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《上海金融雜志》2014年第七期

一、樣本與研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選本文所使用的有關(guān)出口企業(yè)的數(shù)據(jù)來源于2008-2011年國泰安數(shù)據(jù)庫，其中的財務(wù)報表附注數(shù)據(jù)庫包含了上市公司的出口利潤率、商品銷售目的地等信息，為本文的研究提供了重要依據(jù)。目前國內(nèi)學(xué)者研究企業(yè)出口行為多采用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，雖然其研究數(shù)據(jù)已更新至2009年，但是由于關(guān)鍵信息的缺失（如企業(yè)法人代碼等），大多數(shù)研究仍采用2007年以前的數(shù)據(jù)。與之相比，本文所選取的樣本具有更好的時效性。而且由于我國對于上市公司的信息披露有較為嚴(yán)格的規(guī)定，統(tǒng)計數(shù)據(jù)更加全面準(zhǔn)確。其余數(shù)據(jù)指標(biāo)來源于EIU各國宏觀經(jīng)濟指標(biāo)寶典數(shù)據(jù)庫和國際貨幣基金組織IFS數(shù)據(jù)庫。為了消除異常數(shù)據(jù)的影響，本文對樣本進行了如下篩選：（1）剔除了ST/*ST類公司；（2）剔除了總資產(chǎn)小于總負(fù)債，即資不抵債的公司；（3）剔除了商品銷售目的地為境內(nèi)地區(qū)的樣本；（4）剔除了統(tǒng)計變量存在缺漏值或統(tǒng)計數(shù)據(jù)明顯有誤的樣本。鑒于面板門限模型對于數(shù)據(jù)的要求，本文進一步將樣本處理為平衡面板數(shù)據(jù)，最終選定的樣本包含了47個大類的257家上市公司，共計1024個年度觀測值，數(shù)據(jù)處理和估計采用STATA11.0軟件完成，相關(guān)的模型估計程序由中山大學(xué)嶺南學(xué)院的連玉君老師提供。

（二）模型設(shè)定本文采用Hansen（1999）提出的面板門限模型研究融資約束對于出口企業(yè)匯率彈性的影響。以最基本的單一門限模型為例，模型設(shè)定為如下形式：yit=μit+θxit+β1ditI(qit≤γ)+β2ditI(qit>γ)+εit（1）其中i代表出口公司，t代表年份，yit和dit分別代表被解釋變量和解釋變量，xit為一組對解釋變量有顯著影響的控制變量，I(•)為指示函數(shù)，q為門限變量，γ為門限值，μit用于反映不隨時間變化且不可觀測的個體效應(yīng)，εit~(0,σ2)為滿足獨立同分布假設(shè)的隨機干擾項，β1和β2分別代表不同融資條件下的匯率彈性。模型（1）還可以進一步擴展為多重門限模型，因篇幅所限不再贅述。有關(guān)門限效應(yīng)的檢驗以及門限值的具體估計方法，可以參照Hansen（1999）的相關(guān)論述。

（三）變量定義與描述性統(tǒng)計模型（1）中相關(guān)變量的定義方法如下：1、被解釋變量：出口利潤率（PROFIT）。即上市公司出口總利潤占收入的比例，以百分比表示。由于不同上市公司的出口利潤率差異較大，為克服離群值對回歸結(jié)果的影響，分別在1%和99%分位點上進行了縮尾（winsor）處理。2、解釋變量：實際匯率變化率（REER）。本文以間接標(biāo)價法表示的實際匯率變化率反映匯率的變動情況，即REER為正數(shù)表明匯率升值。由于各國計算價格指數(shù)的“商品籃子”存在較大差異且可能隨時調(diào)整，如果按照傳統(tǒng)定義方法計算兩國物價之比可能存在較大誤差，因此本文按照兩國工資率之比進行計算。由于部分進口地貨幣與人民幣之間沒有官方公布的名義匯率，無法計算雙邊實際匯率，本文選擇與其地理位置較為臨近國家的實際匯率進行替代。3、門限變量：融資約束程度（FC）。為了對融資約束程度進行全面衡量，本文以內(nèi)源融資能力（現(xiàn)金存款/總資產(chǎn)、現(xiàn)金凈利率）、外源融資能力（流動比率、資產(chǎn)負(fù)債率、利息負(fù)債比、β系數(shù)、總資產(chǎn)規(guī)模）以及盈利能力（凈資產(chǎn)收益率、銷售凈利率）三個方面的9個備選指標(biāo)為基礎(chǔ)，運用主成分分析法構(gòu)建FC指標(biāo)：首先對所有備選指標(biāo)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后分別計算每個時間截面的樣本相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值[R(tn)]m×m，并將其依照順序由大到小排列，相應(yīng)的特征向量記為u1(tn),u2(tn)，…um(tn)，借鑒主成分分析法的一般經(jīng)驗，每個截面矩陣構(gòu)建m''''個主成分，所取m''''需使累計貢獻率達到85%以上，即4、影響出口利潤率的其他控制變量：（1）進口地收入水平（INCOME），以購買力平價衡量的進口地人均收入的自然對數(shù)表示；（2）競爭者價格水平（IMP），以進口地進口商品定基比價格指數(shù)的自然對數(shù)表示；（3）員工工資（WAGE），由于數(shù)據(jù)庫中并未直接列該項數(shù)據(jù)，因此本文以公司現(xiàn)金流量表中“支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金”除以員工總?cè)藬?shù)后取自然對數(shù)表示；（4）無形資產(chǎn)（INTANGIBLE），以公司無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重表示；（5）產(chǎn)品增加值（ADD_VALUE），以人均產(chǎn)品增加值表示，由于上市公司報表中未直接列出產(chǎn)出增加值的數(shù)額，受數(shù)據(jù)可得性限制，本文采用收入法得出其近似估計值；（6）經(jīng)營經(jīng)驗（AGE），以公司自成立至報告期的實際運營年數(shù)表示；（7）公司知名度（MEDIA），由于知名度高的公司往往更受媒體的關(guān)注，因此本文以公司被媒體報道次數(shù)作為替代變量，考慮到電視、互聯(lián)網(wǎng)等媒體的報道次數(shù)難以統(tǒng)計，因此該變量只包括了以公司名作為關(guān)鍵詞在“中國重要報紙全文數(shù)據(jù)庫”中精確檢索得到的媒體報道次數(shù)。

二、實證結(jié)果與分析

為了確定模型中門限個數(shù)，本文依次對“存在單一門限效應(yīng)”、“存在雙重門限效應(yīng)”以及“存在三重門限效應(yīng)”的模型設(shè)定進行檢驗，得到的F統(tǒng)計量以及采用自助法（Bootstrap）得到的伴隨概率（P值）如表2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，單一門限效應(yīng)在10%水平下顯著，而雙重門限效應(yīng)和三重門限效應(yīng)并不顯著。因此，本文將模型設(shè)定為單一門限模型。門限參數(shù)的估計值為似然比檢驗統(tǒng)計量LR等于零時的取值，據(jù)此可以得出單一門限的估計值為0.996。進一步，根據(jù)該門限值可以將257家上市公司按照融資約束程度劃分為融資約束組（FC≤0.996）和非融資約束組（FC>0.996）兩部分。表3中列示了2008-2011年不同融資約束程度的上市公司數(shù)目，可以發(fā)現(xiàn)盡管隨著時間推移進入非融資約束組的公司數(shù)目逐漸增加，但在整體樣本中所占比例僅為40%左右。這一方面說明目前大多數(shù)上市公司都面臨融資約束問題，另一方面也說明依據(jù)均值或中位數(shù)對樣本進行主觀劃分是不合理的。為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文除采用面板門限模型（Threshold）進行研究外，還采用了普通最小二乘法（OLS）、隨機效應(yīng)面板模型（RE）以及固定效應(yīng)面板模型（FE）三種方法進行估計，模型估計結(jié)果如表4所示。無論是LM檢驗還是F檢驗的結(jié)果都在1%顯著性水平下拒絕了“不存在個體異質(zhì)性”的原假設(shè)，因此將模型設(shè)定為面板數(shù)據(jù)優(yōu)于OLS估計。另外，Hausman檢驗的結(jié)果也在1%顯著性水平下拒絕了“隨機效應(yīng)與固定效應(yīng)不存在差異”的原假設(shè)，因此將面板模型設(shè)定為固定效應(yīng)更為合理。而組內(nèi)R2統(tǒng)計量表明，線性的固定效應(yīng)模型只能解釋因變量3.76%的變化，而面板門限模型能夠解釋4.25%的變化，明顯優(yōu)于前者。以上分析進一步表明，面板門限模型對于本文的研究更為合理。對于模型中的控制變量而言，產(chǎn)品增加值和公司知名度與出口利潤率正相關(guān)，員工工資與出口利潤率負(fù)相關(guān)，其他控制變量對出口利潤率的影響并不顯著。本文分析的重點在于匯率變動對出口利潤率的影響。從估計結(jié)果看，整體而言匯率變動與出口利潤率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，這一結(jié)論說明我國的出口企業(yè)在面對人民幣升值時，出口商品價格（以進口地貨幣衡量）的上升幅度小于人民幣的升值幅度，因此降低了企業(yè)的出口利潤率，這與畢玉江,朱鐘棣（2007）等學(xué)者的研究結(jié)論相似。但是匯率變動對出口利潤率的影響存在區(qū)間效應(yīng)，對于存在融資約束的公司而言，匯率變動與出口利潤率的負(fù)相關(guān)性在5%水平下顯著，匯率升值1%出口利潤率下降約0.65%。雖然從表面看匯率變動的影響力度有限，但是考慮到2011年我國出口企業(yè)平均利潤率僅為1.44%，因此人民幣的微弱升值就會導(dǎo)致眾多面臨融資約束的出口企業(yè)由盈利轉(zhuǎn)為虧損。而匯率升值對于非融資約束公司出口利潤率的影響明顯較弱，而且這種負(fù)相關(guān)性并不顯著。上述研究結(jié)論證實了融資約束對于企業(yè)出口行為的影響，同時也從另一個層面闡釋了匯率不完全傳遞的原因：出口企業(yè)不僅要保持進口地的市場份額，而且要保證資金鏈安全以維持企業(yè)運營，因此在面臨匯率波動時寧愿犧牲出口利潤率，以較低價格出售商品盡快回籠資金，從而獨自承擔(dān)了大部分匯率波動風(fēng)險，對于面臨融資約束的出口企業(yè)尤其如此。

三、結(jié)論與政策建議

本文運用面板門限模型，對我國257家上市公司2008-2011年的出口數(shù)據(jù)進行分析后表明，匯率變動對于出口利潤率的影響由于融資條件的不同呈現(xiàn)出明顯的非線性區(qū)間效應(yīng)。對于融資約束公司而言，匯率升值會導(dǎo)致出口利潤率顯著下降，而對于非融資約束公司而言，匯率變動與出口利潤率之間的負(fù)相關(guān)性并不顯著。從公司財務(wù)角度分析，融資約束公司更傾向于犧牲出口利潤率以保證資金鏈安全，因此非融資約束公司對于匯率波動的承受能力明顯強于融資約束公司。

基于以上分析，本文提出如下政策建議：

1、出口企業(yè)應(yīng)著力提升自身的盈利能力。盈利能力的提升能夠為出口企業(yè)提供穩(wěn)定的現(xiàn)金流，從而企業(yè)緩解內(nèi)部融資約束，特別是短期外部融資渠道有限的情況下，提升企業(yè)自身的盈利能力以應(yīng)對人民幣持續(xù)升值就顯得尤為重要。出口企業(yè)應(yīng)加速產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，著力提升出口產(chǎn)品的質(zhì)量和科技含量，由“以價取勝”轉(zhuǎn)變?yōu)椤耙再|(zhì)取勝”，走出價格競爭的惡性循環(huán)，通過提高出口價格轉(zhuǎn)嫁匯率升值帶來的成本壓力。

2、建立多層次資本市場，推動金融創(chuàng)新。就長期而言，外部融資條件的改善對于保證出口企業(yè)資金鏈穩(wěn)定具有重要意義，尤其對于廣大中小出口企業(yè)而言，外部融資在企業(yè)資金來源中占主要部分。因此應(yīng)構(gòu)建滿足不同規(guī)模企業(yè)融資需求的多層次資本市場體系，拓寬股權(quán)融資渠道。同時金融機構(gòu)應(yīng)轉(zhuǎn)變貸款歧視觀念，完善與出口企業(yè)的信息溝通渠道，改變以往片面注重抵押品價值的貸款模式，推出適合中小出口企業(yè)的創(chuàng)新型金融產(chǎn)品。以進出口銀行為代表的政策性銀行應(yīng)充分發(fā)揮自身的政策性功能，適當(dāng)提高對相關(guān)企業(yè)的風(fēng)險容忍度，增加對出口企業(yè)的專項貸款規(guī)模。同時，國家在制定信貸政策時要充分考慮外部沖擊對于出口企業(yè)的影響，尤其在當(dāng)前金融危機的影響尚未完全消散，外需仍舊不旺的情況下，應(yīng)避免由于持續(xù)信貸收縮導(dǎo)致出口企業(yè)陷入困境。

3、進一步完善差異化出口退稅政策。出口退稅政策對于降低出口企業(yè)成本，提高出口產(chǎn)品的國際競爭力發(fā)揮了重要作用。但是就實際執(zhí)行效果來看，出口退稅政策向外資企業(yè)的傾斜程度最大，而廣大面臨融資約束的中小出口企業(yè)尤其是民營企業(yè)卻較少惠及。因此相關(guān)部門應(yīng)充分考慮出口企業(yè)的實際情況，在簡化出口退稅程序，縮短出口退稅周期的基礎(chǔ)上，應(yīng)給予中小出口企業(yè)，尤其是有訂單、有效益的創(chuàng)新型企業(yè)更多的政策支持。

作者：張欣單位：遼寧對外經(jīng)貿(mào)學(xué)院國際商品交易分析與模擬重點實驗室東北財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院