金融发展影响企业出口持续时间研究

许和连，李 娟，王海成

(1.湖南大学经济与贸易学院，湖南长沙 410079；2.中国宏观经济研究院，北京 100038)

一、引 言

对于大多数发展中国家而言，提高企业在出口市场上的存活率是实现一国出口持续增长的必要条件[1]。一方面，相比高收入国家，低收入国家虽然在建立新的贸易关系上表现较好，但存在存活率相对更低的重大问题[2-4]；另一方面，新建立的贸易关系对出口的促进作用远不如既有的贸易关系，并且这一情况在发展中国家更为突出[5]。因此，探寻决定企业出口持续时间的关键因素，以促进企业持续出口成为包括中国在内的发展中国家政策制定者和学者共同关心的重大问题[6-8]。

目前关于企业出口持续时间决定因素的相关研究主要关注了产品和市场多样性[9-10]、出口市场异质性[11]和出口学习效应[12-14]等三支文献。事实上，由于持续性出口活动因在市场进入、贸易关系维持及市场退出行为时往往需要投入大量的资金，金融发展会对企业出口持续时间具有重要的影响。实际上，我国政府已注意到金融发展的必要性。如我国在十三五规划中提出“健全商业性金融、开放性金融、政策性金融、合作性金融分工、相互补充的金融机构体系，构建多层次、广覆盖、有差异的银行机构体系”这一政策作为我国金融发展目标。

本文基于手工查找的2001—2006年全国各区县的银行分支数据、中国海关数据库与中国工业企业数据库的匹配数据，采用cloglog模型来研究金融发展对企业出口持续时间的影响。我们发现，金融发展能够缓解企业融资约束，加强企业抵抗国际出口市场风险的能力，进而延长出口持续时间。与以往文献相比较，本文的贡献主要有以下两个方面：

第一，现有文献的研究重点多为金融发展影响企业的单期出口活动，如毛毅[15]研究了金融发展影响着企业出口概率；孙灵燕和李荣林[16]考察了企业融资约束异质性影响中国企业出口可能性；杨连星等[17]研究发现金融发展程度的提升能够极大地降低企业融资约束的限制，从而对企业出口进入边际、集约边际、扩张边际产生促进效应。而本文将从多期贸易活动来研究金融发展如何影响企业出口活动，并考察了金融发展对出口目的国差异、所有权异质性、资本密集程度异质性企业的出口持续时间的影响。

第二，在研究金融发展的相关文献中，金融发展的衡量指标主要有以下两种：一是樊纲等[18]使用的中国各地区金融市场化指数，即金融业的竞争指数与信贷资金分配的市场化指数；二是Goldsmith[19]提出的金融相关比率指标，即金融资产总量与GDP之比。本文使用各区县银行分支机构成立数量与区县面积之比加1取自然对数来衡量金融发展程度，贾春新等[20]认为银行分支机构增多引起的银行市场竞争的加剧和银行市场的重组，是完全独立于经济增长之外的金融发展指标，故可以更为精准地识别金融发展对企业出口持续时间的影响。从数据层面来看，本文使用金融发展数据是手工收集的2001—2006年各个区县层面的银行分支机构数据，相比使用省级或市级金融发展变量，其更为完整与细化，能够更好地反映地区间银行密度的差异，为实证研究奠定了更为可靠的识别基础。

二、影响机制分析

传统贸易理论认为国家的贸易比较优势在于其劳动生产率差异和资源禀赋的相对稀缺程度，忽略了金融发展所形成的比较优势。金融发展作为一种特殊的禀赋资源，无论对金融部门本身，还是对进出口贸易都有着重大的意义。Levine[21]研究发现金融发展具有动员储蓄、信息识别、监管控制、风险管理、便利交换功能。其中，金融发展不仅通过储蓄功能提高资本的可获得性，还通过改变竞争结构克服企业融资的信息不对称问题，同时将资本配置给投资回报率较高的企业，从而实现经济增长。

(一)金融发展提高企业外部资金可得性，缓解融资约束

1.金融发展通过缩短银企间距离提高企业外部资金可得性

随着我国改革开放和金融发展，我国通过引进外资银行、组建股份制银行及其他银行类金融机构来推动国有商业银行的改革，实现以增量改革促进存量改革的目标。Angelini和Cetorelli[22]发现银行分支机构数目的增加将导致信贷供给曲线的外移，降低银行部门对信贷的标价，从而实现资金的大量供给及降低企业的融资成本。除此之外，地区银行数目的增多意味着银行与企业间的距离将会被缩短。而区域位置的相近将会使得银行对企业的产权结构、治理机制、经营状况等有更多的了解，如银行在贷前对企业进行资格评审，判断其前景、技术、收益和风险，还在提供资金的过程中对企业经营活动进行监督管理，从而克服银企之间的信息不对称问题，提高企业外部资金的可得性。

金融发展的作用不仅仅在于资金融通，更在于降低信息不对称及识别、投资优质项目或企业，达到优化资源配置效果[23]。由于我国以银行为主导的金融体系往往在资源的分配使用上未达到合理配置，未能实现资源效益最大化。故与具有国家扶持、较多的资本可抵押的国有企业[24]相比较，非国有企业面临着严重的融资约束。金融发展通过缩短银企间距离，减少信息不对称问题，进而识别出前景明朗、技术成熟、高收益、不确定性和风险较低的企业或项目，改善社会资源配置，提高非国有企业获得外部资金的可得性。

2.金融发展通过提高银行业竞争程度缓解企业融资约束

银行分支机构数目的增加导致的机构间竞争加剧、机构内部工作效率提高，使储蓄者确信其工作效率并建立声誉，从而聚集社会资金，明显地改善为企业融资的资金供给情况。大量实证研究表明，银行业竞争程度的提高打破少数银行对信贷市场的垄断主导地位[20]，银行与企业间的地位会趋向平等化，趋于市场化的银行以自身优质的服务及产品吸引企业，而企业可以按照自己的成本预算、经营特点来自主决定产品及服务；银行为了保持或者争取更多的信贷市场份额将会降低期望收益率和保本贷款额，增加信贷供给，因此会有助于缓解企业融资约束[25-26]；银行间的竞争程度还利于降低企业的信贷成本及抵押品、贷款额的门槛[27]，同时缩短企业融资所需要的时间，既缓解了企业的融资约束，又刺激着企业对银行信贷资金的需求。

(二)融资约束影响企业出口持续时间分析

基于金融发展缓解企业的融资约束的事实，本文主要从以下三个方面考虑融资约束影响企业的出口持续时间。第一，出口企业通常拥有多个出口目的国，其在每一个出口目的国都需要承担大量的前期沉没成本、固定成本及出口特有的可变成本，融资约束影响着企业的出口目的国数量[28]，使得出口企业退出已有市场或仅能保守地选择已有市场而失去开拓国际市场的机会。若出口企业能够解决融资约束问题及时地获取资金，那么企业出口多个目的市场的可能性将提高，占据国际市场份额的机会将增多，企业将会在国际市场更具有竞争力，出口生存环境将会被明显改善，从而在出口市场存活的时间将不容易中断。第二，由于贸易双方可能存在语言不同、距离相距较远、边境没有接壤及出口目的国为内陆国家等原因，企业无论是在进入出口市场时还是在出口过程中都需要承担收集他国市场信息、营销、运输、关税等一系列成本。金融发展能够缓解企业的融资约束，出口企业将有能力支付贸易所必需的出口外销成本，这将利于企业贸易活动的开展及持续。第三，生产率的提高对企业出口持续时间存在促进作用[29]。企业无论是通过自主研发活动还是享受国外市场的技术外溢来提高企业生产率，均需要资金支持。金融发展缓解企业融资约束，则利于出口企业进行技术研发与创新活动，进而提高生产率，从而影响着企业出口持续时间。

由此可见，金融发展通过银行机构的储蓄功能积累资金，不仅为企业出口生产扩张创造了条件，还为信息识别、资本配置功能的发挥创造了前提，进而使得企业融资环境得到改善，缓解了企业融资约束。企业融资能力的提高，意味着企业将能够支付出口贸易中所需的成本及为研发项目提供资金，故金融发展将利于企业出口持续时间的延长。

三、数据说明与描述性统计

(一)数据来源及处理

本文的研究数据源于三个数据库：

第一个数据库是来自银监会的数据。中国银监会公布了1949年开始的20多万家不同性质的金融机构的编号、证件流水号、机构名称、批准成立日期和发证日期等，但该数据并不包含金融机构直接的地理位置信息。为此，我们手工查找了各股份制商业银行具体的地理位置，建立了其所在的省、市、县层面的地理位置信息变量。

第二个是国家统计局2001—2006年的中国工业企业数据库。本文进行了如下处理：(1)参考Boldrin和Levine[30]的做法，依据企业的法人代码、企业名称、地址、电话号码等信息对不同年份间的企业进行识别，再进行组合。(2)调整行政区划代码。我国的行政区划经历多次调整，可能会导致年份之间不可比，借鉴Bao等[31]的做法将行政代码重新调整为2002年的行政区划代码。(3)删除企业员工少于10人，总资产、净固定资产、工业总产值、销售额缺失，总固定资产大于总资产、流动资产大于总资产、国有资本金、个人资本金、外商资本金等资本金缺失的样本。

第三个是2001—2006年中国海关数据库。该数据库包括了我国境内所有出口企业的所有制类型、出口类型、出口数量和金额、贸易方式、出口目的地等详细信息。为避免异常值、缺失值等引起的研究偏误，本文剔除了出口企业的所有制类型、出口类型、出口数量和金额、贸易方式、出口目的地等变量缺失、负值和零值的样本，并经过相关处理得到企业出口产品种类、出口目的国种类、双向贸易数据。

对于不同来源数据的匹配，具体的方法如下：首先，将海关数据月度数据加总为年度数据，与2000年的海关数据进行匹配并进行左删失，进而得到于2000年未出口而在2001—2006年出口企业及相关数据；其次，将海关数据按照企业名称、年份信息，与工业企业数据库进行合并；最后，根据工业企业所在县将带有出口信息的工业企业数据库与各县银行分支机构进入年份数据匹配，最终得到本文研究所需的数据集，其包含52 974个出口企业和170个出口目的国，共504 314个企业与出口目的国的贸易关系。

(二)中国企业的出口持续时间

关于企业出口持续时间，我们将其定义为一国某一个企业进入别国的某一市场到退出该市场(中间没有间断)所经历的时间。根据这一定义，我们可以得出企业出口到特定目的国的持续时间。关于数据的处理方面需要特别一下说明三个问题：(1)数据的左删失问题，本文保留的是在2000年期间不存在贸易关系，但在2001—2006年间存在贸易关系的出口企业及对应的目的国组合，即在本研究中出口持续时间最长为6年；(2)数据的右删失问题，离散时间cloglog模型能够较好地解决数据右删失问题；(3)多持续段的问题，企业的贸易关系在样本研究期间中断但是在接下来的某个时间该贸易关系又继续存在，陈勇兵等[29]表明多个持续段的存在不会对样本观测值持续时间的长度产生影响。因此本文假定贸易关系的多持续段间是相互独立的，从而得到出口持续时间段的全样本数据。经过整理，最终得到504 314组贸易组合关系。

本文首先计算了中国出口企业贸易关系在样本期间持续时间长短的情况，如表1所示。在样本数据的504 314组贸易关系中仅有0.55%的贸易关系超过六年，即只有2 804组贸易关系持续了六年以上。绝大多数(62.82%)的贸易关系只持续了1年，即316 810组贸易关系仅持续了1年。由此可见，中国企业的出口持续时间普遍较短。

表1 贸易关系存在的类型

表2 中国企业出口生存函数的总体估计

使用Kaplan-Meier乘积限估计式，我们对样本数据的出口生存函数进行了总体估计，如表2所示。我们可以发现中国企业出口持续时间的均值为2.3年，中位值为2年，近87%的贸易关系的出口持续时间超过1年，意味着约13%的贸易关系在出口1年后就停止了，近45%的贸易关系持续时间超过6年，表示55%企业持续出口6年后就中止了出口活动。

四、计量模型设定及变量说明

(一)计量模型设定

由于Cox比例风险模型为连续时间模型，存在贸易持续时间的节点问题且需要满足个体间的危险率之比不会随时间而变化。故本文遵循Holger和Spaliara[32]的做法，使用离散时间cloglog模型(Complementary Log-Log Model)来考察金融发展对企业出口持续时间的影响。离散时间cloglog模型如下：

其中，i为行业，r为区县，t为年份，h(t)是企业在t年份的风险概率。densirt表示该企业所在区县该年的金融发展状况，企业贸易失败率主要源于两个方面：一个方面是出口企业所面对相同的出口风险，另一方面是由于企业的异质性致使出口企业抵抗风险能力不同。故控制变量X包括国家特征变量和企业特征变量。γ表示基准风险率，即当所有的解释变量都趋于0时企业在出口市场中面临的风险。同时还加入了行业μi、地区λr和年份χt的控制变量来控制其他因素的非观测效应对企业出口持续时间的影响。

(二)指标选取

1.被解释变量

被解释变量为一组贸易关系在t时期是否结束的二元变量，即为“0”或者“1”虚拟变量。若一组贸易关系的出口持续时间是完整的，则将其最后一年的fail(“失败”事件的发生)赋值为1，其余年份为0，若出口片段为右删失，即2006年仍未退出出口市场，则将其每年的fail都赋值为0。

2.解释变量说明

金融发展变量。①银行密度(dens)，参考Benfratello等[33]对金融发展指标的定义，用每个区县的银行数量除以区县面积来衡量，加1后取自然对数。

企业特征变量。①企业融资能力(capability)，参考冯科[34]的做法，使用取自然对数的固定资产与总资产之比来衡量。②全要素生产率(tfp)，使用以中间投入品为代理变量的LP方法测算结果来衡量。③出口目的国数量(lndesnum)，使用取自然对数的企业每年出口目的国数量来衡量。④出口的产品种类(lnpronum)，使用取自然对数的企业每年出口产品种类来衡量。⑤企业的初始贸易额(lnexpv)，使用取自然对数的初始贸易额来衡量。⑥企业规模(lnsize)，采用取自然对数的总资产来衡量。⑦是否为双向贸易(twoway)，存在双向贸易关系则取值为1，否则为0。⑧出口企业是否为国有企业(state-owned)，企业的实收资本中国家资本所占比重最大则取值为1，否则为0。⑨出口企业是否为外资企业(foreign)，企业的实收资本中外商资本所占比重最大则取值为1，否则为0。⑩企业存续年限(lnage)，使用取自然对数的当年年份与企业成立年份之差来衡量。

国家特征变量。①国家风险(risk)，本文基于国际风险国家指南数据库(International Country Risk Guide)引入该变量，出口目的国的风险等级越高，取值越大。②出口目的国是否为内陆国(land)，为内陆国家则取值为1，否则为0。③是否有共同语言(comlanguage)，拥有共同语言则取值为1，否则为0。④国家规模(lngdp)，使用取自然对数的目的国GDP来衡量。⑤双边距离(lndistance)，使用取自然对数的本国与目的国首都间距离来衡量。

五、回归结果

(一)基本回归结果

表3 总体回归结果

表3给出了基于全样本的回归结果。列(1)为没有控制时间、行业与区域固定效应的回归结果，发现金融发展对企业出口失败率的影响在1%的水平下显著为负。列(2)和列(3)分别为在列(1)的基础上控制行业与区域固定效应、控制时间与行业固定效应后的回归结果，发现金融发展对企业出口失败率的影响均在1%的水平下显著为负。列(4)为在列(1)的基础上控制时间、行业与区域固定效应的回归结果，发现金融发展对企业出口失败率的影响仍在1%的水平下显著为负。表3的回归结果证明了金融发展对企业出口失败率的存在显著的抑制作用。

接着我们对解释变量的回归结果进行简要分析。融资能力(capability)越强，企业越有能力支付出口所需的一系列成本，面对国际市场的外部冲击，出口失败率将会越低，即融资能力将利于企业出口持续时间的延长。企业的生产率(tfp)越高，可降低企业生产的可变成本，在国际市场更具有竞争力，从而降低出口失败率。出口目的国数量(lndesnum)意味着出口市场的多样化，利于企业的出口风险分散化，从而降低出口失败率。出口产品种类(lnpronum)对出口失败率的影响为正数，这意味着产品多样化并未给企业带来竞争优势，可能的原因为企业出口的产品种类过多将分散企业的专注研发能力，反而不利于企业在国际市场生存[29]。企业的初始贸易额(lnexpv)越大，贸易双方信任度越高，越不容易中断贸易联系。企业规模(lnsize)对出口失败率的影响为正数，这意味着大规模的企业的贸易联系更容易终止，可能是规模大的企业往往倾向于产品多样化，造成企业难以维持较长的出口持续时间[8]。企业与目的国为双向贸易(twoway)，意味着企业的贸易经验较丰富，出口失败率将降低。国有企业(state-owned)因管理体制不完善，市场了解度不高，加大出口失败率；外资企业(foreign)因管理效率高、出口经验丰富等原因，将降低出口失败率。企业存续年限(lnage)对出口失败率的影响为正数，其可能的解释为老企业比新企业更喜欢在不同的目的地市场转换，从而降低在固定市场的出口持续时间。出口目的国的国家风险(risk)等级越高，说明企业面临的不确定性越多，越容易中断贸易关系。出口目的国为内陆国(land)、双边距离(lndistance)越大，意味着企业出口到目的国的运输、保险、关税成本越大，不利于贸易联系的维持；贸易双方拥有共同语言(comlanguage)能够降低贸易成本，利于贸易联系的维持。出口目的国的国家规模(lngdp)越大，说明目的国的消费能力越大，贸易需求越大，出口失败率越低。

(二)稳健性检验

为了证明前文结论的可靠性，本部分采用改变离散时间危险模型形式及使用滞后一期工具变量进行稳健性检验，结果见表4。

1.改变离散时间危险模型形式

本文使用的是二项选择的离散时间危险模型，为了估计模型的变量，需要设定出口危险率fail的函数形式，大多数情况下应用的函数形式是正态分布、logistic分布或者极值分布，分别对应probit模型、logit模型和cloglog模型，他们都具有比例风险模型，能够很好地解决右删失问题。这三种模型都可以用来研究企业的出口持续时间，但是在中国企业的出口持续时间分析中我们发现企业的近三分之二贸易关系仅存活一年，呈极值分布。故本文所采用的计量模型为离散时间cloglog模型，并使用probit模型、logit模型来对这一结论进行稳健性检验。列(1)和(2)为改变离散时间危险模型形式的金融发展对企业出口失败率的影响结果，在probit、logit模型中金融发展对企业出口失败率的影响都是在5%的水平下显著为负。

2.使用滞后一期工具变量

尽管我们在金融发展影响企业出口持续时间研究中选择较为合适的模型并对该模型控制了年份、行业和地区效应，但仍可能存在着遗漏变量问题。除此之外，虽然对企业而言金融发展是一个外部因素，但是银行在金融发展与改革的环境下为达到盈利性目标或推动国家经济增长的目的，提高企业获取外部资金的可能性时将融资对出口企业的影响纳入考虑，易造成金融发展与企业出口持续时间的内生性问题。为了减轻模型中存在的内生性问题，我们采用滞后一期的金融发展变量作为滞后一期工具变量进行稳健性检验，这样既可以保证工具变量和内生解释变量金融发展显著相关，又可以保证工具变量相对于出口持续时间的外生性。回归结果显示滞后一期工具变量对企业出口失败率同样具有负向且显著的影响，其他变量的回归结果同基本回归的结果相比并无太大变化。

这表明金融发展对企业出口持续时间存在正向影响这一结论是稳健的。

表4 稳健性检验结果

(三)分样本回归

1.出口目的国差异

企业出口持续时间不仅和企业自身所具有的优势有关，也和出口目的国的经济规模等有关。发达地区国家因其经济规模较大，有着发展中国家无法比拟的消费需求。因此，为了进一步研究金融发展对不同类型的出口国产生的影响，我们按照出口目的国的经济情况将全部样本划分为发达国家、发展中国家进行回归分析。

表5列(1)和(2)可以看出，金融发展对出口至发达国家的企业出口失败率在10%的水平下显著为负，对出口至发展中国家的企业出口失败率则是在5%的水平下显著为负，并且影响系数显著大于前者。可能的解释是：由于企业进入市场规模、经济规模较大的国家需要投入大量的资金，融资约束使以市场开拓为动机的企业只能选择市场、经济规模较小的东道国[35]，则出口至发达国家的企业面临着相对较小的融资约束，而出口至发展中国家的企业面临着较大的融资约束；由于发展中国家的市场经济规模、消费能力有限，当出口企业资金周转困难很可能考虑到退出市场影响企业的存续时间，故出口至发展中国家的企业对融资约束较为敏感。因此，金融发展显著地缓解出口目的国为发展中国家的企业的融资约束，使得其能够承担一系列成本，致使企业不必终止与发展中国家的贸易联系。

2.企业所有制差异

由于中国不同的所有制企业的历史背景、自身规模等存在差异，其寻求信贷分配、获得资金能力也是存在显著差异。因此，为了进一步考察金融发展对不同企业类型的出口持续时间所产生的影响，我们根据不同类型资本投入与实收资本之比将企业划分为国有企业、外资企业和民营企业。

从表5列(3)～(5)中可以看出，金融发展对国有企业、外资企业的出口持续时间的影响均不显著，但对民营企业的影响在1%的水平下显著为负。可能的原因在于：由于政府是国有企业的所有者及管理者，政府往往会出于父爱主义或者政治庇护的目的与动机，通过贷款数量或者贷款价格的优惠政策对国有企业的发展进行偏向性的扶持，故国有企业面临着非常弱的资金约束[36]；外资企业一方面可以通过母公司借助国外的金融体系获得融资，所以其对中国国内的金融体系的依赖较小，另一方面，中国的地方政府竞相通过赋予外资企业各种超国民贷款优惠条件展开引资竞争，故外资企业具有较强的融资能力；由于长期存在的所有制金融歧视[37]，民营企业在市场准入、贷款利率等方面受到歧视，故民营企业在生产经营活动中面临着较大的融资约束[38]。因此，较之国有企业和外资企业，金融发展缓解融资约束对民营企业出口持续时间影响更大，更能提高其生存能力。

3.行业差异

由于电子及高新技术产品等资本密集型行业相对服装等依赖初级生产要素的劳动密集型行业的资金需求较大，故资本密集型行业对金融发展反应更为敏感。借鉴Lu[39]的做法，我们选取各个行业内所有企业资本劳动比的中位数作为该行业的资本劳动比，然后取行业资本劳动比的1/2分位点作为不同行业的分界点，将样本数据分为劳动密集型行业和资本密集型行业。

表5列(6)和(7)给出了对不同行业样本组的回归结果。可以看出，对于资本密集型行业，金融发展对企业出口失败率的影响在1%的水平下显著为负，而对于劳动密集型行业则没有通过显著性检验。这意味着金融发展能够显著地抑制资本密集型行业的出口失败率，利于其延长出口持续时间。这一结果的解释为：对于投资规模较大、技术含量较高的行业而言，能否获得足够的资金是企业生死存亡的关键所在[40]，故加大我国金融发展力度，为具有良好发展前景的资本密集型行业提供充足的资金支持，利于延长我国资本密集型行业的出口持续时间；企业的劳动密集程度越高，越不容易具备向银行分支机构贷款所需要的抵押担保条件，很可能造成金融发展对企业出口活动的促进作用在劳动密集型行业体现不明显[41]。

表5 分样本回归

(四)影响机制检验

根据前文的影响机制分析，金融发展主要通过增加企业外部资金的可获得性降低企业出口失败率。若该机制分析合理，则可推断对外部资金依赖程度较强的行业，或外部融资约束较强的企业中，金融发展对企业出口持续时间的影响更大。本部分采以下两个指标来度量企业对外部资金的依赖程度：

第一个指标是Rajan和Zingales[42]计算的行业外部资金依赖度指标(简称为RZ指数)，该指数用标准普尔公司会计数据库中美国企业投资中不能通过内部现金流融资部分的比例表示。由于不同国家和时期的行业特征差别不大，行业融资依赖度变化幅度较小，较为稳定，所以我们使用美国的行业融资依赖数据作为其它国家融资依赖程度的代理变量。该文给出了ISIC 36个行业的指数，我们将其与《国民经济行业分类标准(2002)》27个行业进行了对应。RZ指数数值越大，意味着行业外部资金依赖度越高。第二，由于RZ指数反映出是企业所在行业间的融资约束程度，而非融资约束的绝对指标。故我们借鉴Hadlock和Pierce[43]方法，使用企业规模和企业年龄两个随时间变化不大且具有很强外生性的变量构建了SA指数：-0.737×size+0.043×size2-0.04×age，size表示企业规模，仍然使用取自然对数的年平均就业人数，age表示企业年龄，使用观测年度与企业注册年度之差来衡量，SA指数越小，说明企业受到的融资约束程度越严重。

表6 影响机制分析

为检验当企业对外部资金依赖程度较大时，金融发展是否对出口持续时间产生明显的影响，我们在模型(1)中加入RZ指数、SA指数，及其与金融发展的交叉项进行回归分析。表6的列(1)显示，当采用行业外部资金依赖度来度量企业外部资金依赖程度时，dens×B的系数为正且在1%的水平下显著，这一结果表明相较于低外部资金依赖度的行业而言，金融发展对高外部资金依赖度的行业的企业出口持续时间具有更为显著的影响。列(2)为采用SA指数来衡量企业的融资约束情况时，dens×SA的系数显著为负，表明相较于融资能力较强的的企业而言，金融发展对融资能力较差、融资约束程度较为严重的企业出口持续时间促进作用更为明显。

六、结论和政策建议

(一)结论

本文基于手工查找的2001—2006年银监会金融机构数据、中国海关数据库与中国工业企业数据库的匹配数据，使用cloglog模型对金融发展影响中国企业出口持续时间进行了实证检验。首先，基本回归结果表明金融发展对企业出口持续时间产生显著地促进作用；同时，为了保证回归结果的可靠性，我们采用改变离散时间危险模型形式和使用金融发展滞后期进行了稳健性检验，检验结果发现金融发展对企业出口持续时间产生促进作用这一结论是稳健的。接下来我们通过分样本检验分析，发现对出口目的国为发展中国家、民营企业和资本密集型行业的出口持续时间的促进作用更大。最后，本文就金融发展影响企业出口持续时间的渠道进行了检验，发现缓解企业融资约束是主要的途径。本文的研究在一定程度上说明金融发展缓解企业融资约束问题，利于延长出口持续时间。

(二)政策建议

根据研究结论，本文给出以下政策建议：

第一，逐步加大金融发展进程。实证结果表明金融发展能够有效地延长企业出口持续时间，这意味着缓解企业融资约束可以显著地提高企业承担出口成本的能力，进而延长企业在发展中国家的存活时间。正是基于此，在我国已经进行金融改革发展过程的背景下，金融发展已经成为我国贸易增长的关键因素。故政策制定者已经不仅需要关注制定金融发展政策，还需要尽快实施相关政策。

第二，由于资源配置及企业效率不高使得金融发展对国有企业出口持续时间的促进作用不显著，故我们应该进一步进行金融资源配置改革并深化国有企业改革，如通过引入外资及提高机构投资者持股比例等途径来提高国有企业效率。

第三，考虑到金融发展对企业出口持续时间的促进作用存在行业性差异，应该加大对资本密集型行业的资金支持，为资本密集型企业减轻融资压力，故金融机构在融资时应具有行业针对性，在按照严格标准划分企业行业性质的前提下为资本密集型企业缓解融资约束。