上文理论部分主要从贷款者激励角度分析，认为融资约束小的企业有更长的出口贸易关系持续时间，并且有更充足的流动性去开拓新市场。Bernini等（2013）在分析负债资产率对企业出口产品质量影响时认为，除了贷款者贷款激励不足外，负债资产率高也会使企业面临很高的破产风险，从而抑制企业债务融资的投资激励。这是从企业自身激励的角度出发，由融资约束导致的投资不足。当企业的负债资产率较高时，海外市场投资同样会受到投资激励不足的影响。这两方面作用的结果是，融资约束小的企业应该有更多的出口目的地市场。本节从实证上验证这个假说，数据处理与第三节相同。与第四节分析有所不同，不同的是，企业退出出口市场并不影响对出口目的地扩张的分析，例如上一期企业有若干个出口目的地，由于融资约束，这一期企业的出口目的地数量为零也是正常的，所以这部分使用的是2000—2006年的非平衡面板数据，共69869家企业。该模型的被解释变量是企业的出口目的地数量，解释变量为企业的融资约束ln DAR和生产率ln tfpop。同时本节回归分析控制的企业特征有企业规模Size、年龄Age、资本密集度Kintensity、要素投入质量Wage。用二位码行业的赫芬达尔指数HHI控制国内市场竞争度，用二位码行业平均进口关税率Openness控制贸易开放度，同时控制年份效应、地区效应和行业效应。本节使用固定效应处理企业个体异质性^[14]。如表3.6所示，回归方程（12）的结果表明，融资约束ln DAR的值每增加1，会使企业出口目的地减少0.091个。生产率ln tfpop每增加1，会使企业出口目的地增加1.807个，这个结果与彭国华和夏帆（2013）的分析结果近似。由回归方程（13）（14）可知，融资约束对外资企业的影响更大，对本土企业的影响并不显著，而生产率对本土企业的影响更大。为什么融资约束和生产率对本土企业和外资企业有不同的影响？原因尚不清楚。

表3.6　融资约束与出口目的地数量

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续表

注：括号内为稳健性t或z值；*，**，***分别表明显著性水平为0.1，0.05，0.01。方程（12）（13）（14）中的“R2或F值”为拟合优度R2值。方程（15）（16）中的“R2或F值”为弱工具变量检验的Cragg-Donald统计量取值。