融資約束與出口企業產品市場競爭
——匯率改革沖擊的視角

朱玉杰 鐘漢麟

0 引言

出口企業面臨著國際市場上的眾多風險和不確定性，企業的產品市場競爭能力以及企業對風險的抵抗能力決定著企業的發展，也影響著我國出口部門的增長。我國自加入WTO到2008年之前，利用相對穩定的國際市場條件快速發展，出口額增長564.7%。但全球金融危機后，隨著國內勞動力價格提升以及國際市場需求的減少，我國出口企業的產品市場競爭能力受到較大的沖擊，2007年到2017年出口額僅增長65.1%。為進一步提高我國出口企業的產品市場競爭能力，強化企業風險抵抗能力，我們要對企業產品市場競爭能力的制約因素做更多的研究。

企業融資和企業產品市場競爭的關系一直是學者們研究的重點問題，很早就有學者發現負債與企業的市場競爭表現有緊密的聯系，認為企業的融資約束會帶來市場競爭的改變(Brander and Lewis，1986；Chevalier，1995；Phillips，1995)。Bolton and Scharfstein(1990)和Chevalier and Scharfstein(1996)分別從初始稟賦優勢和企業短視的角度給融資約束的影響作了理論上的解釋。在實證研究方面，學者們也證實了上述觀點(Opler and Titman，1994；Phillips，1995，Campello，2006；Desai et al.，2008)。國內學者的研究發現，我國企業顯著地受到融資約束問題的影響(如，呂越等，2016；全怡等，2016)。在出口方面，也有較多的研究發現融資約束會對出口企業的出口選擇有抑制和扭曲的作用(如，余子良和佟家棟，2016；劉晴等，2017)，但目前關于我國企業的產品市場競爭力如何受融資約束影響的研究仍然處于空缺的狀態。

為了解決企業產品市場競爭表現和融資約束之間的內生性問題，本文構建了三重差分(triple difference model)的實證模型，研究企業遭遇外生的需求沖擊時，融資約束不同的企業的產品市場競爭表現會出現怎樣的差異。具體而言，我們利用了我國在2005年實行的人民幣匯率改革作為外生需求沖擊，將出口企業作為實驗組，而將非出口企業作為對照組，對比兩類企業在沖擊前后的市場占有率的相對變化，并且識別出融資約束的影響。2005年7月21日，中國人民銀行發布公告，人民幣匯率不再盯住單一美元，開始實行有管理的浮動匯率制度。在此之后，人民幣匯率進入持續升值通道(圖1)，到2008年7月，人民幣已累計升值17.5%。人民幣的持續升值大幅降低了中國出口產品的價格競爭力，給出口企業帶來了巨大的負面需求沖擊(梁中華和余淼杰，2014)。

圖1 2005年匯率改革前后匯率走勢

學界一般使用財報文本分析(Kaplan and Zingales，1997)、KZ指數(Lamont et al.，1997)、WW指數(Whited and Wu，2006)或者SA指數(Hadlock and Pierce，2010)的方式衡量融資約束大小，但規模以上工業企業數據缺少公開財報，并且沒有市值、分紅等計算KZ指數和WW指數的指標，所以我們采用了SA指數，這個指數比KZ指數和WW指數能更好地避免內生性問題(Hadlock and Pierce，2010)。考慮到各行業融資約束可能有很大的差別，我們也采用了企業融資約束的行業Z值(z-score)，即企業SA值在行業中的相對位置來表示企業在行業中相對的融資約束程度。此外，我們還采用地區金融市場發展程度和行業融資需求水平來衡量企業的融資約束。我們認為地區金融市場發展程度越低或者行業融資需求水平越高對相應企業帶來的融資約束就越大。這種地區和行業層面的衡量更不容易受到企業層面的內生性影響，同時也能反映外部融資環境對企業的影響結果。三重差分模型的實證結果表明，融資約束會加劇出口企業的市場競爭表現的下降。換言之，融資約束越高的企業抵御市場環境惡化的能力更差，遭受了更大的市場占有率的負面沖擊。我們發現金融發展程度越低的地區，出口企業受到的不利影響更大，而在融資需求水平越高的行業，出口企業的市場競爭力也會發生更大幅度的下滑。

我們在融資約束作用渠道的研究中發現，融資約束削弱了企業的定價能力和運營能力。實證結果表示，在2005年的匯率改革后，融資約束越大的出口企業定價調整空間越小，這些企業更不愿意以降價的方式應對需求衰退，所以市場占有率會被蠶食。同時，融資約束降低了企業的盈利能力和自由現金流，說明企業的內部融資能力也會受到負面影響，所持有的資源會更少，所以運營能力不可避免地下降，這也是企業產品市場競爭能力下降的重要原因。我們還發現融資約束越大的企業的營銷能力和生產數量下降得越多，而且在行業集中度越高的行業這種效應會越明顯。這些實證結果符合Bolton and Scharfstein(1990)提出的深袋理論(掠奪理論)和Chevalier and Scharfstein(1996)提出的融資約束企業市場短視理論。

在穩健性分析中，我們對差分模型的平行趨勢假設進行了驗證，分析了外生沖擊以及融資約束的動態影響，驗證了出口企業和非出口企業在市場競爭表現上的平行趨勢假設。另外，我們進一步識別了匯率波動幅度對企業競爭表現的影響。我們發現出口比重越大的企業，受到2005年匯改的影響越大。此外，我們選取那些相對匯率受2005年匯改影響較大的國家，把主要向這些國家開展出口業務的企業作為實驗組，發現這些企業相比其他的企業而言受到匯改的負面沖擊越大，進一步識別了匯率波動對出口地不同的企業帶來的異質性影響。

本文上述結論說明，融資約束是我國出口企業發展的主要瓶頸之一，越大的融資約束會導致企業的市場競爭能力越差，越容易在外部沖擊下丟掉市場份額。而且在融資約束的影響下，企業的運營狀況也會更差，企業也變得較為短視，減少了改善市場競爭力的努力。這為我國的金融市場化改革提供了重要的啟發意義，改善國內企業的融資條件，不僅能提高出口企業的經營績效，還能有效地增強我國出口的競爭力。

本文的結構安排如下，在引言中，我們介紹了本文的研究背景與研究內容；在第1部分文獻綜述中，我們回顧了與本文密切相關的融資約束與企業產品市場競爭的相關研究，并說明了融資約束的衡量方法，也歸納了我國在這個領域上的文獻發展；在第2部分中，我們提出了本文的研究假設，闡述了我們模型的構建方法以及數據的來源與處理方式；第3部分會將本文所用的數據及數據處理方法進行詳細的介紹，且給出數據的描述性統計；第4部分將展示出我們的實證結果以及具體的結論分析；第5部分將對我們的實證方法進行穩健性檢驗；第6部分總結歸納全文的主要內容。

1 文獻綜述

最早將企業的融資和產品市場競爭納入同一個模型中進行定量分析的是Brander and Lewis(1986)。他們提出，企業負債帶來了股東和債權人之間的代理問題，公司的股東可能會更加冒險，傾向于過度生產。后來學者們圍繞這一主題開展了許多實證研究。Phillips(1995)利用玻璃纖維、拖拉機、聚乙烯三個行業的實證結果驗證了上述觀點。Opler and Titman(1994)、Chevalier(1995)、Campello(2003)以及Campello(2006)都證明了過高的公司負債不利于公司在產品市場中的競爭，導致公司價值下降。

Brander and Lewis(1986)的模型中假設了金融市場沒有摩擦，企業可以無限制地負債；但實際上在真實經濟當中，企業的融資能力是受限的，既有可能是內生的問題導致融資不暢，也有可能是外部糟糕的融資環境而導致的。Bolton and Scharfstein(1990)為了描述融資約束的影響提出了深袋理論，認為財務能力強的企業，在市場競爭中傾向于利用財務優勢擠出競爭對手，因此它們會在第一階段的競爭中采取更激進的生產策略，以圖在第二階段中享受擠出對手后的較高市場占有所帶來的更大收益。Chevalier and Scharfstein(1996)拓展了這一理論，認為有融資約束的企業不能獲得足夠的資金，在資金鏈受外部沖擊而斷裂時，就會退出市場并失去后期的收益，相反沒有融資約束的企業則可以確定性地享受所有未來收入。這個差別導致融資約束下的企業更注重前期的利益，因此不愿意花費資金去奪取市場份額，導致其市場競爭能力弱小。Chevalier and Scharfstein(1996)通過事件研究(宏觀油品價格沖擊和超市LBO)的方法測度企業杠桿率和資金短缺的外生性變化，發現融資受約束的企業以及地區的產品價格下降幅度不大，但沒有融資約束的地區和企業的產品價格下降幅度顯著更大。Desai et al.(2008)用跨國公司與本地公司的數據進行對比研究，發現相對本地公司而言，融資約束更小的跨國公司能更好把握市場機遇，更快地進行擴張和占領市場。這些結果都支持了Bolton and Scharfstein(1990)和Chevalier and Scharfstein(1996)的理論。

后來學者們在融資約束的作用渠道上做了更多的實證檢驗，研究融資約束如何影響了企業運營。 Fazzari et al.(1988)和Almeida and Campello(2007)發現融資約束帶來了投資的波動。Campello et al.(2010)收集了一千多份公司CFO的調查問卷，并通過調查問卷的方式詢問公司的融資約束情況，發現融資約束會導致公司的科技花銷、雇傭花銷以及資本花銷減少，并存儲了許多不必要的現金，導致公司錯過許多投資機會。Feenstra et al.(2011)研究了出口企業的融資約束，發現由于出口有更多的風險，導致出口企業面臨著更嚴重的融資約束，而融資約束減少了出口企業的出口量。

在國內有許多學者從企業投資的方面討論融資約束的問題，認為融資約束是企業偏離最優投資的原因之一(如，沈紅波等，2010；屈文洲等，2011；Chan et al.，2012)。也有學者認為融資約束會減少企業的研發投入(如，解維敏和方紅星，2011；羅長遠和季心宇，2015)。在國際貿易方面，有學者從出口企業的二元邊際的角度看待融資約束的影響，發現融資約束會限制企業的出口數量(于洪霞等，2011；陽佳余，2012；文東偉和冼國明，2014；Feenstra et al.，2014)。施炳展和邵文波(2014)以及張杰(2015)的研究都發現了融資約束對出口產品質量的負面作用。劉晴等(2017)從一個新穎的視角，發現融資約束會導致出口企業傾向選擇加工貿易而非一般出口貿易。陳磊和宋麗麗(2011)、譚小芬等(2016)則研究發現金融發展對企業的出口以及產品覆蓋面都有影響。

但在融資約束和企業產品市場競爭的關系的研究上，仍缺少相應的實證檢驗。許多研究還只是聚焦在資本結構的問題上(劉志彪等，2003；李科和徐龍炳，2009；盧斌等，2014；黃繼承和姜付秀，2015)。與本文比較接近的研究是韓忠雪和周婷婷(2011)。他們的實證研究發現，融資約束會給企業帶來市場份額被掠奪的風險，從而企業會有加強內源融資、儲蓄現金的動機。本文同樣研究了出口企業的融資約束問題，但我們的研究角度以及研究方法與前人的研究不同，我們致力于利用2005年匯率改革作為外生沖擊，來觀察融資約束在不利市場條件下對企業的市場競爭表現所產生的作用。本文的研究補充了文獻的空缺，證明了企業的市場競爭表現受融資能力的約束。

2 研究假設和實證模型

2.1 產品市場競爭表現和融資約束的衡量

學界一般采用市場占有率來衡量一個企業的產品市場競爭表現(如Campello，2006)。關于市場占有率我們用了兩種測度角度，一個是既包括國內市場也包括出口市場的整體市場占有率，定義為企業的工業銷售產值占全行業的工業銷售產值的比例，而另一種是不包括出口部分的國內市場占有率，定義為企業國內工業銷售產值占全行業國內工業銷售產值的比例。雖然整體市場占有率能反映一個企業在國外市場和國內市場的總體競爭能力，但出口市場面向的不同國家、不同產品有許多難以控制的因素，與國內非出口企業進行比較會有失偏頗。因此有必要再比較國內市場部分的企業市場競爭表現。

對融資約束的衡量，如前文討論的那樣，為了避免許多內生因素的干擾，我們采用SA指數來衡量融資約束(Hadlock and Pierce，2010)：

SA=(-0.737×Size)+(0.043×Size2)-(0.040×Age)

SA表示企業的融資約束，SA越高則表示融資約束越大。Size和Age表示企業的規模和年齡。SA與Size的相關系數為0.13，與Age的相關系數為-0.61，說明SA指數方法計算得到的融資約束與Size的相關性較小，但比較容易受到Age 的影響。考慮到行業之間的企業規模和年齡存在較大差異，使用企業的年齡和規模計算的SA指數在各行業之間的可比性可能會較差，為了減輕這種行業間效應，我們將企業的SA值做行業標準化處理，方法是將SA指數減去行業平均值后除以標準差。另外，我們還采用了其他方法來衡量融資約束，比如樊綱指數衡量的金融市場化程度(樊綱等，2011；譚小芬等，2016)。在以往文獻中，學者們也常用利息支出來衡量企業取得銀行貸款的能力(李志遠和余淼杰，2013)，利息支出越高的企業融資約束越小，在我們的穩健性檢驗中發現利息支出衡量的結果和上述指標的實證結果是相似的。

2.2 實證模型和假設

在2005年匯率改革之前，人民幣匯率穩定地處在一個低位，加上國內的價格優勢，中國的出口企業在出口市場中享有很強的競爭優勢。但在2005年匯率改革后，人民幣匯率快速上漲，兩年時間內上漲近9%，對我國出口企業的市場競爭力造成明顯打擊。

梁中華和余淼杰(2014)將此作為自然實驗，發現出口企業的盈利能力顯著地受到匯率改革沖擊的不利影響。與他們的研究方法相似，本文則將考察重點放在這一外生沖擊對企業的產品市場競爭表現上。我們在式(1)所表述的雙重差分模型中驗證這一假設。

(1)

式(1)的目的是檢驗匯率改革的市場沖擊是否給出口企業的市場競爭力帶來了明顯的下滑。雙重差分模型控制了企業之間的異質性特征，比如企業市場聲譽、企業家的社會關系等因素，也能控制住出口與非出口企業的固定不變的組間差異，比如所受的國家政策不同。這些因素導致的“水平差異”在雙重差分中被減去，只剩下2005年匯改事件對兩組企業市場競爭趨勢的影響。其中，MktShareit表示市場占有率。出口企業it表示第t年第i個企業是否從事了出口，若是則記為1。我們還用了另外一個方法識別出口企業，即2002年到2004年期間凡是出口值為正的企業就記為出口企業，實證結果幾乎一致，因此文中不再列出。Postt表示2005年前后，樣本時間在2005年的前記為0，在2005年后則記為1。Exporterit項控制了出口企業和非出口企業之間的差異，我們添加了企業固定效應δi和年份固定效應γt，以控制各個企業的異質性特征以及市場占有率的時間趨勢。因此，交叉項的系數β1就可以反映出口企業比起非出口企業受到2005年匯率改革影響的相對變化。

差分模型消去了出口企業和非出口企業共同受到的外部影響，減輕了遺漏變量的問題，從而盡可能地保證這種沖擊來自2005年的匯率改革因素。我們在穩健性檢驗中也進一步驗證了這種沖擊確實來自匯率因素，且影響效果主要集中在出口企業身上。我們控制了企業的規模(Lnsize)、年齡(Age)、銷售凈利率(PM)、資本凈利率(ROE)、是否是國有企業(SOE)、行業的競爭密集度(HHI)。其中，國有企業定義為國家資本金占實收資本超過30%的企業。行業競爭密集度由企業工業銷售產值的行業內赫芬達爾指數表示。同時，由于企業的生產效率是影響企業出口的重要因素(Melitz，2003)，我們也控制了企業生產率，計算方法采用OP方法(Olley and Pakes，1996)。

假設1：2005年的匯率改革給出口企業的市場競爭表現帶來了負面影響，但對非出口企業的影響較小，因此出口企業在2005年前后的市場占有率相比非出口企業會有所降低，式(1)中出口企業it×Postt的系數顯著為負。

根據Bolton and Scharfstein(1990)提出的深袋理論(掠奪理論)，融資約束程度低的企業，可以憑借資金優勢擴大產品市場份額，而融資約束高的企業的市場則會被蠶食。而且這種市場掠奪現象在經濟周期下行的時候更容易出現(Campello，2003)。根據Rajan and Zingales(1996)研究的結果，地域的金融市場發展程度(Financial Development)和行業的融資需求(External Dependence)都會影響企業的融資約束。為了檢驗融資約束在企業遭遇需求沖擊時所起的作用，我們構建如下的三重差分模型：

(2)

式(2)的目的是檢驗融資約束是否放大了市場需求沖擊給出口企業帶來的市場競爭力下滑，即檢驗融資約束越大的企業對外部市場沖擊的抵御能力是否更差。其中，SAit表示企業i在t年的融資約束程度，本文采用SA指數和SA指數的行業Z值來衡量。出口企業it×Postt控制了低融資約束的出口企業受沖擊的程度，而SAit×出口企業it×Postt的系數β1則用來反映融資約束會多大程度地改變這種沖擊的大小，也就是高融資約束企業比起低融資約束企業的市場競爭力的相對變化的大小。我們在模型中控制了年份和企業的固定效應。其他的控制變量與式(1)相同。

假設2.1：當發生不利的市場條件變化時，融資約束會加劇企業的市場份額損失。融資約束越大的企業相比融資約束小的企業，產品市場競爭表現受到2005年匯率改革的負面影響更大，式(2)中SAit×出口企業it×Postt的系數顯著為負。

為了進一步減少內生性問題，我們采用地區金融市場發展和行業融資需求來衡量企業的融資約束水平。我們假定，金融市場發展水平越高的地區，企業的融資環境越好，從而融資約束程度越低。我們也假定融資需求越高的行業，企業需要的資金越多，受融資約束的可能性越大。為此，我們將上式的融資約束項SA替換成地區金融市場發展FD(Financial Development)，FD用樊綱等(2011)的金融業市場化指數來表示該地區企業所面臨的融資約束情況。該指數越高則說明該地區金融市場化程度越好，該地區的企業的融資約束越小。

假設2.2：在金融市場發展更好的地區，企業的融資約束相對更低，受2005年匯改的影響更小。

融資約束也會令企業的資金長期處于緊張狀態，可自由支配的現金更少，也可能因此錯過盈利機會，導致盈利水平下降。不僅如此，融資約束的企業由于在未來出現資金不足的可能性更大，容易出現資金問題而停止經營。這些企業對長遠收入流的預期會比較悲觀，因此這些企業會更加謹慎地經營，所以在定價上更加保守，相比不受融資約束的企業而言降價的幅度更少。受融資約束的企業因為對長遠收入的信心不足，便不注重于謀劃長遠市場地位，在市場營銷上的投入也相應較小(Chevalier and Scharfstein，1996)。

假設3.1：融資約束越小的企業在遇到本幣匯率快速升值的不利條件時，價格彈性會比融資約束大的企業更大，降價的幅度相對更大。

假設3.2：融資約束越大的企業，其自由現金流在不利市場變動中會有更多的損失，其盈利能力也會有所下降。

假設3.3：融資約束越大的企業越不愿意在市場的爭奪上進行投資，營銷成本投入會相對更低。而生產意愿方面，融資約束低的競爭對手傾向于擴大生產，相對地會有更高的產量。這兩種效應在行業集中度高的行業中會更大。

我們在影響渠道分析中會具體地闡述假設3.1到假設3.3的實證方法。

3 數據說明與描述性統計

3.1 數據來源與處理

本文的企業數據主要來自國家統計局的規模以上工業企業調查數據庫以及中國海關的進出口企業數據，時間跨度為2002年至2007年。之所以選擇這一時期，是因為我國于2001年11月加入世界貿易組織，出口企業得以在一個平穩有序的環境中迅速成長。但在2008年的金融危機之后，世界的貿易與經濟的環境變動復雜、影響深刻，但難以在模型中加以控制。因此我們剔除了2002年之前和2007年之后的數據。樣本期間里總體經濟與出口運行平穩，適合用于研究企業的市場競爭行為。各國的匯率數據取自國際清算銀行(BIS)的公開數據庫。

我們首先將數據中的重復數據剔除。在數據篩選上，我們按照一般做法(謝千里等，2008；聶輝華等，2012)，剔除從業人數小于8人的企業樣本，剔除流動資產大于總資產、固定資產大于總資產的樣本，剔除工業增加值、中間投入產值、工業銷售值以及工資總額為負的樣本。并且，為了保證指標的可比性，我們只保留機構類型為企業，且執行會計制度類別為企業會計制度的樣本。對于海關進出口企業數據我們也做類似的處理。我們參考Brandt et al.(2014)的方法將財務指標分行業折現到1998年的價格水平，并用永續盤存法計算企業資本存量。行業標準方面我們采用2003年之前的行業分類標準。(1)我們將2003年后的樣本轉換到2003年之前的行業分類標準。在計算生產率方面，我們用“工資+福利”的方法計算勞動力總投入，用實際資本存量作為企業的資本投入，并適用OP方法(Olley and Pakes，1996)得到了每個企業的生產率。

在企業的產品定價分析中，我們會用到海關進出口企業數據庫中的企業-產品數據。我們按照企業名稱、郵政編碼和年份將海關企業數據和規模以上工業企業數據庫進行合并，最后我們只保留兩個數據庫共有的樣本企業。對于合并后的數據我們做上述相似的處理，將出口企業名稱、出口國家、出口產品、出口年份都相同的多余重復值予以剔除，并將出口額同樣按照Brandt et al.(2014)的折現系數折現。

3.2 描述性統計

在表1中我們列出了文中重要變量的描述性統計。FD(Financial Development)是樊綱指數中的金融市場發展指數(樊綱等，2011)。我們可以看到市場占有率的均值為0.128%，而標準差是0.289，說明各行業的市場占有率都比較分散，單個企業對市場的影響力相當有限。我國企業的出口比重在0.138，且方差為0.308，說明我國企業的出口比重較大，因此我們認為出口端發生的市場變動會給不同企業造成異質性的影響。我們可以看到兩者的差異體現在市場占有率和SA的行業Z值上。總體而言，出口企業的總體市場占有率和國內市場占有率的平均值都相對較高，而出口企業的融資約束也稍大一點，這也符合Feenstra et al.(2014)的判斷。

表1 重要變量描述性統計

續表

注：表中市場份額是企業在一年里工業銷售產值占全行業的百分比。MktShare1表示總市場占有率，MktShare2表示國內市場占有率。銷售費用比率、產成品比率、自由現金流比率定義為該變量與企業總資產的比值。企業年齡為0表示企業在該年剛設立。

4 實證結果分析

4.1 融資約束對企業市場競爭力的影響

在表2中，我們驗證了假說2.1和假說2.2。我們的因變量是企業的產品市場占有率，用于衡量企業的產品市場競爭力。MktShare1表示總市場占有率，MktShare2表示國內市場占有率。指當年出口企業虛擬變量在企業出口值大于0時記為1，否則為0。表2的第(1)列中，出口企業×Post的系數顯著為負，這表明出口企業在2005年匯改前后的市場占有率比非出口企業的市場占有增長要顯著地變低。換言之，出口企業在2005年受到了匯改的顯著影響，產品市場的競爭表現相比于非出口企業有明顯的下滑。但第(2)列中，MktShare2所表示的國內市場份額上，出口企業×Post的系數為負，但不顯著，這是因為出口企業在出口市場受沖擊的情況下，仍能將部分產品轉內銷。如果出口企業能將所有出口產品成功轉內銷的話，我們應當看到出口企業×Post的系數為正。但(1)列中的實證結果說明出口企業并沒有將所有產品都轉內銷，而導致整體市場占有率下降，這也說明了出口企業在國內外市場上的銷售渠道轉換是有成本和摩擦的。

在第(3)列到第(5) 列中我們展示了融資約束對企業市場競爭表現的作用。我們發現， 在控制了雙重差分項和各控制變量后，融資約束×出口企業×Post的系數顯著為負，這表明在2005年的負面需求變化下，融資約束更嚴重的企業受到了更大的市場沖擊，相比融資約束低的企業，會產生更大幅度的市場占有率下降。因此，融資約束降低了企業抵御外部需求沖擊的能力，而沒有融資約束的企業則相對可以侵占更多市場份額，擠壓那些融資約束嚴重的企業。但單個企業的SA指數可能會受某些行業性因素的影響，為了減緩這種行業周期因素帶來的混淆問題，我們計算了企業SA指數的四位數行業Z值來衡量融資約束，以消除行業之間的企業規模、年齡差異帶來的影響，計算方法是用SA指數與行業平均值之差除以行業的標準差。雖然出口企業在遇到外部沖擊的時候可以采取一定的應對措施，比如將產品轉內銷，增大自身國內產品市場份額MktShare2的同時，減少整體市場份額MktShare1的下降。但在第(6)列到第(8)列中，因變量是國內產品市場份額MktShare2，我們看到融資約束×出口企業×Post的系數仍然顯著為負，說明融資約束也削弱了出口企業應對市場沖擊的能力，例如融資約束越強的企業越難將出口產品轉化成內銷產品，更難彌補整體市場占有率的下滑。

表2 2005年匯率改革對出口企業市場競爭表現的沖擊和融資約束的影響

續表

注：*表示10%水平上顯著，**表示5%水平上顯著，***表示1%水平上顯著。括號內為系數估計標準差。市場份額是一個企業在一年里工業銷售產值占全行業的比重，再乘以10000。MktShare1表示總市場占有率，MktShare2表示國內市場占有率。FD(Financial Development)是樊綱指數中的金融市場發展指數。

我們考慮到這里還可能存在幸存者偏差的問題，原因是我們衡量企業融資約束的方法依賴于SA指數，而這一指數的計算利用了企業的規模和年齡，但一般而言市場競爭力越強的企業生存概率會更大，也更容易獲得較大的企業規模，可能會導致我們錯誤估計融資約束的作用。為了減緩企業層面融資約束衡量方法所帶來的潛在內生性問題，我們用地區層面的融資約束程度來作為解釋變量。衡量方法如前所述。

地區層面的融資約束的分析結果顯示在表2中的第(5)、(8)列中。地區金融發展×出口企業×Post的系數顯著為正，這說明地區金融發展與企業抵御沖擊的能力正相關。地區金融發展越差的地區，企業的融資環境更差，受到市場沖擊時容易損失更大的市場份額。這說明了在市場環境下行的周期里，融資約束扮演了非常重要的角色，更大的融資約束會導致企業對市場周期的抵抗能力更差，在下行周期中失去更多的市場份額。對上述回歸，我們也添加了地區和行業的固定效應，以控制一些來自地區或行業的混淆因素，比如地區的產品市場發展差異，和行業之間的市場競爭結構差異，我們所得到的結果也是一致的，故不再列出。

4.2 融資約束對企業運營的影響渠道分析

我們接下來分析融資約束是如何影響企業的運營(假說3.1、假說3.2和假說3.3)。我們從企業的定價、盈利能力、自由現金流、營銷投入和產量五個方面分析了融資約束在2005年匯改前后發生的作用。

我們首先分析出口企業的產品定價能力是否受到融資約束的影響。企業的定價彈性往往決定了企業對市場的響應效果。融資約束可能通過降低企業的定價能力，從而影響企業的產品銷量。我們用式(3)的回歸方程來檢驗我們的猜測。我們這里利用了海關數據中的出口企業數據，數據主要包括企業的產品定價數據。由于海關數據樣本只包含出口企業，我們不再是比較出口企業與非出口企業的差異(由融資約束×出口企業×Post衡量)，而是比較出口企業之間的差異(由融資約束×Post衡量)。式(3)中pitch表示第i個企業在第t年向c國出售的h產品的定價(人民幣計價)。融資約束×Postt的系數能反映控制了企業的融資約束、規模等因素后，企業的定價受融資約束影響的程度在2005年前后會有怎樣的變化。為了控制出口國家以及產品本身的特質性影響，我們控制了企業—國家—產品固定效應以及年份固定效應。

(3)

表3第(1)列給出了式(3)的估計結果。因變量為企業出口至國外的產品的價格。我們發現SA×Post的系數顯著為負，這說明了融資約束高的出口企業產品的價格彈性更低，降價幅度更小。而相對地，融資約束低的企業則能夠更大幅度地降低自己的產品價格來獲得市場份額。

表3 融資約束對企業市場競爭不利影響的渠道分析

注：樣本來自中國海關數據庫的出口企業數據，維度是企業-年份-國家-產品。*表示10%水平上顯著，**表示5%水平上顯著;***表示1%水平上顯著。括號內為系數估計標準差。控制變量包括企業規模、企業年齡、銷售凈利率、資本凈利率、是否是國企、全要素生產率以及融資約束、出口企業、Post的一次項以及SA×出口企業、出口企業×Post。

企業運營能力受融資約束的影響結果如表3第(2)、(3)列所示。第(2)列表示融資約束是如何在市場需求沖擊中影響了企業的自由現金比率，SA×出口企業×Post的系數顯著為負，這表明那些融資約束更大的企業的內部資金條件相比那些不受融資約束的企業會有更大幅度的惡化。自由現金比率是企業能自由調配的資金，過低的自有現金比率將不利于企業靈活地應對市場變化，進行相應地調整。第(3)列的結果中SA×出口企業×Post的系數顯著為負，表示相比于融資約束更小的競爭對手，融資約束更大的出口企業在受到需求沖擊后盈利能力下降幅度更大。

在表3的第(4)列到第(7)列，我們分析企業的產品市場行為如何受融資約束的影響。Bolton and Scharfstein(1990)與Chevalier and Scharfstein(1996)的模型指出，在壟斷性越強的行業中，融資有優勢的競爭者會更有動力去擴張，以享受擠出競爭對手后的壟斷利潤。為了對這一效應進行驗證，我們按行業集中度為標準進行分組并分組回歸。我們用企業的工業銷售產值的赫芬達爾指數來衡量一個行業的集中度，將高于所有行業集中度中位數的行業記為高集中度行業，低于中位數的行業則記為低集中度行業。表3第(4)列所示的實證結果表明，高集中度行業的分組中SA×出口企業×Post的系數顯著為負，意味著在行業集中度較高的50%的行業中，企業的銷售費用受到融資約束的不利影響。這意味著融資約束更高的企業在市場營銷中的投入更低，市場占有率更容易被蠶食。而表3第(5)列結果中，SA×出口企業×Post的系數不顯著，意味著融資約束對企業營銷的影響只存在于行業競爭較為激烈的行業之中。

在企業生產方面，如表3的第(6)列所示，在行業集中度較高的50%的行業中，融資約束越高的企業，在遇到需求沖擊的時候，產成品數量相比融資約束低的企業會更變得低。但在低集中度行業的子樣本里，以上的效應不顯著，即表3第(7)列中融資約束×出口企業×Post的系數不顯著，這是因為競爭度高的行業中，寡頭擠出競爭對手的動機會更弱。這一結果進一步說明了Bolton and Scharfstein(1990)模型的適用性，說明我國市場中存在融資的強者掠奪融資弱者的可能性。我們換用工業總產值、工業增加值來替代產成品率，也得到了一致的結論。由于版面限制我們在表格中不列出這部分結果。

5 穩健性檢驗

5.1 雙重差分模型的平行趨勢假設檢驗

本文的雙重差分模型的核心假設是兩組分組的企業在沒有受到外生處理前，市場競爭表現的變化趨勢要一致。我們采用動態效應雙重差分模型作為我們的平行趨勢假設檢驗方法(Falsification Test)，估計如式(4)中的動態雙重差分模型，估計每年的雙重差分交叉項的系數。如果兩組分組的個體滿足平行趨勢假設，那么對企業市場競爭表現的負面沖擊應當在2005年后才出現。

(4)

控制變量依然包括了企業規模、企業年齡、生產率(OP)、銷售凈利率、資本凈利率、國有企業、行業集中度。我們也控制了時間固定效應γt以及企業個體效應δi。我們關注的是β1到β4的系數的動態變化情況。表4中給出了我們的檢驗結果。我們發現，出口企業it×t2003和出口企業it×t2004的系數皆不顯著，而出口企業t2005和出口企業t2006的系數顯著為負，說明我們的雙重差分模型滿足了平行趨勢假設的必要條件，外生沖擊在發生作用當年開始才產生顯著影響，出口企業受到的市場沖擊確實是從2005年才開始表現出來。

表4 穩健性檢驗——雙重差分模型的平行趨勢檢驗

注：*表示10%水平上顯著，**表示5%水平上顯著，***表示1%水平上顯著。括號內為系數估計標準差。市場份額是一個企業在一年里工業銷售產值占全行業的比重，再乘以10000。MktShare1表示總市場占有率， MktShare2表示國內市場占有率。控制變量包括企業規模、企業年齡、銷售凈利率、資本凈利率、是否是國企、全要素生產率。

5.2 對匯率沖擊的進一步識別

為更好地識別出口企業受到的市場沖擊，參考梁中華和余淼杰(2014)，我們用出口依賴度替代出口企業虛擬變量，用企業的出口總額占總產值的比例來衡量企業的出口依賴程度，回歸結果如表5所示。結果顯示，用SA衡量融資約束時，融資約束×出口依賴×Post的系數顯著為負，融資約束會放大匯率沖擊對企業市場競爭力的負面作用。

表5 出口依賴度如何改變融資約束對企業市場競爭的影響

注：*表示10%水平上顯著，**表示5%水平上顯著，***表示1%水平上顯著。括號內為系數估計標準差。控制變量包括企業規模、企業年齡、銷售凈利率、資本凈利率、是否是國企、全要素生產率以及融資約束、出口依賴、Post的兩兩交乘項和一次項。

由于出口企業與非出口企業可能由于自選擇的問題，兩者存在較大差異，例如只有效率較高的企業會自選擇成為出口企業(Melitz，2003)。為了解決企業之間可比性問題，我們只使用出口企業子樣本進行檢驗。此時我們的因變量變為該年出口企業出口額占同行業所有出口企業出口額的份額，記為MktShare3。表6第(1)、(2)列顯示，融資約束×Post的系數顯著為負，表示融資約束越大的出口企業，在2005年的匯率改革沖擊下失去了相對更多的市場份額，說明在出口企業之間，融資約束對市場競爭力也有不利影響。

表6 市場沖擊下出口企業市場競爭力受融資約束的影響

注：*表示10%水平上顯著，**表示5%水平上顯著，***表示1%水平上顯著。括號內為系數估計標準差。MktShare3表示該年出口企業出口額占同行業所有出口企業出口額的份額。控制變量包括企業規模、企業年齡、銷售凈利率、資本凈利率、是否是國企、全要素生產率以及融資約束和Post。

為了排除2005年前后其他原因造成的企業差異對結果的影響，因而我們要更好地識別匯率沖擊的影響。 由于匯率改革的主要內容是讓人民幣與美元脫鉤，所以對那些與美元地區，或者貨幣與美元保持穩定的地區進行貿易的企業而言，沖擊是更大的。我們計算了各國匯率相對于美元的波動率，匯率波動的計算參考譚小芬等(2016)，計算月度名義匯率的環比增長率后求出年度的標準差來作為一國貨幣與美元的年度匯率波動大小，若該國貨幣相對美元的匯率變化小于總樣本的四分之一分位點的話，就認為這國貨幣與美元相關聯。我們由此生成美元關聯的虛擬變量，若該國貨幣與美元相關聯則為1，否則為0。如果出口企業在2005年之后市場競爭力的相對下滑確實是由于匯率變化而造成的話，我們可以預期這種沖擊作用在與美元或與美元掛鉤的貨幣區進行貿易的企業身上的效果會更強。

我們利用海關數據庫的數據驗證了上述觀點。在表7中我們檢驗出口企業的出口份額如何受融資約束以及匯率沖擊的影響。這里我們重新定義了企業市場占有率為企業出口某國的比重占該行業該年的出口總額，記為MktShare4。表7第(1)列和第(2)中，融資約束×美元關聯×Post的系數顯著為負，意味著在那些貨幣與美元相關聯的出口目的地，融資約束越大的企業受匯率改革的市場沖擊越嚴重。

表7 匯率改革影響的進一步識別

注：*表示10%水平上顯著；**表示5%水平上顯著；***表示1%水平上顯著。括號內為系數估計標準差。MktShare4表示企業市場占有率為企業出口某國的比重占該行業該年的出口總額，并乘以100。控制變量包括企業規模、企業年齡、銷售凈利率、資本凈利率、是否是國企、全要素生產率以及融資約束、美元關聯、Post的兩兩交乘項和一次項。

6 結論

本文從實證的角度闡釋了融資約束對出口企業競爭力的負面作用以及影響機制，這對政府指導市場發展，以及對企業經營而言都有重要的啟示作用。本文通過2005年的匯率改革事件，分析出口企業在遇到這一外部的負面需求沖擊的時候市場競爭表現的變化情況，以及融資約束在此過程中所起到的作用。我們在差分模型中構建起實驗組(出口企業)和控制組(非出口企業)，分析企業的市場占有率在2005年匯率改革的外生沖擊下的變化趨勢，以及融資約束造成這次沖擊的異質性影響。本文的實證結果表明，在匯率改革的沖擊下，融資約束加劇了出口企業市場占有率的下滑，也就是說融資約束高的企業對2005年匯率改革帶來的市場負面沖擊的抵抗能力要顯著地比融資約束低的企業差，導致融資約束較高的企業的市場份額被融資約束低的企業蠶食；我們用地區層面的金融發展指數和行業融資需求度來衡量一個地區或一個行業的融資約束程度的時候，仍能發現同樣的結果；在渠道分析中，發現融資約束更高的企業面臨更強的資源約束，企業可用的現金減少，應對市場的靈活性有所降低；我們還發現企業的盈利能力受融資約束的負面影響；此外，實證結果表明融資約束大的企業投入更少的營銷費用，且生產量也相對地下降，這種現象在集中度高的行業中更為明顯。

綜合本文的內容，融資約束仍然是制約我國出口企業市場競爭的重要因素。雖然我國在稅收、補貼等方面對出口企業作了很多的政策性支持，但要進一步提高出口企業的市場競爭力尤其是抵御風險的能力，我們仍需要提高金融市場的造血能力。可以通過改善企業資金端的市場環境，來促進企業的健康運營，進而鞏固我國企業在國際出口市場中的地位。因此，構建和完善多層級的金融市場，促進企業融資的便利性，是發揮我國金融市場服務實體經濟功能的重要舉措，這也有助于我國出口企業在世界市場中打下更加堅實的競爭基礎。