集中度()，采用4分位行业赫芬达尔-赫希曼指数来测度，该指数越大，表明行业垄断势力越大，竞争程度越 低；行业技术水平()，采用行业年平均生产率排序测算得来，

32、位于50%分位数以下的行业取值为0,高于50%取值为1, 高于75分位数取值为2。地区层面：金融发展水平()，借鉴Rajan和Zingales (1998)的开创性做法，本文将银行信贷 总额与股市市值之和占GDP比重作为金融发展水平的代理变量；经济发展水平()，采用城市人均GDP的对数表示； 外资开放度()，采用城市实际利用外资数占GDP的比重表示；产业集聚水平()，采用就业密度占比测度城市的整体集聚 程度。本文将20002013年中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库的数据进行合并，得到所使用的微观企业层面 数据样本。本文的金融结构数据主要来源于Wind数据库，省市地区层面其他数据来源于中国

33、统计年鉴、中国工 业统计年鉴和中国金融统计年鉴，企业专利数据来源于国家专利局公布的中国企业专利申请数据库，该数据库 统计了企业发明专利、实用新型专利和外观设计专利三类基本信息。为了达到研究目的，本文借鉴Qiu和Yu (2014)的 方法对中国工业企业数据库和海关进出口数据库进行匹配，并借鉴其方法做了相应的数据处理。四、计量结果与分析(一)基准回归从表1第(1)(3)列回归结果可知，金融结构对企业国内附加值率的估计结果总体上十分稳健，其他变量的加入 增强了方程的解释力，我们以第(3)列的估计结果为准进行分析。在控制了其他因素的影响后，金融结构的系数显著为 正，初步表明地区金融结构越偏向于金融市场

34、对提高企业出口国内附加值率越有效，初步验证了假说1。同时，为深入 考察金融结构的三个分项变量分别对企业出口国内附加值率的影响，本文采用相对活力、相对规模和相对效率作为核心 解释变量进行回归，结果汇报于表1第(4)(6)列。其结果显示金融结构相对活力、相对规模和相对效率的上升均显著 影响企业出口国内附加值率，证实了上述结论的稳健性。其中，相对活力和相对规模的促进作用更加显著，而相对效率 的提升作用相对较小，这与相对效率指标本身是一个间接衡量金融结构的指标有关(盛斌和景光正，2019)o表1基准回归结果控制变量中，金融发展变量的回归系数显著为正，且系数大部分小于金融结构。这表明，金融体系整体规模的

35、扩 大有助于拓展一国企业外部资金来源，可缓解企业进行创新的融资约束，提高创新产出，有助于企业出口国内附加值率 (Meierrieks, 2014)。然而，相较于金融结构的内部优化，金融整体发展对企业出口国内附加值率的提升作用较为有限。 企业劳动生产率的估计系数也显著为正，表明企业生产率的上升有利于企业产品国际竞争力的增强，提高成本加成率， 最终提高企业出口国内附加值率。企业规模、企业年龄和企业资本密集度均显著为正，由此可知企业自身实力越强，越 具有选择国内外中间品的自主权，有助于增加企业的出口国内附加值率。然而，企业固定资产相对较大，资金相对更为 充裕，更有可能进口到国际市场中的多样性中间投入

36、，从而降低对国内中间投入的依赖性。行业层面控制变量中，行业 赫芬达尔指数不显著，说明行业垄断对企业出口国内附加值率的影响存在较大的不确定性。行业技术水平的系数显著为 正，表明行业技术水平的提高有利于增加企业国内中间品的投入比例，提高出口国内附加值率。地区层面控制变量中，地区经济发展和产业集聚水平的提高均有利于提高企业出口国内附加值率。地区外资 开放度对出口国内附加值率的影响显著为负，这可能是由于地区外资企业占比较高，出于对母公司专用中间品的依赖， 会提高企业对进口中间品的需求，反而会降低企业出口国内附加值率。Antras和Chor(2013)结合不完全契约理论探 究母公司对全球价值链组织形式中

37、的影响也发现，海外子公司的中间品投入越依赖母公司关系专用性投资，其供应链本 地化过程越慢。(二)内生性检验内生性检验结果请见经济科学官网“附录与扩展”/PC O .1 .双向因果关系中国金融结构的演变过程可能会受各方面政治经济因素的影响，使金融结构与企业出口国内附加值率可能存在双 向因果关系，主要表现为在经济发达的地区，可能会同时拥有更多的上市公司和有更高的出口国内附加值。因此，本文 采用工具变量(IV)法来处理可能存在的内生性问题。首先，历史变量常被作为现代变量的工具变量。本文选取1936年中国各省市银行业发展的历史数据和样本期内 影响金融结构偏向性变化的政策冲击虚拟变量的乘积共同构造工具变

38、量。我们采用1936年各省市银行总行机构数来衡 量银行业发展的历史数据，个别省市匹配根据行政区划变动调整，数据来源于全国银行年鉴(1936年)。此外，考 虑到金融结构偏向性变化与银行管制和金融市场改革政策的变动密切相关，具体来说，原中国银监会2009年4月放宽 了银行设立分支机构的管制政策，2009年10月创业板正式上市，中国证券市场形成主板、中小板和创业板相结合相对完善的多层次金融资本市场体系。我们以2009年发生的一系列政策冲击事件生成时间虚拟变量，将20002008年取值为0, 20092013年取值为1。其次,借鉴Beverelli等(2017)的思路，本文根据Porta等(2008)

39、的“法源”(legal origin)分类方法将全球主要国 家和地区进行分组，然后选取与中国处在同一法源组内其他国家和地区样本的金融结构指数为基础，构建中国各个地区 金融结构水平的工具变量。选用法源作为金融结构的工具变量主要基于以下考虑：一国的法源通常源于早期历史原因， 对一国的外资进入方式选择不能产生直接影响，因此是外生的；法源会影响股东和债权人权益和合约的履行，进而影响 一国的金融结构，一般认为，拥有较强的法律传统和民主政治，则较容易形成市场主导型的金融结构。具体计算公式为:本文采用两阶段最小二乘法(2SLS)估计方法。为了检验工具变量的有效性，本文采用多种统计检验进行判断：在 1%水平上

40、Kleibergen-Paap rk LM检验拒绝了工具变量识别不足的零假设；Kleibergen-Paap Wald rk统计量大于 Stock-Yogo检验10%水平上的临界值，拒绝了工具变量弱识别的原假设，说明工具变量与潜在内生变量间具有较强相 关性。综合而言，本文选取的工具变量较为合理。结果显示，金融结构的估计系数均显著为正，由此可知在考虑了可能 存在的内生性问题后，金融市场仍显著促进了企业出口国内附加值率的提升，本文假说1依然成立。为了进一步克服变量间互为因果的这一内生性问题，本文剔除了上市公司数量最多、经济最为发达的“两市两省”样 本(北京、上海、广东和浙江)，继续采用法源工具变量

41、法进行回归。与此同时，为了克服2007年这一金融市场的异常 年份对实证结果造成的偏误，本文剔除了 2007年这一特殊年份样本，同样采用工具变量法进行回归。从结果可以看出， 分别剔除了特殊地区和年份样本之后，本文采用工具变量估计所得的金融结构变量系数仍然显著为正，且工具变量的有 效性检验也是显著的。由此可知，本文工具变量的选择是合理的，内生性检验结果是有效的。2 .样本选择偏误不同的外部融资方式也会对企业的出口决策产生影响，因此仅使用出口企业数据可能会出现样本选择偏误问题。 对此，我们使用Heckman (1979)两步法对潜在的样本选择偏误问题进行处理。首先构建Probit出口决策模型，估计

42、得到逆米尔斯比率(Inverse Mills Ratio),然后将纳入企业出口国内附加值率的影响因素模型，具体的模型设定如下：其中，ex为企业是否选择出口的虚拟变量，若企业选择出口，则ex=1；否则ex=0。表示影响企业出口决策因 素的集合，假设企业出口决策模型与企业出口国内附加值率模型中的随机扰动项服从联合正态分布且相关系数为。当H0 时，出口决策与国内附加值率模型相关。若忽略出口决策可能导致企业国内附加值率模型的估计系数产生偏误。Heckman模型第一阶段的估计结果显示，金融结构的估计系数显著为正，金融结构越偏向金融市场，企业将面临 的外部融资渠道越广泛，融资成本越低，越有可能激励企业做出

43、出口决策。逆米尔斯比率的估计系数显著为正，说明存 在样本选择偏误问题，金融结构的估计系数与基准模型相比绝对值略有减小，说明基准模型中金融结构对企业出口国内 附加值率的促进作用存在高估，但不影响本文结论，金融市场对企业出口国内附加值率的提升具有显著的积极作用。(三)稳健性检验稳健性检验结果请见经济科学官网“附录与扩展”(1)更换样本。前文的分析并没有考虑企业的动态问题，即企业在出口市场的进入与退出情况，企业在出口市场的 频繁进出会影响估计结果的准确性。鉴于此，本文仅使用持续存在的企业样本进行实证研究，验证结论的稳健性，结果 显示金融结构对企业出口国内附加值率的系数仍然显著为正。由此可知，考虑了企

44、业进入退出动态变化后，本文的结论依旧稳健。(2)更换解释变量。考虑本文金融结构指标的构建侧重于金融市场相对于银行的幅度变化，比较容易受金融市场周 期性波动的影响。为了克服这一问题，本文从金融结构三维指标中进一步优化相对活力和相对规模两个分维度指标，具 体为：活力指数(1)采用股市交易总值除以(股市交易总值+银行私人信贷)，规模指数0采用股票市值除以(股市市值+银行 私人信贷)，最后通过取两个指标平均值的方法，获得侧重于金融市场相对于整体金融体系的相对变化幅度的金融结构(), 更换原有的解释变量(金融结构)进入回归。结果显示，金融结构的估计系数仍然显著为正，由此可知，本文的实证结果 具有很好的稳

45、健性。(3)更换被解释变量。为了进一步检验估计结果的稳健性，本文采用了 Upward等(2013)的测算方法，采用出口 国内附加值率的另一种算法，即考虑了 BEC产品分类但未考虑中间贸易代理商测算得到的企业出口的国内附加值率(1) 进行验证，更换原有被解释变量(国内出口附加值率)。回归结果显示，金融结构的回归系数为0.1365,并通过了 1%显 著性水平检验。(4)更换方法。考虑到被解释变量为企业出口的国内附加值率，取值区间为0, 1,具有明显的范围限制，因此本 文采用双限制Tobit估计进行再检验，并计算金融结构对企业出口国内附加值率的边际效应。结果显示，金融结构的估 计系数为0.1574,

46、并且较基准回归的系数有所增大。由此可知，采用双向Tobit估计结果进一步证实了金融市场更有利 于企业出口国内附加值率的提升。(5)控制汇率制度政策变动。前文在探讨金融结构变化对企业出口国内附加值率的影响效应时并未考虑同期其他政 策变动的影响。随着中国汇率改革不断推进，尤其是2005年汇改之后开始实行有管理的浮动汇率制度，考虑到同期演 进的汇率制度政策可能会对企业出口国内附加值率产生作用。尤其是全球价值链中间品进口所占的重要性越来越大，国 际市场供需变化本身就存在较大的风险性，加之中间品汇率波动，所以风险厌恶的中间品企业可能会减少中间品规模。 因此，为稳健起见，本文进一步在基准模型式(19)中控

47、制了中间品进口实际有效汇率()。不同于以往文献对汇率指标体 系的构建(Dai和Xu, 2017),本文基于中国企业“出口引致中间品进口”的全球价值链分工特征事实，构造了全球价值 链体系的企业层面中间品实际有效汇率：其中，IMREER是企业时期以进口中间品占比为权重的实际有效汇率，IIM表示企业在时期从国的中间品进口 额。e表示间接标价法下中国与国的双边实际汇率，e=ExCPI/CPI, E表示间接标价法下中国与国的双边名义汇率，CPI 和CPI分别表示期中国和国的居民消费价格指数。估计结果显示，控制了汇率制度政策变量之后，金融结构的系数和显著性并没有产生明显变化，表明本文的结论 是稳健的。与此

48、同时，进口中间品实际有效汇率的估计系数显著为负，由此可知人民币升值使得进口中间品价格相对国 内中间品更加便宜，企业会大量进口中间品，从而降低企业出口国内附加值率。(四)异质性检验异质性检验结果请见经济科学官网“附录与扩展”。本文基于企业不同贸易方式、所有制、所属地区和行业要素密集度展开异质性分析，以期更为全面完整地探讨地 区金融结构对企业出口国内附加值率的影响。我们使用虚拟变量与核心解释变量的交互项来进行分析，回归模型如下：其中，在不同的异质性分析中，虚拟变量分别对应是否为一般贸易企业(_)、是否为私营企业(_)、是否为东部地区 企业口及是否为劳动密集型企业(_)。(1)按企业贸易方式。在我国

49、的出口贸易中，加工贸易出口占了较大比重。不同于一般贸易企业，加工贸易主要包 括进料加工与来料加工，因此对国内中间投入的依赖程度较低(吕越等，2018)o不同贸易方式企业对外部融资需求存在 较大差异，不同金融结构可能对采取不同贸易方式企业出口国内附加值率影响不同，我们将样本分为一般贸易和加工贸 易企业(当企业为一般贸易企业时，_取值为1,否则为0),分析金融结构对不同贸易类型企业的异质性影响。估计结果 显示，金融结构与贸易方式虚拟变量的交互项显著为正，由此可知相较于加工贸易企业，金融市场的发展对于一般贸易 企业出口国内附加值率的提升作用更为显著。(2)按企业所有制。中国金融市场发展长期以来的滞后性在很大程度上加剧了企业的融资难问题，不同所有制企业 也存在着显著