表4.3是使用省层面贷款总额与名义GDP的比值作为地区金融发展代理变量的回归结果^[3]。从结果看，金融发展对企业出口总量、出口广度和深度均有显著的影响。具体看，贷款总额与名义GDP的比值FDl每增加1，企业出口总量增加50.6%，出口目的地增加19.3%，出口产品增加25.5%，出口深度增加19.1%，但出口渗透率下降了13.3%。由此可以看出，金融发展从规模方面显著促进了企业出口。贷款规模增加，一方面增加了企业获得外源融资的机会，另一方面金融市场规模的壮大会增加市场内部的竞争，特别是近十几年，随着大量股份制银行的快速发展，我国银行业的竞争越来越激烈，从而提高了金融市场效率，降低了企业的融资成本。融资成本下降使更多原来达不到出口要求的产品也能进入出口市场，在回归中表现为出口产品广度随着金融的发展而快速增加。由于融资成本下降，产品能出口到更远的目的地，在回归中表现为出口目的地广度随着金融的发展而扩大。融资成本下降导致出口成本下降，使产品的竞争力增加，已有出口产品和已有出口目的地会实现更大的出口量，于是企业的总出口量和出口深度都增加了。然而企业的出口渗透率lnD下降了，出口渗透率反映企业出口产品的平均目的地数量。当企业没有新的产品进入出口市场时，已有产品由于成本下降会出口到更多的目的地，同时金融发展通过增加企业研发投入而提升产品质量，使产品平均有更多的出口目的地，这两种作用会提高企业出口的渗透率。然而金融发展同时存在扩展边际效应，融资便利带来的出口成本的下降，使大量原来未达到出口要求的产品纷纷进入出口市场，这些产品质量低，竞争力低，出口目的地市场少。回归结果中，出口渗透率lnD下降了，表明目前我国金融发展对企业出口扩展边际效应大于质量升级效应；融资便利广泛促使企业出口更多的产品，但没有有效地提升产品质量。从回归结果看，内源融资约束制约了企业出口目的地扩张，提升了出口渗透率和出口深度，但对出口总量和产品数量的影响并不显著。内源融资约束一般通过影响企业出口成本支付、生产成本支付和研发投入而影响出口行为，但具体的影响机制尚不清楚。从回归结果看，企业外源融资能力Mortgage制约了企业出口总量、产品数量、目的地数量和出口深度的扩张，提升了企业的出口渗透率。这个结果与预期有很大的出入。企业提供抵押品的能力越强，获得贷款的能力就越强，就越有能力扩张出口产品和目的地，预期出口产品和目的地广度的系数应该为正。系数为负很可能的原因是，该指标受到行业因素的影响。例如，从事日用消费品生产的企业，其固定资产与总资产的比值往往不高，但它会生产很多种类的产品，出口到很多国家；但从事装备制造业的企业，其固定资产与总资产的比值往往很高，但它的产品种类相对少，出口目的地也相对少。从结果看出，企业生产率与企业出口总量、出口产品广度、目的地广度和出口深度存在显著的正相关关系，表明生产率越高，企业出口量就越大，出口产品和目的地也越多，平均每个出口关系的出口量也越大。本章的回归结果与彭国华和夏帆（2013）的一致，也进一步验证了Melitz（2003）的结论，生产率高的企业进入出口市场。生产率与企业出口渗透率负相关，生产率越高的企业，其出口渗透率就越低。这个结果与Bernard等（2010）、彭国华和夏帆（2013）得到的结果一致。负相关可能的原因是高生产率企业有更多新产品进入出口市场，新产品对已有目的地市场的渗透率还不高，对新市场也缺乏吸引力，从而降低了出口产品的平均目的地数量。其他变量对企业出口总量、出口广度和出口深度大多有显著的影响，但这些不是本章要关注的变量。

为了避免由单一指标得到的结果不具有代表性，本章使用金融机构存贷款总量与名义GDP的比值FDt作为地区金融发展指标进行回归，结果如表4.4所示。从表4.4可以看出，FDt的值每增加1，出口总量增加23.7%，出口目的地数量增加8%，出口产品数量增加14.2%，出口深度增加8.6%，出口渗透率降低7%。和贷款总额与名义GDP的比值FDl相比，FDt对企业出口行为的影响明显小，平均不到影响的一半。这进一步表明贷款规模的发展对企业出口行为有更大的影响，其可能的原因是信贷市场更直接地影响企业的融资状况，从而影响企业的出口行为。

表4.3　金融发展与企业出口的广度和深度（FE模型）

注：1.括号内为稳健性t值；*，**，***分别表明显著性水平为0.1，0.05，0.01。
2.FE模型为固定效应模型。

表4.4　金融发展与企业出口的广度和深度（稳健性分析）

(www.daowen.com)

注：括号内为稳健性t值；*，**，***分别表明显著性水平为0.1，0.05，0.01。

企业的出口行为会反过来影响地区经济发展和市场化，如果地区工业出口量增长带动了该地区金融业的发展，那么企业出口行为与地区金融发展便存在双向因果关系，两者间存在内生性。本章通过Hausman检验发现，企业出口总量和出口广度与地区金融发展确实存在内生性。本章通过引入工具变量解决内生性问题，用企业所在省份城乡居民储蓄与名义GDP的比值作为贷款与名义GDP比值的工具变量。城乡居民储蓄完全是居民自由的选择，它受企业行为和信贷政策的影响很小，更不太可能受企业出口行为的影响。城乡居民储蓄占据了金融机构存款的大部分，城乡居民储蓄与名义GDP的比值越高，存款与名义GDP的比值也越高，而各地区金融机构存贷比一般比较稳定，从而贷款与名义GDP的比值也越高。为了进一步控制内生性，本章使用城乡居民储蓄与名义GDP比值滞后两年的数据作为贷款与名义GDP比值的工具变量。通过Kleibergen-Paap检验拒绝了工具变量和原解释变量不相关的假设；通过Cragg-Donald检验发现不存在弱工具变量问题。综合来看这是个较为理想的工具变量。表4.5是对基准回归方程使用两阶段最小二乘法的回归结果，其中Hausman检验用于检验模型是否存在内生性，当P值小于0.1时，表明在小于10%显著性水平上拒绝所有解释变量均外生的假设。从结果看，除回归方程（5）外，金融发展解释变量FDl的回归系数的符号与表4.3是一致的，说明模型的回归结果是稳健的。但控制了内生性后回归系数的绝对值变大了，说明原模型的回归系数低估了金融发展对企业出口行为的影响。经过Hausman检验，发现方程（5）并不存在内生性。

表4.5　金融发展与企业出口的广度和深度（2SLS模型）

续表

注：括号内为稳健性z值；*，**，***分别表明显著性水平为0.1，0.05，0.01。