金融发展与国际贸易比较优势，本文主要内容关键词为：比较优势论文,国际贸易论文,金融论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
从20世纪后期开始，国内外学者们越来越重视对金融发展与经济发展关系的研究。在宏观研究领域，以Mckinnon（1973）、King和Levine（1993）及
-Kunt和Levine（2001）为代表的研究结果均表明，完善的金融市场是一国经济发展中不可缺少的环节。近年来，学者们又将金融发展引入国际贸易领域，试图从金融系统异质性角度解释一国参与贸易的行为。不同于传统国际贸易理论强调要素禀赋的决定性作用，学者们逐渐意识到：当国家间的金融发展水平存在差别时，即使各国具备完全相同的技术和要素禀赋，其国内企业从事生产的成本也会有所不同，这就形成了国家间参与国际贸易能力的差异。大量经验研究都相继证实：国际贸易需要外部融资作为前提，良好的金融体系会为国家间产品与服务的交换提供融资支持，从而提升一国出口能力（Beck，2002；Berman和Héricourt 2010）。然而，现有宏观层面的研究无法解释当前世界经济领域中一个不可忽视的现象，即伴随着各国金融发展水平的提高，资本密集型制造业从以英美为代表的传统发达国家，向以中国为代表的发展中国家转移。 从企业微观视角出发，近年来很多学者已经注意到融资约束与企业投资结构二者之间的联系。在经验研究层面，Hur等（2006）发现，当一国金融发展水平较低时，国内企业固定资本投入在投资中所占的比重反而更高。他们认为，由于有形资本可以作为可抵押物，从而有利于企业获得贷款。因此当受到融资约束的企业面对投资选择时，往往更倾向于投资厂房和设备等有形资本；而随着金融体系的逐渐完善，企业获得外部融资的能力增强，通过增加固定投资获得抵押贷款的动力降低，转而逐步提升R&D投入、品牌、专利、专业人才等无形资本在总投资中的比重，有形资本投资偏好逐渐下降。在理论研究层面，Almeida和Campello（2007）提出：由于可抵押资产有助于企业借贷能力的改善，因此在企业面临较高的融资约束时，可以通过积累可抵押资产显著促进投资。进一步的，Shibata和Nishihara（2012）提出并证明了企业投资阀值和融资约束之间存在倒U型关系：当企业融资能力较强时，融资约束的减弱会提高投资阀值，降低企业投资；而当企业融资能力较弱时，融资约束的增强会降低投资阀值，促进投资行为，因此受到融资约束的企业容易出现过度投资。类似的，Belhaj和Klimenko（2012）也从理论层面上证明了企业的最优投资规模与其融资能力之间存在倒U型关系：在考虑融资成本的情况下，企业的最优投资规模将在面临中等程度融资约束时达到最高点；而当融资约束提高或降低时，企业的最优投资规模将下降。综上所述，随着一国金融系统的发展，企业家面临的融资约束降低，有形资本投资偏好将呈现先上升后下降的过程。 本文的研究意义在于：首先，在理论层面，我们将微观层面的企业投资行为与宏观层面的国家资本结构相联系，将企业层面的金融契约理论（financial contract model）引入传统的国际贸易赫克歇尔—俄林（Heckscher-Ohlin，H-O）模型中，建立了一个包含厂商、金融投资者和金融部门的一般均衡模型。通过引入投资偏好概念，有效拓展了Ju和Wei（2011）的理论模型，从而阐明了金融发展影响实体经济的作用机制：融资成本与投资偏好倒U型关系的存在，使一国在资本密集型行业的比较优势随着金融发展经历先提升后下降的过程，该机制最终导致了资本密集型行业从传统发达国家向发展中国家转移的国际分工新形态。其次，在经验分析层面，本文利用行业特定要素投入模型与HOV多要素模型（Hecksher-Ohlin-Vanek multi-factor content theorem）对金融发展与比较优势的关系进行了检验，并通过系统广义矩估计（Generalized-Methodof-Moment，GMM）方法对模型内生性问题进行了修正，得到了一致性的估计结果，证实了倒U型关系的存在。 本文余下部分的安排为：第二部分是相关文献综述；第三部分构建了金融发展与比较优势的理论模型；第四部分是对金融发展与比较优势的经验研究；最后是全文总结和政策建议。 二、文献综述 在对金融发展与专业化分工的早期研究中，意义最为深远的当属Rajan和Zingales（1998）的研究。他们利用55个国家1980～1989年41个行业层面的数据，研究发现金融效率的改善对不同行业的发展具有异质作用。研究结果显示：在金融体系更发达的国家，金融密集型行业的增长率往往更高，从而证实了金融发展对专业化分工的重要作用。之后Rajan和Zingales（1998）的这一思想也被延伸到贸易领域，学者们纷纷从不完全金融市场角度出发，对国际贸易分工进行解释。 Beck（2002）将金融发展与制造业部门贸易相联系，重点分析了金融中介在为大规模投资活动提供融资支持中的作用，他认为金融发展有利于提升一国制造业比较优势。随后，他利用1964～1995年65个国家的数据验证了该理论命题。值得注意的是，Beck（2002）只关注了制造业整体，而并未考虑各细分行业要素投入需求的不同。因此，Beck（2003）对数据进行了改进，利用1980～1989年56个国家的行业层面贸易数据重新进行了分析，结果发现金融发展水平更高的国家确实在金融密集度高的行业具有比较优势；这种比较优势既表现在更高的出口份额，也表现在更大的贸易盈余。由此可见，一国金融体系的发展可以转化为该国贸易比较优势的来源。 类似的，Svaleryd和Vlachos（2005）利用20个OECD国家数据，对金融发展水平与比较优势的关系进行了研究，他们发现金融发展水平高的国家在有形资本密集型行业的比较优势更低，而在金融密集型行业的比较优势更高。值得注意的是，Svaleryd和Vlachos（2005）在研究中仅用3年数据平均值构成横截面数据，因此只能对某一时点上金融发展的静态作用加以分析，而无法评估金融发展下比较优势的动态演变。同样的，Hur等（2006）利用1980～1989年42个国家的行业层面数据，研究了金融发展与制造业出口之间的关系。他们发现：金融发展是影响一国制造业出口的重要因素，金融系统更发达的国家在无形资本密集型制造业上具备比较优势，这与Svaleryd和Vlachos（2005）的研究结果一致。以上研究均利用了Rajan和Zingales（1998）所构建的外部融资度指标，以此来衡量行业的金融密集度水平，具体测度方法为各个行业的资本费用减去内部现金流后的部分占总资本费用的比重；而资本密集度则通过该行业中机器设备以及厂房等固定资产占总资产比重进行衡量。由此可见，金融密集度体现的是一个行业对外部资金的依赖程度，而资本密集度则反映了一个行业中实物资本的密集程度。 受到这些研究的启发，Manova（2013）从企业微观层面将融资约束引入Melitz（2003）的异质性企业理论中，构建了金融发展影响企业出口的理论模型，并利用1985～1995年107个国家的企业数据进行检验，验证了金融发达国家确实更多地出口金融密集型产品。Manova（2013）的研究贡献在于阐明了金融发展影响企业市场进入、参与出口乃至出口规模的作用机制。 而在宏观研究层面，Ju和Wei（2011）同样将研究视角放在金融发展与比较优势的关系上。他们从金融市场不完全性角度出发，将金融契约理论引入标准赫克歇尔—俄林—萨谬尔逊（Heckscher-Ohlin-Samuelson，HOS）框架中，建立了一个两国、两要素、两部门的一般均衡模型，分析了要素禀赋与金融发展对一国比较优势的影响。他们认为，对金融发达国家而言，比较优势仅由该国的要素禀赋水平决定；而对金融不发达国家而言，比较优势则完全由金融发展水平而非要素禀赋决定。值得注意的是，Ju和Wei（2011）的理论模型中存在着一个严格假定，即不同国家的厂商在生产时所使用的劳动资本比率均相同。在该假定下，尽管他们的理论模型论证了金融发展在提升制造业比较优势上的决定性作用，却无法解释当前制造业由传统发达国家向发展中国家转移的现象。 在国内研究方面，目前学者们对这一前沿问题的探讨还十分有限，尚停留在经验研究层面。包群和阳佳余（2008）通过1990～2004年中国29个省市的工业制成品进出口数据，研究了金融发展与比较优势的关系。他们发现，金融发展水平高的省市在工业制成品贸易上具备比较优势。然而，他们的研究只限于工业部门整体，并未考虑到不同行业的特点。赵勇和雷达（2009）以美国和中国在全球分工中的地位为基础，从中美两国金融发展差异角度对中美经济失衡进行了分析。他们的结论是：中美经济失衡的实质是在金融全球化和国际产业转移背景下，全球金融中心与制造业中心的分离；这种失衡既反映了实体经济领域国际分工的格局，也反映了中美两国在虚拟经济领域利益分配和风险分散职能的差异。徐建炜和姚洋（2010）通过构造金融市场与制造业比较优势指标，利用1990～2005年45个国家的数据进行了研究，验证了金融发展与制造业比较优势对经常账户的重要性，该研究的重要意义在于从金融发展视角出发，对当前国际分工新格局乃至国际失衡问题做出了解释，而遗憾之处则在于仅区分了金融发展与制造业发展两种专业化形式，未涉及二者相互联系的深层机制，且未对导致这种国际分工现状的根源做出解释。 本文从理论和经验两方面对相关研究进行了拓展：在理论研究层面，我们填补了现有研究中对金融发展与制造业发展二者联系机制的理论空白，阐明了金融发展对国际分工新形态的作用机制，并首次在理论层面证明了金融发展与资本密集型行业比较优势之间的倒U型关系；而在经验分析层面，我们弥补了Svaleryd和Vlachos（2005）研究中横截面数据分析方法的缺陷，利用面板数据模型方法验证了金融发展不同阶段对一国比较优势演变的动态作用，证实了二者之间的倒U型关系。 三、金融发展与比较优势的理论模型 （一）基本假定
Ju和Wei（2011）模型中一个重要的假定是：不同国家的厂商在生产中所使用的劳动资本比率相同，且固定不变。事实上，该假定与众多学者的研究结果相违背。Almeida和Campello（2007）、Shibata和Nishihara（2012）以及Belhaj和Klimenko（2012）都相继从经验或理论层面证实了：当金融系统处于不同发达程度时，企业对资本的使用偏好往往存在差异；随着一国金融系统效率逐渐提升，厂商面临的融资成本降低，有形资本投资偏好会呈现先提高后下降的过程。我们将这种企业家的投资行为用投资偏好进行刻画，并用e表示。假定企业生产中实际使用的劳动/投资比例
，为则在给定的技术水平下，企业家将雇佣
数量的劳动力，因此e越大表示企业的有形资本投资偏好越强。① 我们用企业外部融资过程中须向金融机构支付的中介费用，即融资成本来衡量金融发展水平，并用c表示。融资成本c越低，表明金融体系的运行效率越高，即金融发展水平越高。这里需要说明的是：现有研究对金融发展存在不同的评价指标，最常见的是通过金融系统提供信贷的能力，即融资约束进行衡量，如Caballero等（2008）与Antràs和Caballero（2009）的研究。这种方法倾向于对金融系统“量”的考察，相对应经验研究中的衡量指标则是信贷总量与GDP比率。事实上，近年来Rajan和Zingales（2003）与Cochrane（2014）等学者纷纷提出金融系统的效率要比规模更重要。而本文理论模型中利用融资成本对金融发展进行刻画，则正是出于“质”的考虑：一方面，融资成本的高低可以从侧面反映融资约束的松紧程度；另一方面，过高的融资成本也是金融系统竞争程度低的反映，是金融体系缺乏效率的体现。因此，我们认为融资成本c的降低代表了金融发展水平的提高。② 因此，存在与一定金融发展水平相对应的融资成本c*，当c＞c*时，有
＜0（融资成本下降，企业投资偏好上升）；当c≤c*时，有
＞0（融资成本继续下降，企业投资偏好达到最大值后也趋于下降）。我们随后会证明：正是由于随着金融发展所引发的投资偏好变化，最终导致了一国贸易比较优势的演变和全球范围内的国际分工变迁。
我们进一步假定企业家在第1期决定投资，在第2期生产和消费。定义
为厂商零利润水平时企业家1单位资本投入的收益，则
满足以下条件：
企业家1单位资本投入的预期总收入为：
借鉴Holmstrom和Tirole（1997）的金融契约理论模型：假定一个代表性厂商的最终产出取决于企业家的努力程度；企业家有两种经营方案可以选择，方案一的成功率高但是没有私人收益（可视为“好”方案）；方案二的成功率低，但是每1单位资本投入可以为企业家带来b单位的私人收益（可视为“坏”方案）。同时，由于信息不对称，金融机构无法观测企业家的经营行为，因此可将b视为企业家的代理成本。假定只有“好”方案是经济可行的，则必有
。 （二）厂商利润最大化问题 企业家选择一定水平的外部融资
和边际投资收益
，使下列形式的总收入水平最大化：
目标函数（5）为企业家生产的总预期收入；不等式（6）为金融投资者的参与约束条件，其中，不等式左侧为企业家的投资收益，应至少不小于右侧支付给金融投资者的外部融资成本；不等式（7）为企业家参与生产的激励相容约束（incentive compatibility constraint），只有当预期收益
大于等于代理成本b时，“好”方案才是经济上可行的。根据该最优化问题的互补松弛条件，易见企业家收入最大化将在不等式约束（6）和（7）紧束时取得。③ 由紧束的激励相容约束（可得：
=b （8） 将（8）式代入紧束的约束条件（6）中可得厂商的最优投资水平：
将式（8）和（9）代入式（5）可得企业家的预期投资收益：
假设资本所有者（潜在企业家）需要支付
单位以复合产品衡量的市场进入成本，才能进入n部门从事生产。在自由进入退出条件下，当市场处于均衡状态时，资本所有者作为企业家或金融投资者的收益应当无差异。因此市场自由进入的均衡条件为：
式（11）左侧为企业家收益，右侧为金融投资者收益。将预期收益（10）式带入市场自由进入的均衡条件（11）中，则资本收益表达式可整理为：
式（12）的左侧为1单位资本的总收益，被分为等式右侧的三部分：其中，（1+r）为金融投资者的收益；c为金融机构获得的中介费用，即企业面临的融资成本；
为企业家的收益。 （三）市场出清条件 在此基础上，我们考虑一国的经济均衡是如何由金融系统效率、投资偏好以及要素禀赋共同决定的。实际上，整个社会的经济均衡可由下面三组均衡条件决定： 第一组为市场自由进入条件。利用（4）式改写部门1和2的资本收益表达式（12）可得：
第三组为产品市场出清条件。假设一国所有消费者偏好相同，由消费者效用最大化条件可得：
联立（15）、（16）和（17）式可解得在一定生产要素水平下，两部门的均衡产出为：
由（18）式可得，资本要素或投资偏好的增加都会导致资本密集型产品相对产量提高，即产品相对产量随人均资本禀赋k与投资偏好e而变动：
将均衡产出
带入效用最大化条件（17）式中，可得出产品的相对价格：
联立（20）和（1）式，可解得两种产品的价格水平（
，
）；
再将产品价格（
，
）代入市场自由进入条件（13）和（14）式中，最终得到均衡时的总利率表达式：
至此，我们得到了一国经济均衡时的全部条件。下面则讨论在均衡状态下，金融发展将如何导致国际贸易比较优势的动态变化。 （四）均衡状态下的贸易分工 现在考虑两种国家，发达国家和发展中国家（分别用N和S表示），它们具备相同的生产技术与消费者效用偏好，而差别之处在于：第一，发达国家的资本要素禀赋高于发展中国家，即
；第二，发达国家的金融发展水平高于发展中国家，这种金融系统的效率反映为融资成本的高低，即
。
下面，我们重点讨论一国金融市场发展，融资成本降低，将会如何影响该国比较优势的变化。
将价格表达式（21）带入总利率的决定式（22）中，可得到总利率g与人均资本禀赋k的函数形式：g=g（k，e）。求解g=g（k，e）的反函数，最终得到资本实际利用水平的表达式
，即为一国在给定的金融效率c、投资偏好e下，与一定利率水平相对应的资本实际利用量
。由总利率表达式（22）可知
＜0，从而得到资本的实际利用水平随着总利率水平的下降而提高，即：
综上所述，一国金融发展通过降低融资成本影响企业投资偏好，乃至影响社会实际资本利用量，最终决定了资本密集型部门相对价格，即贸易比较优势。该路径过程如图1所示。
由此，我们得到以下命题。 命题：一国的金融发展水平与该国在资本密集型行业比较优势之间存在倒U型关系。具体而言：当一国金融发展水平较低时，金融系统效率的提升有助于提高该国在资本密集型行业的比较优势；然而随着金融体系进一步发展，资本密集型行业的比较优势将趋于下降。 （五）延伸：金融发展差异化视角下的资本流动 基于以上的理论模型，本文延伸出两点结论：第一，无论一国经济发展处于何种阶段，都存在与一定金融发展水平相对应的资本实际利用量，当该水平低于社会总资本禀赋水平时，社会中存在着一部分资本无法进入实体经济，此时即使通过引入外资，增加储蓄的方法也无法进一步提高社会生产活动中的实际资本利用量。第二，随着一国金融系统效率的提高，金融中介费用c逐渐下降，而总利率水平g-c+r先降低而后升高，由此可知实际利率水平r=g-c随着金融发展水平的提高也将经历先下降再上升的过程。而实际利率水平反映了金融资本的投资收益，决定了国际资本的流动方向。因此，当发展中国家处于金融发展初期、实际利率下降阶段，发达国家已进入金融发展后期、实际利率水平上升阶段时，国际资本将以金融资本的形式从发展中国家反向流入发达国家。④ 四、金融发展与比较优势的经验研究 在上述理论命题的基础上，本文利用OECD国家数据进行经验分析，力图验证金融发展与资本密集型行业比较优势之间的倒U型关系。 （一）数据来源 考虑到数据的可获得性，本文选用25个OECD国家2000～2006年的面板数据。据我们所知，只有OECD的STAN数据库（Structural Analysis Database）最全面的提供了基于行业层面的投入、产出以及贸易的时间序列数据。同时考虑到OECD成员国的进出口规模以及数据的连贯性，最终选择了其中25个国家2000～2006年，按ISIC.Rev.3.分类的行业进出口数据，具体国家包括：澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、意大利、日本、韩国、荷兰、墨西哥、新西兰、挪威、波兰、葡萄牙、西班牙、瑞典、瑞士、英国和美国。尽管这些国家同属于OECD国家，但金融发展水平具有差异性，符合本文的样本选择条件。 （二）变量的选择 1.行业要素密集度。本文并未简单将制造业整体作为研究对象，而是着眼于行业层面的分析，原因主要是考虑到不同行业的生产技术及经营特点不同，要素的投入需求存在差异。因此，我们首先需要对不同行业的要素密集度水平进行定义与衡量。 在密集度指标的选择上，我们参考现有研究（Braun，2003；Hur等，2006；Chor和Manova，2012）的做法，选取了最为广泛使用的指标。现有研究通常将美国视为不存在融资约束的情况，用美国行业数据的测算结果作为生产要素密集度的标准。具体而言，学者们普遍使用有形资本密集度（asset tangibility）作为一个行业中企业的资本结构受金融发展影响程度的衡量指标。其中，以Braun（2003）为代表的研究使用行业中企业厂房、设备等固定资产占全部账面价值的比重来衡量有形资本密集度（TANG），该指标反映了一个行业在生产经营中对固定资本的需求程度。除此之外，我们用企业中非生产型员工占总员工比重来衡量一个行业的人力资本密集度水平（HUMINT）；用行业中企业的全部资本与员工人数之比，作为该行业物质资本密集度的衡量指标（CAPINT）；最后，对于自然资源密集度（NRINT），我们参考Braun（2003）的研究，定义以下行业为自然资源密集型行业：食品及饮料的制造；木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业；纸和纸制品的制造；焦炭、精炼石油及核燃料的制造；橡胶和塑料制品的制造；其他非金属矿物制品的制造；基本金属的制造；金属制品的制造（机械和设备除外）行业，并用取值为0或1的虚拟变量表示。各行业的要素密集度水平如表1所示。
2.金融发展指标。选择恰当的金融发展衡量指标对本文的经验研究至关重要，而判断金融发展指标的选择是否得当，则取决于该指标是否能够全面反映社会资金的流动与配置效率。事实上，很难找到某个单一指标完全满足这一要求。为了更好地反映一国金融系统发展情况，我们参照
-Kunt和Levine（2001）对金融发展衡量指标的定义与分类，从世界银行的Global Financial Development数据库中综合选择了5个指标。这5个指标涵盖了金融系统规模、金融系统业务、银行系统收益、银行系统市场结构以及股票市场发展情况，因此可以认为是对一国金融系统规模和效率的全面反映。根据通常的认识，金融系统规模与业务的扩大、净利息收益率的下降、银行市场集中度的降低（竞争程度的加强）以及股票市场的发展，均反映了一国金融发展水平的提高。在下文的回归中，我们将顺次采用这5个指标作为金融发展的衡量指标（FD1～FD5），从而共构成5个回归。⑤具体的金融发展指标选取见表2。
3.其他要素禀赋的衡量。为了控制人力资本、物质资本以及自然资源要素禀赋对一国比较优势的影响，我们选用Barro-Lee指数，即25岁以上人口平均受教育年限，作为一国人力资本禀赋的衡量指标（HUM），数据来自世界银行Education Statistics数据库；选用人均总资本来衡量一国的物质资本禀赋（CAP），数据来自于联合国粮农组织统计数据库FAOSTAT；用人均可耕地面积作为一国自然资源禀赋的衡量指标（NR），数据同样来自FAOSTAT。主要变量的描述性统计见表3。 （三）模型设定 本文采取两种方法检验上文的理论命题：方法一是使用行业特定要素投入模型，对比较优势指数与金融发展变量进行回归；方法二则是利用HOV多要素模型，考察一国出口中的净要素含量与金融发展之间的关系。
1.金融发展与资本密集型行业比较优势：行业特定要素投入模型分析。首先，我们需要对一国出口的比较优势进行衡量，这里我们采用的是Balassa指数（Balassa，1986），即贸易竞争力指数（Net Export Competition Index，NXI）作为比较优势的衡量指标。⑥具体计算方法为：
其中，
与
分别是j国i行业的出口与进口额。Balassa指数越大，说明一国在该行业的比较优势越强。 为了确定金融发展对不同行业比较优势的影响，我们将回归模型设定为行业特定要素投入模型，因为在某种要素上具备更多禀赋的国家，应更多生产和出口密集使用该要素的产品。为了考察金融发展的不同阶段与资本密集型行业出口的倒U型关系，模型中同时包含了金融发展的一次项及二次项形式。此外，我们还引入了行业、国家及时间固定效应变量，以控制其他因素的非观测效应对比较优势的影响。最后，为消除变量的异方差性，同时使解释变量的系数反映变量之间的弹性关系，我们对等式两边的变量都取对数形式。最终模型为：
2.金融发展与贸易的净要素含量：HOV模型分析。本文还采用了HOV模型考察金融发展对贸易比较优势的作用。HOV模型（Vanek，1968）是一个多国家、多产品、多要素禀赋贸易模型，是对传统H-O模型的拓展。不同于传统H-O模型强调要素禀赋对产品交换的作用，HOV理论的核心思想是将国际贸易理解为包含在产品中的要素交换，一国应当是其充裕禀赋要素的净出口者。利用HOV模型，我们考察当一国的比较优势用包含在贸易中的净要素含量衡量时，命题所提出的金融发展与资本密集型行业比较优势的倒U型关系是否仍然成立。 参考Leamer和Levinsohn（1995）与Svaleryd和Vlachos（2005）的测算方法，经过一定化简，一国出口中的有形资本要素净含量可以通过下式进行测算：
（四）模型的估计结果 1.行业特定要素投入模型的估计结果。首先，我们对（27）式进行混合最小二乘估计，回归结果如表4的第（1）～（5）列所示。结果表明，在反映金融发展水平的5类变量中，除了银行净利息收益率水平FD3的估计系数的一次项不显著以及反映银行市场集中度水平指标的FD4均显著为正外，金融系统规模、金融系统业务以及股票市场发展这3个指标的系数均表现出了一次项大于0，二次项小于0的估计结果。这意味着当用这些指标衡量的金融发展水平提高时，该国在资本密集型行业的比较优势都会出现先提升后下降的过程，从而验证了本文的理论命题。在此基础上，我们又进一步计算了金融发展影响的转折点，根据估计结果，当lnFD低于4.2左右时，金融发展对资本密集型行业比较优势有正面促进作用，而高于该临界值后，金融发展的作用由正转负。除此之外，反映银行系统市场集中度水平的指标FD4的一次项及二次项均显著为正，说明随着银行集中度水平的逐渐降低，资本密集型行业的比较优势将持续提高。
除此之外，在控制了行业、国家、年份等可能影响一国比较优势因素的固定效应后，反映其他要素作用的交互项HUMINT×lnHUM、CAPINT×lnCAP、NRINT×lnNR的估计系数均显著大于0，这说明人力资本、物质资本与自然资源禀赋的提高均会显著提升一国制造业出口的比较优势。 2.HOV模型的估计结果。根据（28）式，本文分别对2000～2006年样本中25个OECD国家出口中的有形资本要素净含量进行了测算（见图2）。在25个OECD国家中，丹麦、法国、德国、匈牙利、意大利、日本、韩国、墨西哥、瑞士、英国以及美国出口中的资本要素净含量水平低于1，为资本要素的净进口国家，其余国家则为净出口国家。从数值的大小来看，日本和瑞士是样本国家中有形资本要素净进口最多的国家，而澳大利亚、新西兰和芬兰则是有形资本净出口最多的国家。 在得到了各个国家的资本要素净出口数据后，本文在（29）式的基础上利用面板数据估计方法，将出口中的资本要素净含量对金融发展变量进行了回归估计。我们首先采用Hausman检验来判断应当采用固定效应模型（fixed effect model）或随机效应模型（random effect model）。由于Hausman检验在1%的显著性水平下拒绝了固定效应模型，因此5组回归均选择随机效应模型。最后，为消除面板数据模型中的异方差性与残差相关性，我们采用了可行广义最小二乘估计方法（feasible GLS）进行修正，估计结果如表5所示。
类似于表4，表5的结果表明在5组反映金融发展指标的变量中，除FD3只有二次项显著以及FD4系数显著大于0以外，⑦反映金融系统规模、金融系统业务以及股票市场发展的3组指标的估计系数，均为一次项显著大于0，二次项显著小于0。这又一次验证了本文理论模型的结论：当一国金融市场处于较低水平时，金融发展将促进资本要素的净出口；而随着金融市场的不断完善，企业投资偏好下降，出口产品中所包含的资本要素含量反而会随之下降。同样的，通过计算金融发展的转折点，我们发现当lnFD低于4左右时，金融发展对有形资本要素出口具有正面作用，而高于该转折点时，其作用将由正转负。此外，与表4结果相一致，银行系统市场集中度指标FD4的一次项与二次项的符号均显著大于0，说明银行市场集中度的降低会持续提升一国在有形资本要素上的比较优势。最后，在金融发展系数显著的第（1）、（2）、（5）列中，HUM的系数显著小于0，而CAP及NR的系数显著大于0，意味着人力资本水平的提高会降低一国有形资本要素的出口，而物质资本及自然资源禀赋则相反。 以上两种不同的分析方法，都较好地验证了本文理论命题：随着金融市场的发展，一国在有形资本密集型行业的比较优势会经历先上升后下降的过程。 （五）内生性问题⑧ 本文经验研究中存在着一个不可忽视的问题，即变量的内生性问题：Do和Levchenko（2007）的研究发现，金融系统的效率不仅会影响国际贸易，而贸易结构也会反作用于金融体系的发展。因此，为了克服变量内生性所导致的有偏估计，本文采用GMM方法对计量模型进行修正。 GMM作为动态面板数据回归方法，最早由Arellano和Bond（1991）、Arellano和Bover（1995）以及Blundell和Bond（1998）提出，现已被广泛运用到金融发展对经济增长的研究中。其方法可简要概括如下： 用y表示取对数形式的被解释变量：资本密集型行业比较优势（lnBALASSA）与资本要素净出口含量（lnTANGCONT）；用X表示包括金融发展指标在内的所有解释变量。考虑以下形式的回归模型：
上式可改写为：
为了进一步消除固定效应的影响，对上式取一阶差分形式，得到：
相较于通常的静态面板回归方法，这种差分形式的回归模型可以利用滞后项的解释变量与被解释变量作为工具变量来消除行业、国别、时间等固定效应的影响，从而更有效地确定金融发展对一国比较优势的外生作用。但是，差分GMM方法（difference GMM）可能会导致弱工具变量问题。在此基础上，Arellano和Bover（1995）与Blundell和Bond（1998）提出将差分GMM与水平GMM（level GMM）相结合的系统GMM方法（system GMM），以提高估计的效率。因此，我们选用系统GMM的方法，重新对模型进行回归估计，得到结果如表6和7所示。
首先，我们先检验GMM方法的诊断性检验是否能通过：由表6和7可知，AR（1）检验p值均小于0.1，说明残差项存在一阶自相关；AR（2）检验的p值均大于0.05，则说明残差项不存在二阶自相关，符合GMM模型的假设条件；此外，Sargan检验的p值均大于0.05，因此接受原假设，即工具变量不存在过度识别问题，其选择是合理的。 对比表4和6、表5和7的结果可以发现，5组回归中有3组估计结果的符号和显著性在静态回归与动态GMM回归中保持一致。在金融发展以金融系统规模、金融系统业务以及股票市场发展这3个指标衡量的分组回归中，金融发展的系数均表现为一次项系数大于0，二次项系数小于0的结果，较好地验证了理论模型提出的倒U型假说，说明本文回归分析结论较为稳健。而静态与动态回归的不同之处则主要有以下三点。
第一，在静态模型与动态模型估计中，FD3的估计系数符号发生了改变，而FD4的估计系数尽管均维持了正号，但却并不显著，我们不能得到一国银行系统收益、银行系统结构与比较优势之间具有某种确定性关系的结论。其原因可能在于，银行系统收益和银行集中度作为金融发展的衡量指标具有一定不确定性：银行系统收益降低意味着银行市场竞争程度的增强，同时也反映了银行自身盈利能力的减弱；类似的，银行集中度水平下降一方面反映了市场竞争程度的提高，而另一方面，一些学者的研究结果却表明集中度更高的银行体系反而能更有效地为企业提供贷款（Petersen和Rajan，1995；Bremus等，2013）。正是由于这两个指标在反映金融发展水平上存在一定争议性，最终使经验分析与理论模型结论不一致。第二，尽管符号一致，GMM系数估计结果的数值均小于静态回归结果，这说明金融发展对比较优势的影响在不考虑内生性的静态分析中被系统性高估了。第三，其他要素禀赋变量的估计结果在静态与动态分析中有所不同，其中主要体现在物质资本禀赋的作用上。我们发现，无论采用特定要素投入模型，还是HOV模型分析方法，物质资本禀赋的作用在静态估计中（表4和5）都显著为正，而在动态GMM估计中（表6和7）中则并不显著，符号甚至为负。这说明一国物质资本存量提高，并不一定能提升其在资本密集型行业上的比较优势。这一结果实际上支持了前文的理论论断，即一国在资本密集行业的比较优势，是与一定金融发展水平相适应的，仅靠资本要素禀赋条件无法决定一国在制造业具有的比较优势水平。 五、总结与政策建议 本文探讨了金融发展与制造业发展的深层联系机制，通过构造一个包含厂商、金融投资者和金融部门的一般均衡模型，阐明了金融发展对一国比较优势演变的作用。本文的主要结论是：融资成本与企业投资偏好之间存在倒U型关系，致使一国金融系统效率的提升可以通过影响总利率水平、社会实际利用资本水平乃至产品相对价格，最终导致该国在资本密集型行业的比较优势也将出现先提升后下降的变化过程。在理论分析基础上，本文利用2000～2006年25个OECD国家22个制造业行业的数据，通过行业特定要素投入模型与HOV模型两种方法对金融发展与比较优势的关系进行经验检验，得到了与理论命题相一致的结论；而进一步利用动态系统GMM方法对内生性问题进行修正后，研究结论依然稳健。 本文提出并论证了金融发展影响实体经济的作用机制，解释了当前资本密集型制造业从英美为代表的传统发达国家，向以中国为代表的发展中国家转移的深层原因。研究结论具有重要的政策含义： 一方面，对金融发展初始水平很低的发展中国家来说，金融市场的完善有助于提高其在资本密集型行业的比较优势。因此就金融发展对实体经济的促进作用而言，金融发展对发展中国家的意义，要远大于已具备相对完善金融体系的发达国家。发展中国家应进一步提高金融系统的竞争程度，拓展金融业务，形成多元化的金融机构体系，为资金在社会的有效流动以及合理配置提供渠道，这对发展中国家提升制造业比较优势意义深远。另一方面，对传统发达国家来说，由于金融体系的进一步发展势必会逐步降低其在资本密集型行业的比较优势，因此发达国家在获得经济全球化带来的收益的同时，也面临着制造业向外转移，产业空心化的风险。在此背景下，近年来以美国为代表的发达国家纷纷提出“再工业化”战略，发出了向实体经济回归的讯号。对此，发达国家应当把战略重点放在自身经济结构的调整上，通过加强金融监管水平，进一步巩固在金融服务业上的竞争优势；同时引导社会资金更合理地流向实体经济，特别是投向新型高端制造业，通过放宽出口管制，扩大高科技产品出口，更好地发挥其在高新技术领域的优势。这才是解决当前国际收支失衡问题和实现经济平衡增长的根本出路。 作者感谢两位匿名审稿人提出的宝贵建议。当然，文责自负。本文仅代表个人观点，与所在单位无关。 ①因为e越大，意味着企业生产活动中的劳动/资本比率
越低，即人均资本比率越高。 ②在经验检验部分，本文选取的衡量指标综合考虑了金融发展的“量”和“质”两方面。 ③易证目标函数为拟凹函数，可利用Kuhn-Tucker条件求解该最优化问题：当拉格朗日乘子
=
=0时，由互补松弛条件，可得
≤0，1+
≤0，显然与经济假设不符。因此，
、
≠0，根据互补松弛条件，最优化条件将在约束（6）和（7）紧束时取得。限于篇幅，具体推导过程可向作者索取。 ④从这一角度出发，我们认同赵勇和雷达（2009）研究中提出的“当前中美经济失衡是金融全球化和国际产业转移背景下，全球金融中心与制造业中心在国际分工协作和利益分配上的失衡，是全球化时代中美比较优势差异的自然反应”的论断。 ⑤一般认为净利息收益率和银行集中度水平越低，意味着金融系统竞争越激烈，金融发展水平越高，因此在回归中对这两个指标取倒数形式。 ⑥这里的Balassa指数的计算方法来源于Balassa（1986）的研究，与通常的显示性比较优势（RCA）指数有所不同，该指数可以弥补RCA指数忽略进口情况，在经济规模较大时容易导致计算偏差的缺点（Greenaway和Milner，1993），因此已被国内外众多学者广泛使用，如Webster和Gilroy（1995）、Svaleryd和Vlachos（2005）、Hur等（2006）以及包群和阳佳余（2008）。 ⑦对于指标FD3和FD4出现的与理论模型结论不一致的情况，我们将在下文中予以解释。 ⑧感谢匿名审稿人对本文内生性部分提出的建议。
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