企业国际化行为影响融资约束的实证研究.pdf

发布时间：2022-05-30 发布人：admin 分类：说明书资料大小：0.62M 资料格式：pdf 举报版权申诉

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中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 企业国际化行为影响融资约束的实证研究 5 10 15 20 25 30 文科，汤超，祝树金** （湖南大学经济与贸易学院）摘要：本文基于 2002-2013 年中企业国际化行为如何影响融资约束国工业企业数据和 OFDI 企业机构名录的匹配数据，采用 PSM-DID 方法研究企业国际化行为对融资约束的影响效应。结果表明，企业的国际化能够有效缓解企业面临的融资约束；替换被解释变量后，研究结论依然稳健。进一步区分不同所有制、不同地区和不同规模企业进行分样本回归，发现这种影响效应在民营企业、中小企业和东中部地区企业中更为明显，对西部地区企业则不存在显著的影响效应。机制检验表明，国际化企业通过提高生产率和增强盈利能力缓解了融资约束。进一步通过动态边际效应检验发现，出口行为对融资约束的缓解效应存在滞后，在出口后第 3 年影响显著。关键词：出口；对外直接投资；融资约束；PSM-DID 中图分类号：F732 Empirical Study on the Impact of Enterprise Internationalization on Financial Constraints Wen Ke, Tang Chao, Zhu Shujin (School of Economics and Trade of Hunan University, Changsha 410079) Abstract: Based on the matching data of China Industrial Enterprise Data and OFDI Enterprise Directory from 2002 to 2013, this paper uses PSM-DID method to study the impact of corporate internationalization behavior on financing constraints. The results show that the internationalization behavior of enterprises significantly reduces the financing constraints faced by enterprises; after replacing the explanatory variables, the research conclusions are still stable. Further distinguishing between different ownership systems, different regions and enterprises of different scales for sample-by-sample regression, it is found that this effect is more obvious in private enterprises, small and medium-sized enterprises and enterprises in the eastern and central regions, and has no obvious influence on enterprises in the western region. Mechanism testing shows that international companies have alleviated financing constraHow does Enterprise Internationalization Affect Financing Constraintsints by increasing productivity and increasing profitability. Further, through the dynamic marginal effect test, it is found that the mitigation effect of export behavior on financing constraints is lagging behind, and the impact is significant in the third year after export. Key words: Exports; Outward Foreign Direct Investment (OFDI); Financial Constraints;PSM-DID 0 引言 35 最新发布的《2017-2018 中国企业“走出去”调研报告》显示，受访企业普遍认为融资约束是制约其“走出去”的重要因素。在中国经济转型和供给侧改革中，大量企业由于市场摩擦和金融体制不健全仍然存在融资难问题，特别是民营企业和中小型企业。融资约束严重阻碍了企业的发展和国际化战略的实施，成为亟待解决的问题。2019 年政府工作报告将“着力缓解企业融资难融资贵问题”纳入政府本年度的重点工作任务。企业为了缓解面临的融资约束， 40 不断寻求规避不利于自身发展环境的替代机制，包括企业的出口和对外直接投资(Outward 作者简介：文科（1994-），女，硕士研究生，主要研究方向：国际贸易与融资约束通信联系人：祝树金（1974-），男，教授、博导，主要研究方向：国际贸易与经济增长. E-mail: shujin_zhu@126.com - 1 -

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn Foreign Direct Investment，OFDI) [1-2]。根据传统的异质性企业贸易理论，进行出口或者 OFDI 的企业面临的融资约束要小于内销企业。基于此，许多学者研究了融资约束对企业出口或者 OFDI 的影响，发现融资约束制约了企业的出口和 OFDI。然而韩剑和王静(2012)的研究结果显示，企业面临的融资约束越高，其增加出口的可能性越大[3]；刘莉亚(2015)也发现 OFDI 企业受融资约束的平均程度反而要大于没有 OFDI 的企业[4]。对于这些“融资约束悖论”，王勋(2013)和 Feenstra 等(2011)认为融资约束正是企业选择出口和 OFDI 的动机[5-6]。从另一个角度说明，企业的国际化也可能反过来影响企业的融资约束。基于上述现实和政策背景，本文拟从国际化的视角，探讨其影响企业融资约束的机制和效应。综观已有关于融资约束和企业国际化二者关系的研究，探讨融资约束影响企业国际化的 45 50 研究较为丰富。一类为融资约束影响企业出口贸易的研究，包含融资约束对企业出口决策、出口规模、出口产品种类、出口贸易方式和出口持续时间等的影响[7-10]。祝树金等(2017)同时考察企业的内外部融资约束，发现二者的缓解均对出口扩展边际和出口强度具有显著促进作用[11]；慕绣如等(2017)基于 2004-2009 年的中国工业企业数据，研究表明融资约束会阻碍企业的出口决策[12]。另一类为融资约束影响企业 OFDI 的研究，企业面临的内外部融资约束 55 减轻会促进企业 OFDI，并且生产率越高的企业受融资约束的影响越大[13-16]。宫旭红等(2017) 发现融资约束是影响民营企业对外投资广度边际的重要因素 [17]；邱立成等(2016)利用 2004-2007 年的工企数据研究表明，内外部融资能力与企业 OFDI 倾向呈同向变动关系[18]。但反过来研究企业国际化对其融资约束影响的文献相对较少，少数研究分别探讨了出口贸易和 OFDI 对融资约束的影响效应。周世民(2013)研究了民营企业出口对融资约束的影响，余 60 子良和佟家栋(2016)也发现非国有企业可以通过出口缓解融资约束[19-20]。张先锋(2017)和伦晓波(2018)实证检验了 OFDI 对融资约束的影响[21]。但已有相关研究并没有将出口和 OFDI 纳入同一研究框架研究其对融资约束的影响，并且极少同时考虑内外部融资约束，没有从企业盈利能力角度考察其影响机制。基于此，本文利用中国工业企业数据和 OFDI 企业机构名录 2002 年到 2013 年的匹配数据，采用 PSM-DID 方法研究企业国际化行为对融资约束的影 65 响，有效解决模型估计的内生性；并区分企业所有制、规模和地区进行异质性分析；进一步进行机制检验和动态边际效应检验。结果表明，企业的国际化行为显著地降低了企业面临的内外部融资约束，但出口行为对融资约束的缓解效应存在滞后，在出口后第 3 年影响显著。这种影响效应在民营企业、中小企业和东中部地区企业中更为明显，并且通过提高生产率和增强盈利能力两种途径缓解企业融资约束。 70 1 影响机制、模型与数据 1.1 影响机制本节主要基于生产率效应和盈利信号效应，探讨企业国际化行为对融资约束的影响机制。生产率效应，即企业通过国际化行为影响生产率从而缓解融资约束。在国际化企业和国 75 外先进企业之间的业务联系中，出口企业和对外直接投资企业往往能提高自身的生产效率。 - 2 -

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 出口企业一方面通过拓宽销售渠道扩大生产，享受规模效应带来的效率提升；另一方面通过 “出口中学习”效应提高生产技术，进而提升生产率。对外直接投资的企业在进行海外投资的过程中，首先通过雇佣当地的优秀人才和吸收利用东道国的前沿知识，获得最新的技术，进而传递给国内的母公司和不同的分公司，实现逆向技术溢出；其次，进行投资的母公司和 80 其他分支机构的员工可以与东道国掌握先进技术的人才开展学习交流等合作活动，从而提高创新能力；最后对外投资的企业可以和东道国企业共同进行研发，分摊研发费用，共享研发成果，既降低了研发成本又提高了创新成功的概率（毛其淋、许家云 2016）[22]。企业生产率提高，能够降低边际生产成本，能够获得更高的利润和更多的现金流，从而增强企业从内部和外部获得资金的能力，缓解融资约束。 85 盈利能力效应，即企业通过国际化行为影响盈利能力从而缓解融资约束。出口和对外直接投资企业通过国际化行为增强其盈利能力，主要体现在提高自身资产利用效果和销售的获利能力。一方面，国际化企业可以更便利地得到融资，优化自身资产的的使用和配置。首先，企业的国际化行为可以向外部释放“有效率”以及本身资金状况好的信号，降低了资金供求双方的信息不对称性和中间的代理成本。其次，企业的国际化行为使其更容易获得政策优势 90 带来的融资便利。由于我国政府对“走出去”战略施加的重要影响，在政府金融政策的指导下，不论是选择出口还是 OFDI 的国际化企业，相比于内销企业获取外部资金的途径更加多样，成本更加低廉，比如政府给予的退税或者低税率等税收优惠，国有银行针对性的低利率贷款等（Cui 和 Jiang，2010）[23]。另一方面，企业通过国际化行为提高销售的最终获利能力。企业加入国际市场使产品和服务可以在更多元和更广阔的市场销售（Greenway 等，2007） 95 [24]。国内外市场的不同周期不仅能够分散企业销售的风险，扩大销售规模，也能够规避国内营商环境的不确定性，最终增强企业销售的实际获利能力。企业的盈利能力增强，能够提升企业获得的实际利润，现金流更加充裕，从而减轻企业的资金压力，缓解融资约束。因此，企业的国际化行为会通过提高生产率和增强盈利能力，降低企业的融资成本，提升企业的利润，从而缓解融资约束。 100 1.2 模型设定与变量选取本文采用倍差法(DID)实证检验企业出口和 OFDI 这两种国际化行为对融资约束的影响。按照 DID 的思想，将有出口行为的企业视为处理组，而将始终没有出口行为的企业视为对照组，构建 treated 和 t 两个二元虚拟变量。其中，treated 表示企业是否有出口行为，处理组取 1，对照组取 0。t 是衡量企业出口前后的时间虚拟变量，企业出口前取 0，企业出口后取 105 1。对企业 OFDI 行为的处理设置与出口行为一致。基础方程的设定如式(1)：其中，被解释变量 finit 为企业的现金流指标，代表企业 i 在 t 时期面临的融资约束，采用利润总额减去应缴所得税以及折旧的对数值来衡量。现金流是一个应用相对广泛和成熟的指标，依据现代融资理论的“融资顺序”，企业在受到融资约束时会首先选择内部融资，而 (1) - 3 - 012itititfintreatedttreatedtX

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 110 现金流与企业的经营活动直接相关，可以在第一时间反映企业在经营活动中的内源融资能力，进一步显示企业是否面临融资约束。如果它的值变大，代表企业面临的融资约束有所缓解。本文关注的是 treated 和 t 的交互项系数δ，它衡量了企业国际化行为对融资约束水平的真实影响。若该系数值为正，表示企业国际化会使得融资约束得到缓解，反之则表示融资约束加剧。 115 X 为控制变量集，主要包括以下变量：lnwage 为员工人力资本的对数值，员工人力资本采用应付工资总额比上全部从业人员年平均人数，以此来衡量企业的工资水平和从业人员技能；lnci 为固定资产净值与企业全部从业人员年均人数比值的对数，该值代表企业的要素投入组合情况；lnage 是企业年龄的对数值。 Ɛit 为随机扰动项，在实际回归中，控制行业和地区固定效应。 120 1.3 数据来源与处理本文原始数据来自中国工业企业统计数据库和商务部统计的中国对外直接投资企业（机构）名录。由于商务部自 2003 年开始统计中国对外直接投资，且倾向得分匹配需要依据企业前一期的特征，故本文采用的数据年份为 2002-2013 年。境外投资企业（机构）名录涵盖所有在商务部登记注册的非金融类 OFDI 企业数据，研 125 究中利用的数据主要有境内投资企业的名称、投资目的国（地区）、投资核准日期等。首先，借鉴薛新红等(2017)的做法[25]，将投资目的国（地区）为中国香港、开曼群岛、维尔京群岛等地的企业从样本中删除。因为这些企业通常是为了逃避税收，没有实质性的经营活动。再按照企业名称和投资核准日期剔除重复样本；针对同一企业在多个年份被核准为 OFDI 企业的情形，从企业第一次核准日期开始认为企业有 OFDI 行为。经过上述处理后，样本期间的 130 对外直接投资企业为 9206 家。对工业企业数据的处理，借鉴类似于 Cai 和 Liu(2009)的方法[26]，将那些不包含公司核心财务指标的数据从样本中删除，例如固定资产的净额、工业总产出以及总资产等，并仅保留雇佣的从业人数大于或等于 8 人的企业。依据国际认可的会计准则(GAAP)，删除出现下列情形的企业样本：总资产的数值小于构成它的各分项资产值、企业没有识别编号和成立时 135 间无效等。删除关键变量值“出口交货值”、“从业人员平均人数”等存在缺失值、零值或小于零的样本。由于每一年均存在新出口或新对外直接投资的企业，而且我们既要观察企业国际化行为当年对融资约束的影响，还要考虑可能存在的滞后效应和影响的持续效应，所以我们选择 2002 年至 2013 年持续经营的企业作为样本，得到 20292 家企业。基于以上处理，将两套数据利用企业名称和年份进行合并。 140 2 估计结果及分析 2.1 倾向得分匹配结果有国际化行为的企业可以分为三类：仅进行出口的企业，仅发生 OFDI 的企业和既出口 - 4 -

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 又 OFDI 的企业。又由于本文的研究要求企业是连续经营的，在此条件下，第三类同时包含出口和 OFDI 的企业仅有 91 家。所以，本文的研究基于前两类企业，分别从出口和 OFDI 145 这两种方式，探究国际化对企业融资约束的影响。将 2002-2013 年持续经营的不出口企业作为研究的对照组，而作为处理组的某一年新出口的企业则定义为前一期不出口，之后在样本期间持续出口的企业，对选择 OFDI 的企业依据相同原则设定处理组和对照组。为了确保处理组和对照组最具有可比性，利用最邻近匹配法1，通过 Logit 模型来估计倾向得分，并施加“共同支持”(Common Support)条件，按照 1:4 150 的匹配比例筛选出对照组中与处理组各项特征最为相似的企业2。通过这种“反事实”的推断方式，保证企业融资约束的缓解是由于出口或者 OFDI 行为，这在一定程度上解决了逆向因果关系导致的内生性。为了提高匹配的有效性，减少不同年份可能存在的差异，本文进行分年匹配。借鉴蒋冠宏和蒋殿春(2014)等的方法[27]，协变量包括企业全要素生产率、企业所有制属 155 性、企业规模，同时将外资投入占比、流动性比率、商业信贷比率、有形资产净值率和清偿比率等反映企业融资能力的变量纳入考虑（阳佳余，2012），并控制地区和行业的影响[9]。进行 OFDI 企业的匹配时，考虑企业是否出口的影响。各变量的具体衡量方法见表 1。表 1 协变量的变量说明符号 lntfp size br tr sr lr fr exp 变量名全要素生产率企业规模商业信贷比率有形资产净值率清偿比率流动性比率外资投入比重是否出口解释近似全要素生产率的对数值3 从业人员的对数值应收账款占总资产比例企业有形资产占总资产比率所有者权益占总负债比率企业流动资产与流动负债之比外资投入比重出口则值为 1，否则为 0 只有当匹配的结果满足“条件独立性假设”，即匹配后的处理组和对照组不存在明显差 160 异时，才能说明匹配有效且结果可靠。反之，则代表着选取的匹配变量或者匹配方式不合适，得到的结果缺乏说服力。因此，在进一步分析前对匹配结果进行平衡性检验，检验的结果表明符合上述假设。由于匹配样本的时间跨度为 10 年，考虑到篇幅限制，未能一一列出每一年的平衡性检验结果，仅以 2012 年的检验结果为例进行说明，表 2 和表 3 分别为出口和 OFDI 1 De Locker（2011）等的研究结果表明，最近邻匹配方法具有在大样本微观数据条件下的稳健性。本文尝试了核匹配，匹配结果无显著差异。 2 根据 Abadie 等（2004）建议，在进行一对多匹配时，按照匹配比例 1:4 在一般情况下可最小化均方误差，故本文进行一对四匹配。同时也尝试了 1:1 和 1:3 的比例，对本文结果没有显著影响。“共同条件”的结果显示，处理组位于共同区间的比例均超过 90%。 3 估计方程为，其中 y 为工业增加值；l 为年平均从业人员数；k 为固定资产规模；s 为生产函数中资本的贡献度，设定为 1/3。由于数据的限制，y 以企业的工业总产值近似替代。 - 5 - )()(k/l-slny/ltfp=ln

中国科技论文在线的检验结果。 165 表 2 出口平衡性检验 http://www.paper.edu.cn fin lntfp size br tr sr lr fr 匹配前匹配后处理组对照组 t 值处理组对照组 8.571 8.760 -2.37*** 8.571 8.496 1.515 5.535 0.240 0.912 2.121 1.991 0.057 1.560 5.512 0.217 0.921 8.562 4.729 0.067 -5.26*** 0.64 2.64*** -1.53 -0.65 -0.63 -0.99 1.515 5.535 0.240 0.912 2.121 1.991 0.057 1.513 5.522 0.252 0.914 1.959 2.143 0.055 t 值 0.78 0.22 0.48 -0.97 -0.38 0.18 -0.26 0.12 注：匹配比例为 1：4，*、**和***分别代表 10%、5%和 1%的显著性水平。表 2 说明，处理组的出口企业和对照组的非出口企业匹配之前，融资能力存在显著差异。若直接对二者进行比较，将会受到自我选择偏误问题的影响。即使处理组的融资约束水平低于对照组，也无法论证是企业的出口行为改善了面临的融资约束。从均值 t 检验的相伴概率 170 值可知，匹配后处理组和对照组的各个变量均不存在显著的差异。表 3 的检验结果同样表明，经过匹配后，各项特征变量在 OFDI 企业和非 OFDI 企业之间没有明显差异。需要说明的是，相比匹配前，本文各个匹配变量的标准偏差的绝对值绝大部分在匹配后显著小于 10 ，且全部小于 20。因此，认为本文选取的协变量合适并且匹配方法得当，可进行进一步的相互比较。最后成功匹配的出口企业为 4160 家，OFDI 的企业则为 303 家。 175 表 3 OFDI 平衡性检验匹配前匹配后处理组对照组 t 值处理组对照组 exp lntfp size bu tr sr lr fr 0.875 1.592 6.622 0.171 0.881 2.321 2.652 0.143 0.493 1.526 5.850 0.200 0.913 4.049 2.896 0.236 4.83*** 2.38** 5.44*** -1.13 -1.59 -0.09 -0.03 -1.48 0.875 1.592 6.622 0.171 0.881 2.321 2.652 0.143 0.875 1.569 6.580 0.172 0.871 3.333 2.903 0.092 2.2 基准回归结果 t 值 0.00 0.69 0.16 -0.06 0.33 -0.32 -0.1 0.79 进行了倾向得分匹配处理后，本文采用固定效应法对式(1)进行双重差分估计。表 4 的基本回归结果表明，核心解释变量 treated×t 的系数一直显著为正，且系数的值基本保持不变。这说明企业的出口行为和 OFDI 行为对其面临的融资约束有明显的缓解效应，且结果稳 180 健。控制变量结果表明，企业员工工资或者技术水平的提高、资本密集度的增加有利于企业缓解融资约束，企业成立的年限对于融资约束的影响不稳健显著。 - 6 -

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn 表 4 基本回归结果 t (1) 出口 (2) (3) (4) OFDI (5) (6) 0.0042*** -0.0012*** -0.0146*** 0.0002*** -0.0172*** -0.0388*** (51.65) (-3.49) (-19.36) (33.42) (-4.76) (-5.99) treated×t 0.0590*** 0.0609*** 0.0612*** 0.1684*** 0.2059*** 0.2063*** lnwage lnci lnage cons 行业年份地区观测值 Adj.R2 (25.66) (28.26) (28.36) (6.61) (7.42) (7.45) 0.0008*** 0.0046*** (3.72) (9.64) 0.0081*** 0.0045*** (17.15) -0.0057*** (-4.49) (9.36) -0.0020 (-1.52) 0.0044** 0.0146** (2.26) (2.27) 0.0177*** 0.0119** (3.91) -0.0110 (-1.25) (2.46) -0.0052 (-0.59) 0.1701*** 0.1499*** 0.1188*** 0.4569*** 0.4075*** 0.4497*** (598.88) (35.81) 否否否 113936 0.0968 否否否 83788 0.1292 (5.66) 是是是 83788 0.1477 (211.93) (11.93) 否否否 18211 0.0489 否否否 13365 0.0829 (6.68) 是是是 13365 0.0957 注：括号内数值为估计系数的 t 值；*、**和***分别代表 10%、5%和 1%的显著性水平。 185 考虑到企业外部融资来源的重要性，以及融资约束指标的度量对估计结果的影响，本文进一步将融资约束的指标由“现金流”替换为“负债率”和“利息支出”。负债率指标为企业短期负债占流动资产的比率，该指标多用来衡量企业的商业信用，它的值越低表明企业面临的融资约束越小，故预期 treated×t 的估计系数为负；企业的利息支出则多用来衡量企业的银行信用，利息支出越高，企业面临的融资约束越低，交互项的系数预期为正。由表 5 190 的(1)和(3)列可知，出口的交叉项系数显著为负，OFDI 的交叉项系数为负但不显著。说明在控制其他因素不变的条件下，企业的出口能够增强其商业信用；但企业进行 OFDI 并不能显著地提升其商业信用。可能的原因在于，相比于 OFDI，出口的企业既能获得更多可以用来担保的单据凭证等，又因为在国内有实物生产而与其他企业有更多关联。表 5 的(2)和(4)列则说明，核心解释变量(treated×t)的系数都显著为正，企业出口或 OFDI 行为都能增加企业 195 银行信用，从而缓解外部融资约束。以上结果表明，企业的出口和 OFDI 行为对融资约束的影响不随被解释变量指标的不同而发生显著改变，且国际化行为对内外部融资约束均有缓解效应，回归结果基本稳健。 t treated×t lnwage lnci lnage 表 5 改变融资约束指标的回归结果出口 OFDI 负债率 (1) 0.0014*** (4.18) -0.0049*** (-5.39) -0.0011*** (-4.97) 0.0023*** (9.88) 0.0013** 利息支出 (2) -0.0198*** (-17.21) 0.0643*** (21.57) 0.0003 (0.42) 0.0033*** (4.85) 0.0041*** - 7 - 负债率 (3) 0.0020 (0.96) -0.0097 (-1.26) -0.0041* (-1.88) 0.0058*** (3.23) 0.0014 利息支出 (4) -0.0473*** (-6.54) 0.2618*** (8.16) -0.0079 (-1.26) 0.0071 (1.63) 0.0087

中国科技论文在线 http://www.paper.edu.cn cons 行业年份地区观测值 Adj.R2 (2.11) 0.0038 (0.30) 是是是 88128 0.0086 (2.82) 0.0943*** (6.20) 是是是 66465 0.1011 (0.46) 0.0266 (1.14) 是是是 14205 0.0047 (1.23) 0.3618*** (6.01) 是是是 11698 0.1035 注：括号内数值为估计系数的 t 值；*、**和***分别代表 10%、5%和 1%的显著性水平。 200 2.3 动态边际效应检验基准回归结果表明企业出口和 OFDI 对企业融资约束具有明显的缓解作用，但这种影响只是平均意义上的。无法显示出口和 OFDI 对企业融资约束的影响效应是否存在时滞以及是否具有持续性特征。为了进一步检验企业出口或 OFDI 对融资约束的动态边际影响，本文在式(1)中引入时间虚拟变量，如式(2)所示： 205 210 其中 t0、t1 和 t2 分别对应于企业出口或 OFDI 后第一年、第二年、第三年的时间虚拟变量。以出口为例，企业出口后第一年处理组和对照组的融资约束分别为 α0+α1+α2+α5 和 α0+α2，因此处理组和对照组在企业出口后第一年的融资约束差异为 α1+α5；同理，在出口后第二年的融资约束差异为 α1+α6，第三年的差异为 α1+α7。显然，三者都有一个共同系数 α1。所以，当我们考察企业的国际化行为对融资约束的动态边际效应影响时，关心的是交互项系数 α5、α6 和 α7。 (2) t0 t1 t2 treated×t0 treated×t1 treated×t2 控制变量 cons 行业地区观测值 Adj.R2 表 6 动态边际效应检验结果出口 OFDI (1) -0.0010*** (-14.06) -0.0004*** (-6.35) 0.0001** (2.04) -0.0057* (-1.73) 0.0097*** (2.91) 0.0237*** (8.49) 否 0.2625*** (1523.59) 是是 49575 0.0038 (2) 0.0040*** (11.28) 0.0040*** (11.27) 0.0059*** (11.16) -0.0016 (-0.47) 0.0048 (1.36) 0.0147*** (4.54) 是 0.1725*** (4.55) 是是 36521 0.0402 (3) 0.0001*** (10.28) 0.0001*** (14.09) 0.0001*** (14.42) 0.0429 (1.37) 0.1167*** (4.23) 0.1210*** (4.27) 否 0.5086*** (470.43) 是是 12791 0.0194 (4) 0.0017 (1.13) -0.0034 (-1.35) -0.0168*** (-5.05) 0.0689** (2.31) 0.1934*** (3.53) 0.2702*** (3.62) 是 0.5667*** (6.42) 是是 9351 0.0567 注：括号内数值为估计系数的 t 值；*、**和***分别代表 10%、5%和 1%的显著性水平。表 6 中列(2)和列(4)报告了式(2)的回归结果，可以看到出口的三个交互项系数由不显著 - 8 - 01203142506172ititfinααtreatedαtαtαtαtreatedtαtreatedtαtreatedtε

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