沖擊或減震：匯率波動、公司投資與信用風險

鄭建明 王萬軍 李金甜

(對外經濟貿易大學 國際商學院，北京 100029)

一、引言

公司信用常被視作一種重要的戰略資源，決策者可基于信用資源進行債務籌資，實現投資擴張。然而，一旦公司信用風險監控不當，則可能引發違約、生產率降低、供應鏈中斷、客戶粘性受損、管理成本上升等嚴重問題，甚至導致公司破產清算(Brogaard et al.,2017)。尤其是當前在我國積極構建開放型經濟新體制的現實背景下，公司參與國際化的程度越深越廣，迫切需要通過信用舉債的方式支撐投資擴張，在此情形下可能會導致信用風險問題不斷凸顯。此外，隨著我國匯率市場化形成機制改革的逐步深化，外貿公司經營遭受匯率波動的沖擊同樣不容忽視。基于上述背景，深入探究匯率波動沖擊、外貿公司投資擴張與信用風險的關系顯得尤為迫切和重要。

公司投資與信用風險關系的相關研究顯示，公司治理、現金持有、財務報告質量、股票流動性等公司基本面信息會對公司信用風險產生顯著影響(Ashbaugh-Skaife et al.,2006;Acharya et al.,2012;Akins,2017;Brogaard et al.,2017)，宏觀環境的動態變化、貨幣政策不確定性以及利率水平波動等外部因素也會影響公司信用風險(Pesaran et al.,2006;Giesecke et al.,2011；Ioannidou et al.,2015)。雖然有研究表明，公司在資本逐利規律下進行投資擴張會影響整體風險、風險溢價以及特質風險等(Bolton et al.,2013;Cooper et al.,2011;Panousi et al.,2012)，但鮮有文獻直接考察投資擴張與信用風險之間的關系。

需要注意的是，外貿公司投資擴張與信用風險管理還受匯率波動沖擊的影響。綜合已有研究結論來看，匯率波動對經濟發展與公司經營的影響存在兩種對立觀點，即“沖擊源”與“減震器”。Farrant et al.(2006)認為，匯率波動對公司經營環境會產生諸多不穩定影響，因此對經濟發展而言其常被視作“沖擊源”。匯率波動會影響貨幣政策制定及傳導效果，增大貨幣供給量及利率波動，導致公司融資成本上升，進而影響投資決策的折現率與投資報酬率。匯率波動也會增大公司新增投資的再融資風險，加劇貨幣配置的扭曲程度(Kim,2016)，繼而負向沖擊公司整體流動性。此觀點下，匯率波動將加大公司投資對信用風險的不利影響。Edwards et al.(2005)指出，相比匯率穩定的國家，匯率制度彈性高的國家經濟發展更好，因此匯率波動可被視作“減震器”。匯率波動的“減震器”作用主要體現在：一方面，匯率波動會激發公司在市場分割下選擇價格歧視并推進戰略聯盟，以增強公司盈利能力、穩定戰略布局；另一方面，匯率波動會激發公司進行邊界延伸性投資并重視多元化資產配置，以平滑匯率波動給公司投資擴張帶來的不利影響，同時減緩公司間的風險傳染。此觀點下，匯率波動有助于降低公司投資對信用風險的不利影響。因此，面對上述分歧，有必要基于我國制度背景進一步厘清匯率波動對外貿公司新增投資與信用風險兩者關系的影響效應。

本研究的潛在貢獻在于：深入考察了外貿公司新增投資與信用風險的關系，并就匯率波動是“沖擊源”還是“減震器”進行了檢驗，不僅為理解外貿公司投資擴張如何影響風險管理提供了新證據，而且深化了公司投資與風險管理的相關研究，同時也拓展了匯率波動微觀經濟后果的研究文獻。此外，本文結論也具有重要的政策啟示，能夠為公司決策者、市場投資者、政府監管部門深刻理解匯率波動、外貿公司新增投資與信用風險的關系提供有價值的理論參考。

二、理論分析與假設提出

(一)公司投資與信用風險

公司在進行投資時，一方面，會審慎考慮資本產出比與實際資本成本，參考托賓Q、看漲期權等做出相對理性的抉擇；另一方面，也會因市場噪音信息干擾和管理者不完全理性而做出低效率投資。總體而言，理性投資或低效率投資均可能對信用風險產生影響。

由于實物投資投入大、周期長、風險高，往往會導致公司的資本結構、資產結構與成本結構發生改變，進而使得公司整體流動性降低，信用風險增加。首先，公司用于投資擴張的資金一般可分為內源資金和外源資金兩類。使用內源資金勢必會擠占計劃用于增加流動性的部分資源或用于償還債務的部分資金；使用外源資金則將加大公司償債和再融資壓力，而且在信貸市場不完善的情形下外源融資也會影響公司債務期限結構和債務展期風險，從而導致信用風險進一步提升(Hackbarth et al.,2006;He et al.,2012;He et al.,2014)。其次，公司新增實物投資通常體現為公司對現有資源的重新配置，即將流動性較強的部分資源向流動性較弱的長期實物資產轉移，使得公司整體資產流動性由強轉弱，信用風險進一步提升。此外，公司實物投資的初始固定成本與沉沒成本較高，且投資收益具有滯后性，外部環境的變化可能致使產品成本結構發生變化，同時邊際報酬遞減規律也可能降低公司的投資盈利能力和股票收益率(Fairfield et al.,2003;Titman et al.,2004)，進而增加信用風險。

公司管理者因投資決策信息不完備、風險監管不力或其他非理性行為等引發的非效率實物投資，也會增加風險暴露的幾率，加速組織間的風險傳染，誘發新的特質風險。并且，非效率投資還將對公司的價值創造與盈利能力產生負面影響，進而給公司的持續經營能力和整體流動性帶來不利沖擊?；诖耍疚奶岢觯?/p>

H1：公司新增投資會增大信用風險。

(二)匯率波動：“沖擊源”還是“減震器”

外貿公司的新增投資既可能在國外也可能在國內。對于海外投資活動，匯率波動會通過金融和貿易渠道直接影響其投資決策。匯率波動的影響往往體現在：一是，直接影響投資項目未來現金流波動情況和項目預期投資報酬率；二是，通過資產負債表效應影響公司資產和負債的國內貨幣計價價值，導致貨幣配置扭曲(Chui et al.,2014;Kim,2016)；三是，匯率變動的不完全價格傳遞效應，將改變貿易品在國際市場上的競爭力，進而影響海外投資項目的預期盈利能力。由此可見，匯率波動與公司海外投資活動存在重要關聯。對于國內投資活動，匯率波動則主要通過公司供應鏈上下游間的傳遞效應、產品市場國際化下的跨境交易以及同行競爭效應等影響投資決策。Aggarwal et al.(2010)基于匯率完全市場化國家的研究發現，無海外業務和外幣資金結算的當地公司也會受到匯率波動的影響。張瑞君等(2016)的實證檢驗表明，無外匯交易的公司同樣面臨外匯風險暴露。隨著金融市場和產品市場全球化趨勢的不斷增強，匯率波動沖擊不僅會通過利率和金融市場渠道影響公司的投融資活動，還會借助國際產品市場競爭渠道，改變國內市場供應鏈上下游結構，引發競爭對手、供應商和消費者從事跨境交易，最終影響到公司的國內投資活動。上述分析表明，匯率波動對外貿公司的國內或海外投資均會產生重要影響。

Farrant et al.(2006)認為，匯率波動會給公司經營帶來更多的不穩定因素，從而使得一國(地區)的經濟發展面臨更大的不確定性沖擊，因此匯率波動應被視為經濟發展的“沖擊源”。首先，匯率波動會直接影響一國(地區)貨幣政策的制定及其傳遞效果(Obstfeld，2002)，尤其是引發貨幣總供給量的波動和利率變化。匯率波動越大，貨幣供給量及利率波動越劇烈，公司面臨的外部融資約束就越嚴重，進而使得投資項目的融資成本及未來預期現金流波動進一步增加，提升投資失敗風險，沖擊公司整體流動性。其次，匯率波動會沖擊一國(地區)的短期國際資本流動。匯率波動越大，短期國際資本流動就越快(陳創練 等，2012；趙進文 等，2013)，進而可能加劇外貿公司的股價波動，增大公司再融資風險。通常，外貿公司資產負債表各項要依據匯率變化進行適當調整，然而一旦匯率波動加大，則可能會導致資產負債表各項調整不及時，資源錯配率上升，最終降低投資效率。此外，外貿公司面對匯率波動的不利沖擊時，其最優抉擇可能是不放棄曾經付出過高昂固定成本和沉沒成本的實物投資，期望局面扭轉而選擇繼續經營并容忍損失(Fillat et al.，2015)，這樣會降低公司整體盈利能力和流動性?？梢姡瑓R率波動沖擊會提高公司投資對信用風險的正向影響。

Edwards et al.(2005)認為，穩定匯率制度會對貿易沖擊產生放大效應，擁有高匯率波動的彈性匯率制度有助于緩解各種不確定性沖擊對經濟發展的不利影響，從而彈性匯率制度國家比穩定匯率制度國家擁有更好的經濟發展。因此，匯率波動應被視作“減震器”。首先，貿易品在市場分割下遵循“依市定價”，匯率波動將通過價格傳導機制影響投資項目的預期現金流波動和盈利能力，但外貿公司通常會在考慮新投資項目沉沒成本和調整成本的基礎上選擇價格歧視或戰略聯盟，以抵御匯率沖擊的不利影響。其次，匯率波動沖擊下，管理者將更加注重資源配置的合理性，通過新增投資實現資產多元化、市場多元化和組織網絡多元化，實現經營風險對沖，增強公司風險防御能力并提高公司流動性。此外，在匯率波動沖擊下，公司更加注重邊界延伸性投資，通過供應鏈上下游間的投資尤其是海外投資，能實現所有權優勢、內部化優勢、區位優勢并統一風險管控，增強公司盈利能力、減緩供應鏈上下游間的風險傳染。可見，匯率波動沖擊會減緩公司投資對信用風險的正向影響。綜上，本文提出：

H2a：匯率波動可被視作“沖擊源”，會增大公司投資對信用風險的正向作用；

H2b：匯率波動可被視作“減震器”，會減緩公司投資對信用風險的正向作用。

隨著金融體制改革的逐步推進與深化，越來越多的外資銀行開始為我國公司提供金融服務。外資銀行資金實力強、監管水平高，其不僅可以有效緩解當地金融抑制(Goldberg,2009)，還能產生溢出效應。一方面，外資銀行的進入可以為我國公司的投資活動提供新的融資來源，化解企業融資約束。同時，由于外資銀行能夠提供更多的外幣資金和種類繁多的金融衍生品，公司可以靈活選擇投資組合以對沖匯率風險。另一方面，外資銀行的進入有助于帶動當地金融機構的競爭水平，促使金融產品服務質量不斷提升，這對于降低公司信貸融資成本、激發投資活力具有重要的積極影響。

由于國內銀行等金融機構統一受本國宏觀調控，匯率波動對其信貸政策的影響較大；外資銀行得益于全球化經營的模式，可通過內部資本市場對各國(地區)的流動性資源進行再配，因而其信貸政策受東道國宏觀調控的影響較小，為東道國提供的融資來源更加穩定。有鑒于此，通過外資銀行進行融資，有助于減小公司新增實物投資后因國內信貸政策不確定性而面臨的再融資壓力，降低資金鏈斷裂的風險。另外，外資銀行作為債權人，在公司治理中也會積極扮演監管者、咨詢顧問等角色。由于外資銀行對海外經營環境的理解更為透徹，且擁有豐富的海外管理經驗，因而向外資銀行借款也有助于公司獲取寶貴的建議和先進的經驗，促使公司的投資決策更加理性科學。尤其是在面臨匯率波動沖擊時，公司可能遭受供應鏈上下游的風險傳染以及市場、行業間的風險蔓延，此時外資銀行作為債權人所提供的有關投資經營與風險管理的建議，對于提升公司流動性管理水平具有積極的正面影響。為此，本文提出：

H3：與外資銀行關聯的公司，公司投資對信用風險的正向影響更低，且在高匯率波動期更明顯。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文選取2001—2014年在滬深上市且擁有海外業務的A股公司作為研究樣本，并對初始樣本進行了以下處理：剔除金融類及ST類公司；剔除數據殘缺不全的公司。同時，為控制極端值的影響，本文將所有連續變量按1%標準進行Winsorize處理，最終得到1508家公司9027個觀測值。本文研究數據主要來源于Wind數據庫、CSMAR數據庫，信用風險數據使用MATLAB軟件對KMV模型進行編程計算而得，GDP增長率來自于國家統計局。與外資銀行關聯的公司樣本經手工整理所得，316家公司存在外資銀行借款。為避免“摘櫻桃(Cherry picking)”現象而產生的樣本選擇偏誤對回歸結果造成影響，本文使用Rosenbaum et al.(1983)提出的Propensity Score Matching(簡寫為PSM)方法，根據公司經營范圍、年份、行業、資產規模進行PSM匹配，找出配對樣本公司，最終形成632個公司年度子樣本，將含有外資銀行貸款的公司作為處理組，將匹配樣本作為控制組，在此基礎上進一步檢驗外資銀行進入可能產生的影響。

(二)變量定義及度量

1.匯率波動率

對于匯率波動率，本文通過建立GARCH模型，求出每季匯率波動率，再將4個季度的匯率波動率均值化為年匯率波動率。參考已有研究，本文對所得的年匯率波動率根據中位數設置為啞變量，高于中位數的視為匯率波動較大年份，賦值為1，否則為0。穩健性檢驗則直接使用匯率波動率及其他度量方法。

2.信用風險

對于信用風險，本文借鑒Garlappi et al.(2011)和Brogaard et al.(2017)，使用Merton-KMV模型進行度量。該模型基于期權理論，將公司股權視作公司資產的看漲期權，股東只有剩余索取權，該期權的執行價格(DPT)為公司負債的賬面價值即短期債務(SD)與長期債務(LD)的組合，DPT=SD+λLD(0≤λ≤1)。

再根據Black-Scholes歐式看漲期權模型識別出公司違約概率。公司資產的市場價值VA服從幾何布朗運動，資產波動率為σA，對其進行標準維納過程W，可得：

dVA=μVAdt+σAVAdW

(1)

而對于股權的市場價值E，當無風險利率為r、期限為T時，基于Black-Scholes歐式看漲期權模型可得：

E=VAN(d1)-DPT·e-rTN(d2)

(2)

其中

(3)

根據上述過程，利用股權日數據獲得股權價值波動率σE，將其視為資產波動率的初始值進行迭代(迭代收斂容忍度設定為10-4)，可求出公司資產市場價值VA及其波動率σA。當公司資產低于期權執行價格DPT時，公司即發生違約，違約概率為：

Pdefault,t=P(VA,t+T≤DPTt|VA,t)=P(ln(VA,t+T)≤ln(DPTt)|VA,t)

(4)

根據上述等式(1)，可將式(4)的違約概率簡化為：

(5)

(6)

其中

(7)

當定義DDt為違約距離，即：

(8)

根據上述理論分析，將理論分布視為正態分布時，公司發生信用違約的概率為：

(9)

計算違約點DPT時，通常λ取0、0.5、0.75和1，本文選擇λ=0.5，即上述看漲期權的執行價格為短期負債加長期負債的一半。在穩健性檢驗中，我們再分別取λ=0、λ=0.75和λ=1，同時借鑒Gopalan et al.(2012)直接利用總負債的賬面價值作為違約點，重新度量信用風險，以檢驗結論的可靠性。

3.其他解釋變量及控制變量

本文使用固定資產原值增加值、在建工程增加值和工程物資增加值之和與期初固定資產凈值之比衡量實物資產投資。借鑒已有相關研究，本文選取的其他控制變量包括公司規模、海外業務占比、市場風險因子、總資產收益率、資產流動性、股利分配率、財務杠桿、流動比率、無風險利率與經濟增長。由于2008年發生金融危機，本文將2008年和2009年視為受金融危機影響較大的宏觀風險因素，設置啞變量予以控制，即2008年、2009年取1，其他年份取0。

本文主要變量的說明見表1。

表1 主要變量說明

(三)模型設定

根據上述分析，本文的主要檢驗模型設定為：

(10)

其中，Zi,t為控制變量矩陣，μt為時間效應，ηj表示控制行業因素影響，εi,t為殘差項。驗證假設H1成立需γ3>0且顯著。驗證假設H2需觀察γ2的符號，若γ2顯著大于0，則支持假設H2a成立；若γ2顯著小于0，則支持假設H2b成立。

四、實證分析

(一)描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果。從中可見：樣本公司信用風險Creditrisk的均值和中位數分別為2.162%和1.123%，最小值和最大值分別為0.004%和11.701%，標準差為2.612；公司新增投資的均值(中位數)為0.422(0.212)，表明整體上公司呈投資增長態勢，最小值(最大值)為-0.975(5.563)。從分組檢驗結果來看：低匯率波動期公司信用風險的均值(中位數)顯著低于高匯率波動期的相應值；公司投資的均值(中位數)在低匯率波動期顯著高于高匯率波動期，這與Cooper et al.(2011)的研究發現相似。匯率波動的均值為0.422，最小值和最大值分別為0.000和1。但對于不同匯率波動期間，公司投資對信用風險的影響程度如何，尚需進一步實證檢驗。其他變量的變化均在合理范圍內，且主要連續變量經Winsorize處理后無異常值。

表2 主要變量的描述性統計

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著，反映匯率波動低、高期均值與中位數的差異性檢驗。

(二)相關性分析

表3為主要變量的Pearson相關系數矩陣。從中可見：全樣本下，Creditrisk和σEX在1%水平下顯著正相關，即匯率波動加劇會惡化公司信用風險；ΔNewinv與Creditrisk在1%水平下顯著正相關，初步表明公司投資與信用風險呈正相關關系；ΔWAL與Creditrisk在1%水平下顯著負相關，表明公司資源流動性越強，公司發生信用違約可能性越低。Size與Creditrisk在1%水平下顯著負相關，表明大公司更不易發生信用違約。其他變量之間的相關系數絕對值最大為0.560，小于0.6，且計算的VIF值小于3，表明主要解釋變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 主要變量的Pearson相關系數矩陣

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著。

(三)回歸結果分析

1.匯率波動、公司投資與信用風險

本文用Merton-KMV模型度量的違約概率衡量信用風險，并將其作為被解釋變量，以匯率波動啞變量σEX和公司投資ΔNewinv以及兩者交互項作為解釋變量并控制相關因素，檢驗假設H1、H2a和H2b，結果見表4。表4顯示：匯率波動σEX與公司投資ΔNewinv的系數均在1%水平下顯著為正，表明較高的匯率波動與新增投資會增大公司信用風險，符合理論預期，假設H1成立；匯率波動與公司投資的交互項σEX×ΔNewinv的系數均顯著為負，表明高匯率波動期，外貿公司新增投資對信用風險的正向影響相對于匯率波動平穩期而言更低，支持匯率波動為“減震器”的觀點，假設H2b成立。

從控制變量看：市場風險Beta的系數顯著為正，表明公司市場風險越高，信用風險越高；宏觀風險因素Crisis的系數也顯著為正，表明宏觀金融風險會增大公司信用風險。其他控制變量的檢驗結果與預期基本一致。

表4 匯率波動、外貿公司投資與信用風險關系的回歸結果

(續表4)

(1)(2)(3)(4)(5)(6)Crisis5.265***(0.063)5.258***(0.063)5.203***(0.062)5.198***(0.063)3.322***(0.105)3.329***(0.105)GDPgrowth17.712***(1.390)17.372***(1.392)YearNONONONOYESYESIndustryYESYESYESYESYESYESConstant-1.672***(-0.456)-1.781***(-0.452)-3.605***(-0.476)-3.665***(-0.475)-0.102(-0.449)-0.148(-0.449)adj.R-sq0.5850.5860.5920.5930.7280.728N902990299029902990299029

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著(雙尾)；括號內為標準誤，并經過異方差和公司層面Cluster調整。

2.公司異質性檢驗

本文主要從公司融資約束、成長性和行業周期性三個維度檢驗公司異質性的影響。原因在于：融資約束會影響公司的再融資能力及資金流動性；不同成長型公司的投資策略、風險容忍程度等存在差異；外貿公司投資狀況及風險傳染性也會受行業性質的影響，處于周期性行業的公司更易受宏觀環境的影響。本文借鑒Fee et al.(2009)使用的SA指數衡量公司融資約束，將樣本公司分為高、低融資約束兩組。同時，根據MB的中位數將樣本公司分為高、低成長型兩組?；谥芷谛孕袠I特征和《國民經濟行業分類》(GB/T4754-2011)，將樣本公司分為周期性行業和非周期性行業兩組。檢驗結果見表5?？傮w看，匯率波動σEX與公司投資ΔNewinv的系數均在1%水平下顯著為正。

表5 公司異質性影響的回歸結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著(雙尾)；括號內為標準誤，并經過異方差和公司層面Cluster調整。

表5的回歸結果顯示，高融資約束、高成長性及非周期性行業的公司，匯率波動與公司投資交互項的系數為負，且依次在5%、10%、10%水平下顯著，而對于低融資約束、低成長性以及周期性行業公司該交互項的系數不顯著。這表明：在高匯率波動期，對于高融資約束、高成長型以及非周期性行業的公司，新增投資對信用風險的影響更低；而對于低融資約束、低成長型以及周期性行業公司，沒有證據表明匯率波動高低會影響公司投資與信用風險的關系。原因可能是，高融資約束公司具有更高的調整成本和融資不穩定性，高成長性公司可供投資配置資金更緊張，非周期性行業受宏觀波動因素影響相對較小，宏觀系統性風險傳染可能性低。因此，在高匯率波動期，此類公司的投資決策更為理性。

3.外資銀行關聯的影響

基于前文的理論分析，此部分主要檢驗存在外資銀行關聯的公司，匯率波動、公司投資與信用風險的關系，相關回歸結果見表6。從中可見：第(1)、(3)、(5)列中Fbank的系數至少在5%水平下顯著為負，表明存在外資銀行關聯的公司平均信用風險更低；第(2)列中Fbank×ΔNewinv的系數在1%水平下顯著為負，表明存在外資銀行關聯的公司，新增投資對信用風險的不利影響更低?？紤]匯率波動沖擊的影響，將樣本劃分為高匯率波動期和低匯率波動期兩組樣本分別檢驗，該交互項的系數均顯著為負，兩組交互項的系數經Chow-test檢驗存在顯著差異(P=0.0605)，而且高匯率波動期該系數的絕對值更大，表明高匯率波動期，存在外資銀行關聯的公司，新增投資對信用風險的影響更弱。

表6 外資銀行進入對公司影響的回歸結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著(雙尾)；括號內為標準誤，并經過異方差和公司層面Cluster調整。

4.區域信貸市場發展的影響

信貸市場發展水平也會影響宏觀經濟發展及微觀公司的投入產出結果。在我國，不同地區公司外部融資環境和信貸政策存有較大差異，信貸市場發展程度高的地區能為公司提供更加多元的融資渠道，信貸市場競爭程度也更高。此部分將進一步檢驗信貸市場發展水平可能產生的影響。其中，信貸市場發展水平一般用各省份當年銀行信貸總額與當年GDP之比進行衡量，本文依據該比值的中位數設置啞變量，高于中位數的視為高信貸市場發展水平，取1，否則取0。檢驗結果見表7。

由表7可知，公司投資與信貸市場發展水平交互項ΔNewinv×FD的系數僅在低匯率波動期顯著為負，而在高匯率波動期該系數雖為負但不顯著。這表明在低匯率波動期，高信貸發展水平能夠顯著削弱公司投資對信用風險的負面作用。原因可能是，匯率波動會影響貨幣政策(Choudhri et al.,2006;Obstfeld,2002)，進而對公司融資政策及信貸成本產生影響。在低匯率波動期，國內政策環境一般不易受匯率波動的影響，信貸發展水平較高的地區金融競爭更加激烈，其能夠提供更多的融資渠道及更高的信貸配額，進而有助于降低公司信貸成本，緩解公司新增投資可能導致的流動性不足，進而抑制信用風險增高；在高匯率波動期，政策環境變化較大，導致金融抑制及不確定性程度增加，各地區金融部門的信貸政策受國家總體宏觀調控的影響較大，此時區域信貸發展水平的影響不再明顯。

表7 區域信貸市場發展水平的影響回歸結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著(雙尾)；括號內為標準誤，并經過異方差和公司層面Cluster調整。

(四)穩健性檢驗

為確保上述結論的可靠性，本文開展了一系列穩健性檢驗。

其一，匯率制度變遷的影響。根據我國匯率制度改革進程，2000年至2005年7月前，我國實行單一盯住美元匯率制度，匯率相對穩定，波動幅度非常?。?005年7月開始，我國實行有管理的浮動匯率制度，人民幣匯率波動顯著增大。因此，本文對2001—2004年的匯率波動取值為0，2006—2009年的匯率波動取值為1，在此基礎上將2006—2009年的樣本根據年份、行業性質及公司規模與2001—2004年的樣本逐一配對，重新檢驗后的結果顯示，無實質性差異。其二，公司樣本選擇。上文選取的研究樣本主要為有進出口業務的公司，為防止公司進出口額度占比較低或各年差異較大的影響，我們分別對海外收入占總收入之比不低于5%、10%、15%、20%的樣本公司重復前文檢驗，結論依然沒有發生改變。其三，時間窗口選擇?？紤]我國2005年的匯率制度改革、2007年實施新會計制度，我們再分別選取2007—2014年與2006—2014年的樣本重新檢驗，結論仍然穩定。其四，指標再度量。計算公司信用風險違約點中的參數λ，再使用0、0.75和1重新度量信用風險，重復上述檢驗，其中參數取0.75的檢驗結果見表8的第(1)、(2)列。匯率波動率的再度量，首先直接根據GARCH(1，1)模型所得的匯率波動率進行檢驗，結果見表8的第(3)、(4)列；再使用每年各月實際匯率標準差度量匯率波動率進行檢驗，結果見表8的第(5)、(6)列。從中可見，結果均無實質性變化。

上述一系列檢驗均表明，本文的研究結論是穩健可靠的。

表8 穩健性檢驗部分回歸結果

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平下顯著(雙尾)；括號內為標準誤，并經過異方差和公司層面Cluster調整。

五、結論與政策啟示

本文選取2001—2014年在滬深兩所上市且開展海外業務的A股公司作為研究樣本，實證分析匯率波動下外貿公司新增投資對信用風險的影響。結論顯示：高匯率波動與新增投資均會增大公司信用風險；相對于匯率波動穩定期而言，高匯率波動期公司新增投資對信用風險的正向作用更低，這種減緩作用僅存在于高融資約束、高成長性和非周期性行業公司中，支持匯率波動可視作“減震器”的觀點；而對于低融資約束、低成長性和周期性行業公司并無證據表明匯率波動會影響公司新增投資與信用風險的關系；存在外資銀行關聯的公司，新增投資對信用風險的影響更低，且這種影響在高匯率波動期更明顯。進一步考慮區域信貸發展水平的差異影響發現，僅在低匯率波動期，較高信貸發展水平能削弱公司投資對信用風險的正向影響，而在高匯率波動期此影響并不顯著。

本研究結論的政策啟示主要體現在：首先，公司新增投資會增大信用風險，因此公司通過信用舉債進行投資擴張時應更加重視信用風險監管，防止信用違約發生。對于高融資約束、高成長性和非周期性行業外貿公司，在面對匯率波動沖擊時，管理者應進一步提高匯率認知水平、優化資產配置，相比消極承擔高昂的資金持有成本而將大量資金閑置用于防控信用風險，高效理性地投資擴張更有利。其次，我國應繼續深化金融體制改革，擴大金融開放，對外部資金準入采取包容性政策，鼓勵外資銀行合理進入，為我國外貿公司積極響應“一帶一路”倡議下的海外布局與市場擴張提供多元化的金融支持。外資銀行進入不僅可以滿足外貿公司的信貸資金需求，同時其作為債權人所提供的外部治理也有助于為公司注入先進的管理經驗。此外，政府部門應通過合理布局和協調監管來緩解區域金融發展不平衡的負面影響，穩步推進整體金融發展，為我國公司參與國際經營創造良好的金融環境。