景光正，房 帥

（1 北京大學(xué)國家發(fā)展研究院， 北京 100871；2 上海市普陀區(qū)發(fā)展和改革委員會， 上海 200333）

一、引言

20 世紀(jì)60 年代以來，以日本和亞洲“四小龍”為代表的東亞國家和地區(qū)走上了快速發(fā)展的道路，這些東亞國家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速增長的現(xiàn)象被稱為“東亞奇跡”。普遍認(rèn)為，東亞國家和地區(qū)充分利用自身的要素稟賦比較優(yōu)勢， 通過出口特別是向發(fā)達(dá)國家出口工業(yè)品以實現(xiàn)工業(yè)的快速發(fā)展， 這種實現(xiàn)工業(yè)化的發(fā)展戰(zhàn)略也被稱為出口導(dǎo)向型工業(yè)化。

然而，對于包括中國在內(nèi)的廣大發(fā)展中國家來說，不健全的市場機(jī)制以及經(jīng)濟(jì)中廣泛存在的要素市場扭曲很可能會給國內(nèi)企業(yè)充分利用本地要素稟賦造成阻礙。 例如，我國選擇性壓制的金融體系阻礙了高外部融資依賴的產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，這為外資企業(yè)大舉進(jìn)入這些行業(yè)創(chuàng)造了空間 （黃玖立和冼國明，2010）。 如何降低外貿(mào)領(lǐng)域內(nèi)的資源誤置，提高本國企業(yè)在利用要素稟賦方面的效率，是關(guān)系到一國對外貿(mào)易長遠(yuǎn)發(fā)展的重要課題。

目前專門針對出口市場資源誤置問題的研究還比較少（Jaud 等，2018），以此作為主題的文獻(xiàn)大都將研究目標(biāo)聚焦在國內(nèi)市場上，經(jīng)典的Hsieh 和Klenow（2009）對中國和印度進(jìn)行了分行業(yè)的分析，發(fā)現(xiàn)同行業(yè)的企業(yè)之間存在大量的資源誤置，很大程度上降低了本國整體生產(chǎn)率。 國內(nèi)學(xué)者中，聶輝華和賈瑞雪（2011）對OP 法測度的中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率進(jìn)行分解后發(fā)現(xiàn)，“（中國） 制造業(yè)內(nèi)部的資源重置效應(yīng)近似于0，企業(yè)的進(jìn)入和退出沒有發(fā)揮正面的效應(yīng)”。

許多國內(nèi)學(xué)者發(fā)現(xiàn)，相對于單純的銀行信貸規(guī)模，改革進(jìn)程嚴(yán)重滯后的金融體制是導(dǎo)致我國經(jīng)濟(jì)中資源誤置現(xiàn)象更重要的原因（馬光榮和李力行，2014；劉海明和曹廷求，2018；何歡浪等，2019）。 在國有大銀行主導(dǎo)的存在利率管制的金融市場中，由于在企業(yè)家經(jīng)營能力高低甄別上存在困難，大型金融機(jī)構(gòu)更傾向于為抵押品充足的大型企業(yè)提供貸款（張一林等，2019），由此造成廣大中小企業(yè)因難以獲得銀行信貸資源而投資不足，難以持續(xù)提高自身具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品的競爭力，而少數(shù)大型企業(yè)則可能因為獲得過多的低成本貸款而投資過度，從而可能出口偏離比較優(yōu)勢的產(chǎn)品。

結(jié)合金融體制發(fā)展相對滯后的事實，本文從資源配置的角度出發(fā)研究金融和出口之間的關(guān)系?；?000-2007 年工業(yè)企業(yè)產(chǎn)品出口數(shù)據(jù)，本文主要應(yīng)用生存分析法研究金融市場化如何影響不同稟賦匹配程度產(chǎn)品的出口持續(xù)期。 研究結(jié)果表明，稟賦匹配程度低的行業(yè)， 其出口持續(xù)期相對較短，說明相對于具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品來說，缺乏比較優(yōu)勢的產(chǎn)品更可能被淘汰；金融市場化水平提高會進(jìn)一步擴(kuò)大這一差距，說明金融市場化促使企業(yè)出口結(jié)構(gòu)更加符合當(dāng)?shù)匾胤A賦，從而改善了當(dāng)?shù)氐馁Y源配置效率。

本文后續(xù)內(nèi)容安排如下： 第二部分為文獻(xiàn)綜述；第三部分對計量模型的選擇和指標(biāo)選取進(jìn)行了詳細(xì)的說明；第四部分展示基準(zhǔn)計量結(jié)果，并進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗；第五部分是對基本的計量結(jié)果在城市層面進(jìn)一步檢驗并對金融市場資源配置功能的具體機(jī)制進(jìn)行了檢驗；最后一部分是結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

信息經(jīng)濟(jì)學(xué)以及合同理論等分析工具的發(fā)展為探索金融與貿(mào)易的關(guān)系提供了理論支撐。 Kletzer和Bardhan（1987）首次在存在金融摩擦的前提下研究了金融市場化與貿(mào)易的關(guān)系，他們認(rèn)為獲得資本的便利程度是國際貿(mào)易中比較優(yōu)勢的一個來源。通過對56 個國家32 個產(chǎn)業(yè)的樣本進(jìn)行研究，Beck（2003） 發(fā)現(xiàn)金融市場化程度高的國家在外部融資依賴度高的行業(yè)擁有更多的出口份額和貿(mào)易盈余。Manova（2013）在Melitz（2003）的基礎(chǔ)上引入企業(yè)的融資約束，在異質(zhì)性企業(yè)理論的框架下分析了金融市場化對微觀企業(yè)出口績效的影響?；诳鐕p邊數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，金融契約效率越高的國家在外部融資依賴度高的行業(yè)出口的產(chǎn)品種類更多，擁有更多的貿(mào)易伙伴和更大的出口額。 盛斌和景光正（2019）發(fā)現(xiàn)金融結(jié)構(gòu)越偏向金融市場，一國在全球價值鏈分工體系中地位越高。王瑩和施建淮（2021）研究表明，東道國貿(mào)易開放度越高，跨境資本流入對本國經(jīng)濟(jì)增長越敏感，表明貿(mào)易開放在國際資本市場中具有信息傳遞作用。

在Manova（2013）的基準(zhǔn)模型中，生產(chǎn)率高的企業(yè)盈利能力強(qiáng)，更有可能滿足投資者要求的回報率，因而其面臨的融資約束較弱。 然而，現(xiàn)實中，包括我國在內(nèi)的發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)體系中存在廣泛的資源誤置（Banerjee 和Duflo，2005；Alfaro 等，2008；Bartelsman 等，2008；劉廷華，2021），高效率企業(yè)不一定能夠優(yōu)先獲得融資支持。 Hsieh 和Klenow（2009） 在壟斷競爭的市場結(jié)構(gòu)下對中國和印度相對于美國的資源誤置情況進(jìn)行了專門的研究。利用中國、印度和美國的微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，作者們發(fā)現(xiàn)相對于美國， 中國和印度企業(yè)的收入全要素生產(chǎn)率（TFPR）的分布更加分散，說明中國和印度經(jīng)濟(jì)中存在大量的資源誤置現(xiàn)象。 因此，在研究包括中國在內(nèi)的發(fā)展中國家企業(yè)的出口行為時，不能忽視資源誤置問題。

在影響資源誤置的因素中，金融體制是學(xué)者們關(guān)注的一個重點(diǎn)，金融制度的完善可以優(yōu)化資本配置， 從而降低資源錯配程度。 馬光榮和李力行（2014） 從企業(yè)進(jìn)入退出的角度研究了金融契約效率對資源誤置的影響， 基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，作者們研究發(fā)現(xiàn)金融契約效率越高的地區(qū)，生產(chǎn)率低的企業(yè)更可能退出，從而減少整個經(jīng)濟(jì)中的資源誤置。 劉海明和曹廷求（2018）利用2007 年銀行續(xù)貸政策收緊作為沖擊，使用雙重差分方法研究了債務(wù)約束強(qiáng)化對微觀企業(yè)治理和宏觀資源配置的影響，結(jié)果證實，續(xù)貸政策收緊有利于減少掏空和非效率投資，從而改善了企業(yè)治理；同時還使得高質(zhì)量企業(yè)獲得更多貸款，提高了經(jīng)濟(jì)整體的資本配置效率。張鵬輝（2020）研究也發(fā)現(xiàn)金融約束顯著影響了企業(yè)出口市場的持續(xù)時間，企業(yè)外部融資能力的提高顯著降低了企業(yè)退出出口市場風(fēng)險。

近年來，在國際貿(mào)易領(lǐng)域，由金融摩擦導(dǎo)致的資源誤置現(xiàn)象也開始引起學(xué)者們的興趣，然而有關(guān)此話題的文獻(xiàn)還不系統(tǒng)，并且缺乏微觀層面的實證分析。其中，Ju 和Wei（2005）認(rèn)為，只有當(dāng)金融市場化到達(dá)一定門檻值之后，傳統(tǒng)的要素稟賦優(yōu)勢才能得到發(fā)揮，否則，經(jīng)濟(jì)中會出現(xiàn)大量資本閑置。 Jaud等（2018）從要素稟賦理論出發(fā)，將低稟賦匹配產(chǎn)品的持續(xù)出口視為資源誤置的表現(xiàn)， 利用71 個國家1995-2005 年對美國市場出口產(chǎn)品的生存期限進(jìn)行分析， 結(jié)果顯示與商業(yè)銀行體系落后的國家相比，在商業(yè)銀行體系（用銀行信貸占GDP 的比重表示）發(fā)達(dá)的國家，其偏離比較優(yōu)勢的產(chǎn)品面臨相對更高的退出風(fēng)險。

本文嘗試?yán)梦⒂^企業(yè)數(shù)據(jù)，研究金融市場化對出口市場資源配置效率的影響。從我國金融體制發(fā)展相對滯后的事實出發(fā)，結(jié)合已有文獻(xiàn)，本文中的金融市場化不僅指金融市場規(guī)模的擴(kuò)大，更包括金融契約制度的發(fā)展和金融市場配置資本效率的提高。 本文沿用Jaud 等（2018）對于資源誤置的定義，即認(rèn)為持續(xù)出口低稟賦匹配產(chǎn)品是資源低效率利用的表現(xiàn)。這一資源錯配的定義背后的邏輯與全要素生產(chǎn)率離散程度等經(jīng)典的資源錯配指標(biāo)是相似的1許多文獻(xiàn)采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率或資本回報率的離散程度作為資源錯配的度量指標(biāo)，離散程度越大說明資源錯配程度越嚴(yán)重。 這一指標(biāo)背后的邏輯是：在不完全市場下，不同企業(yè)面臨不同的內(nèi)部決策環(huán)境或者外部經(jīng)營環(huán)境，因而使得其面臨的生產(chǎn)要素價格或者市場需求價格偏離完全市場的情況。 本文關(guān)注外貿(mào)領(lǐng)域，企業(yè)出口偏離本地要素稟賦的產(chǎn)品其實也是企業(yè)在市場不完全的情況下做出的偏離完全市場時的選擇，因此，本文中偏離要素稟賦的指標(biāo)DS 與經(jīng)典資源錯配指標(biāo)背后的邏輯是相似的。。 在典型的H-O 理論假定下，選擇生產(chǎn)要素密集度與本國要素稟賦相匹配的產(chǎn)品是出口產(chǎn)品生產(chǎn)者自然而然的選擇，因為本國生產(chǎn)這種產(chǎn)品的相對成本低于出口目的國。在競爭激烈的國際市場上，低稟賦匹配產(chǎn)品由于相對成本較高最終會被淘汰，其出口持續(xù)期小于具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品。然而，如前文所述，在現(xiàn)實中，由于市場不完全和人為扭曲的存在，要素在企業(yè)間的分配很可能會出現(xiàn)低效率的現(xiàn)象，企業(yè)面對扭曲的要素價格可能會產(chǎn)生持續(xù)出口違背比較優(yōu)勢產(chǎn)品的動機(jī)。 特別地，銀行主導(dǎo)的金融市場中出現(xiàn)扭曲時，一部分企業(yè)能夠長期得到廉價的信貸資源，誘使企業(yè)過度投資，從而可能出口資本密集度過高的產(chǎn)品2誠然，在生產(chǎn)過程中使用低價投資品雖然不會改變產(chǎn)品的機(jī)會成本，但確實降低了產(chǎn)品的會計成本。 然而，一方面由于當(dāng)?shù)厝鄙偕a(chǎn)該類產(chǎn)品的經(jīng)驗，導(dǎo)致學(xué)習(xí)成本較高；另一方面，相對于國外競爭對手，企業(yè)在該產(chǎn)品的生產(chǎn)規(guī)模上往往遠(yuǎn)遠(yuǎn)落后，缺乏規(guī)模效應(yīng)。 以上因素最終會導(dǎo)致其成本高于國外。； 另一部分企業(yè)只能得到價格偏高的信貸資源甚至無法從正常渠道取得外部融資，致使其投資偏少，無法及時更新生產(chǎn)技術(shù)以提高自身具有競爭力的產(chǎn)品的持續(xù)出口。

隨著經(jīng)濟(jì)體的金融市場化水平提高， 一方面，原有的對于金融系統(tǒng)信貸資源分配的直接干預(yù)會減少；另一方面，社會信用體系逐漸建立，金融契約方面的法律和制度安排逐漸完善 （續(xù)貸政策的改革），有助于減輕金融市場的信息不對稱、提高資本配置效率。這時企業(yè)面臨的融資約束問題將得到緩解，企業(yè)能夠為具有競爭力的產(chǎn)品投資；如果企業(yè)持續(xù)生產(chǎn)缺乏競爭力的出口產(chǎn)品，在金融市場化水平高的地區(qū)， 企業(yè)繼續(xù)獲得融資的概率就會下降，因違約而導(dǎo)致清算的風(fēng)險也隨之上升，最終促使企業(yè)停止生產(chǎn)并出口這類產(chǎn)品。

基于以上的理論分析，我們提出以下假說：

金融市場化提高了出口市場資源配置效率，即金融市場化降低了低稟賦匹配產(chǎn)品相對于高稟賦匹配產(chǎn)品的出口持續(xù)期。

三、模型、指標(biāo)和數(shù)據(jù)

（一）模型

結(jié)合前文的分析，參照J(rèn)aud 等（2018），本文選取產(chǎn)品的出口持續(xù)期作為資源配置的代理變量。一種產(chǎn)品的出口持續(xù)期越長，說明投入這種產(chǎn)品生產(chǎn)的資源也就越多。由于本文選取出口持續(xù)期作為研究對象，在實證分析的過程中，我們主要應(yīng)用生存分析（Survival Analysis）方法開展研究。

具體的，參照J(rèn)aud 等（2018）和馬光榮和李力行（2014），建立以下Cox 比例風(fēng)險模型：

其中，被解釋變量h（t）是風(fēng)險函數(shù)，其含義是給定存活至t 時刻的條件密度函數(shù)，即已知當(dāng)前個體生存持續(xù)時間為t，個體在t 時刻終止的概率。 在本文的研究過程中， 出口持續(xù)期是在企業(yè)-4 位數(shù)行業(yè)（國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類代碼2002）層面計算的。解釋變量中，distanceckt0是指出口產(chǎn)品所在四位數(shù)行業(yè)的稟賦匹配程度，即出口產(chǎn)品由技術(shù)決定的要素密集度與由企業(yè)所在地區(qū)（或城市）要素稟賦決定的最有效率行業(yè)的要素密集度的差異，差異越大說明稟賦匹配程度越低；financect0是指出口企業(yè)所在地區(qū)的金融市場化水平；distanceckt0× financect0即上述兩個變量的交互項， 也是本文的核心解釋變量，若為正，其意義是金融市場化程度提高后，低稟賦匹配的產(chǎn)品退出出口的風(fēng)險相對上升，從而相對減少了分配到低效率行業(yè)的資源，提高了資源利用效率。 Controlsckt0和Controlsikt0分別為地區(qū)-行業(yè)層面以及企業(yè)-行業(yè)層面3企業(yè)-行業(yè)層面的控制變量也包含企業(yè)層面的控制變量。的控制變量， 主要控制影響企業(yè)的產(chǎn)品出口持續(xù)期并且可能與金融市場化或比較優(yōu)勢偏離程度相關(guān)的變量；εikt0是隨機(jī)擾動項。由于生存分析所用的數(shù)據(jù)實質(zhì)上是一種混合截面數(shù)據(jù)， 即一段出口持續(xù)期只能保留一個觀測值，參照通常的處理方法 （Huynh 等，2010；Jaud 等，2018）， 控制變量采用的是出口持續(xù)期初始年份的觀測值。

此外，為了盡可能地控制無法觀測的變量對結(jié)果的影響，我們在模型中考慮了固定效應(yīng)。具體的，我們主要控制了地區(qū)固定效應(yīng)（δc）和時間固定效應(yīng)（δt0）。 其中，地區(qū)固定效應(yīng)主要控制了出口企業(yè)所在地區(qū)不隨時間變化的特點(diǎn)，比如地區(qū)的自然資源稟賦、地區(qū)是否臨海、地區(qū)的文化特征等。時間固定效應(yīng)主要控制了不同初始年份經(jīng)濟(jì)整體情況對出口持續(xù)期的影響，比如中國加入世界貿(mào)易組織等影響我國國際貿(mào)易大局的事件。

對于遺漏的或不可觀測的行業(yè)特征， 通過以行業(yè)作為分類標(biāo)準(zhǔn)的分層Cox 模型加以控制。 其原理為：允許不同行業(yè)擁有不同的基準(zhǔn)風(fēng)險函數(shù)，即hj（t）。 通過這種方式，既可以控制行業(yè)層面的特征對出口持續(xù)期的影響， 又使得模型更加靈活、更加符合實際。 具體的，我們分別以2 位數(shù)行業(yè)（j）和4 位數(shù)行業(yè)（k）作為分類標(biāo)準(zhǔn)建立了分層Cox 模型。

（二）指標(biāo)構(gòu)建、數(shù)據(jù)來源

本文的實證研究基于生存分析模型，在建立風(fēng)險函數(shù)時需要確定個體的生存時間。不同于采用企業(yè)-產(chǎn)品層面的出口持續(xù)時間的文獻(xiàn)， 本文的出口持續(xù)時間是企業(yè)-行業(yè)層面的。 具體的， 首先根據(jù)WITS 提供的HS 對應(yīng)碼， 將2000-2007 年的海關(guān)代碼統(tǒng)一到HS1996 版6 位數(shù)代碼；其次，通過建立HS1996 版6 位數(shù)產(chǎn)品與國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類代碼（2002）四位數(shù)行業(yè)的對應(yīng)表，將企業(yè)-產(chǎn)品數(shù)據(jù)加總到企業(yè)-行業(yè)水平并計算出口持續(xù)期。 由于無法確定2000 存在的出口行為是否從2000 年開始，因此我們刪除了數(shù)據(jù)中以2000 年作為第一個觀測年份的出口持續(xù)期。

如何正確測度出口產(chǎn)品的稟賦匹配程度是實證過程中需要解決的一個主要問題， 現(xiàn)有文獻(xiàn)提供了兩種思路： 第一種思路單純考慮行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)（資本勞動比）與地區(qū)要素結(jié)構(gòu)的差別，這種思路的代表是Cadot（2011）以及Jaud（2018）。 實際上， 這種思路認(rèn)為某地最具有比較優(yōu)勢的行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)應(yīng)當(dāng)嚴(yán)格等于這一地區(qū)的要素稟賦結(jié)構(gòu)，這一思想過于刻板。 首先，現(xiàn)實中，一個地區(qū)無法真正實現(xiàn)專業(yè)化生產(chǎn)一種產(chǎn)品 （經(jīng)濟(jì)中大量存在非貿(mào)易品），由此造成當(dāng)?shù)厣a(chǎn)機(jī)會成本最低的產(chǎn)品其要素結(jié)構(gòu)并不一定與地區(qū)的要素稟賦結(jié)構(gòu)完全相一致；其次，由于廣大發(fā)展中國家市場機(jī)制還不健全，要素市場存在不同程度的扭曲，即使實現(xiàn)專業(yè)化生產(chǎn)， 最適合在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)的行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)也不會等于當(dāng)?shù)氐囊胤A賦；再次，在計算要素稟賦時，測量誤差的存在不可避免。 在這種情況下要求行業(yè)與地區(qū)的要素結(jié)構(gòu)完全相符的假設(shè)過于極端。 另一種思路放松了這一極端的假設(shè)，轉(zhuǎn)而認(rèn)為最合適當(dāng)?shù)厣a(chǎn)的行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)是當(dāng)?shù)匾胤A賦的函數(shù)。 因此，比較優(yōu)勢偏離程度即為出口行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)與最適合在當(dāng)?shù)厣a(chǎn)的行業(yè) （最優(yōu)行業(yè)）的要素結(jié)構(gòu)的差異，這種思路的代表是林毅夫（2002）。

基于上面的討論，本文在實證過程中采用的是來自林毅夫（2002）的DS 指標(biāo)。 下面將對這個指標(biāo)的構(gòu)建進(jìn)行具體說明。

前文提及，這一思路放松了最優(yōu)行業(yè)要素結(jié)構(gòu)嚴(yán)格等于當(dāng)?shù)匾胤A賦的假設(shè)，認(rèn)為當(dāng)?shù)刈顑?yōu)行業(yè)的選擇內(nèi)生于當(dāng)?shù)匾胤A賦，因此有函數(shù)：

對方程（2）在0 的鄰域內(nèi)進(jìn)行一階泰勒展開，得到：

定義TCI 指數(shù)為：

因此，最優(yōu)行業(yè)的TCI 指數(shù)即

通常假定ω 為常數(shù)。 最后，定義DS 指標(biāo)為：

實質(zhì)上，DS 指標(biāo)就是出口行業(yè)與當(dāng)?shù)刈顑?yōu)行業(yè)要素結(jié)構(gòu)之比。如果DS＞1，說明該行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)大于當(dāng)?shù)刈顑?yōu)行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)，該行業(yè)的資本密集度對當(dāng)?shù)貋碚f偏高；反之，若DS＜1，說明該行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)小于當(dāng)?shù)刈顑?yōu)行業(yè)的要素結(jié)構(gòu)，該行業(yè)的勞動密集度對當(dāng)?shù)貋碚f偏高。 在運(yùn)用DS 指標(biāo)進(jìn)行實證分析的過程中，由于ω 是一個無法觀測的常數(shù)，通常的處理方式是將DS 指標(biāo)先取對數(shù)再平方（即展開[logDS]2）。[logDS]2越大，說明行業(yè)的稟賦匹配程度越低。 這種處理方式可以實現(xiàn)ω 項與行業(yè)TCI 指數(shù)的分離，從而可以將項歸入常數(shù)項。

因此，將DS 指標(biāo)加入基準(zhǔn)模型中之后，模型的形式如下：

其中，C=β1（logω）2，β3=-2β1logω，β4=-2β2logω。exp（C）項為常數(shù)，可將其并入基準(zhǔn)風(fēng)險函數(shù)中；由于在實證過程中我們采用了不隨時間變化的地區(qū)金融市場化水平， 所以交互項展開后，finance×（logω）2項被地區(qū)固定效應(yīng)吸收。 后文的基準(zhǔn)實證即是按照此模型進(jìn)行的。 如果稟賦匹配程度對出口持續(xù)期產(chǎn)生了負(fù)面影響，那么對數(shù)TCI 指數(shù)（以下簡稱TCI）的二次項系數(shù)為正，而TCI 項系數(shù)β3的符號則取決于logω 的符號。

由于logω 無法觀察， 只能從理論上判斷其符號，我們預(yù)期logω 為負(fù)。 首先，從TCI 指數(shù)的分布上來看，其中位數(shù)是0.659，有78.5%的數(shù)據(jù)小于1，因此logω 很可能小于0；其次，根據(jù)H-O 兩國兩要素兩產(chǎn)品模型，與我國主要的出口市場（主要為發(fā)達(dá)國家）相比，我國在出口上具有比較優(yōu)勢的是勞動密集型產(chǎn)品，因此，現(xiàn)實中我國最優(yōu)行業(yè)的資本密集度很可能要小于我國整體的要素稟賦。 如圖1所示， 其中OCD 線的斜率為勞動密集型產(chǎn)品的資本密集度，OFD 線的斜率為資本密集型行業(yè)的資本密集度， 而OCOF 線的斜率為經(jīng)濟(jì)體的資本勞動比，在該國出口產(chǎn)品C 的前提下，可以發(fā)現(xiàn)具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品要素密集度小于經(jīng)濟(jì)體的資本密集度，從而logω 小于0；再次，我國要素市場存在扭曲，由于金融市場選擇性壓制普遍存在，我國廣大中小企業(yè)面臨較強(qiáng)的融資約束，導(dǎo)致實際的資本價格偏高， 而勞動者權(quán)益保護(hù)制度未得到嚴(yán)格實施，造成我國勞動力價格偏低，由此造成我國資本的相對價格偏高，最優(yōu)產(chǎn)業(yè)的資本密集度可能低于要素稟賦結(jié)構(gòu)。

圖1 兩種行業(yè)-兩類要素的生產(chǎn)分配示意圖

在計算TCI 指標(biāo)的過程中，需要用到各個行業(yè)的資本密集度以及各地區(qū)的資本豐裕度。對于行業(yè)的資本密集度，我們基于2000-2007 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行計算。 具體來講， 首先參照Brandt（2012） 的方法計算企業(yè)層面的固定資本存量4在應(yīng)用永續(xù)盤存法計算企業(yè)層面固定資本存量時，我們應(yīng)用陳詩一（2011）的方法計算了各四位數(shù)行業(yè)的折舊率序列。 這種方法與Brandt（2012）假設(shè)一個固定的折舊率相比更加靈活，也更加符合實際。；其次將企業(yè)資本存量在行業(yè)層面加總，得到行業(yè)的資本存量；最后將行業(yè)資本存量與由企業(yè)加總得到的行業(yè)全部從業(yè)人員年平均余額相比得出行業(yè)資本密集度。圖2 是2000 年和2006 年陳詩一（2011）與本文得到的二位數(shù)行業(yè)資本密集度的相關(guān)圖，不難看出，本文計算的2 位數(shù)行業(yè)資本密集度與陳詩一（2011）的結(jié)果高度相關(guān)，其中，2000 年二者的相關(guān)系數(shù)為0.949，p 值為0，2006 年二者的相關(guān)系數(shù)為0.969，p 值為0。

圖2 2000 年和2006 年陳詩一（2011）與本文行業(yè)資本密集度相關(guān)圖

對于地區(qū)資本豐裕度， 我們也通過工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)在地區(qū)層面加總得到， 其計算過程與行業(yè)資本密集度基本相似，在此不再贅述。 之所以采用地區(qū)制造業(yè)部門的資本勞動比是因為：一方面，我們關(guān)注的重點(diǎn)是制造業(yè)企業(yè)的出口，因此使用地區(qū)層面制造業(yè)企業(yè)的整體資本勞動比可能更能反映這一地區(qū)在制造業(yè)部門的技術(shù)選擇；另一方面，地區(qū)層面制造業(yè)整體的資本勞動比也反映了該地區(qū)要素稟賦的結(jié)構(gòu)，而且與地區(qū)總量層面資本、勞動力方面數(shù)據(jù)相比，采用基于企業(yè)層面加總的數(shù)據(jù)更加真實可靠。 圖3 是2000 年和2006 年利用金戈（2016）與省區(qū)市15 歲以上人口數(shù)量得到的省區(qū)市資本勞動比與本文得到的資本勞動比的相關(guān)圖，不難發(fā)現(xiàn)，二者是高度相關(guān)的，其中2000 年相關(guān)系數(shù)為0.889，p 值 為0；2006 年 相 關(guān) 系 數(shù) 為0.617，p 值 為0.0003。

圖3 2000 年和2006 年金戈（2016）與本文得出的省份資本勞動比

對于金融市場化，我們關(guān)注的重點(diǎn)是我國金融市場資本配置效率而非金融市場規(guī)模的擴(kuò)大，我國金融體系以大型國有銀行為主，其貸款帶有很強(qiáng)的選擇性，相對于中小企業(yè)，貸款往往更傾向于發(fā)放給國有企業(yè)與具有較多可抵押資產(chǎn)的大型企業(yè)；并且由于中國地方政府掌握著大量經(jīng)濟(jì)資源， 銀行貸款發(fā)放也往往受地方政府產(chǎn)業(yè)規(guī)劃的影響。 以上因素都使得信貸資源的分配偏離了完全市場下的情況，降低了金融體系的運(yùn)行效率。 因此，對于金融市場化指標(biāo)， 我們選擇在文獻(xiàn)中得到廣泛使用的樊綱等（2009）編制的“中國各省區(qū)市場化指數(shù)”中“金融市場化指標(biāo)”的子指標(biāo)“信貸資金分配的市場化”（以下簡稱“市場化”）作為金融市場化的代理變量。 具體的，本文采用2000-2007 年平均市場化指數(shù)作為金融市場化指標(biāo)。

在控制變量方面， 本文主要控制了地區(qū)層面、產(chǎn)業(yè)層面、企業(yè)層面以及企業(yè)—行業(yè)層面的變量。

地區(qū)層面和行業(yè)層面的控制變量選取參照J(rèn)aud 等（2018）的做法，包括地區(qū)的金融市場化水平與4 位數(shù)行業(yè)外部融資依賴度（exfinance）的交互項（finance×exfinance）、地區(qū)的資本勞動比（取對數(shù)）（lnck）、4 位數(shù)行業(yè)資本密集度 （cic_kl）及其交互項（cic_kl×lnck）以及地區(qū)的人力資本豐裕度（lnhc）、4 位數(shù)行業(yè)人力資本密集度（cic_hc）及其交互項（cic_hc×lnhc）。其中，地區(qū)以及4 位數(shù)行業(yè)的人力資本數(shù)據(jù)來源于2004 年經(jīng)濟(jì)普查數(shù)據(jù)，通過計算地區(qū)和行業(yè)層面大專及以上的員工占總員工人數(shù)的比重得到；行業(yè)外部融資依賴程度數(shù)據(jù)來自黃玖立和冼國明（2010），是指《中國固定資產(chǎn)投資統(tǒng)計年鑒》中產(chǎn)業(yè)投資資金來源除自籌資金之外的部分所占比重。

企業(yè)層面以及企業(yè)產(chǎn)品層面的變量包括：企業(yè)固定資產(chǎn)年平均余額（取對數(shù)）（lnasset），用以控制企業(yè)規(guī)模；企業(yè)全要素生產(chǎn)率（LP 方法計算）（tfp），用以控制企業(yè)技術(shù)水平； 企業(yè)所有制（ownership），用以控制不同所有制企業(yè)的出口行為特征；企業(yè)出口產(chǎn)品涉及的行業(yè)數(shù)量（nproduct），用以控制企業(yè)出口多元化水平；企業(yè)貿(mào)易方式（shipment），以企業(yè)出口額最大的貿(mào)易方式作為企業(yè)的貿(mào)易方式，用以控制不同貿(mào)易方式企業(yè)的出口行為特征；行業(yè)出口占企業(yè)總出口的份額（rcic_value），用以控制該種產(chǎn)品在企業(yè)出口中的核心程度5有關(guān)出口產(chǎn)品核心程度的詳細(xì)解釋，參見蔣靈多、陳勇兵（2015）。； 出口行業(yè)是否與企業(yè)所在行業(yè)一致（core），用以控制企業(yè)生產(chǎn)該產(chǎn)品的熟練程度； 首次出口 （參照J(rèn)aud et al.（2018））（duraorder）， 表示一個出口持續(xù)期是否是企業(yè)在2000 年以來首次在該行業(yè)進(jìn)行出口。 以上數(shù)據(jù)來自經(jīng)由工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫匹配得到的企業(yè)數(shù)據(jù)。

（三）統(tǒng)計性描述

合并以上數(shù)據(jù)，我們最終應(yīng)用的數(shù)據(jù)包括30 個省級區(qū)域（排除西藏）、327 個城市、7 萬余家企業(yè)在2001-2007 年33 萬余段行業(yè)出口持續(xù)期的有關(guān)數(shù)據(jù)6排除了可能具有出口中間商性質(zhì)的企業(yè)。 具體的，排除了所有年份出口行業(yè)數(shù)量大于20 個的企業(yè)（20 為所有企業(yè)出口行業(yè)數(shù)量的99%分位數(shù)），并排除了所有出口行業(yè)數(shù)量大于20 的企業(yè)-年份觀測值。，表1 提供了這些對這些數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性描述：

表1 描述性統(tǒng)計

在進(jìn)行回歸之前， 首先對不同比較優(yōu)勢偏離程度的行業(yè)出口持續(xù)期的分布進(jìn)行初步的分析， 圖4顯示的是位于TCI 指數(shù)20%分位數(shù)、50%分位數(shù)和80%分位數(shù)上的行業(yè)出口的生存函數(shù)， 即Kaplan-Meier 估計量。

圖4 不同TCI 指數(shù)的生存函數(shù)圖

根據(jù)圖中分布的位置可知， 相對于20%和80%分位數(shù)，位于TCI 指數(shù)50%分位數(shù)上的行業(yè)出口的生存函數(shù)整體更加偏上，這意味著位于50%分位數(shù)的行業(yè)在給定生存期限上具有更大的生存概率，即具有更長的出口持續(xù)期。

這一分布特征與我們的預(yù)期相一致。由于國際市場的激烈競爭和中國對外貿(mào)易的不斷開放，長期來看，企業(yè)最終還是受到市場選擇的影響而出口具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品，這導(dǎo)致大部分企業(yè)出口產(chǎn)品的行業(yè)TCI 指數(shù)應(yīng)當(dāng)分布在最優(yōu)行業(yè)TCI 指數(shù)附近。相較于TCI 指數(shù)過大或者過小的情況，處于TCI 指數(shù)中間位置的行業(yè)更可能接近最優(yōu)行業(yè)TCI 指數(shù)，即其稟賦匹配程度較高，因此這類行業(yè)在國際市場上更加具有競爭力，出口持續(xù)期相對較長。

四、實證結(jié)果

（一）基本估計結(jié)果

按照（7）式，首先采用按照2 位數(shù)行業(yè)分層的分層Cox 模型進(jìn)行檢驗， 被解釋變量為企業(yè)-行業(yè)層面的出口風(fēng)險函數(shù)，TCI 指數(shù)的計算采取省區(qū)市層面的要素稟賦結(jié)構(gòu)，所有的估計都控制了固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)， 并將標(biāo)準(zhǔn)差在省區(qū)市-2 位數(shù)行業(yè)層面進(jìn)行聚類，實證結(jié)果見表2。

表2 按照2 位數(shù)行業(yè)分層的估計結(jié)果

其中，第（1）列僅加入了稟賦匹配程度。 從估計結(jié)果來看，TCI 二次項以及TCI 項的系數(shù)均為正，說明稟賦匹配程度越低， 企業(yè)在下一期停止出口該行業(yè)的產(chǎn)品的概率（即風(fēng)險率）更高，即出口市場的競爭使得低稟賦匹配行業(yè)的出口持續(xù)期短于高稟賦匹配的行業(yè)。 第（2）列加入本文的核心解釋變量金融市場化水平與稟賦匹配程度的交互項。 估計結(jié)果顯示金融市場化變量與TCI 二次項及TCI 項的交互項系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 說明金融市場化水平提高， 會提高低稟賦匹配行業(yè)相對于高稟賦匹配的行業(yè)的風(fēng)險率， 即金融市場化會進(jìn)一步擴(kuò)大低稟賦匹配行業(yè)相對于高稟賦匹配行業(yè)在出口持續(xù)期上的差距， 這意味著金融市場化促使資源更多的分配到企業(yè)所在地具有比較優(yōu)勢的行業(yè)中。

Rajan 和Zingales（1998）強(qiáng)調(diào)了金融市場化對不同外部融資依賴度行業(yè)的影響存在異質(zhì)性。 為了排除行業(yè)外部融資依賴度對出口持續(xù)期的影響，第（3）列加入了金融市場化和行業(yè)外部融資依賴度的交互項。 核心解釋變量的估計結(jié)果依然穩(wěn)健， 而金融市場化雖然降低了外部融資依賴度高的行業(yè)相對于外部融資依賴度低的行業(yè)的風(fēng)險率，但是其影響并不顯著。 第（4）列控制了省區(qū)市要素稟賦對不同要素密集度行業(yè)出口持續(xù)期的影響。 具體的，加入了省區(qū)市資本豐裕度和4 位數(shù)行業(yè)資本密集度的交互項、 省區(qū)市人力資本豐裕度和4 位數(shù)行業(yè)人力資本密集度的交互項以及單獨(dú)的省區(qū)市資本豐裕度和4 位數(shù)行業(yè)資本密集度7由于省區(qū)市和行業(yè)的人力資本特征均不隨時間變化，這兩項分別被省區(qū)市固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)吸收。。估計結(jié)果顯示， 人力資本豐裕度和4 位數(shù)行業(yè)資本密集度交互項為負(fù)， 并且在1%的水平上顯著，這說明在人力資本豐裕的省區(qū)市， 人力資本密集度越高的行業(yè)具有相對更低的風(fēng)險率， 這一結(jié)果符合要素稟賦理論。 然而，資本豐裕度和4 位數(shù)行業(yè)資本密集度的交互項顯著為正， 這意味著在資本豐裕的省區(qū)市， 資本密集度越高的行業(yè)反而相對更可能退出出口市場， 這一違背直覺的結(jié)果也出現(xiàn)在Manova（2013）和Jaud 等（2018）的類似研究中。 不過， 本文的核心解釋變量金融市場化與TCI 二次項以及TCI 項的交互項依然顯著為正，沒有受到所增加的控制變量的影響。 第（5）列中，我們加入了企業(yè)層面和企業(yè)-行業(yè)層面的控制變量，進(jìn)一步控制微觀企業(yè)特征對企業(yè)-行業(yè)出口持續(xù)期的影響。 從估計結(jié)果可知，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)生產(chǎn)技術(shù)以及企業(yè)出口多元化程度有利于降低企業(yè)-行業(yè)出口風(fēng)險率， 出口行業(yè)的核心程度和企業(yè)對出口行業(yè)的熟練程度也有利于降低風(fēng)險率； 首次出口的系數(shù)也為負(fù)， 說明企業(yè)再次在相同行業(yè)出口的出口持續(xù)期會相應(yīng)提高， 這可能與首次出口積累的經(jīng)驗有關(guān)。 在加入上述控制變量之后，本文的核心解釋變量金融市場化程度與TCI 二次項以及TCI 項的交互項結(jié)果依舊分別在1%的水平上顯著為正，且系數(shù)變化不大，說明金融市場化對企業(yè)出口行業(yè)結(jié)構(gòu)的影響是穩(wěn)健的， 金融市場化促使企業(yè)出口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)更加符合本地要素稟賦。

在表2 中，我們允許不同的2 位數(shù)行業(yè)擁有不同的 “基準(zhǔn)風(fēng)險函數(shù)”， 下面將對模型進(jìn)行進(jìn)一步放松， 允許不同的4 位數(shù)行業(yè)擁有不同的“基準(zhǔn)風(fēng)險函數(shù)”，除此之外，實證過程與表2 中的處理相同。表3 展示了在這種情況下得到的估計結(jié)果。

表3 按照4 位數(shù)行業(yè)分層的結(jié)果

從核心解釋變量的系數(shù)看， 各列系數(shù)基本保持穩(wěn)定， 說明金融市場化對稟賦匹配程度不同的行業(yè)出口持續(xù)期的影響不受細(xì)分行業(yè)本身固有特征的影響， 表3 的結(jié)果進(jìn)一步驗證了由表2 得出的結(jié)論。

對比表2 和表3 的最后一列， 與表2 相比，表3 中金融市場化與行業(yè)外部融資依賴度的交互項系數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，然而依然不顯著；其他控制變量的系數(shù)和統(tǒng)計顯著性保持穩(wěn)定。

（二）穩(wěn)健性檢驗

基準(zhǔn)回歸應(yīng)用信貸分配的市場化指數(shù)作為衡量各地區(qū)金融市場化的指標(biāo)，為了驗證結(jié)果的穩(wěn)健性，在這一部分，我們應(yīng)用了其他衡量金融市場化的指標(biāo)。

相對于其他所有制形式， 我國的信貸體系更加偏向于國有企業(yè)， 這種帶有選擇性的信貸模式無疑將妨礙金融體系完全根據(jù)效率配置資金，從而阻礙了銀行對企業(yè)低效率投資的制約作用。 因此， 我們選擇銀行信貸偏向程度作為金融市場化的穩(wěn)健性指標(biāo)。 在缺乏國有企業(yè)信貸規(guī)模的情況下， 我們借鑒Cai 等 （2005）、 黃玖立和冼國明（2010）的方法，根據(jù)利息與銀行信貸的對應(yīng)關(guān)系，利用規(guī)模以上國有工業(yè)企業(yè)利息支出與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)利息總支出的比重衡量銀行信貸的偏向程度 （bias）， 該指標(biāo)越低說明金融市場化水平越高。 除此之外，我們借鑒Wurgler（2000）的方法構(gòu)建了Wurgler 指數(shù)，以此作為衡量金融市場化的指標(biāo)(Wurgler)。簡單來說，Wurgler 指數(shù)為行業(yè)投資增長率對行業(yè)增加值增長率的反應(yīng)系數(shù)， 反映了一個地區(qū)一定時期內(nèi)金融市場的資本配置效率8具體的計算步驟詳見黃玖立和范皓然（2016）以及Wurgler（2000）。。 應(yīng)用以上兩種穩(wěn)健性指標(biāo)的計量結(jié)果顯示在表4（1）、（2）兩列中，兩種指標(biāo)與TCI 二次項以及TCI項的交互項系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明了基準(zhǔn)結(jié)果的穩(wěn)健性。

相對于TCI 指數(shù)過小的情況，各地競相發(fā)展資本密集型行業(yè)是資源誤置更重要的來源，也引起了學(xué)界的更多關(guān)注。一部分文獻(xiàn)也嘗試僅用TCI 項代表行業(yè)與地區(qū)稟賦的匹配程度。在表4 的第（3）列，我們嘗試僅使用TCI 項進(jìn)行回歸。 結(jié)果顯示，TCI項與金融市場化指標(biāo)的交互項在1%的水平上為正，說明金融市場化會提高TCI 指數(shù)過高的行業(yè)停止出口的概率， 從而降低這類行業(yè)的出口持續(xù)期，這與本文基準(zhǔn)回歸的結(jié)論是一致的。

表4 穩(wěn)健性分析I

注：括號中為標(biāo)準(zhǔn)差，在省區(qū)市—2 位數(shù)行業(yè)層面進(jìn)行聚類；***表示顯著性水平為1%，** 表示顯著性水平為5%，*表示顯著性水平為10%。各列均按照4 位數(shù)行業(yè)進(jìn)行分層。

生存分析關(guān)注的是樣本某種狀態(tài)的持續(xù)時間，通常以樣本風(fēng)險函數(shù)（即已知當(dāng)前狀態(tài)維持時長的條件下， 樣本在下一時刻退出這一狀態(tài)的概率的密度函數(shù)）為研究對象。 如果僅僅關(guān)注樣本在下一期是否退出當(dāng)前狀態(tài)的概率， 則通常可以采用二值選擇模型，表5 第一列即是采用Logit 方法得到的估計結(jié)果，控制了4 位數(shù)行業(yè)、省區(qū)市以及時間的固定效應(yīng)， 并將標(biāo)準(zhǔn)差在省區(qū)市-2 位數(shù)行業(yè)層面進(jìn)行聚類，系數(shù)為logit 模型中的系數(shù)，即自變量對幾率比的影響。 從結(jié)果看， 金融市場化與TCI 二次項以及TCI 項的系數(shù)分別在1%的水平上顯著為正，這意味著金融市場化程度越高，低稟賦匹配行業(yè)退出出口的幾率比相對于高稟賦匹配行業(yè)將會提高， 這意味著金融市場化相對加快了不具有比較優(yōu)勢產(chǎn)品的退出， 從而提高了出口市場的資源配置效率， 這與我們基準(zhǔn)回歸得到的結(jié)論是相同的。

表5 穩(wěn)健性分析II

注：括號中為標(biāo)準(zhǔn)差，在省區(qū)市—2 位數(shù)行業(yè)層面進(jìn)行聚類；***表示顯著性水平為1%，** 表示顯著性水平為5%，*表示顯著性水平為10%。（3）、（4）列均按照4 位數(shù)行業(yè)進(jìn)行分層。

本文中稟賦匹配程度反映的是由技術(shù)特征決定的給定行業(yè)資本密集度與由當(dāng)?shù)匾胤A賦決定的最優(yōu)行業(yè)資本密集度的差距， 因此可以認(rèn)為是外生的； 而金融市場化則可能受到其他地區(qū)層面的變量的影響，因此，為了準(zhǔn)確估計金融市場化對出口市場資源配置的影響， 需要有效識別省區(qū)市金融市場化水平。 為此， 借鑒馬光榮和李力行（2015）的方法，采用中國各地銀行總行的數(shù)量作為地區(qū)金融市場化水平的工具變量， 進(jìn)而采用兩階段最小二乘法進(jìn)行估計。 表5 第（2）列為2SLS估計結(jié)果9各省區(qū)市銀行總行數(shù)量與各省區(qū)市當(dāng)前金融市場化水平的相關(guān)系數(shù)為0.4，在1%的水平上顯著；第一階段Anderson-Rubin 檢驗F 統(tǒng)計量為34.54，p 值為0，強(qiáng)烈拒絕弱工具變量的原假設(shè)。。 其中，省區(qū)市金融市場化水平與TCI 二次項以及TCI 項的交互項均在1%的水平上顯著為正，說明在考慮了金融市場化的內(nèi)生性后，我們的核心結(jié)論依然成立。

發(fā)達(dá)國家相對于發(fā)展國家而言，貿(mào)易自由化程度更高，貿(mào)易伙伴眾多，市場機(jī)制也更加透明公正，因此，產(chǎn)品在發(fā)達(dá)國家市場上的表現(xiàn)更加直接地反映了出口產(chǎn)品的競爭力。為了對本文的結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步檢驗，我們僅對與發(fā)達(dá)國家的貿(mào)易關(guān)系進(jìn)行研究，所用方法與基準(zhǔn)模型一致，只是樣本限定為向OECD 國家的出口， 其估計結(jié)果記錄在表5 第（3）列，從中可見，我們的主要結(jié)論依然不變。

表5 最后一列是對利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的出口交貨信息得到的出口持續(xù)期的生存分析，在這一檢驗?zāi)Ｐ椭校?所有變量均來自1998-2007 年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。 單純利用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的原因在于這樣處理可以包含更多的企業(yè)樣本。 許多企業(yè)選擇通過貿(mào)易中間商開展出口活動， 這種現(xiàn)象導(dǎo)致工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫匹配得到的樣本企業(yè)數(shù)量明顯小于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫記錄的出口企業(yè)數(shù)量。 由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫無法識別出口產(chǎn)品的具體種類， 我們認(rèn)為其出口的所有產(chǎn)品均歸屬于企業(yè)所在行業(yè)。 另外，由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中企業(yè)存在中途退出數(shù)據(jù)庫的情況， 為了準(zhǔn)確識別企業(yè)出口持續(xù)期情況， 對于存在中途退出數(shù)據(jù)庫情況的企業(yè)， 我們選擇其在數(shù)據(jù)庫中存續(xù)時間較長的一段時期進(jìn)行研究。 從估計結(jié)果看，金融市場化水平與TCI 二次項以及TCI 項的交互項均在1%的水平上顯著為正，本文的核心結(jié)論依然成立。

最后，我們對金融市場化在不同性質(zhì)企業(yè)的異質(zhì)性影響進(jìn)行了檢驗，所用方法與基準(zhǔn)回歸相同，結(jié)果顯示在表6 中。 其中，第（1）列是對國有企業(yè)樣本的估計結(jié)果，第（2）列是對民營企業(yè)樣本的估計結(jié)果，第（3）列是對外資企業(yè)樣本的估計結(jié)果。 可以發(fā)現(xiàn)，金融市場化水平對于出口市場資源配置的改善作用存在于民營企業(yè)和外資企業(yè)，對國有企業(yè)而言沒有顯著的影響。 造成這一結(jié)果的原因可能是：國有企業(yè)承擔(dān)了政府的發(fā)展戰(zhàn)略，其中部分政策支持企業(yè)發(fā)展違背當(dāng)?shù)乇容^優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)，造成國有企業(yè)出口該類產(chǎn)品的持續(xù)期較長，并且由于補(bǔ)貼以及政府隱性擔(dān)保的存在，國有企業(yè)的違約風(fēng)險反而較低，從而更可能獲得持續(xù)的融資以支撐其非效率的產(chǎn)品結(jié)構(gòu)。

表6 基于不同性質(zhì)企業(yè)的分析

五、進(jìn)一步分析

在前文的分析中，我們根據(jù)省區(qū)市層面的要素稟賦計算稟賦匹配程度，即認(rèn)為資本、勞動等要素在省區(qū)市內(nèi)部的流動相較省區(qū)市之間更加自由。然而，中國由行政邊界造成的市場分割并不僅僅局限于省區(qū)市之間，在省區(qū)市內(nèi)部各城市之間由于晉升錦標(biāo)賽（周黎安，2017）導(dǎo)致的市場分割使得經(jīng)濟(jì)資源在城市之間的自由流動也受到了阻礙。 因此，為了更加精確地反映企業(yè)所在地的要素稟賦特征，接下來本文將企業(yè)所在地細(xì)化到城市層面。

除此之外，由于缺乏現(xiàn)成的得到公認(rèn)的城市層面的金融市場化水平， 本文參照黃玖立和范皓然（2016）的方法，計算了城市層面的Wurgler 指數(shù)，以此作為城市金融市場化水平的代理變量。

表7 前三列報告了采用城市層面比較優(yōu)勢偏離程度的實證結(jié)果，除要素稟賦結(jié)構(gòu)和金融市場化水平定義為城市層面外，其他方面與表3 中采用的方法相同。 第（1）列僅加入稟賦匹配程度指標(biāo)，即TCI 二次項以及TCI 項。 從結(jié)果看，兩項的系數(shù)均為正且在1%的水平上顯著， 表明稟賦匹配程度越低，企業(yè)在該行業(yè)出口的風(fēng)險率越高，這與基準(zhǔn)估計結(jié)果一致。

第（2）列在第（1）列基礎(chǔ)上加入了金融市場化水平與TCI 二次項以及TCI 項的交互項，用以考察金融市場化對不同稟賦匹配程度行業(yè)出口的風(fēng)險率的影響。 根據(jù)估計結(jié)果，金融市場化的兩個交互項系數(shù)均為正數(shù)，說明金融市場化水平越高，低稟賦匹配行業(yè)具有相對更高的風(fēng)險率，這說明金融市場化促使企業(yè)更快地將資源從不具有比較優(yōu)勢的行業(yè)中撤出，從而提高了出口市場上的資源配置效率。第（3）列中，我們進(jìn)一步加入了城市、行業(yè)、企業(yè)以及企業(yè)—行業(yè)層面的控制變量，核心解釋變量金融市場化的兩個交互項依然顯著為正。以上基于城市層面數(shù)據(jù)的實證結(jié)果進(jìn)一步證實了金融市場化對于出口市場資源配置優(yōu)化的作用。

在表7 最后一列中，我們進(jìn)行了簡單的機(jī)制檢驗。 企業(yè)生產(chǎn)偏離當(dāng)?shù)乇容^優(yōu)勢的產(chǎn)品是一種非效率投資行為，長期來看勢必會影響到企業(yè)利潤。在金融市場化水平較高的市場上，金融機(jī)構(gòu)更加審慎，長期進(jìn)行非效率投資行為的企業(yè)將面臨更加嚴(yán)格的貸款條件和更高的清算風(fēng)險， 這可能導(dǎo)致企業(yè)陷入財務(wù)困境， 從而迫使其停止生產(chǎn)和出口偏離比較優(yōu)勢的產(chǎn)品。 因此，在機(jī)制檢驗部分，我們主要對金融市場化是否使得產(chǎn)品稟賦匹配程度較低的企業(yè)更有可能陷入財務(wù)困境這一機(jī)制進(jìn)行了驗證。具體的，我們采用如下Logit 模型對這一機(jī)制進(jìn)行檢驗：

表7 基于城市層面要素稟賦結(jié)構(gòu)的實證結(jié)果

其中，disstressickt為企業(yè)是否陷入財務(wù)困境，如果陷入財務(wù)困境則為1， 否則為0。 參考Fan 等（2013）和Altman 等（1998），將陷入財務(wù)困境定義為企業(yè)的Z 得分10Z 得分是一個由Altman 等人提出的用于預(yù)測新興市場國家公司陷入財務(wù)困境可能性的指標(biāo)。 公式如下：Zscore=A×6.56+B×3.26+C×6.72+D×1.05+3.25，其中，A 是營運(yùn)資產(chǎn)/總資產(chǎn)；B 是留存收益/總資產(chǎn)；C 是營業(yè)收入/總資產(chǎn)；D 為賬面資產(chǎn)/總負(fù)債。（Z score）連續(xù)兩年及以上小于111若企業(yè)在中途退出數(shù)據(jù)庫前一年處于財務(wù)困境或者Z 得分小于1，則認(rèn)為中途退出期間企業(yè)依然處于財務(wù)困境中。。核心解釋變量依然為金融市場化與TCI 二次項以及TCI 項的交互項。因為這里的主要研究對象為企業(yè)陷入財務(wù)困境的概率，因此，我們基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了檢驗?？刂谱兞恐?，加入了城市、行業(yè)以及企業(yè)層面的變量。同時，模型也控制了城市、年份、行業(yè)層面的固定效應(yīng)，并將標(biāo)準(zhǔn)差在城市-2位數(shù)行業(yè)層面上進(jìn)行聚類。

從實證結(jié)果看，金融市場化與企業(yè)TCI 二次項以及TCI 項的交互項系數(shù)均為正， 且在1%的水平上顯著，以上結(jié)果說明金融市場化程度越高，稟賦匹配程度越低的企業(yè)相對而言更容易陷入財務(wù)困境，從而驗證了以上機(jī)制。

注：括號中為標(biāo)準(zhǔn)差，在城市—2 位數(shù)行業(yè)層面進(jìn)行聚類；***表示顯著性水平為1%，** 表示顯著性水平為5%，* 表示顯著性水平為10%；（1）-（3）按照4 位數(shù)行業(yè)進(jìn)行分層，（4）控制4 位數(shù)行業(yè)固定效應(yīng)。

六、結(jié)論與啟示

隨著異質(zhì)性企業(yè)分析框架被引入國際貿(mào)易領(lǐng)域， 有關(guān)金融和貿(mào)易關(guān)系的研究得以在更加微觀、更加具體的假設(shè)下進(jìn)行。 在這一前提下，許多學(xué)者嘗試將以微觀企業(yè)作為研究對象的公司金融理論引入傳統(tǒng)的金融與貿(mào)易的研究中（Manova，2013；Manova 和Yu，2016；Feenstra 等，2014；Jaud 等，2018）。本文的研究即是基于這股研究潮流，從金融市場對企業(yè)投資生產(chǎn)行為約束的角度研究金融與貿(mào)易的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)金融市場化程度越高，與高稟賦匹配產(chǎn)品相比，企業(yè)低稟賦匹配產(chǎn)品出口的風(fēng)險率會上升，這意味著企業(yè)的出口模式更加傾向于符合當(dāng)?shù)氐馁Y源稟賦，從而提高了出口市場的資源配置效率。

出口貿(mào)易在包括中國在內(nèi)的東亞國家快速發(fā)展的過程中無疑扮演了重要角色， 如何充分利用自身比較優(yōu)勢、提高資源利用效率對出口貿(mào)易的可持續(xù)、高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。 金融市場的發(fā)展不僅可以提高出口企業(yè)的融資便利性， 使得更多企業(yè)具有參與貿(mào)易的機(jī)會， 而且能夠促使出口企業(yè)更加合理地利用資源，降低非效率行為帶來的浪費(fèi)。 因此，在促進(jìn)貿(mào)易自由化和鼓勵出口貿(mào)易的同時， 國家應(yīng)當(dāng)重視金融市場的資源配置功能， 糾正國內(nèi)信貸資源配置的制度性扭曲。

結(jié)合本文的研究結(jié)論， 本文提出以下政策建議。 首先，在發(fā)展直接融資制度的同時繼續(xù)完善以銀行信貸為代表的間接融資制度。我國資本市場正在快速發(fā)展， 直接融資的規(guī)模和比重都在穩(wěn)步提高，然而以信貸為主的國內(nèi)融資體制短時間內(nèi)不會改變， 推動出口企業(yè)特別是廣大中小出口企業(yè)轉(zhuǎn)型升級依然離不開銀行信用的支持。 因此，應(yīng)當(dāng)發(fā)揚(yáng)銀行在實際經(jīng)營過程中已經(jīng)取得的經(jīng)驗， 并創(chuàng)新信用融資模式，利用大數(shù)據(jù)、云計算等現(xiàn)代信息技術(shù)，實現(xiàn)更加靈活、高效的融資服務(wù)，提高銀行對企業(yè)資金運(yùn)用情況的把握能力， 提高資金使用效率。 其次，建立健全社會信用體系，改善中小出口企業(yè)融資環(huán)境， 擺脫過度依賴固定資產(chǎn)和所有制的模式。 再次， 政府應(yīng)當(dāng)因勢利導(dǎo)實施產(chǎn)業(yè)政策。 改革開放以來，我國政府實施了一系列旨在通過促進(jìn)出口扶持產(chǎn)業(yè)發(fā)展的政策， 并取得了一定的成果，然而，地方政府官員出于稅收競爭與晉升壓力， 往往不顧自身經(jīng)濟(jì)條件一窩蜂地發(fā)展所謂的高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)， 這類政策不可避免地會干擾正常的金融秩序，降低金融資源的分配效率。 為了避免這種情況發(fā)生，地方政府應(yīng)當(dāng)從實際出發(fā)，制定遵循比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)政策。