融资约束下的企业出口——中国汇率调整之谜的新解释

融资约束下的企业出口
——中国汇率调整之谜的新解释
摘 要： 本文从企业的融资约束角度出发，研究汇率变动对中国企业出口的影响，在考虑中国企业融资特性、放宽既有研究中出口不能获得外部融资假设的基础上，构建了融资约束条件下的微观企业出口模型，并采用中介效应模型进行了实证检验。研究发现：(1)融资约束在汇率升值对企业出口的影响中具有双重正向效应，一方面，汇率升值通过降低出口企业的融资约束直接促进出口；另一方面，汇率升值会通过融资约束降低企业的出口生产率条件，从而间接促进出口。(2)产权性质分组中，汇率变动的融资约束机制在国有和私营企业中影响较大，在外资企业中作用较小；动态决策分组中，融资约束机制在企业是否进入出口市场中起关键作用，在增减出口量中作用较小，在是否退出市场中不直接发挥作用。由此从微观角度解释了“中国汇率调整之谜”，即人民币升值能够有效提高国有和私营企业的流动性，帮助更多企业满足融资约束条件进入出口市场，从而带动出口增加。
关键词： 汇率变动； 融资约束； 中介效应
一、引言与文献综述
21世纪初期，全球经济失衡和中国出口快速增长令人民币汇率制度饱受诟病，以Krugman(2009)[1]为代表的部分学者曾认为人民币汇率低估是中美贸易巨额顺差乃至全球经济失衡的关键诱因。然而，事实并非如此，如图1所示。自1994年我国实行有管理的浮动汇率制度以来，人民币实际有效汇率一直呈升值状态。对此，很多学者将人民币汇率与中国出口的正向关系称之为“中国汇率调整之谜”[2-3]。国内外学者们试图从中间品贸易、出口边际、目的国金融发展水平等多种角度解释这一现象[4-6]，但终未形成一致看法。近年来，随着异质性企业理论的兴起，从微观企业角度解释汇率变动对出口影响再度成为热点话题[7-8]。
纵观汇率变动对出口的影响研究主要分两大方向：传统国际收支理论框架下的系统研究和新新贸易理论的扩展研究。传统国际收支理论框架下的研究分为 “弹性分析法”、“乘数分析法”、“吸收分析法”和“货币分析法”，这些理论均是建立在价格传导机制的基础上加以发展和演化而来，强调汇率变动对出口的价格传导机制，现有理论研究虽然已成体系，但对中国的实证研究并未获得一致性结论，有的学者发现人民币汇率升值会抑制出口，贬值会促进出口[9-12]，而有的学者发现二者并不存在显著相关性[13-15]。学者们试图从出口品附加值、加工贸易占比、国内供给变动等方面解释二者的弱相关性[15-16]，但其对“中国汇率调整之谜”解释的乏力，说明价格传导机制并不能完全解释汇率变动对出口的影响。

图1 1995—2017年中国年出口总金额与人民币实际有效汇率指数
数据来源：中国海关总署与国际清算银行数据库，其中人民币实际有效汇率指数使用2010年作为基期。
在Melitz(2003)[17]提出新新贸易理论之后，学者们将汇率变动对出口的影响研究扩展到微观视角上，如Atkeson和Burstein(2008)[18]、Berman等(2012)[7]、Stefania(2016)[19]等，发现从企业异质性角度能够很好的解释出口对汇率变动弹性偏低的原因。Chaney(2016)[20]从微观角度将企业融资约束纳入了汇率变动对出口的影响研究中，结果发现融资约束条件下汇率变动对出口的影响方向是不确定的，但模型缺少实证检验，且模型中企业仅通过国内销售来满足出口投资的流动性积累这一假设较为极端，现实中出口企业仍可以从银行等金融中介机构获得外源性融资。尤其是转型时期的发展中国家，企业的融资大都来自于金融机构的贷款[21]，具体到中国，虽然出口企业面临着较强的融资约束[22-23]，国内学者们也十分关注融资约束对中国企业出口的影响[24-26]，但从融资约束角度研究人民币汇率变动对中国企业出口影响的文献仍然非常稀缺，目前仅有的谭小芬等(2016)[27]虽然将企业融资环境纳入了汇率变动对出口的影响，但其关注的是国家金融发展水平，并非个体融资约束。
基于现有研究和中国现实情况，本文试图在以下两个方面有所突破：一是从企业个体的融资约束角度出发，研究汇率变动对中国企业出口的影响，放宽前人研究中企业出口不能从外部获得融资的假设，并在此基础上进行实证检验，以期找到解释“中国汇率调整之谜”的微观基础；二是研究探索融资约束在汇率变动对出口影响中的双重效应，即汇率变动既能通过改变出口企业面临的融资约束直接对出口产生作用，还能通过融资约束影响企业的出口生产率条件，从而产生间接影响。在此基础上本文建立中介效应模型对融资约束的双重效应进行实证检验，以期丰富汇率变动对企业出口影响的机制研究。
二、理论模型
本文在借鉴Chaney(2016)[20]理论构建汇率变动对企业出口影响的理论分析框架的基础上，充分考虑了中国企业外源融资现状和获得外源融资的难易程度与企业生产率弱相关的特殊性：一方面，部分民营企业虽然具有较国有企业更高的生产率，但存在金融机构贷款歧视和信贷配给问题；另一方面，国有企业虽生产率较低，但因其承担一定社会责任，能够获得政府隐性担保和充足低息的贷款资源[28-30]。本文假设企业可获得与自身生产率不相关的外源性融资来进行出口投资，建立与企业生产率不完全相关的融资约束出口模型，并在此基础上推导出汇率变动影响出口的作用机制，为后面的实证研究提供理论基础。
(一)基本假设
假设存在两个国家：本国d和外国f，使用生产力L作为唯一要素的两个部门分别生产同质化产品q0和可贸易的差异化产品q(x)，代表性消费者的效用函数为CES，差异化产品集合为X，单个产品x∈X。在消费者预算约束Y=μWL下，其效用最大化的函数为

(1)
其中，σ为两个不同商品之间的替代弹性，且σ>1。此时差异化商品的理想价格指数为且代表性消费者对每一个x的花费为
假设企业的单位劳动生产率为x，其生产数量为qd的国内商品的成本为生产数量为qf的出口商品成本为其中，(1-φ)Cfw+φCfw*为企业出口的固定成本，τ为出口可变成本，φ(0<φ<1)代表固定成本中以国外货币计价(1)企业出口需要获取目的国市场信息、建立当地的分销网络或设计适合当地的产品，这部分固定成本往往以国外市场货币计价支付。的比例， w和w*分别代表本国和外国工资水平。
此时，依据最优定价理论，国内市场的最优价格为国外市场的最优定价为则国内、外市场的利润表达式分别为
wCd
(2)
wCf-φw*Cf
(3)
因此可以得出国内市场的生存条件出口条件国内市场生产的最低生产率和企业出口的最低生产率
基于中国企业的融资特征，本文假设企业可以通过两种途径获得出口投资资金：一是通过国内市场销售获利；二是从国内金融市场获得融资F，并假设F与企业生产率不相关。跟据企业出口的融资约束条件πd(x)+wF≥(1-φ)wCf+φw*Cf，可以推导出当企业获得资金时出口的生产率条件为且满足此时出口企业的生产率条件为：
假设差异化产品的价格决定方程为定义方程g(·)满足由此可以得出企业国内生产的最低生产率企业出口的生产率条件和获得资金F时出口的生产率条件分别为

(4)

(5)
g(Cd)
(6)
(二)融资约束下汇率变化对企业出口的影响及作用机制
由基本假设可知，出口企业在生产率为x时的出口量为

(7)
可以得出总出口量

(8)
其中，θ(0≤θ≤1)为因融资约束存在无法出口的企业比例。
借鉴Atkeson和Burstein(2008)[18]的研究方法，本文假设两国的汇率变动能够完全显示在两国相对工资中，因此本国工资w的上涨可以视为本国货币升值；相反，w的下降代表本国货币贬值。于是对式(8)两边求w的偏导可得到

(9)
由式(9)可以发现，汇率变动对出口的影响由等因子决定。
首先，由式(7)可知

(10)
这表明，本币升值会导致现有出口商品在国外市场的价格相对升高，失去出口市场份额，从而使得出口量下降。本文将之称为价格竞争机制，并得到本文的假说1。
H1 本币升值通过价格竞争机制对出口产生负作用，相反，本币贬值通过价格竞争机制对出口产生正作用。
其次，由式(5)可知


(11)
这说明，本币升值会导致出口企业进入国外市场的生产率条件提高，使得现有低生产率的出口企业退出国外市场，从而导致出口量下降。本文将之称为汇率变动对出口的生产率机制。进一步分析式(11)可发现，汇率变动对出口的生产率机制作用与企业获得的外源融资有关，即与企业受到的融资约束有关。由此，我们可以得出本文的假说2。
H2 本币升值通过生产率机制对出口产生负作用，相反，本币贬值通过生产率机对出口产生正作用，且生产率机制的作用会受到融资约束的影响。
最后，由式(6)可以得到


(12)
该式表明，本币升值会使得原来因为受到融资约束不能进入国外市场的高生产率企业开始出口，因为本币升值导致外源融资资产价格wF增加，缓解了企业面临的融资约束，使得原本不满足融资约束条件的企业进入出口市场，从而增加出口量。在此，本文将之称为汇率变动对出口的融资约束机制，并提出本文的假说3。
H3 本币升值通过融资约束机制对出口产生正作用，相反，本币贬值会通过融资约束机制对出口产生负作用。
由以上三个假说发现，汇率变动对出口的作用方向要视融资约束机制发挥的作用大小而决定，当本币升值通过融资约束机制对出口的正作用大于通过价格竞争机制和生产率机制对出口的负作用时，本币升值就会促进出口，这与传统国际收支理论预期相反，恰可以尝试作为解释“中国汇率调整之谜”的理论基础。
三、典型化事实描述
(一)数据来源
本文选取2000-2009年中国工业企业数据库与中国海关数据库的匹配数据作为企业观测样本来源，这是因为该样本不仅涵盖了两个完整的人民币汇率变动周期(2001-2005年间的贬值周期和2005-2009年间的升值周期)，而且也涵盖了受融资约束最为严重的私营企业的出口飞跃期(从2004年全面放开进出口经营权到2008年金融危机)，因此适合研究融资约束条件下人民币汇率变动对我国企业出口的影响问题；另外，本文使用世界银行数据库作为国别特征观测值来源，该数据库涵盖了每年各国汇率、人均GDP、关税水平等数据，且计算方法统一，能够有效的保证数据的连贯性和统一性。
(二)典型化事实
1．企业融资约束程度的测算
本文借鉴Hovakimian(2009)[31]和Guariglia等(2011)[32]的思路，运用两步回归法，以总资产增长率相对于现金流的敏感性为基础，测算衡量企业融资约束的指标cfs
fassetsgrowthit=β0fassetsgrowthit-1+β1salesgrowthit+β2leverageit+β3sizeit+β4ageit+industry+year+eit
(13)

(14)
其中，fassetsgrowth、salesgrowth、leverage、size、age、cashflow、fasset分别代表固定资产增长率、销售增长率、负债率、总资产、开业年限、经营活动产生的现金流、固定资产规模，eit为第一阶段回归得到的残差项，N为企业i的观测数量，cfs值越大表示企业受到的融资约束越大。根据样本值分布情况，此处定义cfs<0.5的企业为低融资约束企业，样本期内共有321 315条；cfs>2的企业为高融资约束企业，共有1 357 627条。为检验指标的合理性，本文还运用主成分分析法，将固定资产合计、经营活动现金流、流动比、总资产负债率、营业利润率、营业收入增长率反映企业融资能力的六项指标，降维处理成cf(2)为保持与cfs方向一致，cf数值取主成分分析后综合指标的倒数。，并用作本文的稳健性检验。
表1 全样本和不同所有制企业历年融资约束指标均值

数据来源：《中国工业企业数据库》，并由作者计算而得。
表1展示了全样本和不同所有制企业历年融资约束的变化情况，可以发现：其一，两种不同指标衡量的融资约束特征基本一致；其二，受金融危机影响，2008年后企业的融资约束程度有所升高；其三，国有企业面临的融资约束较低且较为平稳，私营企业面临的融资约束虽然改善明显，但依然是融资约束最为严重的企业。
2．融资约束下的汇率变动与企业出口
表2描述了2000—2009年在出口汇率变动情况下的企业的出口总额。本文以2010年为基期的出口目的国实际有效汇率指数除以中国实际有效汇率指数来衡量企业出口到目的国的汇率，该比率上升代表人民币相对于出口目的国货币贬值。从表2可以看出，中国企业的出口额与企业出口汇率之间并不存在确定的正相关或者负相关关系。
表2 中国制造业企业历年出口额及出口平均汇率 (出口额单位：亿美元)

数据来源：《中国海关数据库》和《中国工业企业数据库》，并由作者计算而得。
图2中的图2a更是直观地呈现了这种不确定关系。为了进一步分析不同融资约束下，汇率变动对企业出口的影响，图2b和图2c分别刻画了低融资约束企业和高融资约束企业中出口额与出口汇率的关系，可以发现融资约束低的企业出口与出口汇率的关系更多时间是同向的，这与传统国际收支理论的预期相符；融资约束高的企业出口与出口汇率的关系更多表现为反向关系，这虽然与传统国际收支理论相悖，但却在一定程度上印证了假说3。因此可以初步判断，在考虑人民币汇率变动对出口的影响时，融资约束的异质性是一个不可忽略的重要因素。

图1 融资约束下样本企业历年出口额与出口汇率情况
四、汇率变动对中国制造业企业出口的影响
(一)变量选取和模型设计
1．被解释变量
被解释变量(lnexportict)代表i企业在t时期对目的国C的出口额的对数形式，数据来源于中国海关数据库。
2．重点解释变量
企业实际出口汇率的对数(lnrexct)，本文使用以2010年为基期的出口目的国实际有效汇率指数(REER)除以中国实际有效汇率指数的对数来衡量企业出口到目的国的汇率，相当于直接标价法，即该比率上升代表人民币相对于出口目的国货币贬值。数据来源于世界银行数据库。
3．控制变量
(1)企业特征变量。参照盛丹和刘竹青(2017)[33]、刘晴等(2017)[25]和本文的研究目标，选取以下三个变量：企业生产率(tfpit)，采用Olley和Pakes(1996)[34](简称OP法)所提出的基于一致半参数估计的方法来测算企业的全要素生产率，具体计算方法参见鲁晓东和连玉君(2012)[35]；企业规模(lntassetit)，采用企业总资产值的对数值来衡量；企业市场占有率(shareit)，采用四分位行业的市场占有率来计算企业的市场占有率，具体计算公式为其中N代表四分位行业中所有企业的数量。以上数据均来源于中国工业企业数据库。
(2)出口目的国特征变量。出口目的国的人均GDP(lngdppct)，用以衡量该目的国的居民消费能力，该变量越大说明出口目的国的消费能力越高，数据来源于世界银行数据库；出口目的国的关税水平(taifflinesct)，选择出口目的国达到国际最高关税税率的工业产品比例(Share of tarifflines with international peaks，manufactured products(%))来衡量，数据来源于世界银行数据库；出口的可变成本(lnvcostict)，采用出口企业所在省会到出口目的国地理距离来衡量，数据来源于谷歌地图的距离测量工具。
基于此，表3给出了各变量的统计性描述。同时，经Pearson相关系数法检验各变量间并不存在严重的多重共线性。
表3 各变量说明与描述统计特征

(二)基准回归结果
为验证汇率变动对中国企业出口的影响，本文在企业-国别-时间维度下进行回归，建立基准回归方程如下
lnexportict=α+β0lnrexct+β1tfpit+β2lntassetit+β3shareit+β4lngdppct+β5tarifflinesct+β6lnvcostict+εict
(15)
其中，εict为残差项。根据Hausman检验本文选择面板固定效应模型作为基准模型回归方法。为解决数据中可能存在的异方差问题，均采用Robust standard error方法进行标准差的估计。结果如表4所示。
从企业出口汇率的系数符号来看，其系数显著为正，这意味着人民币升值会从整体上抑制企业出口；从控制变量来看，企业生产率、企业规模、市场占有率和出口目的国的居民消费能力的系数均为正且显著，这意味着企业微观数据和出口目的国经济的改善能够有效的提升企业的出口，这与很多学者的研究结果一致[25,36]；出口目的国的关税水平和企业出口可变成本的系数均显著为负，这与引力模型预测的结果一致。
表4 汇率变动对制造业企业出口影响的回归结果

注：***、**、*分别表示参数的估计值在1%、5%、10%的水平上显著，括号内数值为t或Z统计值，下同。
为了说明基准回归结果的可信性，本文还采用如下几种方法进行稳健性检验。
(1)关键变量替换，即用企业名义出口汇率的对数值替代企业实际出口汇率的对数值lnrexct)。为与lnrexct指标保持相同方向，lnoexct指标采用以中国官方名义汇率(Official exchange rate，LCU per US$)除以的目的国的官方名义汇率的对数来计算。数据来源于世界银行数据库。
(2)回归方法更换，考虑到本文选取的样本是在30万条以上的大样本，且在一定正则条件下，最大似然估计法具有一致性、渐进有效性及渐进正态分布的大样本性质，故选用最大似然估计法(MLE)作为稳健性检验。
(3)内生性检验，本文运用Hausman Specification Test检验解释变量的内生性，结果拒绝原假设，存在内生解释变量。经逐步假定内生解释变量排除发现企业生产率为模型中唯一的内生解释变量，参照Groves等(1994)[37]中面板数据常用的工具变量方法，本文选择企业生产率的滞后一期作为内生解释变量的工具变量做面板GMM。
三种稳健性检验结果中，各变量符号与基本检验结果一致，显著性也没有发生根本性的改变，说明本文的研究结论比较稳定。
(三)分组检验结果
1．所有权性质分组
通过事实描述可以发现，不同所有权类型企业所面临的融资约束具有非常显著的差异性，而融资约束的不同会导致汇率变动对企业出口影响的方向不同，因此，本文按照所有权性质将总样本划分为国有企业、外资企业和私营企业，分析汇率变动对不同所有制类型企业出口的影响，结果如表5所示，其中基准回归采用加入三种固定效应的稳健标准差回归，稳健性检验采用替换重点变量方法。
表5 所有权性质分组回归结果

根据表5可知，在国有企业与私营企业中，企业出口汇率(lnrexct/lnoexct)的系数显著为负，即人民币升值能够促进国有企业和私营企业的出口；在外资企业中，企业出口汇率的系数显著为正，即人民币升值会抑制外资企业的出口。
2．动态决策分组
考虑到在2000-2009年10年样本期中，中国企业经历了2004年全面开放进出口经营权后井喷式进入和2008年金融危机后出口量急剧下降和大量出口企业退出市场的情况，本文按照企业对出口的动态选择进行分组分析，具体分为三组：未出口企业是否进入市场(进入Enterict=1，不进入Enterict=0)、已出口企业是否退出市场(退出Exitict=1，不退出Exitict=0)和未退出企业增加或减少出口量(增加Increaseict=1，不增加Increaseict=0)三组。因被解释变量为(0,1)离散型变量故本文采用Logit方法进行回归分析。结果如表6所示。
根据表6可知，在是否进入和是否退出样本组中，企业出口汇率的系数显著且边际效应为负，即人民币升值能够促进未出口企业进入出口市场，同时也会造成已出口企业退出市场；在增减出口量样本组中，企业出口汇率的系数显著且边际效应为正，即人民币升值会减少已企业对目的国市场的出口量。
表6 动态决策分组回归结果

五、融资约束的双重效应检验
基准检验结果表明，汇率变动对不同所有制企业出口的作用方向不同，且在企业出口动态选择中，汇率变动造成出口变化的方向也不一致。由理论分析可知，汇率变动对出口的作用方向要视融资约束机制发挥的作用大小而定，而且融资约束在汇率变动对出口的影响中具有双重效应：一方面，汇率变动通过直接影响企业的融资约束从而对出口产生影响；另一方面，汇率变动通过融资约束影响企业出口的生产率条件，从而对出口产生间接影响。基于此，本部分拟通过建立融资约束下汇率变化对出口作用的中介效应模型，深入探讨汇率变动对不同企业出口作用方向不一致的原因。
(一)模型设定及中介效应检验方法
本文借鉴Baron和Kenny(1986)[38]和温忠麟(2012)[39]的中介效应研究方法，构建如下逐步回归模型
lnexportict=α0+α1lnrexct+α2...nControls+εict
(16)
rcpict=β0+β1lnrexct+β2...nControls+εct
(17)
rtfpit=γ0+γ1lnrexct+γ2CFSit+γ3...nControls+εit
(18)
cfsit=η0+η1lnrexct+η2...nControlsit+εit
(19)
lnexportict=λ0+λ1lnrexct+λ2rcpict+λ3rtfpit+λ4cfsit+λ5...nControls+εict
(20)
其中，α1与λ1分别表示汇率变动对出口的总效应和直接效应；rcpict表示相对消费者价格指数，具体计算方法为repict=cpict/cpiCHNt。其中cpict、ciCHNt分别表示t期C国和中国的CPI指数，表该比率越高说明目的国的产品价格相对于中国的产品价格越高；rtfpit表示企业相对剩余生产率，具体计算方法为rtfpit=ftpit-min(ftpit,if cfs=0)，该指标越高说明企业的产品在出口市场上竞争力就越强；企业出口面临的融资约束(cfsit)计算方法详见本文第三部分。
将式(17)、(18)、(19)带入式(20)中得到如下表达式
lnexportict=(λ0+λ2β0+λ3γ0+λ4η0+λ3γ2η0)+(λ1+λ2β1+λ3γ1+λ4η1+λ3γ2η1)lnrexct+ξ1...nControls+εict
(21)
其中λ2β1、λ3γ1、λ4η1+λ3γ2η1分别表示汇率变动通过价格竞争、生产率和融资约束三种机制对出口产生的作用，其中融资约束具有双重中介效应，λ4η1为直接效应，λ3γ2η1为间接效应。本文参考温忠麟(2012)[39]对中介效应模型的检验方法，结合式(21)对融资约束的直接和间接中介效应是否存在及中介效应的大小进行检验。
(二)中介效应检验
表7给出了中介效应的总样本与稳健性检验结果，可以看出，中介效应的总样本通过了稳健性检。即三种作用机制均显著存在且融资约束的双重效应也显著存在。

图3 融资约束的双重效应是否存在的检验程序
首先，式(17)中lnrexct的系数为正，式(20)中rcpict的系数也为正，则表明本币升值(lnrexct值下降)通过价格竞争机制对出口的效应为负，证实了本文的假说1。究其原因，本币升值能够使得出口产品相对于国外产品的价格上升，失去价格竞争优势，从而使得出口量减少。其次，式(18)中lnrexct的系数为正，式(20)回归结果中rtfpit的系数为正且cfsit系数显著不为零，则表明本币升值通过生产率机制对出口的效应为负且这种作用会受到融资约束的影响，证实了本文的假说2。究其原因，本币升值会使得出口企业的出口获利减少，鉴于出口固定成本的存在，那些无法满足出口固定成本的低生产率企业会退出市场，从而使出口减少。最后，式(19)中lnrexct的系数为正而式(20)中cfsit的系数为负，则表明本币升值通过融资约束机制对出口的影响为正，证实了本文的假说3。究其原因，一方面，本币升值会使国内市场获利相对于部分以外币计价的出口成本更加值钱，那些原本不满足融资约束条件的企业会进入市场，带来出口的增加；另一方面，本币升值会使企业获得的外源融资价值相对升高，满足融资约束条件，增加出口。
表7 作用机制的回归结果

说明：稳健性检验中同时替换了两个关键变量：lnoexct和cfit；为重点分析中介变量，此处将方程中所有控制变量的系数省略。
(三)中介效应的分组检验结果
1.所有权性质分组
本文将不同所有权性质企业的中介效应检验结果总结如表8。由表8可以看出，分组回归中所有关键变量的系数符号均复合假说1-3的理论预期。
一方面，国有企业和私营企业样本组中，融资约束的中介效应起主要作用。因此，在国有和私营企业中汇率升值通过融资约束机制对出口产生的正作用，大于通过价格竞争和生产率机制对出口产生的负作用，从而促进国有和私营企业出口增加，这与基准回归中结论一致。究其原因，国有企业更容易获得银行等金融机构贷款，人民币升值会使国有企业的外源融资相对于以外币计价的出口固定成本提高，从而满足融资约束条件进入出口市场；私营企业虽因贷款歧视获得外源融资较难，但其较高的生产率带来了较高的国内市场利润，从而在人民币升值时能够更好满足出口的流动性要求进入出口市场。
另一方面，外资企业样本组中，融资约束的中介效应微乎其微，占总效应的3.46%。因此，在外资企业样本中本币升值通过融资约束机制对出口产生的正作用，小于通过价格竞争和生产率机制对出口产生的负作用，从而本币升值会抑制外资企业的出口。这与基准回归中结果一致。究其原因，外资企业多源于国外资本投资，可以不受融资约束限制进入出口市场，所以当汇率变动时外资企业的流动性变动不大，导致融资约束机制较小。另外，外资企业更容易获得境外融资，这使得本币升值对外资企业境外融资的价值相对于以境外货币计价的出口成本来说并没有变化，因而汇率变动对外资企业的融资约束机制较弱。
表8 不同所有权性质企业的中介效应检验结果

说明：为便于比较，故省略所有控制变量的检验结果及中介变量系数的t值，下同。
2．动态决策分组
表9汇报了按照企业动态选择分组的中介效应检验结果。
首先，是否进入样本组中，价格竞争和生产率的中介效应为正，占总效应的11.31%，融资约束的直接和间接中介效应均为负，占总效应的88.69%，其中73.21%为直接效应，15.48%为间接效应，这表明汇率升值通过融资约束机制对企业进入出口市场产生的促进作用，大于通过价格竞争和生产率机制对进入出口市场产生的抑制作用，因此，本币升值有利于企业对出口市场的进入，这与基准回归中结论相同。究其原因，由于我国企业普遍面临着较大的融资约束，市场上存在着较多因无法满足出口融资约束条件而无法进行出口的企业，本币升值能够使这部分企业的融资约束降低，使较多企业进入出口市场。
其次，是否退出样本组中，融资约束的直接中介效应不存在而间接中介效应为正，价格竞争和生产率的中介效应为负且占总效应的比重之和为83.67%，这表明人民币汇率升值虽然能够通过融资约束机制间接缓解已出口企业的退出，但却因价格竞争和生产率机制对已出口企业造成的冲击较大显得微不足道，这与基准回归中结论一致。究其原因，对已进入出口市场的企业来说，前期的流动性积累已满足出口的融资约束条件，所以后期汇率变动对融资约束的影响并不会直接造成企业退出出口市场，但本币升值造成的出口产品相对价格上升会大大削弱产品竞争力，从而提高企业退出出口市场的概率。
最后，增减出口量样本组中，三种机制的作用方向与是否进入样本组一致，但融资约束的中介效应并不是最主要的，仅占总效应的36.91%，其中14.83%为直接效应，22.08%为间接效应。这说明，人民币升值虽然能通过融资约束机制增加出口企业对目的国的出口量，但并不能抵消其通过价格竞争和生产率机制导致的出口量减少，这与基准回归中的结论一致。究其原因，一方面，本币升值会造成出口产品相对价格的上升，导致出口产品在目的国市场的需求量减少，从客观上导致出口企业对目的国出口量的减少；另一方面，本币相对于目的国货币的升值会减少该目的国出口的收汇利润，出口企业更愿意出口到那些相对利润更高的目的国，从主观上导致出口企业对目的国出口量的减少。
表9 企业出口动态选择分组中介效应检验结果

六、结论与政策建议
本文在前人研究的基础上考虑了中国企业融资特性，从微观企业主体的融资约束角度，研究汇率变动对中国企业出口的影响，并在此基础上利用2000-2009年中国海关数据库和工业企业数据库的海量合并数据进行实证检验，深入探索了融资约束在汇率变动对出口影响中的作用机制，得出以下结论：(1)融资约束在汇率变动对企业出口的影响中具有双重正向效应，一方面，汇率升值通过降低出口企业的融资约束直接促进出口；另一方面，汇率升值会通过融资约束降低企业的出口生产率条件，从而间接促进出口。(2)股权性质分组中，汇率变动的融资约束机制在国有和私营企业样本组中影响较大，在外商投资企业中作用较小；动态决策分组中，融资约束机制在企业是否进入出口市场中起关键作用，在增减出口量中作用较小，在是否退出市场中不直接发挥作用。由此，本文从微观角度找到了“中国汇率调整之谜”的原因，即人民币升值会提高国有和私营企业的流动性，使很多因融资约束不能出口的企业满足融资约束条件进入出口市场，带来了出口的增加。由此可见，降低企业的融资约束是稳定出口的一项重要举措。基于此，本文从以下两个方面提出政策建议。
第一，宏观方面。首先，应稳定金融机构对出口型企业的信贷支持，特别是对由于汇率波动出现短暂流动性压力的出口型民营企业的信贷支持，确保这些企业不因暂时的流动性困难退出出口市场；其次，应加大汇率避险工具的创新和市场推广力度，鼓励企业合理使用避险工具锁定汇率风险，避免汇率大幅调整而造成负面影响；最后，应深化金融市场改革，拓宽企业融资渠道，鼓励有条件的企业借用境外资金补充流动性进行出口和对外投资。
第二，微观方面。首先，出口企业应当提高企业财务人员的外汇风险管理水平，加大人才引进及培养，合理使用金融避险工具或调整自身资产负债结构，有效规避汇率变动对企业流动性的影响；其次，出口企业应根据融资约束情况和出口市场货币情况，谨慎选择出口市场；最后，出口企业尤其是民营出口企业应提高自身经营稳健性和信息透明度，从而提高获得外源融资的能力。
参考文献
[1]KRUGMAN R P. The Chinese disconnect [N]. The New York Times, 2009-10-22.
[2]陈国进，陈创练，陈娟.汇率调整之谜：基于产业内贸易的新解释[J].厦门大学学报，2011(5):34-42.
[3]赵仲匡，李殊琦，杨汝岱.金融约束、对冲与出口汇率弹性[J].管理世界，2016(6):40-50
[4]EICHENGREEN B, TONG H. Effects of renminbi appreciation on foreign firms: the role of processing exports [J]. Journal of Development Economics, 2015, 116:146-157.
[5]吕诚伦，王学凯.中国与“一带一路”沿线国家出口贸易研究——基于汇率变动、外贸依存度的视角[J].财经理论与实践，2019(5):113-118.
[6]赵勇，雷达.金融发展、出口边际与“汇率不相关之谜”[J].世界经济，2013(10):3-26.
[7]BERMAN N, MARTIN P, MAYER T. How do different exporters react to exchange rate changes? [J]. The Quarterly Journal of Economics, 2012, 127(1): 437-492.
[8]LI H, MA H, XU Y. How do exchange rate movements affects Chinese exports? A firm-level investigation [J]. Journal of International Economics, 2015, 97(1): 148-161.
[9]ROACH S. China's looming transition-from manufacturing to consumption [J]. Procedia-Social and Behavioral Sciences, 2010, 2(5): 7347-7348.
[10]陈学彬，李世咖，芦东.中国出口汇率传递率和盯市能力的实证研究[J].经济研究，2007(12)106-117.
[11]佟家栋，许家云，毛其淋.人民币汇率、企业出口边际与出口动态[J].世界经济研究，2016(3):70-85
[12]王小雪，王艳芳.人民币汇率变动的直接出口效应与间接收入效应——来自“一带一路”沿线国家面板数据的福利分析[J].国际贸易问题，2018(9):134-144.
[13]BAHMANI-OSKOOEE M, XU J. Impact of exchange rate volatility on commodity trade between U.S. and China: is there a third country effect [J]. Journal of Economics &Finance, 2012, 36(3): 555-586
[14]GROENEWOLD N, HE L. The US-China trade imbalance: will revaluing the RMB help (much)? [J]. Economics Letters, 2007, 96(1):127-132.
[15]张天顶，吕金秋.汇率贬值是否影响了我国上市公司出口?[J].世界经济研究，2018(8):49-61.
[16]肖文，潘家栋.人民币汇率变动对出口价格的传递效应——基于供需渠道视角的研究[J].社会科学占线，2017(6):77-85.
[17]MELITZ M J. The impact of trade on intra-industry reallocations and aggregate industry productivity [J]. Econometrica, 2003, 71(6):1695-1725.
[18]ATKESON A, BURSTEIN A. Pricing-to-market, trade costs and international relative prices [J]. American Economic Review, 2008, 98(5): 1998-2031.
[19]STEFANIA G. Firm’s heterogeneity, incomplete information and pass-through [J]. Journal of International Economics, 2016, 101: 168-179.
[20]CHANEY T. Liquidity constrained exporters [J]. Journal of Economic Dynamics and Control, 2016, 72: 141-154.
[21]SILVA A. Financial constraints and exports: evidence from Portuguese manufacturing firms [J]. International Journal of Economic Sciences and Applied Research, 2011, 4(3):7-19.
[22]SONG Z M, STORESLETTEN K, ZILIBOTTI F. Growing like China [J]. American Economic Review, 2011, 101: 202-241.
[23]林毅夫，孙希芳.银行业机构与经济增长[J].经济研究2008,(9):31-45.
[24]李志远，余淼杰.生产率，信贷约束与企业出口：基于中国企业层面的理论和实证分析[J].经济研究，2013(5):85-99.
[25]刘晴，程玲，邵智，陈清萍.融资约束、出口模式与外贸转型升级[J].经济研究2017，(5):75-88.
[26]阳佳余.融资约束与企业出口行为：基于制造业企业数据的经验研究[J].经济学(季刊)，2012(4):1503-1524.
[27]谭小芬，王雅琦，卢冰.汇率波动、金融市场化与出口[J].金融研究，2016(3):15-30.
[28]MEGGINSON W L, ULLAH B, WEI Z. State ownership, soft-budget constraints, and cash holdings: evidence from China’s privatized firms [J]. Journal of Banking and Finance, 2014, 48(11): 276-291.
[29]余明桂，钟慧洁，范蕊. 民营化、融资约束与企业创新——来自中国工业企业的证据[J].金融研究，2019(4):75-91
[30]张杰，周晓艳，郑文平，芦哲. 要素市场扭曲是否激发了中国企业出口[J].世界经济，2011(8)：34-56.
[31]HOVAKIMIAN G. Determinants of investment cash flow sensitivity [J]. Financial Management, 2009, 38: 161-183.
[32]GUARIGLIA A, LIU X, SONG L. Internal finance and growth: micro-econometric evidence on Chinese firms [J]. Journal of Development Economics, 2011, 96(1):79-94.
[33]盛丹，刘竹青.汇率变动、加工贸易与中国企业的成本加成率[J].世界经济,2017(1):3-24.
[34]OLLEY S G, PAKES A. The dynamics of productivity in the telecommunications equipment industry [J]. Econometrica, 1996, 64: 1263-1297.
[35]鲁晓东，连玉君.中国制造业企业全要素生产率估计:1999-2007[J].经济学(季刊)，2012(11):542-558.
[36]李宏彬，马弘，熊艳艳，徐嫄.人民币汇率对企业进出口贸易的影响——来自中国企业的实证研究[J].金融研究,2011(2):1-16.
[37]GROVES T, HONG Y, MCMILIAN J, et al. Autonomy and incentives in Chinese state enterprises [J]. Quarterly Journal of Economics, 1994, 109:183-209.
[38]BARON R M, KENNY D A. The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: conceptual, strategic, and statistical considerations [J]. Journal of Personality and Social Psychology, 1986, 51(6):1173-1182.
[39]温忠麟, 刘红云, 侯杰泰. 《调节效应和中介效应分析》[M]. 北京教育科学出版社,2012.