金融市場發(fā)展對企業(yè)生存期限影響研究

張文菲 金祥義

摘?要：利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，從銀行業(yè)市場和股票市場入手，分析企業(yè)生存的決定因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：銀行業(yè)市場的發(fā)展對企業(yè)存續(xù)時間有著正面的作用，股票市場的發(fā)展對企業(yè)存續(xù)時間有著負面的作用;在不同樣本分類下，這一影響存在著異質(zhì)性。同時，治理環(huán)境變化是影響企業(yè)生存的又一因素，良好的治理環(huán)境能夠發(fā)揮金融市場發(fā)展帶來的正面效果，降低金融市場發(fā)展帶來的負面作用。

關鍵詞：企業(yè)生存;金融市場發(fā)展;治理環(huán)境;cloglog生存分析

中圖分類號：F275文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2019）02-0027-09

一、引?言

中國企業(yè)的生存問題是研究中國經(jīng)濟發(fā)展的重要基礎，企業(yè)的存亡是經(jīng)濟長期發(fā)展的“頭等大事”。根據(jù)1998-2008年的樣本數(shù)據(jù)顯示，企業(yè)生存的平均時間約為4年，其中超過半數(shù)的企業(yè)最多存續(xù)了5年，企業(yè)市場退出率水平雖逐年下降，但市場退出率的平均值仍處于16%的高位，這似乎反映了中國企業(yè)的一個現(xiàn)實狀況，即中國企業(yè)的平均存續(xù)時間較短，進入和退出市場的頻率較高[1]。中國企業(yè)存亡變化并不是市場選擇帶來的“創(chuàng)造性毀滅”過程[2]，而是制度摩擦引發(fā)的企業(yè)資源再配置，最終產(chǎn)生一輪輪新舊企業(yè)的交替現(xiàn)象[3]。與此同時，中國金融市場迎來了新一輪的高速發(fā)展，根據(jù)中國人民銀行統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知①，中國金融機構的信貸額從2000年的13萬億元增長到2017年的169萬億元，年均增長速度約為16%;同期，根據(jù)Wind金融數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，股票市場累積成交額從4萬億元增加到114萬億元，增長約29倍。可見，作為金融市場中最大兩個部分的銀行業(yè)市場和股票市場，其高速發(fā)展的時期正處于企業(yè)市場退出率不斷下降的階段。那么，銀行業(yè)市場和股票市場的發(fā)展是否會影響企業(yè)的生存時間？如果是，兩者的作用是否存在差異？

企業(yè)生存的問題一直倍受學者們持續(xù)關注，已有研究文獻主要集中在以下幾個方面：（1）企業(yè)生存影響的決定因素。根據(jù)對企業(yè)生存因素的分類，可以分為企業(yè)內(nèi)部治理因素和外部環(huán)境因素，內(nèi)部因素有強調(diào)企業(yè)的融資成本和債務規(guī)模[4，5]，企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構的影響[6]，企業(yè)出口規(guī)模的作用[7]，企業(yè)規(guī)模和技術進步的功效[8]。外部因素主要包括宏觀環(huán)境成分，例如社會環(huán)境對企業(yè)存續(xù)期的影響[9]，政策因素對企業(yè)發(fā)展的影響[10，11]，經(jīng)濟危機與企業(yè)生存的關系等等[12]。（2）金融發(fā)展對企業(yè)成長的影響。鐘騰和汪昌云（2017）研究發(fā)現(xiàn)，不同省份的金融發(fā)展對企業(yè)專利創(chuàng)新有著積極影響，并進一步影響企業(yè)未來價值的增長[13]。Fafchamps（2013）也發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展對當?shù)仄髽I(yè)投資和成長具有促進作用，銀行對企業(yè)放貸限制越小，規(guī)模越小的企業(yè)增長速度越快，面臨的市場風險也就越低[14]。Spaliara（2013）研究認為，金融發(fā)展有效降低了企業(yè)面臨的市場退出風險，而金融發(fā)展對企業(yè)的促進作用在不同經(jīng)濟發(fā)展階段有著不同的影響[15]。

與上述研究不同，本文從銀行業(yè)市場和股票市場的角度入手，借助cloglog離散時間的生存分析模型，來研究不同金融市場發(fā)展對中國企業(yè)生存的影響，以期用金融市場變化來詮釋企業(yè)生存的變動，尋找企業(yè)生存更替的新動因;同時，本文通過微觀企業(yè)數(shù)據(jù)來剖析不同金融市場的發(fā)展其對企業(yè)生存的影響情況，以期豐富相關領域的研究，并為政策制定提供借鑒。

二、理論闡述和研究假設

（一）金融市場與企業(yè)生存

對于企業(yè)市場生存的理論研究，較早可以追溯到由Jovanovic（1982）和 Pakes（1998）建立并完善的生存學習模型，企業(yè)通過以往的生存經(jīng)歷來不斷修正自己的生產(chǎn)結(jié)構，從而改善自身的經(jīng)營狀況，并增強在市場上的競爭能力[16，17]，這表明企業(yè)面臨的市場退出風險隨著企業(yè)年齡的上升逐步下降，因為他們經(jīng)歷過更多的市場波動，有著更為豐富的閱歷和應對策略，從而在面臨危機時能夠化險為夷[18]。Clementi和Hopenhayn（2006）在此基礎上完善了企業(yè)生存模型，將企業(yè)存在的道德風險引入模型分析中，用來描述企業(yè)與金融機構之間的信息不對稱情況，強調(diào)了企業(yè)生存與金融信貸之間的相互關系：當企業(yè)與信貸機構之間存在較大信息不對稱時，企業(yè)將面臨更高的融資約束，這將影響企業(yè)日常經(jīng)營和未來發(fā)展;若企業(yè)所處地區(qū)金融信貸機構發(fā)展較為完善，企業(yè)資金融通的渠道便更為豐富，面臨的融資成本更低，指出了金融市場發(fā)展對企業(yè)生存的潛在影響[19]。

銀行業(yè)市場和股票市場對金融市場整體發(fā)展有著重要作用[20]。銀行業(yè)市場作為企業(yè)間接融資的重要渠道，與直接融資方式下的股票市場有著不同的資金來源，因此，企業(yè)從不同市場中融得資金的數(shù)量大相徑庭，這使得企業(yè)面臨的債務風險亦有不同，從而造成金融市場的變化對企業(yè)成長和研發(fā)有著不同的作用效果[13]。中國是一個高儲蓄率的國家，銀行業(yè)在經(jīng)濟快速發(fā)展中一直扮演著重要的角色[21]。銀行業(yè)的發(fā)展對于不同發(fā)展程度的經(jīng)濟體具有不同的影響作用，在資本市場發(fā)展較為落后的國家，銀行業(yè)主導的信貸市場是企業(yè)融資和經(jīng)濟增長的主要推動力[22]，而銀行業(yè)的發(fā)展相比其他金融機構更能促進區(qū)域金融體系的有效運轉(zhuǎn)，并推動當?shù)亟?jīng)濟的增長。同時，金融環(huán)境的改善又為金融覆蓋范圍內(nèi)的企業(yè)提供了經(jīng)營上的便利，當企業(yè)面臨不利的市場沖擊時，在銀行業(yè)發(fā)展更為健全的地區(qū)，一般存在著更完備的風險緩沖機制，這使得企業(yè)能夠有效化解經(jīng)濟波動帶來的不利影響，延長企業(yè)在市場中的生存期限[23，24]。

股票市場作為企業(yè)直接融資的場所，對企業(yè)經(jīng)營和發(fā)展起著重要的作用，在一定程度上能夠提高企業(yè)的生產(chǎn)效率[25]。但與西方發(fā)達國家相比，中國股市起步時間較晚、發(fā)展程度較低，股票市場的運作往往不是有效的，其中還慘雜著政策調(diào)控因素和人為干預因素[26]，從而導致市場價格變動無法真實反映企業(yè)的價值變化，從而引起市場失靈。此外，當企業(yè)經(jīng)營生產(chǎn)出現(xiàn)短期危機且內(nèi)源資金不夠充足時，此時的企業(yè)較難通過銀行信貸審核，但在發(fā)展繁榮、風險投資較為盛行的股市中，企業(yè)可以較為容易地通過發(fā)行有價證券等方式解決部分資金的問題，從而導致股市風險泡沫的堆積和股市交易膨脹的惡性循環(huán)[27]。企業(yè)通過迎合追逐利益的投資者獲得資金融通，但企業(yè)本質(zhì)仍處于經(jīng)營危機之中，實體生產(chǎn)環(huán)節(jié)一旦受到市場不利沖擊，企業(yè)將面臨更大經(jīng)營風險，進而引致其退出市場。同時，中國股市中資本流動受到較大的限制，市場無法快速擠出股票投機帶來的超額收益，加之政府對股市又施加高度管控和調(diào)節(jié)，進而造成投機者認為在任何危機中政府均能救市的心理，引發(fā)鏈式投機危機的爆發(fā)，而這種環(huán)境中的股票市場發(fā)展將推動經(jīng)濟泡沫的增長[28]，導致資源配置的低效化，最終影響企業(yè)的生存。

根據(jù)上述分析，提出假設1：

假設1：同等條件下，銀行業(yè)市場發(fā)展對企業(yè)生存具有促進作用，股票市場發(fā)展對企業(yè)生存具有抑制作用。

（二）治理環(huán)境、金融市場與企業(yè)生存

企業(yè)經(jīng)營水平、融資債務結(jié)構、市場競爭能力與其所處地域的治理環(huán)境有著密不可分的關系[29-32]。治理環(huán)境越好，政府對市場干預程度越低，金融信貸機構具有越高的經(jīng)營獨立性，從而能夠根據(jù)市場信息對企業(yè)融資進行實時調(diào)整，降低市場潛在信貸風險，促進金融發(fā)展。同時，治理環(huán)境越好，股票市場運行的有效性越強，企業(yè)股價反映其內(nèi)在價值的真實性越高，股市股票收益率波動與企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)狀相背離的可能性越小，這將緩解企業(yè)股票異質(zhì)性風險的增長，從而有效抑制股市投機行為膨脹而引發(fā)的金融泡沫危機，改善企業(yè)面臨的市場風險[29]。相反，治理環(huán)境越差，金融市場發(fā)展受到政府更多管制，企業(yè)融資渠道因此受阻，從而造成企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度加大，企業(yè)經(jīng)理人進行謀私的動機也越大，使得相關代理人將企業(yè)經(jīng)營目標從股東利潤最大化轉(zhuǎn)向經(jīng)營代理人利益最大化，造成企業(yè)盈余管理現(xiàn)象激增，最終導致企業(yè)背離市場發(fā)展現(xiàn)象頻頻出現(xiàn)[33]。因此，企業(yè)所處地區(qū)治理環(huán)境的改善能夠促進金融市場發(fā)展帶來的正面效果，在保障市場機制有效運行同時，減少市場沖擊給企業(yè)生存帶來的不利影響。

基于以上分析，提出假設2：

假設2：同等條件下，治理環(huán)境越好，銀行業(yè)市場發(fā)展對企業(yè)生存的促進作用越大，股票市場發(fā)展對企業(yè)生存的抑制作用越小。

三、數(shù)據(jù)來源與研究方法

（一）數(shù)據(jù)說明和處理

本文數(shù)據(jù)主要來源于1998-2008年國家統(tǒng)計局編制的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，包含所有國有企業(yè)和主營業(yè)務收入大于500萬元規(guī)模以上的非國有企業(yè)。金融市場發(fā)展指標來源于世界銀行下的WDI數(shù)據(jù)庫，其中包括世界各國與經(jīng)濟發(fā)展相關的統(tǒng)計數(shù)據(jù)。在對數(shù)據(jù)樣本進行統(tǒng)計回歸前，參照Brandt等（2012）的方法[34]，對樣本范圍內(nèi)的截面數(shù)據(jù)進行合并處理，得到初步的企業(yè)數(shù)據(jù)，同時為了統(tǒng)一行業(yè)分類口徑，根據(jù)2003年頒布的《國民經(jīng)濟行業(yè)分類標準》對1998-2002年的樣本行業(yè)情況進行重新分類，以提高最終樣本數(shù)據(jù)的可信程度。此外，參考已有文獻對該數(shù)據(jù)庫的整合方式[35，36]，對樣本數(shù)據(jù)進行以下處理：（1）刪除職員人數(shù)小于10的數(shù)據(jù);（2）刪除固定資產(chǎn)總值、工業(yè)增加值、主營業(yè)務收入、新產(chǎn)品銷售額等關鍵指標缺失的數(shù)據(jù);（3）刪除流動資產(chǎn)大于總資產(chǎn)、流動負債大于總負債等與會計準備相悖的數(shù)據(jù);（4）刪除企業(yè)年齡小于0的數(shù)據(jù)。

首先，定義樣本企業(yè)的生存時間，一般定義為企業(yè)首次進入市場直到退出該市場所經(jīng)歷的時間，這與國內(nèi)外大多文獻對于企業(yè)生存時間的界定類似，即在t期時企業(yè)存在于樣本之中，而t+1期時企業(yè)不存在于樣本中，此時可以認為企業(yè)退出了市場[37，5]。此外，生存數(shù)據(jù)由于其獨有特征，在數(shù)據(jù)分析前需要處理左刪失和右刪失問題。左刪失是指當樣本企業(yè)出現(xiàn)在1998年時，我們不能清楚知道該企業(yè)在1998年之前的具體生存狀況，如果忽略該類樣本特征，直接將1998年定義為樣本首次出現(xiàn)的時間，將低估企業(yè)真實的存續(xù)期，因此需要對該類問題進行處理。本文對于左刪失問題的處理與現(xiàn)有文獻一致，保留企業(yè)成立時間在1998年之后的樣本。右刪失是指當樣本企業(yè)出現(xiàn)在2008年時，無法得知企業(yè)2008年之后的生存狀態(tài)，即無法直接定義企業(yè)最終退出市場的時刻，這將影響回歸結(jié)果的準確性，而對于該問題的處理一般采用生存分析模型即可有效解決。

（二）研究方法

對于生存問題的分析往往采用生存分析模型，主要有cox比例風險模型、加速失效時間模型（AFT模型）和離散時間生存分析模型②。AFT模型為參數(shù)模型，需要對基準風險的分布進行人為設定。cox比例風險模型由于其半?yún)⒎植嫉奶卣?，無需對基準風險的分布進行設定，因此運用范圍比AFT模型廣，但與離散時間生存分析cloglog模型相比，cox比例風險模型的等比例風險假定較為苛刻，且該模型估計往往會忽略個體異質(zhì)性效應的作用[38]，因此，回歸結(jié)果可能出現(xiàn)較大的偏差。為此，參照許家云和毛其淋（2016）、Tsoukas（2011）和Byrne等（2016）等相關文獻，構造如下離散時間的cloglog分析模型[39，40，41]：

其中hit=1-exp （-exp （α'Ctrlikrt+φt））為企業(yè)i在t期的離散時間風險率，F(xiàn)（hit）越大表示企業(yè)退出市場的風險越大;φt表示基準風險，是時間的函數(shù)。FD表示不同金融市場的發(fā)展指標，其中銀行業(yè)市場發(fā)展指標bcrdt用銀行部門國內(nèi)信貸額占GDP的比值來表示[24，25，42]，股票市場發(fā)展指標strade用股票總交易額占GDP的比值來表示[40，43]。Ctrl為控制變量向量，主要包括：企業(yè)規(guī)模（size），用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)形式表示，企業(yè)規(guī)模越大，其可獲得的外部融資資源越多，經(jīng)歷市場波動存活下來的概率越大，即退出市場的概率越小，因此預計影響符號為負;企業(yè)年齡（age），以企業(yè)當年年份減去開業(yè)年份的差值表示，企業(yè)年齡越大，有著越多的閱歷和市場經(jīng)驗，因此受到市場沖擊時，退出市場的可能性越小，預計影響為負;資產(chǎn)負債率（lev），越高的資產(chǎn)負債率表明企業(yè)債務結(jié)構失衡越嚴重，加大了企業(yè)外部融資的成本，增加了企業(yè)退出市場的風險，因此預計符號為正;利潤率（profit）③，以企業(yè)利潤總額與總資產(chǎn)的比值表示，當企業(yè)遭受未預期的市場沖擊時，企業(yè)營業(yè)利潤作為內(nèi)部自有資金重要的組成部分，可以緩沖市場沖擊給企業(yè)帶來的不利影響，減少企業(yè)退出市場的概率，因此預期其符號為負;資本密集度（klr），以企業(yè)固定資產(chǎn)凈值除以從業(yè)人員數(shù)值的對數(shù)形式表示，固定資產(chǎn)凈值用1998年的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減處理，高資本密集度的企業(yè)會花費更多時間和薪酬待遇來挑選高標準的工作人員，從而面臨更多的時間成本和生產(chǎn)成本，在企業(yè)經(jīng)營周轉(zhuǎn)不善時，更容易退出市場，因此預計符號為正;全要素生產(chǎn)率（tfp），根據(jù)OP的方法估計得到，企業(yè)擁有更高的（tfp），意味著企業(yè)生產(chǎn)能力越強，市場上競爭能力越強，企業(yè)退出市場的風險也就越低，預期符號為負;赫芬達爾指數(shù)（herfind），反映企業(yè)在所屬行業(yè)中的壟斷程度，以企業(yè)銷售額與行業(yè)銷售總額比值的平方來表示，其數(shù)值越大表示市場集中程度越高，整個市場的公平程度越低，使得新企業(yè)面臨更大的市場退出率，預期符號為正;外商投資企業(yè)（foreign），外商企業(yè)相比本國企業(yè)而言擁有更多的海外資源和本地優(yōu)惠政策，因此面臨更低的融資約束，其退出市場的概率更低，預期符號為負;出口企業(yè)（ex），出口企業(yè)與海外市場聯(lián)系的緊密度更高，受到本國經(jīng)濟波動的影響相對更低，此外出口企業(yè)一般擁有更高的生產(chǎn)能力，擁有足夠的利潤來彌補生產(chǎn)中的沉沒成本，因此面臨更低的市場退出率，預期符號為負;經(jīng)濟增長速度（gdp），以歷年的GDP增長率表示，GDP以1998年工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減，經(jīng)濟增長速度越快，表明企業(yè)所在的宏觀環(huán)境越景氣，企業(yè)退出市場的概率越小，預計符號為負。最后，本文還控制了不可觀測的行業(yè)和地區(qū)固定效應δk、δr，εikrt表示多維度的隨機誤差項。

（三）企業(yè)生存函數(shù)的估計

對于生存時間分布的描述經(jīng)常采用生存函數(shù)（survivor function）表示，Kaplan-Meier連乘項是其非參估計的主要形式，即：

其中（k）表示企業(yè)持續(xù)存活時間超過k期的概率估計值，Nt表示t期仍存活的企業(yè)個數(shù)，Dt表示t期觀測到的退出市場的企業(yè)個數(shù)。同時，k期危險函數(shù)非參估計為：

其中（k）表示企業(yè)在k期退出市場的概率估計值，Nt表示t期仍存活的企業(yè)個數(shù)，Dt表示t期觀測到的退出市場的企業(yè)個數(shù)。根據(jù)式（2）（3）繪制與企業(yè)生存相關的統(tǒng)計圖如圖1（a）（b）所示。

由圖1（a）可以發(fā)現(xiàn)，樣本內(nèi)企業(yè)的生存曲線呈現(xiàn)出階梯式下降的趨勢，隨著企業(yè)生存周期的延長，相鄰兩階梯之間的距離在不斷下降，表明隨著樣本企業(yè)在市場上存留時間的延長，存活企業(yè)的生存率趨于穩(wěn)定。從圖1（b）企業(yè)風險率曲線可以看出，樣本范圍內(nèi)的企業(yè)存活至第二期時面臨的市場退出風險最大，這也表明存活的第二期是企業(yè)生存發(fā)展的一個關鍵時期，進入市場初期的企業(yè)面臨著較高的市場退出率，之后企業(yè)面臨的市場風險隨著企業(yè)生存時間的延長而呈現(xiàn)出迅速下降的趨勢。綜上可以發(fā)現(xiàn)，中國企業(yè)在市場中生存概率隨著其生存時間的延長而不斷趨于穩(wěn)定，面臨市場退出的風險在其進入市場初期后會得到有效的改善，這種存續(xù)時間的動態(tài)變化體現(xiàn)出了企業(yè)生存概率與時間的負依存性。可見，銀行業(yè)市場和股票市場的高速發(fā)展時期，正處于企業(yè)市場退出率不斷下降的階段，這似乎隱喻金融市場的發(fā)展與企業(yè)生存之間存在著緊密聯(lián)系，對此，我們自然會產(chǎn)生一個疑問，如果金融市場的發(fā)展能夠影響企業(yè)的生存，那么，作為金融市場中兩大重要組成部分的銀行業(yè)市場和股票市場，它們的發(fā)展是否會提高企業(yè)在市場中的生存幾率，抑或加大了企業(yè)面臨的市場風險。

四、基本實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸結(jié)果

銀行業(yè)市場和股票市場發(fā)展對企業(yè)生存的基準回歸結(jié)果如表1所示。其中第（1）～（3）列為銀行業(yè)市場發(fā)展對企業(yè)生存的影響結(jié)果，第（4）～（6）列為股票市場發(fā)展對企業(yè)生存的具體影響。由第（1）列和第（4）列可以發(fā)現(xiàn)，在僅考慮不同金融市場發(fā)展因素的情況下，銀行業(yè)市場的發(fā)展顯著降低了企業(yè)退出市場的風險率，即延長了企業(yè)市場上的生存時間;股票市場的發(fā)展顯著提高了企業(yè)退出市場的風險率，即縮短了企業(yè)市場上的存續(xù)期。第（2）列和第（5）列加入了控制變量，并在方程中加入了非觀測的行業(yè)固定效應，以控制其他因素和非觀測的行業(yè)特征對回歸結(jié)果可能造成的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)市場的發(fā)展依然顯著降低了企業(yè)“失敗”的可能性，而股票市場的發(fā)展仍舊提高了企業(yè)“失敗”的可能性，從而初步證明了假設1。第（3）列和第（6）列加入了地區(qū)固定效應，結(jié)果顯示銀行業(yè)市場和股票市場的發(fā)展對企業(yè)市場風險率的影響仍舊為顯著的一負一正，這表明在控制其他變量和非觀測的各種固定效應對企業(yè)生存可能影響之后，銀行業(yè)市場的發(fā)展顯著提高了企業(yè)市場的生存時間，而股票市場的發(fā)展顯著降低了企業(yè)在市場上的生存時間，從而進一步驗證了假設1，證明了不同金融市場的發(fā)展對企業(yè)生存時間的異質(zhì)性。此外，回歸結(jié)果中企業(yè)年齡age顯著為正，這與已有相關文獻似乎存在差異，但企業(yè)年齡的增長增大了其退出市場的風險率這點與許家云和毛其淋（2016）的研究結(jié)果一致[39]，對此相應的解釋是中國企業(yè)壽命的特征普遍偏短，企業(yè)后期在市場上仍具有較高的風險率水平，因此企業(yè)年齡越大，其面臨的死亡率越高。

五、進一步分析

（一）治理環(huán)境與金融市場機構

考慮到中國作為最大的發(fā)展中國家，不同地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平和政府治理環(huán)境存在著較大的差別，而各地區(qū)治理環(huán)境的差異又會對金融市場發(fā)展產(chǎn)生不同的影響，因此，為了檢驗該效應，在基礎回歸方程中加入與治理環(huán)境相關的變量，構建如下方程：

其中settingsrt表示不同地區(qū)的治理環(huán)境水平，參考謝德仁和陳運森（2009）的做法[29]，治理環(huán)境變量用樊綱等（2010）編制的中國市場化指數(shù)中減少政府對企業(yè)干預的指標來表示[45]，其數(shù)值越大，表示地區(qū)治理環(huán)境越好，具體回歸結(jié)果如表3所示。

表3中第（1）～（2）列是治理環(huán)境、銀行業(yè)市場發(fā)展和企業(yè)生存之間的回歸結(jié)果，第（3）～（4）列是治理環(huán)境與股票市場發(fā)展以及企業(yè)生存相關的回歸結(jié)果。第（1）列未考慮相關控制變量的影響，從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)市場的發(fā)展顯著降低了企業(yè)市場上面臨的風險，這與前文結(jié)論相一致。治理環(huán)境變量對企業(yè)生存的影響顯著為負，表明治理環(huán)境的改善可以減少企業(yè)“失敗”事件的發(fā)生;同時，治理環(huán)境與銀行業(yè)市場發(fā)展交互項的系數(shù)也顯著為負，即治理環(huán)境更好的地方，銀行業(yè)市場發(fā)展對企業(yè)生存促進的作用更大，從而證明更好的治理環(huán)境能夠促進銀行業(yè)發(fā)展對企業(yè)生存帶來的積極影響。第（2）列在此基礎上加入了相關控制變量和各類非觀測的固定效應，從結(jié)果可以看出治理環(huán)境與銀行業(yè)市場發(fā)展交互項的系數(shù)依舊顯著為負，其他關鍵變量的影響也未發(fā)生改變，從而有效證明了基本觀點。第（3）列結(jié)果顯示，股票市場的發(fā)展會顯著抑制企業(yè)的生存時間，而治理環(huán)境的改善可以降低企業(yè)退出市場的風險，此外，這兩者交互項的系數(shù)顯著為負，說明隨著治理環(huán)境的改善，股票市場發(fā)展對企業(yè)生存的抑制作用在不斷下降。第（4）列結(jié)果在第（3）列基礎上控制了相關控制變量和非觀測的各類固定效應，結(jié)果顯示相關交互項的系數(shù)依舊顯著為負。上述結(jié)果較好證明了假設2，即治理環(huán)境越好的地方，銀行業(yè)市場發(fā)展對企業(yè)生存的促進作用越大，股票市場發(fā)展對企業(yè)生存的抑制作用越小。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗基本結(jié)論的穩(wěn)健性，選用另一種在生存分析問題中經(jīng)常用到的加速失效時間模型（AFT模型）對基礎模型的回歸結(jié)果進行檢驗④，采用AFT模型構造如下方程：

其中durait表示t期時企業(yè)i在市場上生存的累計時間，其他變量設定與前文基礎方程相同。在對AFT模型進行回歸之前，需要對誤差項的具體分布進行設定，依照Likelihood和AIC的數(shù)值對相關分布進行篩選。具體而言，Likelihood的數(shù)值的絕對值越小，AIC的數(shù)值越小，表示方程擬合的效果越好。根據(jù)上述原則，發(fā)現(xiàn)Lognormal分布的結(jié)果最佳，因此，采用該形式分布對上述方程進行回歸。此外，用離散時間生存分析模型中另外兩種分布形式（probit分布和logit分布）作為對照回歸組進行檢驗，結(jié)果如表4所示⑤。

從表4第（1）列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在控制了相關控制變量和各類非觀測的固定效應后，銀行業(yè)市場的發(fā)展顯著延長了企業(yè)在市場上的生存時間，即減少了企業(yè)發(fā)生“失敗”事件的可能性。從第（2）列結(jié)果同樣可知，股票市場發(fā)展顯著縮短了企業(yè)的生存時長，從而基本印證了假設1的穩(wěn)健性。第（3）～（6）列中被解釋變量與AFT模型有所不同，以企業(yè)在市場上面臨的風險率為被解釋變量，通過觀察可知相關結(jié)果與cloglog模型類似，對此不再贅述。因此，上述結(jié)果較好驗證了假設1的穩(wěn)健成立，從而表明不同金融市場的發(fā)展對企業(yè)生存造成了不同的影響。

六、結(jié)論與政策建議

以上利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，并結(jié)合中國金融市場的發(fā)展變化，從銀行業(yè)市場和股票市場的發(fā)展角度入手，研究企業(yè)生存的決定因素，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）銀行業(yè)市場的發(fā)展減少了企業(yè)面臨的市場風險率，從而延長了企業(yè)在市場上的生存時間;股票市場的發(fā)展提高了企業(yè)在市場上發(fā)生“失敗”事件的可能性，因此，縮短了企業(yè)市場上的存續(xù)期。（2）銀行業(yè)市場和股票市場發(fā)展對企業(yè)生存時間的影響在企業(yè)所有制形式、所屬行業(yè)保護程度、是否為新進企業(yè)這幾個方面存在著差異。（3）企業(yè)面臨的治理環(huán)境是企業(yè)生存的重要影響因素，企業(yè)治理環(huán)境的改善能夠有效促進銀行業(yè)市場發(fā)展對其生存時間帶來的積極影響，降低股票市場發(fā)展對其生存時間帶來的不利沖擊?？傊?，金融市場的發(fā)展與企業(yè)生存之間存在緊密聯(lián)系，銀行業(yè)市場的繁榮將延長企業(yè)的生存時間，而股票市場的發(fā)展將縮短企業(yè)在市場上的生存時間。

根據(jù)上述分析，本文對調(diào)整金融市場結(jié)構、降低企業(yè)面臨的市場危機，從而提高企業(yè)在市場中的存活時間提出以下幾點政策建議：第一，政府部門應該加大對銀行業(yè)市場的管理，規(guī)范銀行業(yè)市場的信貸活動，提高相應市場的競爭活力，以高標準、嚴要求、全方面的準則對銀行業(yè)市場實施監(jiān)管，促進銀行業(yè)市場有序健康發(fā)展，從而延長企業(yè)在市場上的存活時間。第二，設立交易風險監(jiān)控機制和風險預警線，對股票市場投機活動進行實時監(jiān)控，提高市場風險逐益者進入市場的門檻要求，并對機構投資者肆意操縱大盤的現(xiàn)象進行懲治，進一步減少股票市場整體風險泡沫的堆積，改善企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動，進而提高企業(yè)市場存續(xù)期。第三，加速政府放權機制的建立，降低地區(qū)政府對企業(yè)相關合法生產(chǎn)活動的干涉管制，提高相關治理環(huán)境的市場調(diào)節(jié)作用，從而改善金融市場變化對企業(yè)生存發(fā)展帶來的潛在作用。

注釋：

① 數(shù)據(jù)詳見http//www.pbc.gov.cn/diaochatongjisi/116219.

② 離散時間生存分析模型的形式主要有cloglog、probit和logit三種，其中cloglog模型應用最為廣泛。

③ 利潤率變量的表示形式為水平數(shù)量級，不是百分比的形式。

④ 由于經(jīng)過PH檢驗發(fā)現(xiàn)，cox比例風險模型在本文中不符合等比例風險的基礎假設，因此，并未采取該方法作為穩(wěn)健性檢驗的模型。

⑤ 本文對AFT模型回歸結(jié)果未采取風險比率（Hazard Ratios）的形式，因此，系數(shù)符號與一般回歸結(jié)果的表達形式相同。

參考文獻：

[1]張靜，胡倩，譚桑等. 進入、退出與企業(yè)生存——來自中國制造業(yè)企業(yè)的證據(jù)[J]. 宏觀經(jīng)濟研究，2013（11）：103-110.

[2]Hopenhayn H A. Entry，exit，and firm dynamics in long run equilibrium[M]. Econometrica：Journal of the Econometric Society，1992，60，（2）：1127-1150.

[3]Bai Y. Do financial frictions explain Chinese firmssaving and misallocation？[C]. Society for Economic Dynamics，2016.

[4]鄧可斌，曾海艦. 中國企業(yè)的融資約束：特征現(xiàn)象與成因檢驗[J]. 經(jīng)濟研究，2014（2）：47-60.

[5]Huynh K P，Petrunia R J，Voia M. Initial financial conditions：unobserved heterogeneity and the survival of nascent canadian manufacturing firms[J]. Managerial & Decision Economics，2012，33（2）：109-125.

[6]Bridges S，Guariglia A. Financial constraints， global engagement， and firm survival in the united kingdom：evidence from micro data[J]. Scottish Journal of Political Economy，2008，55（4）：444-464.

[7]陳勇兵，李燕，周世民. 中國企業(yè)出口持續(xù)時間及其決定因素[J]. 經(jīng)濟研究，2012（7）：48-61.

[8]肖興志，何文韜，郭曉丹. 能力積累、擴張行為與企業(yè)持續(xù)生存時間——基于我國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的企業(yè)生存研究[J]. 管理世界，2014（2）：77-89.

[9]Abdesselam R，Bonnet J，Pape N L. An explanation of the life span of new french firms[J]. Small Business Economics，2004，23（3）：237-254.

[10]林毅夫，李志赟. 政策性負擔、道德風險與預算軟約束[J]. 經(jīng)濟研究，2004（2）：17-27.