資本配置扭曲與民營企業(yè)出口生存

蒲阿麗，李 平

(1.上海大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，上海 200444；2.山東理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 淄博 255000；3.山東理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部，山東 淄博 255000)

一、 引 言

改革開放以來，我國進(jìn)出口貿(mào)易實(shí)現(xiàn)了由“小到大”的跨越，為我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展做出了重要的貢獻(xiàn)。據(jù)中國海關(guān)總署發(fā)布的數(shù)據(jù)顯示，2018年我國工業(yè)制成品出口占比達(dá)到了94.8%，我國已經(jīng)是名副其實(shí)的制造大國。2019年民營企業(yè)出口額占我國出口總值近51.7%，繼續(xù)保持第一大出口主體地位。而當(dāng)今我國出口遭受到的貿(mào)易限制越來越多，出口生存的環(huán)境進(jìn)一步惡化，我國企業(yè)出口所面臨的問題不僅僅是利潤問題，更重要的是能否持續(xù)生存的問題(周世民等，2013)[1]。當(dāng)今中美貿(mào)易摩擦中受影響最大的就是我國民營出口企業(yè)，面對(duì)進(jìn)口商強(qiáng)行壓價(jià)，民營企業(yè)的出口利潤空間被大幅壓縮，出現(xiàn)原地踏步，甚至倒退的現(xiàn)象。隨著勞動(dòng)力成本和原材料價(jià)格的持續(xù)上升，我國需要提高制造業(yè)資源使用效率，才有可能繼續(xù)保持出口貿(mào)易的強(qiáng)勁走勢(陳永偉和胡偉民，2011)[2]。而1998年以來，我國制造業(yè)資源配置效率在不斷下降，相對(duì)于民營企業(yè)和外資企業(yè)，國有企業(yè)的效率是最低的。而資源向國有企業(yè)傾斜的政策，降低了整體的投資效率，也許是造成我國資源配置效率下降的一個(gè)重要原因(楊汝岱，2015)[3]。供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革要解決的核心問題是校正要素配置的扭曲。資源應(yīng)該更多地配置到優(yōu)質(zhì)、有競爭力和有創(chuàng)新精神的企業(yè)(楊偉民，2016)[4]。而在我國信貸市場上，銀行等金融機(jī)構(gòu)在無法辨別出不同借款人信用風(fēng)險(xiǎn)大小的條件下，只能依據(jù)政府的信貸配置政策來降低貸款風(fēng)險(xiǎn)，偏向于將資金貸給有政府擔(dān)保、經(jīng)營穩(wěn)定、收益有保障的國有企業(yè)。但是，金融機(jī)構(gòu)的這種市場偏好卻被一些國有企業(yè)濫用，反而增加了民營企業(yè)的貸款成本。所有制歧視擠出了私人部門的信貸資源，由此產(chǎn)生的信貸“錯(cuò)配”加劇了資本配置扭曲(李曉龍和冉光和，2018)[5]。同時(shí)，各級(jí)地方政府為了最大限度地將地方經(jīng)濟(jì)增長納入自身可掌控的范圍內(nèi)，更多地依靠本地區(qū)的國有部門，這也使得要素配置尤其是資本要素的配置會(huì)更偏向于國有部門(佟家棟和陳霄，2019)[6]。隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長壓力加大，尤其是在當(dāng)前國際國內(nèi)兩大市場有效需求疲軟的情況下，如何降低資本要素配置扭曲，改善民營企業(yè)出口生存狀況是個(gè)迫切需要解決的問題。

與本文相關(guān)的一類文獻(xiàn)是有關(guān)我國企業(yè)層面資本配置扭曲問題的研究。例如，David和Wei(2007)利用我國企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)資本配置扭曲導(dǎo)致企業(yè)所有權(quán)、地區(qū)和行業(yè)的資本邊際收益不均衡，民營企業(yè)比國有企業(yè)面臨更加嚴(yán)重的資本配置扭曲[7]。Hsieh和Klenow(2009)在研究我國資源錯(cuò)配問題過程中發(fā)現(xiàn)資本配置扭曲會(huì)導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的要素錯(cuò)配(以下簡稱HK模型)[8]。大多數(shù)國內(nèi)學(xué)者通過對(duì)HK模型的擴(kuò)展或修正，對(duì)我國企業(yè)生產(chǎn)要素的扭曲程度進(jìn)行了測算和經(jīng)驗(yàn)研究。例如：龔關(guān)和胡關(guān)亮(2013)修改了HK模型中的利潤函數(shù)形式，并用行業(yè)MRPK和MRPL的方差來分別衡量資本和勞動(dòng)要素的扭曲程度[9]，但是沒有測算企業(yè)層面的要素配置扭曲程度。簡澤等(2018)基于我國12個(gè)代表性產(chǎn)業(yè)的企業(yè)層面數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)我國制造業(yè)部門存在嚴(yán)重的資本扭曲，生產(chǎn)率低的企業(yè)過多地使用資本，而生產(chǎn)率高的企業(yè)過少地使用資本[10]。與本文相關(guān)的另一類文獻(xiàn)是關(guān)于我國企業(yè)層面出口生存問題的研究。在這類文獻(xiàn)中，學(xué)者們主要關(guān)注企業(yè)出口持續(xù)時(shí)間測算和影響因素兩個(gè)方面的研究。一方面，在企業(yè)-目的國層面，陳勇兵等(2012)研究發(fā)現(xiàn)我國企業(yè)出口持續(xù)時(shí)間均值不到2年[11]；在企業(yè)-產(chǎn)品層面，蔣靈多和陳勇兵(2015)則認(rèn)為我國多產(chǎn)品出口企業(yè)的企業(yè)-產(chǎn)品出口持續(xù)時(shí)間較短，企業(yè)核心產(chǎn)品的出口持續(xù)時(shí)間顯著長于其邊緣產(chǎn)品[12]；在企業(yè)-產(chǎn)品-目的國層面，杜運(yùn)蘇和楊玲(2013)發(fā)現(xiàn)我國出口貿(mào)易關(guān)系持續(xù)期的中位數(shù)只有2年，且貿(mào)易關(guān)系在4年以后失敗的概率大幅降低[13]。另一方面，聚焦于企業(yè)層面影響因素的研究包括李宏兵等(2016)、趙瑞麗等(2017)、歐定余和田野(2018)、劉慧和綦建紅(2017，2018)等，內(nèi)容涉及企業(yè)融資約束、企業(yè)出口復(fù)雜度、企業(yè)受到的政府補(bǔ)貼強(qiáng)度、企業(yè)出口以往經(jīng)驗(yàn)和出口相同產(chǎn)品-市場組合的“鄰居”企業(yè)等諸多方面[14-18]。

相比之下，專門考察企業(yè)層面要素配置扭曲對(duì)我國制造業(yè)企業(yè)出口行為影響的文獻(xiàn)較少。施炳展和冼國明(2012)通過使用要素邊際產(chǎn)出與要素價(jià)格之比表示單一要素價(jià)格扭曲，然后用要素的產(chǎn)出彈性構(gòu)建了要素價(jià)格總扭曲度，其結(jié)論是要素價(jià)格扭曲會(huì)促進(jìn)我國企業(yè)進(jìn)入出口市場[19]。祝樹金和趙玉龍(2017)基于HK模型的扭曲指標(biāo)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)總體資源錯(cuò)配一定程度上促進(jìn)了我國企業(yè)的出口，以加工貿(mào)易為主的外貿(mào)特征造成資本扭曲程度更高的企業(yè)出口概率更高和出口強(qiáng)度更大[20]。鮮有文獻(xiàn)從資本要素配置角度分析我國民營企業(yè)出口生存問題。相較于以往研究，本文的邊際貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，本研究重點(diǎn)探討資本配置扭曲作用于民營企業(yè)出口生存狀況的影響效應(yīng)，彌補(bǔ)了現(xiàn)有研究的不足；第二，在理論推算衡量資本配置扭曲程度指標(biāo)的基礎(chǔ)上，利用1998—2007年中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)測算了我國民營出口企業(yè)遭受的具體資本配置扭曲程度、出口生存率和生存時(shí)間情況；第三，系統(tǒng)分析和驗(yàn)證了資本配置扭曲作用于我國民營企業(yè)出口生存狀況的影響機(jī)理，并從多個(gè)維度進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)研究。結(jié)果表明，資本配置扭曲會(huì)提升我國民營企業(yè)退出出口市場的概率，其中全要素生產(chǎn)率和資本密集度是兩個(gè)重要影響渠道。本文的研究對(duì)于正確認(rèn)識(shí)我國民營企業(yè)出口市場退出率高和生存時(shí)間短的深刻原因有著重要的理論價(jià)值，對(duì)于探索提升我國民營企業(yè)出口存活概率的途徑提供理論和現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

二、 資本配置扭曲對(duì)企業(yè)出口生存的影響機(jī)理分析

(一) 資本配置扭曲的模型推導(dǎo)與計(jì)算

1.資本配置扭曲的模型推導(dǎo)。本文借鑒Hsieh和Klenow(2009)構(gòu)建的分析企業(yè)間要素錯(cuò)配的標(biāo)準(zhǔn)異質(zhì)性企業(yè)壟斷競爭模型[8]，重點(diǎn)集中于分析企業(yè)層面的資本配置扭曲問題?；谖覈駹I企業(yè)面臨的信貸融資問題，本文假設(shè)民營企業(yè)除了在生產(chǎn)率水平上存在差異，同時(shí)可能面臨不同程度偏向型信貸導(dǎo)致的資本配置扭曲，在此暫不考慮引起企業(yè)資本和勞動(dòng)邊際產(chǎn)出相同比例減少的產(chǎn)出扭曲因素。資本配置扭曲是指提高企業(yè)投入資本相對(duì)于勞動(dòng)的邊際產(chǎn)出的扭曲程度。例如，沒有獲得銀行等金融機(jī)構(gòu)信貸的企業(yè)，其遭受的資本配置扭曲程度較高，而獲得廉價(jià)信貸的企業(yè)，其遭受的資本配置扭曲程度較低。

假設(shè)在一個(gè)完全競爭的最終產(chǎn)品市場上有一個(gè)代表性企業(yè)生產(chǎn)單一最終產(chǎn)品Y，生產(chǎn)市場中存在S個(gè)行業(yè)，每個(gè)行業(yè)的代表性企業(yè)使用科布-道格拉斯生產(chǎn)技術(shù)，則市場總產(chǎn)出由公式(1)表示：

(1)

PsYs=θsPY

(2)

(3)

假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)過程中投入資本和勞動(dòng)兩種生產(chǎn)要素，每個(gè)企業(yè)生產(chǎn)一種產(chǎn)品。每種差異化產(chǎn)品的代表性企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)由科布-道格拉斯函數(shù)給出(見公式(4))，其中，Ysi是企業(yè)的產(chǎn)出水平，Asi是企業(yè)全要素生產(chǎn)率，代表企業(yè)的綜合技術(shù)水平，Ksi和Lsi分別表示企業(yè)生產(chǎn)中投入的資本數(shù)量和勞動(dòng)數(shù)量，αs和βs分別表示生產(chǎn)要素資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性。通過使用本文我國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)計(jì)算的資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性數(shù)值表明，大多數(shù)企業(yè)的實(shí)際生產(chǎn)情況是規(guī)模報(bào)酬遞減的。因此，本文改變HK模型中企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模報(bào)酬不變的假設(shè)，認(rèn)為αs+βs不必等于1。

(4)

根據(jù)資本配置扭曲的定義，設(shè)定代表性企業(yè)的利潤函數(shù)如下：

πsi=PsiYsi-wsiLsi-(1+τKsi)RKsi

(5)

其中，τKsi是企業(yè)層面的資本配置扭曲程度，R是基準(zhǔn)的資本價(jià)格。wsi是企業(yè)實(shí)際使用的勞動(dòng)價(jià)格。壟斷競爭市場均衡時(shí)，代表性企業(yè)的定價(jià)原則是產(chǎn)品的邊際收益等于邊際成本，再由企業(yè)利潤最大化的一階條件，可以得出企業(yè)資本密集度的表達(dá)式：

(6)

由公式(6)可見，企業(yè)資本密集度受到資本配置扭曲的影響，在其他條件不變時(shí)，資本配置扭曲程度越高，企業(yè)資本密集度水平越低。由行業(yè)s實(shí)現(xiàn)利潤最大化的一階條件，可以得出企業(yè)的反需求函數(shù)表達(dá)式：

(7)

由公式(7)我們發(fā)現(xiàn)，在其他條件不變的情況下，資本配置扭曲會(huì)提高企業(yè)產(chǎn)品銷售價(jià)格。進(jìn)一步，可以推出企業(yè)投入生產(chǎn)要素資本和勞動(dòng)的數(shù)量、產(chǎn)出與資本配置扭曲之間的關(guān)系以及全要素生產(chǎn)率的表達(dá)式，如下：

(8)

(9)

(10)

(11)

我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)間的要素配置數(shù)量和產(chǎn)出水平不僅取決于全要素生產(chǎn)率，而且取決于企業(yè)面臨的資本配置扭曲程度，進(jìn)而企業(yè)的全要素生產(chǎn)率Asi也會(huì)間接受到資本配置扭曲的影響。滿足壟斷競爭的均衡條件時(shí)，勞動(dòng)的邊際收益產(chǎn)品應(yīng)該等于企業(yè)單位勞動(dòng)的使用成本wsi，資本的邊際收益產(chǎn)品應(yīng)該等于企業(yè)單位資本的使用成本。由公式(13)可以看出，當(dāng)存在資本配置扭曲時(shí)，資本的邊際產(chǎn)品收益不僅與基準(zhǔn)的單位資本使用成本R成正比，而且與企業(yè)遭受的資本配置扭曲程度也成正比。在存在偏向型更高信貸價(jià)格的企業(yè)中，企業(yè)資本的邊際收益產(chǎn)品水平更高，而在受益于信貸補(bǔ)貼的企業(yè)中要更低一些。

(12)

(13)

將(13)式比(12)式可得：

(14)

可見，當(dāng)τKsi>0，企業(yè)的資本邊際產(chǎn)品收益大于基準(zhǔn)的單位資本使用成本R，這將導(dǎo)致不同企業(yè)之間資本邊際收益產(chǎn)品的差異。對(duì)公式(14)兩邊取對(duì)數(shù)變形之后，得到本文設(shè)定的企業(yè)資本配置扭曲指標(biāo)：

(15)

其中，wsiLsi是企業(yè)生產(chǎn)過程中投入的勞動(dòng)總成本，RKsi是企業(yè)生產(chǎn)過程中投入的基準(zhǔn)資本總成本。在市場出清條件下，投入要素勞動(dòng)和資本的實(shí)際所得報(bào)酬(要素實(shí)際使用總成本)之比應(yīng)該等于兩種要素實(shí)際應(yīng)得報(bào)酬(要素產(chǎn)出投入份額)之比。由公式(15)，本文發(fā)現(xiàn)如果企業(yè)遭受到一定程度的資本配置扭曲，則ln(1+τKsi)>0，勞動(dòng)對(duì)資本的實(shí)際所得報(bào)酬之比大于勞動(dòng)對(duì)資本的實(shí)際應(yīng)得報(bào)酬之比，說明企業(yè)生產(chǎn)過程中投入的資本相對(duì)于勞動(dòng)使用不足。

2.資本配置扭曲指標(biāo)的計(jì)算。本文使用的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)是國家統(tǒng)計(jì)局建立的1998—2007年全國國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，部分行業(yè)和地區(qū)指標(biāo)的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。對(duì)于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的處理，第一步，先刪除歷年企業(yè)法人代碼和企業(yè)名稱缺失或重復(fù)的樣本；第二步，借鑒Brandt等(2012)的序貫識(shí)別方法進(jìn)行企業(yè)跨期匹配[21]，形成工業(yè)企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)；第三步，提取行業(yè)前兩位代碼13-43(除去38代碼)的制造業(yè)企業(yè)觀測值，占總樣本觀測值的近92%；第四步，刪除工業(yè)總產(chǎn)值、從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)合計(jì)、工業(yè)增加值等小于等于零或者缺失的觀測值，以及從業(yè)人員數(shù)小于8的觀測值，同時(shí)刪除資產(chǎn)總計(jì)小于流動(dòng)資產(chǎn)合計(jì)，總資產(chǎn)低于固定資產(chǎn)凈值年均余額，累計(jì)折舊低于本年折舊，以及其他計(jì)算各項(xiàng)指標(biāo)需要的變量有缺失和不合理數(shù)值的觀測值。本文按照企業(yè)實(shí)收資本結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)根據(jù)所有制性質(zhì)進(jìn)行劃分。本文的研究對(duì)象是民營企業(yè)，同時(shí)，在分析資本配置扭曲和企業(yè)出口生存特征事實(shí)的過程中使用國有企業(yè)樣本做比較分析。

由公式(15)可知，計(jì)算資本配置扭曲程度指標(biāo)需要用到資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)，企業(yè)投入的勞動(dòng)總成本和基準(zhǔn)的資本總成本。其中，勞動(dòng)總成本使用企業(yè)本年應(yīng)付工資總額和本年應(yīng)付福利費(fèi)總額之和，然后用以1998年為基期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減來衡量。基準(zhǔn)資本總成本中的單位資本使用成本R，使用中國人民銀行名義貸款基準(zhǔn)利率加上企業(yè)折舊率來衡量。其中，利率是1998—2007年不同貸款期限的貸款基準(zhǔn)利率均值，折舊率采用企業(yè)本年折舊額與固定資產(chǎn)原價(jià)合計(jì)比值的行業(yè)均值來衡量。另外，使用當(dāng)前比較認(rèn)可的OP(Olley和Pakes，1996)方法計(jì)算資本和勞動(dòng)的產(chǎn)出彈性系數(shù)[22]。在計(jì)算過程中，企業(yè)產(chǎn)出采用以1998年為基期的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減之后的實(shí)際工業(yè)增加值來衡量，用企業(yè)從業(yè)人員數(shù)衡量勞動(dòng)投入數(shù)量，用實(shí)際資本存量來衡量資本投入數(shù)量。其中，資本存量使用企業(yè)固定資產(chǎn)合計(jì)衡量，初始資本存量為1998年企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值年平均余額，并用以1998年為基期的固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減之后得到實(shí)際資本存量，使用永續(xù)盤存法計(jì)算企業(yè)受到?jīng)_擊時(shí)的調(diào)整變量(固定資產(chǎn)投資額)，然后通過回歸估計(jì)，得到30個(gè)制造業(yè)細(xì)分行業(yè)層面的資本和勞動(dòng)產(chǎn)出彈性系數(shù)。然后，利用公式(15)計(jì)算的ln(1+τKsi)數(shù)值來衡量企業(yè)層面的絕對(duì)資本配置扭曲水平(OτKsi)。

(二) 影響機(jī)理分析

在企業(yè)出口快速增長期間，我國金融市場發(fā)育滯后，主要表現(xiàn)為政府對(duì)金融市場中資本要素分配權(quán)的過多干預(yù)和過高的金融抑制，扭曲了資本要素價(jià)格，導(dǎo)致金融市場無法發(fā)揮其資源配置及調(diào)節(jié)作用。為了支持國有企業(yè)投資或解救部分面臨破產(chǎn)倒閉的國有企業(yè)，政府往往實(shí)施財(cái)政補(bǔ)貼、貸款支持等措施，導(dǎo)致以國有商業(yè)銀行為核心的金融體系過度關(guān)注國有企業(yè)，在一定范圍內(nèi)忽視了民營企業(yè)。不僅無法解決民營企業(yè)融資難的問題，反而致使民營企業(yè)面臨嚴(yán)重的資本配置扭曲問題。同時(shí)，地方政府為了保證地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的穩(wěn)定性，也往往采取偏向于國有企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)的信貸政策，導(dǎo)致民營企業(yè)生產(chǎn)所需的資本價(jià)格被“人為”抬高。根據(jù)異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論，企業(yè)進(jìn)入出口市場需要支付額外的市場進(jìn)入成本，包括企業(yè)了解國際市場信息、搜尋并確定貿(mào)易伙伴及對(duì)合作穩(wěn)定性評(píng)估等一次性支付的沉沒成本以及每次出口必須要支付的較高國際運(yùn)費(fèi)等可變貿(mào)易成本。如果民營企業(yè)無法獲得生產(chǎn)所需資金來購買固定資產(chǎn)投入生產(chǎn)，就會(huì)被迫減少其生產(chǎn)規(guī)模，給企業(yè)帶來正常市場化條件下的利潤損失，導(dǎo)致其喪失現(xiàn)有的或應(yīng)有的出口比較優(yōu)勢，影響新民營企業(yè)進(jìn)入和在位民營企業(yè)退出出口市場的決策。

由公式(11)可以看出，全要素生產(chǎn)率水平受到企業(yè)生產(chǎn)要素投入數(shù)量、企業(yè)銷售價(jià)格和產(chǎn)出水平的影響。而由公式(8)(9)和(10)可見，當(dāng)資本配置扭曲程度越嚴(yán)重時(shí)，企業(yè)就會(huì)減少生產(chǎn)中投入的資本數(shù)量，迫使企業(yè)用更多的勞動(dòng)來代替資本的使用不足，而增加勞動(dòng)投入也是需要成本的，因此，資本配置扭曲在減少資本要素使用的同時(shí)也一定程度上制約了勞動(dòng)要素的使用，并導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)出水平下降。這在一定程度上說明資本配置扭曲的存在引起了資本和勞動(dòng)要素在企業(yè)間的重新配置，導(dǎo)致了一定程度的要素配置效率和產(chǎn)出損失。在其他條件不變的情況下，資本配置扭曲會(huì)在一定程度提升企業(yè)商品銷售價(jià)格水平(見公式(7))，同時(shí)又會(huì)降低企業(yè)生產(chǎn)投入要素?cái)?shù)量，這兩者的結(jié)合會(huì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平具有拉動(dòng)作用，但是，資本配置扭曲同時(shí)會(huì)降低企業(yè)產(chǎn)出水平。因此，這三種作用的結(jié)合可能會(huì)迫使企業(yè)為了繼續(xù)在出口市場生存下去而提高全要素生產(chǎn)率，也可能會(huì)因?yàn)闊o能力提高研發(fā)水平、管理效率等而抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。

由公式(6)(8)和(9)可知，資本配置扭曲對(duì)企業(yè)生產(chǎn)中投入資本數(shù)量的直接抑制作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對(duì)勞動(dòng)力數(shù)量的影響，從而降低企業(yè)的資本密集度水平。勞動(dòng)生產(chǎn)率是企業(yè)資本密集度直接決定的生產(chǎn)效率指標(biāo)，資本密集度越低則企業(yè)的勞動(dòng)生產(chǎn)率越低。如果出口商品價(jià)格不變，面對(duì)較高的生產(chǎn)成本，企業(yè)的總體出口收益就會(huì)減少。如果為了保證一定的出口利潤，在位企業(yè)提高出口商品價(jià)格，也可能不會(huì)給企業(yè)帶來更多的市場利潤，反而會(huì)因?yàn)樯唐房商娲?，?dǎo)致喪失其原有市場份額，對(duì)企業(yè)的利潤造成擠壓。

(三) 影響渠道驗(yàn)證

本文建立以下計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型對(duì)資本配置扭曲作用于民營企業(yè)出口生存的影響渠道進(jìn)行驗(yàn)證：

Vsit=b0+Di+b1oτKsit+b2Xsit+b3Ds+b4Dt+νsit

(16)

其中，式(16)中因變量Vsit分別是企業(yè)全要素生產(chǎn)率(Asi)的對(duì)數(shù)值和企業(yè)資本密集度(K_L)的對(duì)數(shù)值，見表1中變量⑥和變量⑦。Di是企業(yè)層面固定效應(yīng)，用于控制沒有包含在Xsit中且不隨時(shí)間變化的企業(yè)異質(zhì)性因素的影響；oτKsit是企業(yè)遭受的絕對(duì)資本配置扭曲程度，由公式(15)計(jì)算所得；Xsit表示企業(yè)層面的控制變量，包括企業(yè)年齡(f_age)、企業(yè)規(guī)模(f_size)、企業(yè)融資約束(f_debt)，具體說明見表1中變量⑧⑨和⑩；Ds是30個(gè)2分位行業(yè)虛擬變量，可以控制不隨時(shí)間而變化的行業(yè)特征，Dt是10個(gè)年份虛擬變量，用于控制宏觀層面的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)、地區(qū)政策調(diào)整等因素；b0表示常數(shù)項(xiàng)，νsit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

表1 變量名稱及定義說明

從表2式(16)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果本文發(fā)現(xiàn)，在統(tǒng)計(jì)上絕對(duì)資本配置扭曲非常顯著地影響了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率和資本密集度水平，其中，對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的影響雖然在統(tǒng)計(jì)上高度顯著地大于0，但是系數(shù)估計(jì)值非常小。說明當(dāng)企業(yè)遭受的資本配置扭曲程度越嚴(yán)重時(shí)，民營企業(yè)為了在出口市場上生存會(huì)盡量提高全要素生產(chǎn)率水平，以彌補(bǔ)資本投入不足導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)損失。絕對(duì)資本配置扭曲對(duì)企業(yè)資本密集度水平的提高具有非常顯著的抑制作用，且資本配置扭曲程度每上升1%，民營出口企業(yè)的資本密集度會(huì)減少近0.7%，影響程度比較大。由于本文使用的是面板固定效應(yīng)模型估計(jì)，模型本身已經(jīng)在一定程度上解決了由于不隨時(shí)間變化的企業(yè)管理水平、企業(yè)文化等遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；同時(shí)，資本配置扭曲是主要由于政府干預(yù)等宏觀層面因素導(dǎo)致的，民營企業(yè)這一單獨(dú)的企業(yè)所有制觀測樣本下，在控制了企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡等因素之后，企業(yè)遭受的資本配置扭曲程度很難反向作用于企業(yè)出口行為。因此，本文認(rèn)為資本配置扭曲是一個(gè)外生變量，所以，未對(duì)模型進(jìn)行內(nèi)生性問題處理。

考慮到不同行業(yè)間企業(yè)遭受的資本配置扭曲程度可能存在系統(tǒng)差異，本文采用企業(yè)相對(duì)資本配置扭曲指標(biāo)(rτKsi)對(duì)式(16)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，rτKsi反映了與同行業(yè)資本配置扭曲水平相比，企業(yè)遭受資本配置扭曲程度的相對(duì)狀況，體現(xiàn)了資本使用成本相對(duì)值的信息，見表1中的變量②。如果rτKsi>1，說明相對(duì)于同行業(yè)而言，企業(yè)的資本使用成本是較高的。在本文使用的國有和民營出口企業(yè)數(shù)據(jù)樣本中，rτKsi>1的民營出口企業(yè)占到近41%，國有企業(yè)占到1.4%，說明我國多數(shù)民營出口企業(yè)的相對(duì)資本使用成本是比較高的；相反，如果rτKsi<1，說明相對(duì)于同行業(yè)而言，企業(yè)的資本使用成本是比較低的。由表2估計(jì)結(jié)果可見：相對(duì)資本配置扭曲對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率和資本密集度水平在統(tǒng)計(jì)上仍然具有高度的顯著影響，而且系數(shù)估計(jì)值的絕對(duì)值變大了，沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性的變化。由于本文計(jì)算Asi使用的是企業(yè)靜態(tài)面板數(shù)據(jù)，可能存在一定程度的偏差，在此使用Olley和Pakes(1996)基于一致半?yún)?shù)估計(jì)方法計(jì)算的全要素生產(chǎn)率(TFP_OP)做穩(wěn)健性檢驗(yàn)[22]，回歸結(jié)果表明：雖然資本配置扭曲對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)系數(shù)變大了很多，但仍然是正效應(yīng)。

表2 資本配置扭曲對(duì)民營企業(yè)出口生存的影響渠道驗(yàn)證

注：小括號(hào)中的數(shù)值是經(jīng)過4分位行業(yè)和前4位縣域編碼聚類調(diào)整后的穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤；***、**和*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤

(四) 研究假說提出

以上結(jié)果表明：第一，資本配置扭曲對(duì)民營出口企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用非常小。如果民營企業(yè)融資成本較高，則企業(yè)設(shè)備更新就會(huì)滯后，生產(chǎn)規(guī)模擴(kuò)張和盈利能力增長會(huì)受到抑制。為了能夠保持市場地位和競爭力，當(dāng)遭受的資本配置扭曲越嚴(yán)重時(shí)，在位民營出口企業(yè)必須依靠提高技術(shù)水平等手段彌補(bǔ)資金不足的弱勢。然而，當(dāng)前我國仍然是以勞動(dòng)密集型和資本密集型出口產(chǎn)品為主，技術(shù)和知識(shí)等其他生產(chǎn)要素密集型的產(chǎn)品并不具有長期競爭力。因此，在短期內(nèi)，全要素生產(chǎn)率可能會(huì)提高某些企業(yè)進(jìn)入出口市場的概率，對(duì)我國企業(yè)出口生存時(shí)間具有顯著的影響(蔣靈多和陳勇兵，2015；趙瑞麗等，2017；劉慧和綦建紅，2017；歐定余和田野，2018)[12,14,16-17]。但是，隨著時(shí)間的推移，由于全要素生產(chǎn)率的提升成本較高，民營企業(yè)依靠其來穩(wěn)定出口市場地位的空間會(huì)越來越小。如果這時(shí)企業(yè)遭受的資本配置扭曲而導(dǎo)致的生產(chǎn)成本上升，導(dǎo)致企業(yè)無法承擔(dān)較高的出口沉沒成本和可變貿(mào)易成本，就會(huì)迫使企業(yè)縮減出口市場份額，加劇在位企業(yè)退出出口市場的概率。

第二，企業(yè)資本配置扭曲程度越嚴(yán)重，則企業(yè)資本密集度水平越低。此外，資本配置扭曲還可能會(huì)引起企業(yè)為了獲取資金的“尋租”行為，導(dǎo)致企業(yè)不得不需要支付額外的交易成本，這有可能進(jìn)一步造成更少的資金投入生產(chǎn)活動(dòng)，更低的資本密集度，更少的出口收益，進(jìn)而更短的出口生存時(shí)間。前期文獻(xiàn)已經(jīng)證明，資本密集度對(duì)我國企業(yè)出口生存時(shí)間具有比較顯著的影響(譚智等，2014；李宏兵等，2016；何有良，2018)[15,25-26]。因此，資本配置扭曲通過調(diào)整企業(yè)間的要素配置對(duì)企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)和績效產(chǎn)生影響，從而影響到企業(yè)進(jìn)入和退出出口市場的條件，影響到在位企業(yè)的出口生存問題。鑒于以上影響機(jī)制分析，本文提出以下兩個(gè)有待檢驗(yàn)的研究假說：

假說1：雖然短期內(nèi)資本配置扭曲會(huì)迫使企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率，但長期來看，通過這一渠道并不會(huì)提高企業(yè)出口生存概率。

假說2：企業(yè)資本密集度水平的降低是資本配置扭曲縮短企業(yè)出口生存時(shí)間、提高企業(yè)退出出口市場危險(xiǎn)率的重要渠道。

三、 我國資本配置扭曲和民營企業(yè)出口生存的特征事實(shí)

(一) 我國資本配置扭曲的特征事實(shí)

基于本文對(duì)資本配置扭曲的定義，在此只對(duì)oτKsi>0的民營企業(yè)樣本做分析。本文的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)顯示：存在資本配置扭曲的觀測值占民營出口企業(yè)樣本的67.57%，說明我國制造業(yè)中大多數(shù)民營出口企業(yè)面臨資本配置扭曲問題，而國有出口企業(yè)單位數(shù)占比不到6.4%，也在一定程度上說明大多數(shù)民營企業(yè)存在投入資本相對(duì)于勞動(dòng)使用不足的問題。民營企業(yè)絕對(duì)資本配置扭曲系數(shù)的均值是1.206，國有企業(yè)的均值是1.040，民營出口企業(yè)絕對(duì)資本配置扭曲系數(shù)的均值是1.296，而國有出口企業(yè)的均值是0.844，在一定程度說明民營出口企業(yè)遭受到相對(duì)較高程度的資本配置扭曲。從企業(yè)所在行業(yè)總體資本配置扭曲均值來看，資本配置扭曲最嚴(yán)重的前三個(gè)行業(yè)是皮革、毛皮、羽毛(絨)及其制品業(yè)(1.704)、工藝品及其他制造業(yè)(1.609)和儀器儀表及文化、辦公用機(jī)械制造業(yè)(1.515)，而資本配置扭曲程度最低的行業(yè)是醫(yī)藥制造業(yè)(0.820)。從對(duì)絕對(duì)資本配置扭曲方差分析的結(jié)果來看，企業(yè)資本配置扭曲程度依行業(yè)、地區(qū)、企業(yè)年齡和企業(yè)所有制性質(zhì)不同而有較大的差異，但是同行業(yè)、同地區(qū)、相同企業(yè)年齡和所有制性質(zhì)之間的差異并不大。

(二) 我國民營企業(yè)出口生存的特征事實(shí)

表3 我國企業(yè)出口市場退出和進(jìn)入情況

1.我國民營企業(yè)出口市場進(jìn)退情況。本文首先計(jì)算出我國企業(yè)在出口市場的進(jìn)入率和退出率，初步考察我國民營企業(yè)在出口市場的生存特征。由表3數(shù)據(jù)可以看出，我國民營企業(yè)和國有企業(yè)的出口市場退出率和進(jìn)入率比較高，從側(cè)面反映出我國企業(yè)存在較大的出口市場波動(dòng)現(xiàn)象。2004年我國民營企業(yè)和國有企業(yè)的出口市場退出率和進(jìn)入率最高，之后進(jìn)入率在迅速下降，但是退出率沒有大幅度下降?？傮w上，在2005年之前民營企業(yè)的退出率一直要高于國有企業(yè)，這在一定程度上說明很有可能我國民營企業(yè)的出口生存時(shí)間比國有企業(yè)要短，生存概率要低一些。

2.我國民營企業(yè)出口生存情況。為了使用生存函數(shù)估計(jì)企業(yè)出口市場的生存狀態(tài)，需要先計(jì)算出民營企業(yè)出口生存時(shí)間?；谄髽I(yè)總體層面，本文使用企業(yè)在出口市場上的生存年限作為衡量民營企業(yè)出口生存的指標(biāo)，采用的方法是將企業(yè)在樣本期間內(nèi)進(jìn)入出口市場的年份數(shù)量相加。由于無法識(shí)別初始年份1998年的民營企業(yè)進(jìn)入出口市場的時(shí)間，為了處理數(shù)據(jù)刪失問題，刪除了在1998年存在而在1999—2007年不存在的出口企業(yè)。由表4的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可以直觀地看出，民營企業(yè)和國有企業(yè)出口生存時(shí)間占比最高的都是4年，民營企業(yè)5-9年的出口生存時(shí)間占比比國有企業(yè)要低很多，說明長期來看，我國國有企業(yè)出口生存率高于民營企業(yè)，民營企業(yè)出口抗風(fēng)險(xiǎn)的能力比較弱。

表4 我國企業(yè)出口生存時(shí)間的特征事實(shí)

注：百分比是不同生存時(shí)間的企業(yè)數(shù)占總出口企業(yè)數(shù)的比率

作為一種非參數(shù)估計(jì)方法，Kaplan-Meier方法不要求總體的分布形式，非常適合生存分析時(shí)使用。本文中的“終點(diǎn)事件”是指企業(yè)退出出口市場。令t為出口企業(yè)生存時(shí)間，t=1,2,…,k，nt表示在時(shí)期t開始時(shí)尚未退出出口市場和被刪截的觀測樣本數(shù)，dt表示時(shí)期t內(nèi)這些觀測樣本退出出口市場的樣本數(shù)。生存超過時(shí)間t的Kaplan-Meier估計(jì)量為時(shí)期t和此前各時(shí)期的生存概率的連乘積，即：

(17)

危險(xiǎn)函數(shù)表示企業(yè)在t-1期出口的條件下，在t期停止出口的概率，即：

(18)

使用以上Kaplan-Meier生存函數(shù)和危險(xiǎn)函數(shù)估計(jì)初步考察民營和國有企業(yè)在進(jìn)入出口市場之后的生存特征。由圖1，我們發(fā)現(xiàn)1-4年出口生存年限的企業(yè)中，民營企業(yè)比國有企業(yè)的累積出口生存率要高。但是從5年開始，國有企業(yè)比民營企業(yè)的累積出口生存率要高，而且隨著時(shí)間的增加，兩者差距逐漸加大。由圖2可見，在出口初期，企業(yè)退出出口市場的風(fēng)險(xiǎn)率較大，國有企業(yè)在第3年的出口危險(xiǎn)率最高，民營企業(yè)在生存4年的出口危險(xiǎn)率最高。而隨著時(shí)間的推移，國有企業(yè)退出出口市場的可能性呈現(xiàn)小波動(dòng)的大幅度下降，而民營企業(yè)的出口危險(xiǎn)率在4-7年呈現(xiàn)波動(dòng)的趨勢，在7年之后才出現(xiàn)明顯的持續(xù)下降趨勢。企業(yè)出口危險(xiǎn)率下降的原因可能在于：第一，企業(yè)出口時(shí)間越長積累了越來越多的出口經(jīng)驗(yàn)，有利于企業(yè)開拓更多的出口市場和產(chǎn)品種類及時(shí)調(diào)整出口策略來適應(yīng)市場環(huán)境變化對(duì)出口的沖擊；第二，企業(yè)出口時(shí)間越長，使得進(jìn)口國消費(fèi)者對(duì)企業(yè)的出口產(chǎn)品產(chǎn)生消費(fèi)依賴，消費(fèi)的持續(xù)性和短期的不可替代性可能提高企業(yè)的生存概率。短期內(nèi)，民營企業(yè)比國有企業(yè)具有較高的出口生存概率。但長期來看，由于國有出口企業(yè)規(guī)模較大，出口市場比較穩(wěn)定，同時(shí)存在政府偏向型補(bǔ)貼等政策紅利的支撐，從而在出口市場上的生存時(shí)間更長一些。

圖1 企業(yè)累積出口生存率曲線圖

圖2 企業(yè)光滑出口危險(xiǎn)率曲線圖

四、 資本配置扭曲對(duì)民營企業(yè)出口生存影響的實(shí)證檢驗(yàn)

(一) 計(jì)量模型設(shè)定

對(duì)于企業(yè)出口生存分析，通常采用生存模型進(jìn)行驗(yàn)證。Hess和Persson(2012)指出Cox生存模型存在很難控制不可觀測的異質(zhì)性，當(dāng)存活時(shí)間存在結(jié)點(diǎn)問題時(shí)，模型估計(jì)是有偏的，且在參數(shù)估計(jì)過程中解釋變量對(duì)危險(xiǎn)率的作用強(qiáng)度不隨時(shí)間而變化[27]。為了驗(yàn)證資本配置扭曲對(duì)民營企業(yè)出口存活時(shí)間的具體影響，考慮到本文使用的年度觀測值，借鑒G?rg等(2012)構(gòu)建的離散時(shí)間Cloglog生存分析模型如下[28]：

ln[hν(t,F)]=μt+αF+βI+γD+ε

(19)

表5 民營出口企業(yè)生存時(shí)間影響因素的估計(jì)結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤

其中，協(xié)變量F是解釋變量的集合，包括影響企業(yè)退出出口市場危險(xiǎn)率的各個(gè)因素，hν(t,F)表示具有協(xié)變量F的個(gè)體在時(shí)刻t的危險(xiǎn)率，α、β和γ是待估計(jì)的回歸系數(shù)，μt是非給定的隨時(shí)間變化的基準(zhǔn)危險(xiǎn)函數(shù)，誤差項(xiàng)ε=ln(ν)，且ε～N(0,σ2)，用于控制企業(yè)不可觀測的異質(zhì)性，ν表示企業(yè)不可觀測的異質(zhì)性。F、I和D分別表示企業(yè)特征變量、行業(yè)特征變量和地區(qū)特征變量。其中，企業(yè)特征變量包括企業(yè)年齡(f_age)、企業(yè)規(guī)模(f_size)、企業(yè)融資約束(f_debt)和企業(yè)出口強(qiáng)度(f_expdep)(見表1中變量)；行業(yè)特征變量包括行業(yè)市場集中度(i_HHI)、行業(yè)規(guī)模(i_size)和行業(yè)出口依存度(i_expdep)，具體說明見表1中的變量；地區(qū)特征變量包括地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(d_GDP)、地區(qū)市場化水平(d_market)、地區(qū)貨物運(yùn)輸能力(d_trans)、地區(qū)人口紅利(d_hum)、地區(qū)出口依存度(d_expdep)，具體說明見表1變量中的和。

(二) 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從表5的基準(zhǔn)回歸結(jié)果可見，絕對(duì)資本配置扭曲程度對(duì)民營企業(yè)退出出口市場概率的影響在統(tǒng)計(jì)上顯著為正。在企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值上，絕對(duì)資本配置扭曲對(duì)企業(yè)出口危險(xiǎn)率的邊際效應(yīng)影響是0.1001，說明企業(yè)絕對(duì)資本配置扭曲程度每提高1%，則我國民營出口企業(yè)退出出口市場的概率增加0.10%，而且隨著企業(yè)全要素生產(chǎn)率增速的下降，絕對(duì)資本配置扭曲越高的民營出口企業(yè)退出出口市場的概率越大，驗(yàn)證了本文提出的研究假說1。在企業(yè)資本密集度的均值上，絕對(duì)資本配置扭曲對(duì)企業(yè)出口危險(xiǎn)率的邊際效應(yīng)影響是0.0596，即企業(yè)絕對(duì)資本配置扭曲程度每提高1%，則民營企業(yè)退出出口市場的概率增加近0.06%。隨著企業(yè)絕對(duì)資本配置扭曲程度的提高，資本密集度增速下降得越快，則我國民營企業(yè)退出出口市場的概率越大，驗(yàn)證了本文提出的研究假說2?？傮w上，絕對(duì)資本配置扭曲與民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率呈正向關(guān)系，而且絕對(duì)資本配置扭曲通過影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平對(duì)民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的作用效應(yīng)要大于資本密集度這一影響渠道。從企業(yè)層面其他影響因素的估計(jì)結(jié)果來看，企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模和出口強(qiáng)度越大，我國民營出口退出出口市場的風(fēng)險(xiǎn)率越低，企業(yè)所在行業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)退出出口市場的可能性越小，企業(yè)所在地區(qū)總體市場化程度越高，企業(yè)退出出口市場的概率越低，地區(qū)出口依存度越高則企業(yè)退出出口市場的可能性越大。

(三) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

首先，考慮到企業(yè)資本配置扭曲的行業(yè)間差異，本文使用企業(yè)相對(duì)資本配置扭曲指標(biāo)(rτKsi)對(duì)Cloglog模型做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從表5中的Cloglog(2)隨機(jī)效應(yīng)模型回歸結(jié)果可知，資本配置扭曲對(duì)民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的影響符號(hào)和顯著性沒有發(fā)生改變，而且資本配置扭曲、交互項(xiàng)rτKsi*Asi和rτKsi*K_L的估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值變大了。在企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值上，相對(duì)資本配置扭曲對(duì)企業(yè)出口危險(xiǎn)率的邊際效應(yīng)影響是0.1283，在企業(yè)密集度均值上，相對(duì)資本配置扭曲對(duì)企業(yè)出口危險(xiǎn)率的邊際效應(yīng)影響是0.1022，比絕對(duì)資本配置扭曲的影響都變大了。其次，使用OP方法計(jì)算的全要素生產(chǎn)率水平做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表5中Cloglog(3)的回歸結(jié)果表明，雖然在企業(yè)TFP_OP均值上，絕對(duì)資本配置扭曲對(duì)企業(yè)出口危險(xiǎn)率的邊際效應(yīng)影響是0.0341，在企業(yè)密集度均值上，資本配置扭曲對(duì)企業(yè)出口危險(xiǎn)率的邊際效應(yīng)影響是0.0203，影響都變小了，而且資本配置扭曲、交互項(xiàng)oτKsi*Asi和oτKsi*K_L的估計(jì)系數(shù)的絕對(duì)值也變小了。但是，資本配置扭曲對(duì)民營出口企業(yè)出口危險(xiǎn)率的影響符號(hào)和顯著性沒有發(fā)生改變?？刂谱兞恐?，除了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和總體市場發(fā)育程度之外，企業(yè)層面、行業(yè)層面和地區(qū)層面其他控制變量估計(jì)系數(shù)的符號(hào)、顯著型和大小都沒有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。

(四) 異質(zhì)性分析

本文從以下三個(gè)方面進(jìn)行異質(zhì)性分析：第一，將所在地區(qū)是北京、天津、上海、江蘇、浙江、福建、山東和廣東的企業(yè)劃分沿海城市企業(yè)，處于其他地區(qū)的企業(yè)劃為內(nèi)陸城市企業(yè)。表6中Cloglog(4)和Cloglog(5)的回歸結(jié)果顯示，資本配置扭曲會(huì)顯著提高兩類地區(qū)民營企業(yè)退出出口市場的概率，對(duì)沿海城市民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的主效應(yīng)(0.1821)、在全要素生產(chǎn)率均值上的邊際效應(yīng)(0.1122)和在企業(yè)資本密集度均值上的邊際效應(yīng)(0.0861)影響都略大于對(duì)內(nèi)陸城市民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的主效應(yīng)(0.1574)、在全要素生產(chǎn)率均值上的邊際效應(yīng)(0.0663)和在企業(yè)資本密集度均值上的邊際效應(yīng)(0.0452)影響。

第二，將企業(yè)資本密集度高于同行業(yè)資本密集度均值的企業(yè)劃為資本密集型企業(yè)，其他企業(yè)劃為非資本密集型企業(yè)。從表6中Cloglog(6)和Cloglog(7)的回歸結(jié)果可以看出，資本配置扭曲會(huì)顯著提高兩類企業(yè)退出出口市場的概率，對(duì)資本密集型民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的主效應(yīng)(0.1839)、在全要素生產(chǎn)率均值上的邊際效應(yīng)(0.1268)和在企業(yè)資本密集度均值上的邊際效應(yīng)(0.0821)都大于對(duì)非資本密集型民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的主效應(yīng)(0.1340)、在全要素生產(chǎn)率均值上的邊際效應(yīng)(0.0328)和在企業(yè)資本密集度均值上的邊際效應(yīng)(0.0206)。

第三，改革開放以來，我國國有企業(yè)改革經(jīng)歷了四個(gè)階段，第二階段是1992年到2002年計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中轉(zhuǎn)換經(jīng)營機(jī)制和制度創(chuàng)新改革，在這一階段，所有制關(guān)系發(fā)生了極大調(diào)整。因此，本文對(duì)1998-2002年的企業(yè)樣本和2003-2007年的企業(yè)樣本分別做回歸，結(jié)果見表6中的Cloglog(8)和Cloglog(9)，說明資本配置扭曲也會(huì)非常顯著地提高兩個(gè)不同時(shí)間段的民營企業(yè)退出出口市場的概率，對(duì)2002年之前的民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的主效應(yīng)(0.1417)、在全要素生產(chǎn)率均值上的邊際效應(yīng)(0.0600)和在企業(yè)資本密集度均值上的邊際效應(yīng)(0.0329)都小于對(duì)2002年之后民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的主效應(yīng)(0.1887)、在全要素生產(chǎn)率均值上的邊際效應(yīng)(0.1068)和在企業(yè)資本密集度均值上的邊際效應(yīng)(0.0931)。從本文使用的樣本數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的資本配置扭曲年度均值來看，1998—2002年我國企業(yè)遭受的資本配置扭曲程度是增加的，雖然從2005年開始有小幅下降，但是也高于2002年的水平。這在一定程度上說明，我國國有企業(yè)改革并沒有改善所有制歧視造成的資本配置扭曲問題。

表6 資本配置扭曲對(duì)民營企業(yè)出口生存的異質(zhì)性影響

注：***、**和*分別表示在1%、5%、10%的水平下顯著，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤

五、 結(jié)論與政策啟示

本文采用1998—2007年我國制造業(yè)企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)對(duì)民營企業(yè)的資本配置扭曲和出口生存狀況及其資本配置扭曲對(duì)民營出口企業(yè)生存的影響機(jī)理進(jìn)行了系統(tǒng)性的實(shí)證研究，主要得到以下結(jié)論：(1)我國民營企業(yè)面臨比較嚴(yán)重的資本配置扭曲問題，大多數(shù)民營企業(yè)在生產(chǎn)過程中投入的資本相對(duì)不足；(2)我國民營企業(yè)的出口市場進(jìn)入率和退出率都高于國有企業(yè)，民營企業(yè)在出口4年以后生存率大幅下降，說明長期來看，我國民營企業(yè)的出口生存時(shí)間較短；(3)資本配置扭曲通過企業(yè)全要素生產(chǎn)率和資本密集度兩個(gè)主要渠道對(duì)民營企業(yè)出口市場的生存狀態(tài)產(chǎn)生影響，總體上，企業(yè)遭受的資本配置扭曲程度越高則民營企業(yè)在出口市場的生存概率越小；(4)從企業(yè)異質(zhì)性分析來看，資本配置扭曲對(duì)沿海城市和資本密集型民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的影響要大于對(duì)內(nèi)陸城市和非資本密集型民營出口企業(yè)的影響，而分時(shí)間段的回歸結(jié)果顯示，雖然到2002年我國國有企業(yè)所有制關(guān)系已經(jīng)有了很大調(diào)整，但是并沒有降低所有制歧視導(dǎo)致的資本配置扭曲問題對(duì)民營企業(yè)出口危險(xiǎn)率的提升作用。

鑒于以上研究結(jié)論，本文認(rèn)為通過降低企業(yè)遭受的資本配置扭曲程度來提高我國民營企業(yè)的出口生存質(zhì)量具有重要的意義。為了實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，首先，政府應(yīng)繼續(xù)致力于在制度上、政策上給民營企業(yè)營造寬松的市場經(jīng)營和公平的投資環(huán)境，讓資本要素能夠在企業(yè)間、產(chǎn)業(yè)間、地區(qū)間自由流動(dòng)起來，發(fā)揮市場在資本要素配置中的決定性作用，并提供更加有效的融資咨詢和指導(dǎo)服務(wù)，激勵(lì)民營企業(yè)拓寬融資渠道和方式。其次，民營出口企業(yè)可以通過做大做強(qiáng)來提升自身信用度和償債能力，提高投入資本的利用效率。一方面通過增加研發(fā)、開發(fā)核心技術(shù)和自主知識(shí)產(chǎn)權(quán)等方式壯大企業(yè)競爭力，從而增加經(jīng)營的穩(wěn)定性和持續(xù)盈利能力；另一方面，通過打造自主品牌、提高供應(yīng)鏈管理能力、完善企業(yè)文化和管理水平等措施樹立更好的企業(yè)形象。最后，為了保持和提高在出口市場上的競爭力和生存能力，民營出口企業(yè)在擴(kuò)展多元化國際市場的同時(shí)，更要不斷提高產(chǎn)品質(zhì)量和售后服務(wù)、提升產(chǎn)品差異化水平，從而提高產(chǎn)品的短期不可替代性和國外消費(fèi)依賴性。