張左敏，孔慶峰

(山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250100)*

·金融與保險·

融資約束對企業(yè)出口影響的Heckman驗證
——基于銀行信用風(fēng)險的視角

張左敏，孔慶峰

(山東大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，山東 濟南 250100)*

基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1998-2014年7032家企業(yè)的平衡面板數(shù)據(jù)，從銀行信用風(fēng)險內(nèi)部評級的視角，研究融資約束對企業(yè)出口的影響。結(jié)果表明：銀行信貸融資約束與企業(yè)的出口決策及出口強度間有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時，使用Heckman二階段模型研究發(fā)現(xiàn)：不同形式的商業(yè)信用對企業(yè)出口決策及出口強度的影響和作用機制會因企業(yè)所處供求端位置的不同而存在差異。其中，需求端的商業(yè)信用僅與企業(yè)出口決策顯著正相關(guān)，而與出口強度的相關(guān)性并不顯著；供給端的商業(yè)信用則與企業(yè)出口強度顯著負(fù)相關(guān)。

融資約束；銀行信用風(fēng)險；商業(yè)信用Heckman模型

一、引言

根據(jù)“世界商務(wù)環(huán)境調(diào)查”(World Business Environment Survey)的調(diào)查和“投資環(huán)境評估”(Investment Climate Assessment)的評估結(jié)果證實，中國是世界上融資環(huán)境最為惡劣的國家之一[1]。與此同時，中國企業(yè)的貿(mào)易出口額卻連年增長，從1978年的97.5億美元增長到2015年的22 236.2億美元，年均增長率達到13.1%。融資環(huán)境并不理想但企業(yè)出口卻創(chuàng)造了奇跡，在這個看似矛盾的結(jié)果中，外源性融資約束對企業(yè)出口造成的影響值得深入討論。

自Melitz(2003)建立異質(zhì)性企業(yè)模型以來[2]，企業(yè)出口存在信貸融資約束已得到眾多學(xué)者的證實[3,4]。李志遠(yuǎn)(2013)認(rèn)為，我國外源性融資約束對企業(yè)出口的影響主要源自銀行信貸[5]。大量研究從出口企業(yè)視角考察銀行信貸融資約束對企業(yè)出口邊際的影響[6-8]，鮮有文獻從銀行信用風(fēng)險的視角研究出口企業(yè)信貸融資約束對出口帶來的影響。隨著《巴塞爾新資本協(xié)議》中的內(nèi)部評級法在我國銀行業(yè)逐漸實施，銀行對企業(yè)授信的首要條件是企業(yè)違約概率(Probability of Default，以下簡稱為“PD”)低于銀行內(nèi)部評級體系所確定的閾值①。所以，基于銀行信用風(fēng)險的視角，使用銀行內(nèi)部評級體系來確定企業(yè)的PD值并將其作為銀行信貸融資約束的代理變量，通過中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中1998-2014年的7032家企業(yè)信息構(gòu)造的面板數(shù)據(jù)，使用Heckman兩階段模型對企業(yè)出口與信貸融資約束之間的關(guān)系進行考察。結(jié)果發(fā)現(xiàn)信貸融資約束對企業(yè)出口決策及出口強度都有顯著的負(fù)向影響。

我國出口企業(yè)間的商業(yè)信用，通常通過資金和產(chǎn)品的賒銷構(gòu)成一種強制性的信用保證[9]。企業(yè)擁有好的商業(yè)信用對信貸融資能起到“信號作用”，有助于緩解出口企業(yè)的融資約束[6,10]。但是，已有文獻對商業(yè)信用考察的側(cè)重點并不一致。有的文獻從企業(yè)需求角度(應(yīng)付賬款)來衡量企業(yè)的商業(yè)信用大小，有的從供給角度(應(yīng)收賬款)，有些文獻并不區(qū)分商業(yè)信用的類別。因此，通過區(qū)分出口企業(yè)在供需兩端的商業(yè)信用，全面考察其對企業(yè)出口的不同影響，通過實證分析表明在企業(yè)出口決策階段需求端的商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)對企業(yè)出口決策具有顯著促進作用，但是在決定出口強度的階段，需求端的商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)對企業(yè)出口強度的影響不再顯著，而供給端的商業(yè)信用(應(yīng)收賬款)對企業(yè)出口強度卻具有了顯著的負(fù)向影響。

為此，本文擬通過文獻回顧，并借鑒程健、連玉君(2007)的研究，依據(jù)《巴塞爾新資本協(xié)議》的內(nèi)部評級體系構(gòu)建出的企業(yè)違約概率指標(biāo)代理銀行信貸融資約束[11]，并使用中國工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)和Heckman二階段模型，來驗證融資約束與企業(yè)出口決策及出口強度間的關(guān)系。

二、文獻綜述

通過梳理異質(zhì)性企業(yè)框架下研究關(guān)于融資約束與企業(yè)出口的文獻，可將代理融資約束的指標(biāo)變量大致歸納為三類：第一類指標(biāo)是以企業(yè)現(xiàn)金存量占總資產(chǎn)比例或企業(yè)現(xiàn)金流量來代表企業(yè)內(nèi)源性融資約束。以Chaney(2005)、Manova(2008)、孫靈燕(2011)、韓劍(2012)的研究為代表，大量文獻使用過以上指標(biāo)考察企業(yè)的內(nèi)部流動性②[3,7,12,13]。第二類指標(biāo)是企業(yè)的應(yīng)付賬款或應(yīng)收賬款，雖然同是代理商業(yè)信用，但這兩個指標(biāo)的考察角度不盡相同。使用應(yīng)付賬款來衡量企業(yè)商業(yè)信用，實質(zhì)是依據(jù)出口企業(yè)得到上游企業(yè)產(chǎn)品的賒銷或資金的借貸[13]。以企業(yè)應(yīng)收賬款來衡量商業(yè)信用，實質(zhì)是依據(jù)出口企業(yè)對下游企業(yè)的產(chǎn)品賒銷和資金借貸[6,9]。大多數(shù)關(guān)于企業(yè)出口的研究文獻對商業(yè)信用的考察側(cè)重點僅限于供求關(guān)系的單個方面，也就是說，使用應(yīng)付賬款來衡量，其實是從企業(yè)需求端來考察商業(yè)信用；而使用應(yīng)收賬款來衡量，是從企業(yè)供給端來考察商業(yè)信用，如果混淆這兩者的區(qū)別，在考察融資約束對企業(yè)出口的影響時就可能產(chǎn)生片面結(jié)論。第三類指標(biāo)是以可抵押資產(chǎn)比例或利息支出來考察企業(yè)所受信貸融資約束的情況[4,8]。使用這些經(jīng)驗性的指標(biāo)雖可以反映出銀行授信對于企業(yè)融資約束成因的實質(zhì)，但是這些指標(biāo)在衡量信貸融資約束時比較片面，而且從銀行信用風(fēng)險角度來說這些指標(biāo)已經(jīng)不再是銀行授信的主要依據(jù)。

商業(yè)銀行采用內(nèi)部評級體系是中國銀監(jiān)會于2007年2月發(fā)布的《中國銀行業(yè)實施巴塞爾新資本協(xié)議指導(dǎo)意見》中的一項強制性規(guī)定。《巴塞爾新資本協(xié)議》內(nèi)部評級法的核心是分析企業(yè)的償債、盈利、運營和發(fā)展等方面的能力綜合計算得出企業(yè)的PD值。如果依據(jù)企業(yè)財務(wù)報表并通過銀行的內(nèi)部評級體系測算出的PD值高于銀行規(guī)定的閾值，企業(yè)幾乎無法獲得銀行授信。所以，以下將從信貸融資約束的觀測角度，借鑒程健和連玉君(2007)的研究③測算內(nèi)部評級體系得到企業(yè)PD值④，作為信貸融資約束的代理變量[11]。采用類似方法的研究還有：Muls(2008)在對企業(yè)信貸約束的衡量中，引入第三方信用保險公司Coface的評級體系，來測量一個企業(yè)所面臨的信貸融資約束[14]；陽佳余(2012)使用綜合財務(wù)指標(biāo)，得到了一個對企業(yè)的評分值等[15]。與以往研究不同，如果直接使用《巴塞爾新資本協(xié)議》中的內(nèi)部評級體系測算企業(yè)的PD值，則可以更加直接和準(zhǔn)確地衡量企業(yè)受到的信貸融資約束情況。

三、理論模型

參照Manova(2008)、Feenstra(2014)的理論模型[3，4]，消費者被賦予一單位的勞動力，并對不同商品的偏好替代彈性相同。代表性消費者的效用函數(shù)為典型的固定替代彈性( CES) 函數(shù):

(1)

(2)

考慮存在融資約束時的情況。假定企業(yè)的生產(chǎn)率φ和PD互不相關(guān)，因為銀行無法直接識別企業(yè)的生產(chǎn)率，但可以準(zhǔn)確識別企業(yè)的財務(wù)狀況[4]。因此，金融機構(gòu)很大程度上依靠對企業(yè)財務(wù)健康狀況的判斷決定是否對其授信。假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)率和PD值相互獨立，則企業(yè)完全依靠信貸融資來支付沉沒成本的情況下成功參與出口需要，同時滿足利潤約束條件和融資約束條件:

(3)

δΘ≥ωCf

(4)

式(4)中定義臨界信貸評級閾值δ⑥，而Θ為銀行授信額度。當(dāng)滿足δΘ≥ωCf時，意味著銀行授信高于企業(yè)的出口固定成本，否則企業(yè)將由于無法獲得銀行授信來支付出口固定成本而無法出口。

四、數(shù)據(jù)處理及結(jié)論分析

(一)數(shù)據(jù)處理與指標(biāo)選取

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于“中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”⑦，包括全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)。主要考察了制造業(yè)企業(yè)，剔除了二位數(shù)行業(yè)代碼為“13”開頭的“采掘業(yè)”觀測值、“42”開頭的“工藝品及其他制造業(yè)”、“43”開頭的“廢舊材料及廢棄資源回收加工業(yè)”對應(yīng)的企業(yè)。剔除了二位數(shù)行業(yè)代碼為“16”開頭的“煙草制造業(yè)”和四位數(shù)行業(yè)代碼大于“4320”的“水、電、氣供應(yīng)業(yè)”的觀測值。同時，為了減少數(shù)據(jù)集中的異常觀測值，參考聶輝華(2012)的方法[16]，剔除了下述的觀測值：(1)關(guān)鍵變量資產(chǎn)總計、負(fù)債合計、流動負(fù)債合計、實收資本、工業(yè)總產(chǎn)值和出口交貨值等為負(fù)的觀測值；(2)明顯不符合會計原則的觀測值，即累計折舊小于當(dāng)期折舊、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)、總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值、總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)或者工業(yè)總產(chǎn)值小于出口交貨值的觀測值；(3)刪除出口交貨值、流動資產(chǎn)合計、流動負(fù)債合計、利潤總額、利息支出、主營業(yè)務(wù)成本、存貨合計、主營業(yè)務(wù)收入和現(xiàn)金流入中存在缺失的觀測值。以實收資本控股將企業(yè)分為國有企業(yè)、民營企業(yè)、外資企業(yè)、集體企業(yè)、法人企業(yè)及港澳臺企業(yè)。由于主要考察對象為國有企業(yè)、外資企業(yè)和民營企業(yè)，所以，以企業(yè)注冊類型和實收資本控股為篩選條件選取這三類企業(yè)樣本。對于企業(yè)注冊類型不明確的問題樣本，以實收資本控股為準(zhǔn)。

本文的被解釋變量是企業(yè)出口決策和出口強度。當(dāng)企業(yè)出口交貨值大于0時，出口決策取值為1，否則取值為0。出口強度用出口交貨值與主營業(yè)務(wù)銷售收入之比表示。另外，從信用風(fēng)險角度研究企業(yè)融資約束與出口的關(guān)系，所以，核心解釋變量主要有企業(yè)違約概率和商業(yè)信用(企業(yè)違約概率的計算方法如前文所述)。商業(yè)信用是企業(yè)間通過賒銷而加強自身流動性的一種重要手段，為區(qū)分企業(yè)需求端和供給端商業(yè)信用，分別使用企業(yè)應(yīng)付賬款和應(yīng)收賬款與主營業(yè)務(wù)銷售收入比值作為代理變量。其余控制變量和測算方法解釋如下：(1)企業(yè)全要素生產(chǎn)率以LP半?yún)?shù)回歸方法加以估算，這種方法能夠?qū)⑸a(chǎn)決策同步性偏差和樣本選擇偏差控制到最小[17]；(2)人力資本使用應(yīng)付工資總數(shù)與企業(yè)職工人數(shù)之比來衡量，即職工平均工資作為衡量人力資本的代理變量，人力資本均值高的企業(yè)進入出口市場的概率較大；(3)人均資本使用企業(yè)固定資產(chǎn)與職工總數(shù)之比，中國出口的比較優(yōu)勢在于勞動力價格低廉，這對企業(yè)出口有重要影響；(4)企業(yè)年齡由企業(yè)成立年份與統(tǒng)計年份求差得出；(5)企業(yè)所有制為虛擬變量，分為國有企業(yè)、外資企業(yè)和民營企業(yè)，其中以民營企業(yè)為基準(zhǔn)變量。具體樣本變量的描述與統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量樣本描述統(tǒng)計⑦

注:人力成本、人均資本使用原值取對數(shù)后的統(tǒng)計值，其他變量使用計算出的原值。

從表1中可以看出，持續(xù)出口企業(yè)的違約概率值比間斷出口企業(yè)和非出口企業(yè)都低，這表明持續(xù)出口企業(yè)通過銀行內(nèi)部評級后被評定的級別會更高，這樣獲得銀行授信的可能性會更大。商業(yè)信用(應(yīng)收賬款)均值幾乎沒有差異，可見國內(nèi)企業(yè)都會受到這種企業(yè)間的債務(wù)拖欠而形成的強制性信用的影響。非出口企業(yè)的商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)相比持續(xù)出口企業(yè)并不明顯偏低，但間斷出口企業(yè)的商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)明顯偏高，這說明間斷出口企業(yè)商業(yè)信用獲得的波動較大。比較三類企業(yè)的全要素生產(chǎn)率和人力成本，持續(xù)出口企業(yè)要顯著高于另外兩類企業(yè)，而非出口企業(yè)的人均資本要比出口企業(yè)稍高。從企業(yè)存續(xù)時間上看，持續(xù)出口企業(yè)最短，非出口企業(yè)最長。

(二)融資約束與企業(yè)出口決策

出口固定成本的存在導(dǎo)致融資能力強的異質(zhì)性企業(yè)選擇參與出口的可能性更大，企業(yè)融資能力主要取決于銀行信貸和商業(yè)信用。而在企業(yè)選擇是否出口時，銀行授信對于企業(yè)克服出口固定成本起著決定性的作用。參照已有文獻建立計量模型，用來考察融資約束對企業(yè)出口參與的影響。當(dāng)被解釋變量只選取0和1時，使用OLS難以獲得理想的估計結(jié)果，因此，適合使用二值選擇模型來代替OLS。選用Probit回歸模型，作為一種非線性回歸模型，它建立在隨機效用最大化的理論基礎(chǔ)上，并且假設(shè)隨機變量服從正態(tài)分布，能夠更好地估計實證結(jié)果，建立模型如下：

EXDUMit=α0+α1PDi(t-1)+α2TCPi(t-1)+

β1TFPi(t-1)+β2WAGEi(t-1)+β3KLRi(t-1)

+β4AGEi(t-1)+x1SOEi+EXDUMi(t-1)+

TIMEDUM+PROVDUM+INDDUM+εit

(1)

其中，EXDUMit表示企業(yè)出口虛擬變量，其值為1表示企業(yè)i在第t年出口；其值為0表示企業(yè)i在第t年不出口。PDi(t-1)表示i企業(yè)在第t-1年的違約概率。式中指標(biāo)下標(biāo)i和t以及t-1與以上指標(biāo)下標(biāo)含義相同。TCPi(t-1)代表商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)，TFPi(t-1)代表企業(yè)全要素生產(chǎn)率，WAGEi(t-1)代表人力成本，KLRi(t-1)代表人均資本，AGEi(t-1)代表企業(yè)存續(xù)年限，SOEi代表企業(yè)所有制虛擬變量，EXDUMi(t-1)代表出口虛擬變量，TIMEDUM、PROVDUM、INDDUM分別表示時間、省份、行業(yè)的虛擬變量，εit為誤差項。為避免內(nèi)生性問題，對違約概率、商業(yè)信用、全要素生產(chǎn)率、人力成本、人均資本、企業(yè)年限和出口決策解釋變量進行滯后一期處理，以避免隨機擾動項和模型中解釋變量可能存在的相關(guān)性而對估計結(jié)果產(chǎn)生影響。表2展示了模型(1)的估計結(jié)果。

由表2 可以看出，核心解釋變量違約概率顯著為負(fù)，表明企業(yè)違約概率越大，越不容易獲得銀行授信，所受到的銀行信貸融資約束越大，從而克服出口沉沒成本的難度加大，則企業(yè)出口相對概率越低。在區(qū)分企業(yè)所有制后，兩者間的負(fù)向關(guān)系仍然非常顯著，表明雖然我國信貸融資存在“信貸歧視”的現(xiàn)象，但在商業(yè)銀行引入內(nèi)部評級體系后對企業(yè)的授信更趨理性。平滑時間、地區(qū)和行業(yè)等外部因素帶來的影響后，企業(yè)授信融資仍然明顯受制于自身的違約概率。相對而言，商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)對出口決策的影響卻顯著為正。商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)高的企業(yè)能夠獲得上游企業(yè)更多的支持，這可讓企業(yè)內(nèi)部財務(wù)調(diào)整空間更具彈性，充足的流動性使其更有可能克服一系列出口沉沒成本。由此看來，商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)在企業(yè)出口決策中的確起到了顯著的正向作用。另外，控制變量中企業(yè)的全要素生產(chǎn)率顯著為正，這符合Melitz異質(zhì)性企業(yè)的“自選擇效應(yīng)”。企業(yè)人力成本高，可能是由于工人技術(shù)水平高，所以，對應(yīng)收入也會超過行業(yè)平均水平，這對企業(yè)出口決策有正向影響。企業(yè)人均資本與出口決策顯著負(fù)相關(guān)，說明我國勞動力資源豐富而廉價。企業(yè)成立年限對企業(yè)出口決策影響顯著為負(fù)。成立時間越長的企業(yè)，企業(yè)產(chǎn)品的本土化適應(yīng)能力越強，這意味著企業(yè)產(chǎn)品的國內(nèi)銷售渠道比較穩(wěn)定，所以企業(yè)出口傾向不強。出口決策的滯后一期對企業(yè)的下一期出口決策有顯著的正向影響，這表明已經(jīng)出口的企業(yè)在行業(yè)環(huán)境及整體經(jīng)濟形態(tài)不發(fā)生較大改變的前提下會盡量保持出口。國有企業(yè)相對民營企業(yè)出口意愿顯著更低，而外資企業(yè)相比民營企業(yè)出口傾向顯著更高。

注:(1)系數(shù)為均值處的邊際效應(yīng)(虛擬變量“出口決策”“國有企業(yè)”和“外資企業(yè)”除外);(2)除“國有企業(yè)”“外資企業(yè)”和“出口決策”變量外，回歸方程內(nèi)其余變量取自然對數(shù);(3) 除“國有企業(yè)”和“外資企業(yè)”變量外，回歸方程內(nèi)其余變量取滯后一期;(4)顯著性: *表示10%，**表示5%，***表示1%;(5)因文章篇幅所限，結(jié)果并未全部報告，如有需要可向作者索取。

(三)融資約束與企業(yè)出口強度

考察融資約束對企業(yè)出口強度的影響，構(gòu)建計量模型如下：

EXRATIOit=α0+α1PDi(t-1)+α2TCPi(t-1)+

β1TFPi(t-1)+β2WAGEi(t-1)+β3KLRi(t-1)+

β4AGEi(t-1)+x1SOEi+TIMEDUM+

PROVDUM+INDDUM+εit

(2)

EXRATIOit表示出口強度，由出口交貨值與主營業(yè)務(wù)收入比值衡量。模型(2)中的其他指標(biāo)與模型(1)中的指標(biāo)含義相同。企業(yè)出口決策和出口強度密切相關(guān)，如果使用最小二乘回歸直接得到出口強度與各個指標(biāo)值間的關(guān)系，就可能忽略了出口決策對出口強度所產(chǎn)生的影響，從而出現(xiàn)估計的偏誤。所以，借鑒Helpman(2008)的處理方法，選擇使用Heckman兩階段估計法進行綜合分析[18]。Heckman選擇模型所使用的方法是：首先，使用probit回歸估計出口決策方程，也就是模型(1)，從而獲得出口概率的估計系數(shù)λ；然后，將λ作為控制變量加入到出口強度方程中，即模型(2)。但是，在建立模型(2)的過程中，出口決策系數(shù)λ可能與模型(1)中的解釋變量高度相關(guān)而出現(xiàn)多重共線性，因而必須設(shè)置至少一個影響出口決策但對出口強度沒有偏效應(yīng)的工具變量。在此，將企業(yè)上一期的出口決策變量EXDUMi(t-1)作為模型(2)的工具變量。估計結(jié)果如表3所示。

注:注釋內(nèi)容與表2相同。

表3的估計結(jié)果中，使用了Heckman兩階段選擇模型，米爾斯 -蘭伯特驗證系數(shù)都顯著，這說明直接使用OLS回歸存在選擇性偏誤。為了消除行業(yè)經(jīng)濟周期、不同地區(qū)對企業(yè)不同的補貼政策以及不同時點帶來的內(nèi)生性問題，控制了這些不確定因素。代表銀行信貸約束指標(biāo)的違約概率系數(shù)顯著為負(fù)，這表示企業(yè)的出口強度顯著受到信貸融資約束的抑制作用。出口企業(yè)一方面要克服出口固定成本時會受到銀行信貸約束制約，另一方面，企業(yè)出口強度的增加同樣顯著受到銀行信貸約束。出口企業(yè)突破出口固定成本后，想要提高出口強度勢必要擴大生產(chǎn)規(guī)模或拓展外部市場銷售渠道，只有持續(xù)的銀行信貸支持才能夠讓企業(yè)保持并擴大出口量。全要素生產(chǎn)率及人力成本對企業(yè)出口強度的影響為正。人均資本和企業(yè)成立年限的影響顯著為負(fù)，表明具有更優(yōu)質(zhì)勞動力資源的新企業(yè)在出口的強度上更有優(yōu)勢。值得特別注意的是，商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)指標(biāo)代表著企業(yè)在需求端受到的約束。所以，上游企業(yè)給予的商業(yè)信用越多，企業(yè)受到融資約束的可能性更小，也就是理論上結(jié)果應(yīng)該與表2中結(jié)果相似?？墒?，Heckman模型的回歸結(jié)果并不顯著甚至符號為負(fù)，這與現(xiàn)實邏輯相悖。原因可能是對于出口企業(yè)來說，受到來自于商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)的融資約束可能并非是在需求端出了問題。為此，重新梳理樣本，刪除非出口企業(yè)，僅保留間斷出口及持續(xù)出口企業(yè)。參考已有文獻研究，將商業(yè)信用(應(yīng)收賬款)放于模型(3)中與模型(2)對比。其中以FTCPi(t-1)表示商業(yè)信用(應(yīng)收賬款)，其他指標(biāo)含義與模型(2)相同。

EXRATIOit=α0+α1PDi(t-1)+α2FTCPi(t-1)+

β1TFPi(t-1)+β2WAGEi(t-1)+β3KLRi(t-1)+

β4AGEi(t-1)+x1SOEi+TIMEDUM+

PROVDUM+INDDUM+εit

(3)

現(xiàn)有文獻多使用商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)來表示企業(yè)受到的融資約束問題。因為應(yīng)付賬款代表著上游企業(yè)對出口企業(yè)的賒銷，若企業(yè)商業(yè)信用高，則取得上游企業(yè)原材料或中間產(chǎn)品賒銷的可能性越大，這顯然對企業(yè)出口強度的增加是有利的。但是，從表4中第(2)列和第(4)列來看，商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)并不顯著，甚至對企業(yè)的出口強度具有負(fù)向作用，這完全與現(xiàn)實相背離。但是將企業(yè)在需求端的商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)替換為供給端的商業(yè)信用(應(yīng)收賬款)時，可以看到表4中的第(1)列和第(3)列的結(jié)果變得非常顯著。根據(jù)企業(yè)應(yīng)收賬款的合理性分析，應(yīng)收賬款代表著本企業(yè)對其他企業(yè)的賒銷，實際是對企業(yè)資金的一種占用。

表4 融資約束對企業(yè)出口強度的影響機制

注:(1)表中變量“全要素生產(chǎn)率”“人力成本”“人均資本”“企業(yè)成立年限”因變化不大，為避免重復(fù)討論，未再列出。(2)其余注釋內(nèi)容與表2相同。

資金占用會影響到企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營，這體現(xiàn)在應(yīng)收賬款占用企業(yè)大量資金，同時導(dǎo)致企業(yè)在取得銷售收入之前就產(chǎn)生了納稅義務(wù)，增加了稅金流出。這些都對企業(yè)的流動性產(chǎn)生較大的不利影響，造成企業(yè)的融資約束問題。而且可以看到表4第1、3列第2行中的系數(shù)符號與企業(yè)的出口強度相反，從而印證了商業(yè)信用(應(yīng)收賬款)對企業(yè)出口強度造成了負(fù)向影響。分析這種影響機制的形成根源有以下幾個因素：(1)出口企業(yè)獲取銀行信貸的融資能力較強，但同時我國存在大量企業(yè)無法直接從銀行取得授信，從而導(dǎo)致融資能力強的企業(yè)會成為其他企業(yè)的借債目標(biāo)。(2)由于出口企業(yè)的生產(chǎn)率較高，所以，更有可能對下游企業(yè)提供中間品的賒銷。已有學(xué)者指出，在中國企業(yè)間的債務(wù)拖欠現(xiàn)象已經(jīng)形成一種“強制性信用”。(3)以上原因造成了出口企業(yè)在出口密集度上的融資約束問題。從表4中最右兩列也可以看出，國有出口企業(yè)在出口強度上相對民營企業(yè)更容易受到制約，外資企業(yè)相對其他類型企業(yè)更傾向于增加出口量。

五、結(jié)論與啟示

以上使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1998-2014年的面板數(shù)據(jù)，研究融資約束對企業(yè)出口造成的影響。具體來說，自《巴塞爾新資本協(xié)議》實施以來，在我國銀行中普遍使用的信用風(fēng)險內(nèi)部評級體系來測算企業(yè)違約概率，并以此作為衡量企業(yè)所受信貸融資約束的代理變量，計量分析結(jié)果表明：企業(yè)違約概率越高，其出口概率和出口強度都會減?。环粗?，則會增大。這說明企業(yè)在出口決策和出口強度上都主要受到銀行信貸融資約束的影響。另外，在使用Heckman模型考察對企業(yè)出口強度影響時，發(fā)現(xiàn)代理商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)的融資約束指標(biāo)的影響變得不再顯著。通過對比代理商業(yè)信用(應(yīng)付賬款)的指標(biāo)，認(rèn)為影響企業(yè)出口強度的機制不再是來自上游企業(yè)的賒銷構(gòu)成的商業(yè)信用，而是商業(yè)信用(應(yīng)收賬款)對出口企業(yè)資源的擠占限制了企業(yè)出口密集度的增加。

從以上研究可獲得一些啟示：第一，我國銀行業(yè)存在信貸歧視現(xiàn)象由來已久，但這也可以理解為是銀行逐利的本性所致，僅僅依靠宏觀政策調(diào)整恐怕難有改善。所以，對于需要融資的出口企業(yè)來說，最好是直面銀行對企業(yè)所做的評估，提高企業(yè)自身的償債能力、盈利能力、運營能力和發(fā)展能力，只有這樣才能順利通過銀行對企業(yè)的信用風(fēng)險內(nèi)部評級。第二，由于國內(nèi)企業(yè)之間普遍存在債務(wù)拖欠問題，企業(yè)在商業(yè)信用的需求端和供給端應(yīng)該做好平衡，以防商業(yè)信用的其中一端出現(xiàn)問題而對企業(yè)的出口造成影響。第三，切實做好國有企業(yè)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和資源整合，加強國有企業(yè)產(chǎn)品競爭力與企業(yè)核心競爭力，讓更多的國有企業(yè)成為國際市場上的有力競爭者。

注釋:

① 銀行內(nèi)部評級體系所確定違約概率閾值根據(jù)不同銀行對風(fēng)險的偏好調(diào)整其內(nèi)部評級模型參數(shù)確定。

② 主要討論外源性融資約束，所以，在此對內(nèi)源性融資約束指標(biāo)不多做討論。

③ 選用程建和連玉君的測算方法有以下原因：首先，他們的研究給出了基于《巴塞爾新資本協(xié)議》標(biāo)準(zhǔn)中關(guān)于違約概率測算的系統(tǒng)性方法。其次，標(biāo)準(zhǔn)模型中選用了我國上市公司的數(shù)據(jù)進行測算，其結(jié)果具有較高的代表性。再次，他們對于標(biāo)準(zhǔn)模型的最終結(jié)果采用了嚴(yán)格的驗證方法，保證了模型的準(zhǔn)確性。

④ 計算違約概率指標(biāo)值時，選用了結(jié)構(gòu)型組合(違約概率預(yù)測準(zhǔn)確率更高)中的財務(wù)因素指標(biāo)，包括速動比率、利息保障倍數(shù)、存貨周轉(zhuǎn)率、主營業(yè)務(wù)利潤率和主營業(yè)收入現(xiàn)金比率等5個風(fēng)險評級指標(biāo)。在使用以上指標(biāo)測算企業(yè)違約概率過程中進行多重共線性檢測。其中，以速動比率為基準(zhǔn)變量，其余各個變量依據(jù)vif檢驗判斷來看，均值不大于1且每一個變量值均小于10。在計算企業(yè)違約概率的過程中也有兩個問題：一是計算企業(yè)違約概率時，并未考慮非財務(wù)指標(biāo)因素可能帶來的影響。由于非財務(wù)因素難以觀測和量化為具體數(shù)據(jù)來測算對企業(yè)違約帶來的影響，而且其帶有較強的區(qū)域性特征，所以，嘗試將行業(yè)經(jīng)濟周期和不同地區(qū)對企業(yè)不同的補貼政策以及不同時點可能帶來的問題一并放置于回歸模型中，使用固定效應(yīng)模型加以解決。二是在使用logistic模型計算企業(yè)違約概率時，直接使用程建和連玉君的財務(wù)指標(biāo)系數(shù)。一方面，由于采用的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的企業(yè)數(shù)據(jù)無法支持完整測算風(fēng)險指標(biāo)系數(shù)；另一方面，程建和連玉君測算出的風(fēng)險指標(biāo)系數(shù)依據(jù)于上市企業(yè)公開的財務(wù)數(shù)據(jù)，具有較強準(zhǔn)確性和可信性，且計算過程完全符合《巴塞爾新資本協(xié)議》中的標(biāo)準(zhǔn)，所以，直接使用其指標(biāo)系數(shù)來測算了企業(yè)的PD值。

⑤ 因主要考察融資約束對企業(yè)出口的影響，所以，Melitz的關(guān)于企業(yè)出口生產(chǎn)率“自選擇效應(yīng)”的內(nèi)容不再詳細(xì)推導(dǎo)。

⑥ 其中δ值為PD值的倒數(shù)，選用的信貸評級標(biāo)準(zhǔn)為PD值20%分位數(shù)之前的企業(yè)。

⑦ 該數(shù)據(jù)庫的全稱為“全部國有及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫”，其樣本范圍為全部國有工業(yè)企業(yè)以及規(guī)模以上非國有工業(yè)企業(yè)，其統(tǒng)計單位為企業(yè)法人。

⑧ 樣本變量統(tǒng)計表中變量：t值是依據(jù)企業(yè)是否出口得出t檢驗的統(tǒng)計值。

⑨ 自2004年1月1日起，我國改革了出口退稅機制，確定了“新賬不欠，老賬要還，完善機制，共同負(fù)擔(dān)，推進改革，促進發(fā)展”的原則，導(dǎo)致大量企業(yè)于2004年開始上報出口貿(mào)易數(shù)據(jù)。鑒于此，將面板數(shù)據(jù)中僅在2004年顯示有出口值而在其他年份沒有出口值的企業(yè)認(rèn)定為非出口企業(yè)。

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(責(zé)任編輯:王鐵軍)

On the Impact of Financing Constraints on Enterprises to Export Heckman Validation: A Perspective of Bank Credit Risk

ZHANG Zuomin,KONG Qingfeng

(SchoolofEconomics,ShanDongUniversity,Jinan,Shandong250100,China)

This paper studies the impact of financing constraints of export of enterprises based on balanced panel data from China's Industrial Enterprises Database from 1998 to 2014 from the perspective of the bank credit risk internal rating. The results show that bank credit financing constraints, have significant negative correlation relationship with export intensity and enterprise decision -making. At the same time, Heckman two -phase model studies turn out that the influence and mechanism of different forms of commercial credit to the enterprise decision -making and export strength changes with the location of the supply and demand side of enterprise. Moreover, enterprise export decision only has a significantly positive effect on commercial credit of demand side with no significant effect on export strength. Commercial credit of supply side has a significantly negative correlation with the intensity of enterprises export.

financing constraints; bank credit risk; commercial credit; Heckman model

2016 -08 -30

國家社會科學(xué)基金青年項目(14CJY001)、西藏自治區(qū)哲學(xué)社會科學(xué)專項資金項目 (16BJY005)

張左敏(1980—)，男，山東濟南人，山東大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院博士研究生，研究方向：國際貿(mào)易；孔慶峰(1963—)，男，山東曲阜人，博士，山東大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院教授，研究方向：國際貿(mào)易。

F832.42

A

1003 -7217(2017)02 -0023 -07