貿易中介、市場多元化與企業出口持續時間

鄭小碧，葛紅兵

(浙江師范大學經濟與管理學院，浙江 金華 321000)

一、引 言

自2001年加入WTO后，通過大力實施進出口貿易，我國國民經濟得到快速發展。2010年，中國GDP超越日本成為僅次于美國的全球第二大經濟體。在此過程中，出口無疑在我國經濟逐步融入全球發展中扮演了非常重要的角色，如果沒有出口的強力支撐，經濟增長難言突飛猛進。施炳展(2011)、薛安偉(2015)等認為中國是世界第一出口大國，出口不僅推動了自身經濟發展，也促進全球經濟增長[1][2]。出口在國民經濟中占有重要地位，而企業是出口推動經濟增長的微觀基礎，若想持續發揮出口作用，就非常有必要關注企業在出口市場的生存和持續發展問題。陳勇兵等(2012)、范黎波等(2022)都認為出口持續時間可反映出口發展的持續性和穩定性[3][4]。近年來，從企業層面針對出口持續時間的研究正成為學術界熱點。貿易領域已有的大部分理論認為進出口交易實現之后就可一直穩定發展此交易。然而，經典貿易理論對企業出口持續時間的預判與企業層面的實證研究結果并不完全一致。陳勇兵等(2012)發現中國企業出口持續時間平均不足2年、中位值為3年，1年以上的不足70%，達到3年以上的貿易關系的不足50%[3]。企業初次出口往往面臨較高的失敗率，持續出口3年之后失敗率迅速下降，企業出口持續的失敗率呈顯著的負時間依存性。新冠肺炎疫情暴發后，國際形勢錯綜復雜，企業出口環境惡化，面臨的出口退出風險明顯提高，大量企業減少出口甚至退出出口市場，造成短期內出口衰退并影響經濟增長的可持續發展。在此背景下，如何改善企業出口狀況、發揮出口持續作用是出口貿易領域迫切需要解決的關鍵問題。

大量研究表明，貿易中介對多個國家的出口貿易具有較為明顯的積極作用。Spulber(1996)指出貿易中介具有信息中介的作用，在國際貿易活動中經常參與跨境商品和服務的進出口，對匹配買賣雙方降低出口固定成本等具有重要的作用[5]。Ahn等(2011)基于企業數據的研究，發現生產者能主動根據生產率匹配不同的出口方式，生產率水平處于中等的企業相比其他企業更趨向于使用貿易中介間接出口[6]。Lehtinen等(2016)基于芬蘭案例研究發現，在文化距離長、風險高的遙遠市場中貿易中介的作用至關重要[7]。Akerman(2018)研究瑞典數據后發現企業出口市場為距離較遠、經濟規模較小、貿易風險較高的目的地時，產品的固定成本增加、直接出口占比減少，而間接出口占比隨之上升，這是因為貿易中介將出口固定成本分攤到多種產品上而產生范圍經濟[8]。由此可見，貿易中介為更多企業提供從事對外貿易的機會，幫助企業緩解出口壓力，但是否影響企業出口持續時間？對異質性企業是否存在不同的影響？其中的影響機制又是什么？為此，本文根據2005—2014年中國工業企業數據庫和海關數據庫，利用K-M生存分析方法和補對數-對數模型對上述問題進行回答。

本文主要圍繞貿易中介對企業出口持續時間的影響展開研究，考察企業通過貿易中介出口對其出口持續時間的傳導機制，在匹配中國工業企業數據庫與海關數據庫的基礎上，從微觀層面闡述企業直接出口和混合出口兩種方式的總體情況及企業出口片段的分布特點，實證分析貿易中介對企業不同出口片段長度的影響，分別估計東中西部地區和外資/本土企業的出口失敗率，研究不同地區和屬性的企業出口存活率及其影響機制，借助中介效應模型進行檢驗并提出若干對策建議。

二、相關文獻綜述

Spulber(1996)指出貿易中介掌握大量的買方和賣方信息，發現市場交易機會后，從賣家那里購買商品轉售給買家或幫助買賣雙方見面并達成交易[5]。此外，貿易中介還與具體交易活動相結合，確定交易條款，監督合同雙方行為，保存交易記錄；通過重新組裝、添加信息、質量擔保等方式提升產品價值，為最終使用做準備。Dasgupta和Mondria(2018)開發一個動態的兩國模型，發現在產品質量信息不完全的情況下，貿易中介可有效減輕質量不確定性帶來的消極影響，其重要性與信息不對稱之間存在正相關關系[9]。此外，部分研究還發現在產品差異化較大的領域，生產者更有可能使用貿易中介來出口。鄭小碧(2019)利用中國數據研究后發現，貿易中介與出口市場整體經濟水平具有不同程度的關聯，當企業出口經濟水平較低的市場時，其更加依賴于貿易中介出口，貿易中介的空間集聚度越高，越有利于企業出口[10]。Medin(2020)利用挪威制造業企業的交易數據，發現貿易中介(如批發商)通過降低固定貿易成本來幫助企業進出口，不僅有助于生產商的貨物清關，而且在運輸和營銷代理中也起到至關重要的作用，因此貿易量較小的企業往往更偏向于與貿易中介合作，而貿易量較大或貿易量大于某一閾值的企業則傾向于直接參與國際貿易[11]。鐵瑛和劉逸群(2021)研究發現貿易中介主要通過降低出口固定成本和信息溢出來減輕信息不對稱，影響持續性和臨時性出口的發生，與不穩定出口發生的概率具有正相關聯系，但與其中一次性出口的概率具有負相關聯系[12]。葛新庭和謝建國(2022)利用中國數據發現貿易中介有助于企業出口質量升級，分散企業風險，阻斷金融危機等外在沖擊對企業出口質量的不利影響[13]。Marco等(2022)基于多國數據研究國際市場上選擇直接或間接通過中間商進行貿易的公司的生產率水平的異質性，發現生產率較低的企業即使無法負擔直接貿易的固定成本，也可通過與貿易中介的合作進入國外市場，貿易中介則成為生產率較低的企業了解其出口效率和外國需求的主要途徑之一[14]。

此外，在關于企業出口持續時間的研究中，Besede和Prusa是貿易領域最早關注到企業進出口持續問題的學者，之后大量研究者受其影響開始探討這一話題，企業出口持續時間才慢慢興起[15]。Besede和Prusa(2006)基于美國出口數據發現美國貿易持續時間較短，如果一個企業從一開始能在出口市場上生存下來，渡過出口危險期后可能會在很長一段時間內保持不中斷的穩定出口。國內關于企業出口持續時間的研究起步較晚。邵軍(2011)采用中國企業出口數據及生存估計法，發現企業出口片段均值不足3年、中值只有2年，企業初始貿易額、目的地整體經濟水平等因素明顯改變企業在出口市場的存活率或失敗率[16]。Kostevc和Kej?ar(2020)使用斯洛文尼亞的貿易數據，認為企業與出口目的國的雙邊FDI流入/流出提高了企業在該市場的出口存活率，當企業為特定市場提供多種產品時，出口失敗的風險下降6%；當企業向多個市場出口同樣的產品時，出口失敗的風險下降47%[17]。因此，出口市場多元化對企業出口持續時間的延長作用大于出口產品多樣化。魏昀妍和程文先(2021)利用中國數據研究后發現，地區出口制度復雜度通過影響企業的融資約束顯著抑制企業的出口風險，延長企業出口持續時間，且對不同類型企業的影響存在差異，其中對老年企業(經營時間超過30年)、國有企業和一般貿易企業的影響較大[18]。程凱和楊逢珉(2022)發現貿易便利化水平顯著影響企業在出口市場的存活率，并主要通過影響進口中間品的兩個因素(降低價格和增加品種)來降低企業出口失敗率，最終延長企業出口持續時間[19]。

綜上，學者們闡述了多種影響企業出口持續時間的因素及其作用機制。作為直接影響企業出口方式之一，貿易中介向更多企業提供從事對外貿易的機會，幫助企業緩解出口壓力，但至今鮮有關于貿易中介對企業出口持續時間的影響及作用機制的研究。在關于貿易中介的現有文獻中，大部分研究側重于企業生產率水平、信息不對稱和出口固定成本等。本文的可能貢獻包括：一是對已有貿易中介文獻的擴展，除考察貿易中介對企業出口持續時間的影響外，還驗證分析其中可能的中間傳導機制；二是已有研究主要選擇2005年之前，考慮到2004年7月1日以前企業進出口外貿經營權實行審批制度，使用2005年之前的數據易高估貿易中介的影響作用，故以2005年作為企業出口數據的起始年份，從而使研究本身更具普適性；三是由于貿易中介對不同類型的企業可能產生不同程度的影響，繼續從地區、屬性和市場多元化水平等方面對此結果予以異質性分析，確保更深入細致地探討貿易中介對企業出口持續時間的影響。

三、理論分析與研究假說

貿易中介掌握大量的買方和賣方信息，最大程度地減少交易中的“搜尋和匹配”成本，降低企業出口失敗率，延長出口持續時間[5]。借鑒陳勇兵等(2012)的研究，本文將企業出口持續時間定義為企業從開始出口一直到出口失敗的無中止的時間長度[3]。在面對關稅減讓、匯率波動等外部沖擊時，企業在不同出口模式下的出口行為會隨之改變，從而影響是否與貿易中介繼續合作[20]。在面臨貨幣升值時，直接出口企業的對策主要來自大幅削減交易產品數量，而不是降低產品價格；相對而言，間接或混合出口方式的企業的交易產品數量下降幅度較小。這說明間接出口的固定成本較低，企業趨向于通過改變產品組合方式來降低匯率的不利影響，交易總額較為穩定。此外，貿易中介還緩解信貸約束帶來的消極影響，因而融資約束嚴重的企業更有可能進行間接出口或混合出口[21]。2008年金融危機席卷全球，各國市場需求疲軟，企業信貸約束加劇、融資困難、出口大幅下滑，不同出口方式的企業數量都有所減少，間接出口企業所受影響相對較小。在遭受金融危機的不利影響下，為解決資金周轉等難題，企業選擇快速售出商品。而貿易中介長期處理產品營銷問題時積聚大量市場信息并影響產品的最終價格，外部沖擊嚴重時市場極度不穩定，貿易中介的議價能力增強，其重要性程度不言而喻。因此，貿易中介在企業遭遇外部沖擊時可緩解其驟增的出口壓力。

研究假說1：貿易中介可幫助出口企業更好地應對外部沖擊和發展約束造成的出口壓力，提高企業出口存活率，對企業出口持續時間起到積極作用。

國內外學者一直認為出口市場多元化是分散出口風險、弱化外部沖擊和穩定企業出口的有效方式。如果企業同時采取直接出口和間接出口，將提高其未來的出口市場多元化水平[22]。這主要是由于采用直接出口和間接出口的模式的企業進入新出口目的地的成本降低所致。因此，為獲取高額利潤，企業發揮主觀能動性并進一步開拓新的出口市場、分散貿易風險，降低在出口市場的失敗率。此外，貿易中介集聚可有效提升買賣雙方達成交易的概率，促進市場、企業和產品信息的流轉，從而增加間接出口和混合出口的企業數量，還擴展目的地數量[10]。出口的風險與企業的出口市場數量呈負相關聯系。換言之，企業出口失敗率隨出口目的地數量的增加而降低，隨出口目的地數量的減少而升高[23]。因此，出口市場多元化水平的高低顯著影響企業在出口市場的存活率，出口到市場分散的地區明顯有助于企業降低出口退出風險[24]。如果發展中國家能提高企業出口存活率、延長企業出口持續時間，那么企業的出口業績將大大提高，保持甚至提升出口國地位[24]。

研究假說2：貿易中介可幫助企業提高出口市場多元化水平，分散企業出口風險，降低出口失敗率，有利于企業從知識外溢中獲益，從而對企業出口持續時間起到正面影響。

相比于本土企業，外資參與的企業往往具有更高的出口存活率且出口持續時間更長。一般而言，外資企業在與國外的聯系中更占優勢，擁有優秀的技術、管理、營銷人員等，在出口市場的持續時間較長，因而無需花費較高的價格通過貿易中介出口來降低出口失敗率。本土企業在外貿出口中遇到不少問題(如融資困難、出口渠道不暢、人才欠缺、抵御風險能力較差等)，更有可能主動通過貿易中介出口。企業所在地區對企業的出口影響也較大。眾所周知，我國地區之間發展不平衡，東部與中西部地區的差距不減反增并逐漸演變為大范圍的發展失衡，這一狀況嚴重阻礙經濟可持續發展[25][26]。自對外開放以來，造成東部地區與中西部地區差距的主要原因是東部沿海對技術密集型工作崗位和勞動力流動諸多限制的放開[25]。中西部地區技能型勞動力的流失使其發展愈加緩慢，而東部地區大量吸引技能型勞動力加速了經濟建設進程，最終進一步拉大二者的發展差距。長期以來，東部地區的整體發展水平都高于中西部地區[26]。大部分中西部地區的經濟基礎較差、與海外市場聯系較少，即使是從事國際出口貿易的企業，相比東部地區的企業其規模往往較小、發展起步較晚，通過貿易中介出口對自身的幫助較大，有利于延長企業出口持續時間。而東部地區的出口企業與海外市場聯系緊密，同世界先進技術的差距較小，擁有前沿的生產技術，生產率水平更高，具備一定的自主出口能力，通過貿易中介出口對其出口持續時間的邊際效用不如中西部地區企業顯著。

研究假說3：就不同屬性和不同地區的企業而言，本土企業、中西部地區企業通過貿易中介出口更有可能從中獲益，對其出口持續時間的正向影響較為明顯。

四、數據說明與特征事實分析

(一)數據來源及處理

本文數據來源于2005—2014年中國工業企業數據庫和海關數據庫。以2005年為研究樣本起始年份，主要是考慮到2004年6月之前企業進出口外貿經營權實行審批制度，2004年7月之后采取備案登記制度，企業可自主選擇出口方式。采用2004年之后的數據可更加準確地估計貿易中介作用，使研究結果更具普適性。參照Yu(2015)的研究，清洗中國工業企業數據庫并對海關數據庫進行年度整合計算，通過企業名稱、出口年份、企業郵編及電話號碼后七位數將處理后的中國工業企業數據庫與海關數據庫進行匹配，具體操作步驟如下：(1)左刪失。如果企業在2005年出口，那么我們就無法保證企業在2005年之前沒有出口，進而無法觀察到企業出口的具體起始年份。為此，借鑒陳勇兵等(2012)的方法，直接將左刪失的觀測值予以刪除處理，即僅保留2005年未曾出口而2006—2014年有出口記錄的企業樣本，出口持續時間片段最長的為9年。(2)右刪失。樣本數據終止于2014年，2014年之后的企業出口情況無法了解。為此，采用K-M生存分析法估計企業存活率和失敗率。(3)企業多個出口持續片段。部分企業出口海外市場后停止出口，但退出該市場至少一年后又重新出口，所以同一企業可能存在多個出口持續片段。大量的研究表明，即使企業經歷一個或多個出口持續時間片段，把企業第1個出口片段當作唯一的出口片段的處理方法和將企業多個出口片段視為互不相關的出口片段的處理方法得出的出口片段分布特征相類似。因此，為避免樣本遺漏問題，本文假定企業的多個出口片段互不相關。

(二)統計分析

1.企業出口方式。表1顯示，出口企業既存在于中國工業企業數據庫，又存在于海關數據庫，除受金融危機影響的年份外，其數量總體上呈現逐年遞增的趨勢。考慮到數據樣本的左刪失問題，在刪除2005年出口企業后，發現上述趨勢基本保持不變。由于2010年中國工業企業數據庫缺失出口交貨值這一指標，無法計算該年直接出口和混合出口的企業數量，故所用樣本僅包含直接出口和混合出口兩種方式。從第4、5列看出，雖然直接出口的企業數量及占比大于混合出口，但通過貿易中介混合出口的企業占比一直高于28%。如果沒有貿易中介，大量企業將減少出口甚至無法出口海外市場，足見其對企業出口方式選擇的影響程度。另外，2008年金融危機發生后，出口企業的數量驟降，2009年直接出口企業大幅下降，但混合出口企業不降反升。可見，當面臨外部沖擊時，更多的企業會選擇與貿易中介合作，以降低出口風險、提高出口存活率。

表1 企業出口方式

2.企業出口片段類型及時間長度。表2顯示，在109829家出口企業中，大概79.25%的企業在2005—2014年只有1個出口片段，即企業首次出口后要么持續出口，要么中止而不再出口海外市場。2個出口片段的企業20002家，意味著它們退出海外市場至少1年后又重新出口，其占比約為18.21%。而3個及以上出口片段的企業僅為極少數，不足總體企業的3%。這表明絕大部分企業只有一次出口機會，退出海外市場后難以再次出口，因此企業應重視出口的連續性，不輕易放棄出口市場。

表2 企業出口片段類型

表3顯示，在全樣本中，55.64%的企業出口持續時間長度僅1年，21.44%的為2年，7.47%的為3年，只有少數的企業持續出口海外市場4年及以上。在第1個出口片段和僅有1個出口片段的企業樣本中，企業出口持續時間的分布均與全樣本類似。具體而言，55%以上的企業出口片段只有1年，約20%的為2年，7%的為3年，僅20%以下的企業出口片段達到4年及以上。這一結果證明了前文觀點，即把企業多個出口片段視為互不相關的持續時間段的全樣本與企業第1個出口片段和僅有1個出口片段的子樣本的存活時間分布特征基本相同。由此反映企業出口持續時間總體上較短，大多數不超過2年。

基于以上公式，本文利用stata軟件對不同樣本、不同出口方式、不同地區及不同屬性的企業分別做出口生存函數估計。圖1呈現了K-M生存估計函數的企業出口存活率曲線。左上方圖顯示，不同樣本的企業出口存活率曲線總體趨勢較接近，企業出口在初始年份失敗率最高，存在負時間依存性。僅有1個出口片段的企業出口存活率明顯高于其他兩類(全樣本和第1個出口片段企業)，而第1個出口片段企業的出口存活率低于其他兩類(全樣本和僅有1個出口片段企業)。不過，上述三個樣本都顯示企業出口持續時間的中位值為2年。右上方圖按照出口方式將全樣本企業分為直接出口和混合出口兩組并分別做出口生存函數估計，發現通過貿易中介混合出口的企業在延長出口持續時間的表現上優于不通過貿易中介直接出口的企業，前者的出口存活率明顯高于后者。左下方圖按照地區將全樣本企業分為東部、中部和西部地區三組并分別做出口生存函數估計，發現東部地區的企業出口存活率普遍高于中西部地區，出口前3年西部地區的企業出口存活率明顯高于中部地區，之后兩者才十分接近。右下方圖按照屬性將全樣本企業分為外資企業和本土企業兩組并分別做出口生存函數估計，發現外資企業的存活率高于本土企業，即外資企業在海外市場的出口表現優于本土企業。外資企業在出口第1年與本土企業之間的存活率差距較小，而第2年明顯超過本土企業，意味著外資企業相比本土企業能更好地緩解較高的出口失敗率問題。

五、研究設計

(一)模型構建

目前，研究企業出口持續時間的方法主要有兩種：一種是與連續時間相關的比例風險回歸模型(Cox)；另一種是與離散時間相關的補對數-對數模型(Cloglog)。這兩種模型的變量都是風險率。我們將前文的匹配數據轉換成生存數據且為離散狀態，故選擇補對數-對數模型，并設定以下的模型：

cloglog(1-hijt)=β0+β1Intermediaryijt+βkX+μj+μt+ε

其中，j是省份，t是年份，被解釋變量cloglog(1-hijt)是省份j的企業i在t年出口海外市場的失敗概率，解釋變量Intermediaryijt為企業是否通過貿易中介進行出口并用虛擬變量0或1表示，X是控制變量，μj、μt是省份和年份固定效應，ε是擾動項。β1表示貿易中介對企業出口持續時間的總體影響，如果其系數符號為正，證明貿易中介提高了企業出口失敗率，對企業出口持續時間存在負向影響。

(二)變量選擇

1.被解釋變量：企業出口持續時間(cloglog(1-hijt))，以年衡量。這里，將企業出口失敗的年份設定為1，保持出口的年份設定為0，2014年保持出口片段的每一年也都設定為0。

2.解釋變量：貿易中介(Intermediaryijt)。它是指從賣方低價買入產品再高價出售給買方來賺取差價或幫助買賣雙方達成交易的平臺。本文基于匹配數據，采用綦建紅和李麗麗(2018)的方法設定貿易中介虛擬變量，當企業通過貿易中介出口時賦值為1，否則為0。

3.控制變量：(1)全要素生產率(ETFP)，以LP法衡量；(2)初始出口額(IEA)，以企業剛建立出口關系時的交易總額衡量；(3)融資約束(EFC)，以企業流動資產與流動負債之差與企業資產總計的比值測度；(4)出口強度(ES)，以出口交貨值與工業總產值的比值衡量(取對數值)；(5)企業年齡(Age)，以企業出口當年年份與成立年份之差衡量(取對數值)；(6)企業規模(Size)，以企業全年平均雇傭人數衡量(取對數值)；(7)利潤率(Profit)，以企業營業利潤與銷售額的比值衡量(取對數值)。

六、回歸結果及分析

(一)基準回歸結果

表4是在控制固定效應的前提下分別引入核心解釋變量和多個控制變量的回歸結果。(1)列僅加入貿易中介，發現企業通過貿易中介出口顯著降低其出口失敗率，優化了企業海外出口市場的表現。(2)—(4)列在前述基礎上加入全要素生產率、初始出口額等控制變量，發現貿易中介對企業出口風險的影響程度有所下降，但顯著性和方向不變。其中，全要素生產率、初始出口額、出口強度、企業年齡、企業規模和利潤率與企業出口風險呈負相關聯系，而融資約束與企業出口風險呈正相關聯系，表示融資約束的增加提高了企業出口失敗率，進而抑制企業出口持續時間延長。

表4 基準回歸結果

(二)穩健性檢驗

本文利用第1個出口片段和僅有1個出口片段的企業樣本進行回歸，發現所有變量的符號及顯著性與基準回歸結果一致，說明基準估計較為穩健。表5的(1)、(2)列顯示，在不同樣本中，企業出口失敗率與貿易中介和除融資約束外的控制變量都呈負相關聯系，而與融資約束呈正相關聯系。比較(1)、(2)列后可見，在僅有1個出口片段中，企業是否通過貿易中介出口對其出口存活率的影響更大，對延長企業出口持續時間的作用更明顯。(3)、(4)列分別是Probit和Logit的回歸結果，發現所有變量的符號及顯著性也與基準估計相同，唯一的區別在于：就解釋變量和控制變量對企業出口失敗率的影響程度而言，Probit模型中的貿易中介及控制變量對企業出口持續時間的影響弱于Logit和補對數-對數模型。(5)列是更改核心解釋變量衡量方法后的回歸結果，以進一步檢驗基準估計的穩健性，發現貿易中介和所有控制變量的顯著性及符號方向不變，再一次證明基礎回歸結果是穩健的。

(三)內生性分析

本文采用企業層面的數據，實證分析解釋變量可能存在選擇性偏誤的內生性問題。其中，企業是否通過貿易中介出口可能不是隨機行為，而與企業自身特征相關聯。為克服以上問題，采用傾向得分法，將匹配數據隨機排序后按照1∶1、1∶3、1∶5、半徑匹配等進行處理(回歸結果見表6所示)，發現貿易中介的估計系數符號及顯著性與基準回歸結果一致，再次表明貿易中介這一途徑的使用可明顯提高企業出口存活率，延長企業出口持續時間。

表6 內生性分析結果

(四)中介機制檢驗

本文基于匹配數據來計算企業層面的出口市場多元化指標(Md)。這里，采用出口市場多元化水平的絕對指標(Md1)和相對指標(Md2)，以間接驗證貿易中介降低企業出口失敗率、延長企業出口持續時間的作用機制。絕對指標是企業出口市場數量，相對指標是企業出口市場集中度指數(HHI)。HHI越低，說明企業出口市場的范圍越廣，市場多元化水平越高；HHI越高，說明企業出口市場的范圍越窄，市場多元化水平越低。

表7報告了中介作用機制的總體驗證結果。(1)列表明貿易中介明顯降低了企業出口失敗率。(2)、(4)列表明企業通過貿易中介出口顯著增強出口市場絕對多元化水平和相對多元化水平。(3)、(5)列在(1)列的基礎上分別加入Md1和Md2，發現貿易中介對企業出口失敗率的系數依舊顯著為負，貿易中介的系數的絕對值減小，出口市場多元化水平的提高可降低企業出口失敗率，分散出口風險，增加企業出口存活率，證明出口市場多元化是貿易中介延長企業出口持續時間的中介機制。

表7 中介機制檢驗結果

(五)異質性分析

表8的(1)、(2)列給出東部和中西部地區的企業出口持續時間影響因素的回歸結果，證明貿易中介對不同地區的企業出口持續時間都具有正向作用，但對中西部地區的作用更強。融資約束對中西部地區的企業出口存活率的抑制作用不顯著，說明其與中西部地區的企業海外出口市場的生存率關聯程度較低。相比于東部地區，除貿易中介外，出口強度也明顯提高中西部地區的企業出口存活率。此外，企業按照屬性劃分為外資企業和本土企業兩類，發現企業出口持續時間的決定因素的影響程度與其屬性存在聯系。貿易中介對兩類企業的出口持續時間都具有顯著的正向作用，但對本土企業的作用更強。企業年齡、企業規模和利潤率與企業出口持續時間均呈顯著的負相關聯系，且對本土企業的影響程度大于外資企業?？紤]到市場多元化水平是貿易中介影響企業出口持續時間的主要機制，因而將其納入異質性分析中。為此，全樣本按照HHI劃分為市場多元化水平較高的企業(前50%)和市場多元化水平較低的企業(后50%)(見表8的(5)、(6)列所示)，發現貿易中介在市場多元化水平較高的樣本中對企業出口失敗率的抑制作用更顯著，可能是因為這部分企業傾向于根據自身特點通過貿易中介出口來進一步放大優勢，從而出口到更加分散的國家或地區，以降低風險。

表8 異質性分析結果

七、結論與啟示

本文對貿易中介與企業出口持續時間之間的關系及影響機制展開分析，得出以下的3點結論：(1)貿易中介對企業出口持續時間起到正向作用，且該作用通過了一系列檢驗；(2)就異質性企業而言，貿易中介對本土企業、中西部地區企業的正向作用較為明顯；(3)通過對貿易中介與企業出口持續時間之間可能的影響機制進行中介效應檢驗，發現企業通過貿易中介出口能增強出口市場多元化水平，提高企業出口存活率，這一影響機制是造成貿易中介對企業出口持續時間呈正向作用的主要途徑。

本文得到的啟示：企業通過貿易中介出口對其出口持續時間的延長起到積極作用，利用貿易中介出口對出口存活率較低的企業而言是更加現實的選擇。因此，重視貿易中介并正確引導企業出口是有效改善企業出口、發揮出口持續作用的關鍵所在。對政府而言，應適度放松對貿易中間商的限制，出臺相應的政策鼓勵貿易中介的建立和發展，充分利用和發揮貿易中介的優勢地位。對企業而言，應正確認識自身的長處和短處，沒有出口經驗的企業可考慮與貿易中介合作，嘗試開拓海外市場，初步了解海外市場的需求狀況；已有出口經驗的企業可通過貿易中介擴展出口市場數量，提高出口市場多元化水平，分散出口風險、積累出口經驗，以更高效率延長企業出口持續時間。