祝樹金 李 江 鐘騰龍

一、引言

近年來，受國際金融危機(jī)、貿(mào)易保護(hù)主義及新冠疫情等因素影響，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨的外部環(huán)境日趨復(fù)雜，不穩(wěn)定性和不確定性明顯增加。2022 年中央經(jīng)濟(jì)工作會議明確指出，中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍面臨“需求收縮、供給沖擊、預(yù)期轉(zhuǎn)弱”三重壓力，應(yīng)堅持“穩(wěn)字當(dāng)頭、穩(wěn)中求進(jìn)”的發(fā)展戰(zhàn)略。對外貿(mào)易是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“三駕馬車”之一，保持對外貿(mào)易的穩(wěn)定增長和結(jié)構(gòu)優(yōu)化，對國民經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行和高質(zhì)量轉(zhuǎn)型具有重要意義。然而，我國出口正面臨著前所未有的匯率風(fēng)險: 一方面，貿(mào)易摩擦、新冠疫情等事件造成貿(mào)易環(huán)境不確定性增大，而人民幣匯率市場化改革和人民幣國際化改革在持續(xù)推進(jìn)。在國內(nèi)外多重因素影響下，人民幣匯率的雙向波動成為常態(tài)，波動的幅度也逐漸放寬。另一方面，我國出口企業(yè)的依市定價能力普遍較弱，匯率對價格的傳遞率遠(yuǎn)高于發(fā)達(dá)國家，出口產(chǎn)品價格較大程度受到匯率波動的影響(Amiti 等，2014)。在競爭激烈的國際市場中，消費(fèi)者需求對價格的變化十分敏感，匯率的波動及其對價格的傳遞會給我國出口企業(yè)帶來極大的不確定性，不利于我國出口的穩(wěn)定增長和轉(zhuǎn)型。對人民幣匯率傳遞效應(yīng)較高這一現(xiàn)象的分析和解釋，是關(guān)系我國企業(yè)出口競爭力和貿(mào)易增長的重要研究問題。

綜觀已有研究，學(xué)者們對匯率不完全傳遞現(xiàn)象的解釋經(jīng)歷了從宏觀到微觀不斷深化認(rèn)識的過程。傳統(tǒng)的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)模型認(rèn)為市場是完全競爭的，根據(jù)一價定律和購買力平價理論，匯率變動對出口產(chǎn)品價格具有完全傳遞效應(yīng)。隨著1973 年布雷頓森林體系的瓦解，主要經(jīng)濟(jì)體由固定匯率制度轉(zhuǎn)為浮動匯率制度時，發(fā)現(xiàn)匯率對價格的傳遞效應(yīng)是不完全的。這一匯率調(diào)整之謎使人們意識到一價定律和購買力平價理論的局限性，經(jīng)濟(jì)學(xué)家開始嘗試對匯率不完全傳遞現(xiàn)象進(jìn)行解釋。在早期研究中，學(xué)界主要從國家或行業(yè)的宏觀層面，從通貨膨脹、比較優(yōu)勢及加工貿(mào)易特征(陳學(xué)彬等，2007) 等視角對匯率的不完全傳遞進(jìn)行解釋。但由于產(chǎn)品價格是由企業(yè)直接決定，從企業(yè)或產(chǎn)品層面展開研究能夠更好地解釋匯率不完全傳遞的微觀機(jī)制，避免使用宏觀加總數(shù)據(jù)帶來的估計偏誤。因此，越來越多的學(xué)者們開始從微觀視角研究匯率對價格的不完全傳遞效應(yīng)。其中，最具代表性的理論為Krugman (1986) 提出的依市定價理論。該理論認(rèn)為，在市場可分割的前提下，不同商品在不同的進(jìn)口國市場可以進(jìn)行差別定價，出口企業(yè)會在匯率波動時調(diào)整其產(chǎn)品價格加成，維持以進(jìn)口國貨幣計價的出口產(chǎn)品價格相對穩(wěn)定以保持企業(yè)的市場份額，從而使得國外消費(fèi)者價格的變化幅度往往低于匯率變化的幅度，導(dǎo)致匯率傳遞不完全。依市定價理論從差別定價和價格加成調(diào)整的視角解釋了匯率的不完全傳遞，為匯率傳遞理論與異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的結(jié)合搭建了橋梁，隨著異質(zhì)性企業(yè)貿(mào)易理論的發(fā)展，該理論從產(chǎn)品質(zhì)量和企業(yè)特征(如企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)貿(mào)易行為等) 的角度展開研究，較好地解釋了匯率不完全傳遞的微觀機(jī)制(Berman 等，2012；Chen 和Juvenal，2016)，成為匯率不完全傳遞研究中的重要方向。目前，這方面已經(jīng)取得了比較豐富的研究進(jìn)展，但在以下方面亟待進(jìn)一步完善和拓展。

首先，融資約束對人民幣匯率傳遞的影響效應(yīng)和微觀機(jī)制需進(jìn)行進(jìn)一步考察。早期從企業(yè)特征視角展開的研究，主要關(guān)注企業(yè)生產(chǎn)率、企業(yè)進(jìn)口、配送成本、企業(yè)出口模式等因素對企業(yè)依市定價的影響。比如，Berman 等(2012) 分析了匯率發(fā)生變動時企業(yè)對其出口產(chǎn)品價格和數(shù)量進(jìn)行調(diào)整的行為，并采用1995—2005 年法國出口企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)率較高的企業(yè)在本幣貶值時會更大幅度提高其出口價格，匯率傳遞率較低。在此基礎(chǔ)上，Chatterjee 等(2013) 將研究視角拓展到多產(chǎn)品企業(yè)，并基于巴西的出口數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，得出了相似的結(jié)論。Bolatto 等(2022) 則指出企業(yè)出口模式的不同也會影響其依市定價行為。向訓(xùn)勇等(2016) 和韓劍等(2017) 從企業(yè)生產(chǎn)率、市場份額和進(jìn)口等視角，補(bǔ)充了基于中國的微觀證據(jù)。隨著金融市場的發(fā)展，融資約束對企業(yè)績效的影響逐漸受到學(xué)者們的關(guān)注。Strasser (2013) 指出面臨較高融資約束的企業(yè)其匯率傳遞率也相對較高。由于中國金融市場發(fā)展不完善、不均衡，且在一定程度上存在所有制歧視，使得企業(yè)(尤其是民營企業(yè)) 融資約束問題普遍存在，成為制約經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級和企業(yè)出口發(fā)展的瓶頸。中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)發(fā)布的《2015·中國企業(yè)經(jīng)營者問卷跟蹤調(diào)查報告》指出，融資約束是困擾中國企業(yè)發(fā)展的重要因素，對中國企業(yè)出口及產(chǎn)品定價具有重要影響(Fan 等，2015)。基于此，近年來學(xué)者們開始基于中國的微觀數(shù)據(jù)考察融資約束對匯率傳遞的影響(Dai 等，2021)。盡管現(xiàn)有研究指出企業(yè)融資約束是影響人民幣匯率傳遞的重要因素，但對其影響機(jī)制的探討還不夠充分，尤其缺乏將融資約束與其他重要的企業(yè)異質(zhì)性因素納入同一分析框架考察其交互影響機(jī)制的研究，本文旨在對此進(jìn)行補(bǔ)充和拓展。

其次，在研究產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響時，應(yīng)考慮消費(fèi)者對產(chǎn)品質(zhì)量的異質(zhì)性偏好。產(chǎn)品質(zhì)量是產(chǎn)品最重要的屬性，已有許多研究從產(chǎn)品質(zhì)量視角對匯率傳遞進(jìn)行理論和實(shí)證分析。Chen 和Juvenal (2016) 在Corsetti 和Dedola (2005) 的模型中引入差異化的質(zhì)量，基于阿根廷葡萄酒生產(chǎn)企業(yè)在2002—2009 年間的出口產(chǎn)品數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)高質(zhì)量產(chǎn)品具有相對高的成本加成率，這使得其出口商擁有較大的依市定價能力，從而匯率傳遞率較低。Auer 等(2018) 基于一個兩國貿(mào)易模型，考察了出口企業(yè)將不同質(zhì)量的產(chǎn)品出口到不同收入水平國家時的依市定價行為。研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品質(zhì)量越高，匯率傳遞率越低，并且進(jìn)口國收入水平越高，產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響作用也越大。王雅琦等(2015)、王雅琦和余淼杰(2020)、李保霞等(2020) 補(bǔ)充了基于中國的微觀證據(jù)。已有研究在模型中引入產(chǎn)品質(zhì)量時，大都假定消費(fèi)者效應(yīng)是關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量的線性函數(shù)，即對不同質(zhì)量的產(chǎn)品而言，產(chǎn)品質(zhì)量升級帶給消費(fèi)者的邊際效用增量是相同的。然而，Crinò 和Epifani (2012) 等研究認(rèn)為，消費(fèi)者對產(chǎn)品質(zhì)量的偏好可能因產(chǎn)品所在市場的不同而存在異質(zhì)性。在產(chǎn)品質(zhì)量較低的低端市場，生產(chǎn)者眾多，產(chǎn)品同質(zhì)化程度和替代彈性較高，且主要依靠價格進(jìn)行競爭，產(chǎn)品質(zhì)量升級帶來的溢價空間較小；隨著產(chǎn)品質(zhì)量的不斷提高，產(chǎn)品的差異化程度增大，消費(fèi)者對質(zhì)量偏好增大，產(chǎn)品質(zhì)量升級帶來的溢價空間也更大。根據(jù)這一分析，消費(fèi)者效用是關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量的凸函數(shù)假定可能比線性效用函數(shù)假定更加貼近現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)。在這種情況下，產(chǎn)品質(zhì)量對企業(yè)定價行為的影響是否會呈現(xiàn)新的特征? 這是值得進(jìn)一步探討的問題。

最后，在研究融資約束、產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響效應(yīng)時，不可忽略產(chǎn)品質(zhì)量和融資約束的相互作用關(guān)系。產(chǎn)品質(zhì)量偏低并且融資約束較高是我國出口企業(yè)存在的兩大問題，現(xiàn)有研究大多基于內(nèi)生產(chǎn)品質(zhì)量的視角，考察融資約束如何通過影響企業(yè)對產(chǎn)品質(zhì)量的選擇，進(jìn)而影響產(chǎn)品定價(Fan 等，2015)。然而，企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量也可能對企業(yè)的利潤和現(xiàn)金流造成不確定性沖擊。當(dāng)企業(yè)位于低端市場時，市場競爭激烈且利潤空間較小，企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級帶來的收益可能小于為此投入的成本，企業(yè)現(xiàn)金流吃緊導(dǎo)致財務(wù)狀況惡化，這會增大企業(yè)的外部金融依賴度，從而使企業(yè)受融資約束的影響增大(張杰，2015)。這意味著企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量可能會放大融資約束對企業(yè)依市定價能力的負(fù)面影響。當(dāng)企業(yè)處于高端市場時，競爭相對較低，產(chǎn)品附加值和利潤率較高，企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級能夠獲取較多的利潤，從而改善企業(yè)的財務(wù)狀況，降低其外部金融依賴度，企業(yè)依市定價能力受融資約束的影響可能隨產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)一步的提高而減小。根據(jù)以上分析，隨著企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量由低到高的變化，融資約束對匯率傳遞的影響大小可能會呈現(xiàn)先增大后減小的非線性變化。這是一個新的研究視角，且具有重要現(xiàn)實(shí)意義，需要將融資約束、產(chǎn)品質(zhì)量納入同一分析框架展開研究。

結(jié)合已有研究啟示及其不足，本文在Corsetti 和Dedola (2005) 構(gòu)建的進(jìn)口國市場為壟斷競爭的局部均衡模型上進(jìn)行適當(dāng)?shù)暮喕屯卣梗梃bChen 和Juvenal (2016) 等研究引入企業(yè)融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量，考察融資約束對匯率傳遞的影響，以及該影響效應(yīng)如何隨企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量的變化而變化。模型分析發(fā)現(xiàn)，融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量都是造成人民幣匯率不完全傳遞的重要因素，企業(yè)融資約束的緩解或產(chǎn)品質(zhì)量的提升，都能夠提高企業(yè)的價格加成，進(jìn)而提高其依市定價能力，降低匯率傳遞率。產(chǎn)品質(zhì)量在融資約束影響匯率傳遞時表現(xiàn)出調(diào)節(jié)效應(yīng): 隨著企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量由低到高變化，融資約束對匯率傳遞的影響也出現(xiàn)先增大后減小的倒U 形變化特征。在模型分析的基礎(chǔ)上，本文使用2000—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)數(shù)據(jù)的匹配數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，回歸結(jié)果證實(shí)了以上發(fā)現(xiàn)，尤其是使用子樣本分析法再次論證了這一倒U 形關(guān)系的存在，并基于依市定價理論，從產(chǎn)品價格加成的視角探討了倒U 形關(guān)系的微觀形成機(jī)制，實(shí)證結(jié)果也支持模型和機(jī)制分析結(jié)果。在考慮了內(nèi)生性、數(shù)據(jù)、指標(biāo)等方面可能存在的問題后，結(jié)果均保持穩(wěn)健。在拓展分析部分，本文區(qū)分了匯率升值和貶值兩種不同情形，進(jìn)一步考察了以上結(jié)論的非對稱性。結(jié)果表明，人民幣匯率傳遞既不完全也不對稱，由于我國出口企業(yè)缺乏足夠的市場勢力，在面臨匯率沖擊時更注重對市場份額的保護(hù)，我國出口企業(yè)在面臨人民幣匯率升值時調(diào)價幅度更大，匯率傳遞率更低，企業(yè)融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響作用也更大。

二、理論模型

(一) 消費(fèi)者需求

假定進(jìn)口國市場是壟斷競爭并且可分割的，在出口國向多個進(jìn)口國出口商品時，不同企業(yè)可以根據(jù)不同質(zhì)量的產(chǎn)品進(jìn)行差別定價，即存在依市定價行為。為了簡化分析，本文僅考慮一個兩國貿(mào)易模型: 中國向進(jìn)口國f 出口一定種類和數(shù)量的產(chǎn)品，不同種類的產(chǎn)品對f 國消費(fèi)者具有不變替代彈性，f 國消費(fèi)者效用是關(guān)于消費(fèi)數(shù)量和產(chǎn)品質(zhì)量的連續(xù)函數(shù)。已有研究大多假定消費(fèi)者對不同質(zhì)量產(chǎn)品的質(zhì)量偏好是無差異的，但實(shí)證表明不同消費(fèi)者群體對質(zhì)量的偏好可能存在差異。產(chǎn)品質(zhì)量越高，消費(fèi)者的質(zhì)量偏好越大，并更愿意對高質(zhì)量產(chǎn)品進(jìn)行支付，即消費(fèi)者效用是關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量單調(diào)遞增的凸函數(shù)。為此，本文借鑒Crinò 和Epifani (2012) 對消費(fèi)者效用函數(shù)進(jìn)行修正，將f 國代表性消費(fèi)者Cf的CES 效用函數(shù)表示如下:

其中，與Berman 等(2012) 一致，Ψ代表所有消費(fèi)產(chǎn)品的集合，并根據(jù)產(chǎn)品在企業(yè)內(nèi)的相對生產(chǎn)率φ對產(chǎn)品進(jìn)行排序，因此φ不僅區(qū)分了產(chǎn)品種類，也代表了企業(yè)在這一產(chǎn)品上的生產(chǎn)率。企業(yè)生產(chǎn)并出口不同質(zhì)量的產(chǎn)品，但每個企業(yè)都有一個核心產(chǎn)品，即其質(zhì)量最高、邊際成本最高的產(chǎn)品(Chen 和Juvenal，2016)；較高質(zhì)量的產(chǎn)品生產(chǎn)率較低，因?yàn)樯a(chǎn)該產(chǎn)品會有更高的邊際成本。參數(shù)xf(φ)代表f 國消費(fèi)者對產(chǎn)品φ的消費(fèi)量，σ＞1 表示不同種類產(chǎn)品間的替代彈性。q(φ)表示產(chǎn)品φ的產(chǎn)品質(zhì)量，指數(shù)參數(shù)m＞1，表示消費(fèi)者效用是關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量的凸函數(shù)。

在以上設(shè)定的基礎(chǔ)上，假定f 國代表性消費(fèi)者的總支出為Yf，產(chǎn)品φ在進(jìn)口國市場的銷售價格為，根據(jù)消費(fèi)者效用最大化原理，計算得到f 國代表性消費(fèi)者對產(chǎn)品φ的需求數(shù)量可以表示為:

(二) 企業(yè)出口成本

企業(yè)的生產(chǎn)和銷售行為可以由其成本函數(shù)來進(jìn)行刻畫。與Chen 和Juvenal (2016)一致，本文假設(shè)企業(yè)出口產(chǎn)品φ至f 國主要包括以下幾類成本: 中國與進(jìn)口國f 的冰山貿(mào)易成本τf＞1，包括裝載和運(yùn)輸成本等；只與出口目的國f 相關(guān)的出口固定成本Ff(為了簡化模型，本文設(shè)其為0)；分銷成本，假定每單位出口產(chǎn)品的成功銷售需要使用ηf單位的f 國勞動力，并且產(chǎn)品質(zhì)量越高，產(chǎn)生的分銷成本也越高。假設(shè)f 國的工資水平為wf，則每單位出口產(chǎn)品的分銷成本可表示為ηfwfqm(φ)。由于存在交易成本，以人民幣計價的企業(yè)出口定價pf(φ)與以進(jìn)口國貨幣計價的消費(fèi)者價格(φ)間也存在差異。假設(shè)εf為中國與進(jìn)口國f 之間的名義匯率，則pf(φ)與(φ)的關(guān)系為:

假定出口企業(yè)只使用國內(nèi)勞動力要素進(jìn)行生產(chǎn)，w為國內(nèi)工資水平，由于存在冰山成本，企業(yè)生產(chǎn)并出口xf(φ)單位的產(chǎn)品φ到f 國的成本(以出口國貨幣計價) 為:

進(jìn)一步考慮企業(yè)面臨融資約束的情況。與Manova (2013)、Fan 等(2015) 一致，本文假定所有出口企業(yè)在籌集資金支付其出口總成本cf(φ)時都會面臨融資約束: 出口企業(yè)無法依靠自身的資金完全支付出口成本，存在外部融資需求；此外，出口企業(yè)能夠獲取的外部融資是具有一定限度的，即存在流動性約束。①本文沒有考慮完全無法進(jìn)行外部融資這種特殊情況，考慮到企業(yè)的融資渠道具有多樣性，本文認(rèn)為企業(yè)可以通過直接融資、間接融資以及企業(yè)法人社會關(guān)系等方式籌集部分所需資金。對于企業(yè)的外部融資需求，本文借鑒Manova (2013)、Fan 等(2015) 的做法，假定企業(yè)的生產(chǎn)成本cf(φ)中，只有(1－a)cf(φ)部分能夠由企業(yè)自身支付，其余的acf(φ)部分需要企業(yè)進(jìn)行外部融資，因此參數(shù)a∈(0，1)刻畫了企業(yè)的外部融資需求，a越大，企業(yè)的外部融資需求越大；使用借貸利率來表示企業(yè)面臨的流動性約束，假定企業(yè)需要為其獲取的外部融資支付利率為r的利息，參數(shù)r越大，表示企業(yè)進(jìn)行外部融資的成本越高。在相同條件下，融資利息率越高，企業(yè)所負(fù)擔(dān)的利息費(fèi)用支出越多，其投融資收益率越低，這會降低企業(yè)的外部融資規(guī)模，因此，借貸利率r可近似表示企業(yè)面臨的流動性約束。參數(shù)a和r綜合刻畫了企業(yè)面臨融資約束的情況。

(三) 最優(yōu)定價

根據(jù)前文假設(shè)條件，出口企業(yè)的利潤函數(shù)可表示為:

其中，Markupf(φ)＝表示產(chǎn)品φ的價格加成①在考慮融資成本后，產(chǎn)品φ 的邊際成本變?yōu)椋硎颈緡c進(jìn)口國f 之間的實(shí)際匯率。由式(7) 可知，由于m＞1，產(chǎn)品定價和價格加成都是關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量單調(diào)遞增的凸函數(shù)。融資約束雖然提高了產(chǎn)品定價，但降低了產(chǎn)品的價格加成。根據(jù)式(7) 計算產(chǎn)品φ價格的匯率彈性:

將價格的匯率彈性對產(chǎn)品質(zhì)量q和融資約束a*分別求導(dǎo)得到:

式(9) 和式(10) 表明，價格的匯率彈性與融資約束a*負(fù)相關(guān)，而與產(chǎn)品質(zhì)量q正相關(guān)，即融資約束趨緊時，價格的匯率彈性降低，產(chǎn)品質(zhì)量越高，其價格的匯率彈性越高。由此可以得到假說1。

假說1: 在其他條件不變時，企業(yè)面臨的融資約束越高，在實(shí)際匯率發(fā)生波動時，出口產(chǎn)品價格的匯率彈性越小，匯率傳遞效應(yīng)越大；企業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量越高，出口產(chǎn)品價格的匯率彈性越大，匯率傳遞效應(yīng)越小。

從式(7) 可以看到，企業(yè)面臨融資約束時會產(chǎn)生額外的融資成本，在其他條件不變時，這會降低企業(yè)出口產(chǎn)品的價格加成率，從而降低企業(yè)在面臨匯率沖擊時對其出口產(chǎn)品定價進(jìn)行調(diào)整的空間。因此，在實(shí)際匯率波動時，企業(yè)的融資約束越高，其依市定價能力越弱，產(chǎn)品調(diào)價幅度越小，產(chǎn)品價格的匯率彈性也越小，匯率傳遞效應(yīng)則越大。而高質(zhì)量產(chǎn)品有相對較高的定價以及價格加成，在面臨匯率沖擊時的調(diào)價空間較大，產(chǎn)品價格的匯率彈性越大，匯率傳遞效應(yīng)越小。

本文進(jìn)一步考察融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的交互影響機(jī)制。一般來說，企業(yè)的融資約束具有明顯的行業(yè)屬性(Kroszner 等，2007)，且與企業(yè)規(guī)模、企業(yè)所有制屬性等因素相關(guān)，短期內(nèi)難以發(fā)生變動；而企業(yè)對產(chǎn)品質(zhì)量的選擇則較為靈活，通過控制生產(chǎn)中的投入和技術(shù)，企業(yè)可以在短期內(nèi)實(shí)現(xiàn)對產(chǎn)品質(zhì)量的調(diào)整。一個值得深究的問題是:產(chǎn)品質(zhì)量的變動導(dǎo)致產(chǎn)品價格和價格加成發(fā)生變動，將如何影響融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)? 為了考察產(chǎn)品質(zhì)量與融資約束對匯率傳遞的交互影響機(jī)制，將?e/?a*記作，將其絕對值對產(chǎn)品質(zhì)量q(φ) 求偏導(dǎo)數(shù)，則有②融資約束與產(chǎn)品質(zhì)量間可能還有其他交互影響機(jī)制，如融資約束可能通過影響產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)而影響匯率傳遞?？紤]到Berman 等(2012)、Chen 和Juvenal (2016) 的模型框架都未討論產(chǎn)品質(zhì)量的內(nèi)生決定機(jī)制，并且本文主要關(guān)注產(chǎn)品質(zhì)量在融資約束影響匯率傳遞時的調(diào)節(jié)效應(yīng)，因此本文在模型中未對企業(yè)融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量的其他相互影響關(guān)系進(jìn)行探討。:

上式中｜ea*｜表示融資約束對價格的匯率彈性的作用大小，而?｜ea*｜/?q則表示這一作用如何受到產(chǎn)品質(zhì)量的影響。從式(11) 可以得出，在其他條件不變且給定m的情況下，存在產(chǎn)品質(zhì)量的臨界值，當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量低于該臨界值時，有，從而?｜ea*｜/?q＞0，產(chǎn)品質(zhì)量的提升會加大融資約束對價格的匯率彈性的影響；而當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量大于該臨界值q*時，有?｜ea*｜/?q＜0，此時產(chǎn)品質(zhì)量的上升會降低融資約束對價格的匯率彈性的影響。根據(jù)以上分析可以得到假說2。

假說2: 在其他條件不變時，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)隨產(chǎn)品質(zhì)量的提升表現(xiàn)為倒U 形變化趨勢。當(dāng)出口產(chǎn)品質(zhì)量低于q*這一臨界值時，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)會隨著產(chǎn)品質(zhì)量的增大而遞增；當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量高于臨界值q*時，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)會隨著產(chǎn)品質(zhì)量的增大而遞減。

三、計量模型與數(shù)據(jù)說明

(一) 計量模型設(shè)定

本文借鑒Chen 和Juvenal (2016)、王雅琦等(2015)，結(jié)合以上理論分析，設(shè)定如下計量模型考察融資約束或產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響:

其中，被解釋變量priceijkt為企業(yè)i在t年向j國出口產(chǎn)品k的價格，解釋變量中reerit為企業(yè)i在t年的實(shí)際有效匯率；finconit表示企業(yè)i在t年的融資約束水平，系數(shù)α2表示企業(yè)融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)。以qualityit表示企業(yè)i在t年的產(chǎn)品質(zhì)量，并用其替換finconit，系數(shù)α2則反映企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響，本文取上述變量的對數(shù)值進(jìn)行回歸。X為其他控制變量集，主要包括企業(yè)融資約束、企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量、企業(yè)資本密集度、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)生產(chǎn)率、出口目的國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等變量。μijk為企業(yè)—國家—產(chǎn)品層面的固定效應(yīng)，νt為年份固定效應(yīng)，εijkt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

基于模型(12) 進(jìn)一步設(shè)定如下計量模型，考察產(chǎn)品質(zhì)量對融資約束影響匯率傳遞的非線性調(diào)節(jié)效應(yīng):

模型(13) 在實(shí)際匯率與融資約束交互項(xiàng)的基礎(chǔ)上，加入了該交互項(xiàng)與產(chǎn)品質(zhì)量以及產(chǎn)品質(zhì)量平方項(xiàng)的交互項(xiàng)。①模型(13) 主要考察產(chǎn)品質(zhì)量在融資約束影響匯率傳遞時的調(diào)節(jié)效應(yīng)，而不是實(shí)際匯率、融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量對出口產(chǎn)品價格的交互影響效應(yīng)。因此模型(13) 中并未包含產(chǎn)品質(zhì)量與實(shí)際匯率等其他交互項(xiàng)組合。因篇幅所限，本文省略了對模型(13) 設(shè)定形式的詳細(xì)說明，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴(kuò)展”欄目中下載。若回歸系數(shù)α3和α4小于0，則表示隨著產(chǎn)品質(zhì)量的提高，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)為倒U 形(先增大后減小) 變化趨勢。由于模型(13) 包含了實(shí)際匯率、融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量平方項(xiàng)的交互項(xiàng)，控制變量集X中新增了產(chǎn)品質(zhì)量平方項(xiàng)，其余設(shè)定與模型(12) 保持一致。

(二) 數(shù)據(jù)來源

本文主要使用了三套數(shù)據(jù): 2000—2013 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)、2000—2013 年中國海關(guān)數(shù)據(jù)和國際貨幣基金組織(IMF) 的國際金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)包括中國所有國有企業(yè)以及年銷售額在500 萬元以上(2011 年起為2 000 萬元以上) 的非國有企業(yè)。中國海關(guān)數(shù)據(jù)記錄了每一次出口交易的相關(guān)信息，包括出口企業(yè)、出口價格和數(shù)量、出口目的國及貿(mào)易方式等。國際金融統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫(IFS) 則提供了各國歷年的雙邊匯率等數(shù)據(jù)。我們參考田巍和余淼杰(2013) 等的方法對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行清理和匹配，并根據(jù)海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)中出口目的國的信息匹配了雙邊匯率數(shù)據(jù)。在匹配數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，我們測算了企業(yè)實(shí)際有效匯率、企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量和企業(yè)融資約束等指標(biāo)。為了得到更準(zhǔn)確的估計結(jié)果，本文基于中國內(nèi)地與60 個主要貿(mào)易伙伴的一般貿(mào)易樣本進(jìn)行實(shí)證分析。①中國內(nèi)地對這60 個國家或地區(qū)的出口額占總出口的95%，篩選后的樣本能夠較全面地反映出口信息，并且緩解大量僅存在一期或少數(shù)幾期的樣本觀測值(singleton) 對估計結(jié)果的干擾。此外，大部分加工貿(mào)易發(fā)生在外資企業(yè)中，通常采用轉(zhuǎn)讓定價方式，與一般貿(mào)易的定價行為不同，本文也將其剔除。

(三) 主要變量的測度

(1) 企業(yè)層面的實(shí)際有效匯率。中國出口企業(yè)以多產(chǎn)品企業(yè)為主導(dǎo)，企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品通常出口到使用不同幣種的國家，因此中國出口企業(yè)實(shí)際上面對的是來自不同產(chǎn)品和不同出口目的國的多重人民幣匯率波動(Dai 和Xu，2017)?？紤]到調(diào)整價格存在菜單成本，在面臨匯率波動時，企業(yè)可能不會對每種產(chǎn)品的價格都進(jìn)行明顯調(diào)整，而只會對占企業(yè)總出口額較高的、較為重要的產(chǎn)品(如核心產(chǎn)品) 進(jìn)行調(diào)整。因此通過以企業(yè)內(nèi)產(chǎn)品出口額為權(quán)重，將匯率波動加總到企業(yè)層面，能夠較全面地衡量企業(yè)實(shí)際面臨的匯率波動，從而較準(zhǔn)確地識別企業(yè)在匯率波動下的價格調(diào)整行為。②本文基于雙邊匯率指標(biāo)分析也發(fā)現(xiàn)，匯率傳遞率在企業(yè)內(nèi)不同出口份額的產(chǎn)品間存在顯著差異。在面臨匯率波動時，企業(yè)會較大幅度調(diào)整出口額占比較大的產(chǎn)品的價格，具體分析請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。此外，使用企業(yè)層面的實(shí)際有效匯率保持了主要解釋變量指標(biāo)層級的一致，在對其交互項(xiàng)系數(shù)進(jìn)行解釋時經(jīng)濟(jì)含義也更為明確。具體地，本文采用類似于Dai 和Xu (2017) 的方法，以出口額為權(quán)重，利用雙邊實(shí)際匯率的算數(shù)加權(quán)平均值構(gòu)造企業(yè)層面的實(shí)際有效匯率指標(biāo)(reerit):

其中，ωijt表示企業(yè)i在t時期向j國的出口占企業(yè)i在t時期總出口額的份額。rerjt表示人民幣在t時期與j國外幣的雙邊實(shí)際匯率，rerj0表示基期(2010 年) 的雙邊實(shí)際匯率。雙邊實(shí)際匯率采用的是直接標(biāo)價法，即1 單位外幣可以兌換的人民幣數(shù)量，因此測度的企業(yè)實(shí)際有效匯率升高代表企業(yè)整體面臨人民幣貶值。

(2) 企業(yè)融資約束。企業(yè)融資約束的測度指標(biāo)可以分為單變量指標(biāo)和綜合指標(biāo)兩大類。早期的研究大多使用單一指標(biāo)衡量融資約束，但這些指標(biāo)往往只反映了企業(yè)融資能力的某一方面，缺乏對企業(yè)融資狀況的整體描述。隨著微觀企業(yè)數(shù)據(jù)可得性的提升，使用綜合指標(biāo)度量企業(yè)的融資約束成為研究中較常使用的方法(陽佳余，2012；魏浩和張宇鵬，2020)?？紤]到我國企業(yè)融資渠道的多樣性，同時能夠更好地與本文理論模型中融資約束的設(shè)定形式相符，本文參考以上研究，使用企業(yè)綜合財務(wù)指標(biāo)作為企業(yè)融資約束的度量。具體地，本文基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫測算了企業(yè)的現(xiàn)金存量、商業(yè)信貸、企業(yè)規(guī)模、有形資產(chǎn)率、資產(chǎn)收益率、利息支出率、外資比率及流動性比率這八個反映企業(yè)融資能力的分指標(biāo)，由于這些分指標(biāo)的度量單位存在差異從而無法直接進(jìn)行加總，我們將這些分指標(biāo)在同年度同行業(yè)內(nèi)進(jìn)行min-max 標(biāo)準(zhǔn)化(Min-max Normalization)①M(fèi)in-max 標(biāo)準(zhǔn)化也叫離差標(biāo)準(zhǔn)化，是對不同量綱和數(shù)量級的數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化時較常使用的方法。通過對原始數(shù)據(jù)的線性變換，使結(jié)果映射到[0，1] 區(qū)間。計算公式為 yadj＝(y－ymin)/(ymax－ymin)。后映射到[0，1] 的區(qū)間上，隨后加總平均到企業(yè)，得到衡量企業(yè)融資能力的綜合性指標(biāo)，并取其對數(shù)值作為企業(yè)融資約束(lnfincon) 的度量。該綜合性指標(biāo)是企業(yè)面臨融資約束的反向度量，即指標(biāo)值越高，表示企業(yè)的融資能力越強(qiáng)，其所受融資約束也就越小。

(3) 企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。本文采用Khandelwal 等(2013) 的方法測算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，該方法根據(jù)產(chǎn)品的價格和銷量信息測算，公式如下所示:

其中，φjt為國家—年份固定效應(yīng)，φk為產(chǎn)品固定效應(yīng)，xijkt表示產(chǎn)品的出口量，pijkt表示產(chǎn)品價格，σ＞1 為產(chǎn)品種類間的替代彈性。該方法認(rèn)為對于價格相同的產(chǎn)品，若其中一種產(chǎn)品出口量更高，則意味著其具有更高的產(chǎn)品質(zhì)量。因此，將出口量對價格回歸后的回歸殘差可作為產(chǎn)品質(zhì)量的度量。

由于產(chǎn)品價格pijkt與產(chǎn)品質(zhì)量間存在著相關(guān)性，對式(15) 進(jìn)行OLS 估計可能會存在估計偏誤，因此需要尋找合適的工具變量來解決這一內(nèi)生性問題。本文借鑒施炳展和邵文波(2014) 的做法，采用企業(yè)在其他市場(除進(jìn)口國j外) 出口產(chǎn)品的加權(quán)平均價格Pikt作為價格pijkt的工具變量；同時，加入企業(yè)國內(nèi)市場需求規(guī)模變量②借鑒黃玖立和李坤望(2006) 的做法，本文采用企業(yè)所在省份與其他各省份的GDP 加權(quán)值度量國內(nèi)市場需求規(guī)模。來控制企業(yè)生產(chǎn)的不同種類產(chǎn)品，采用工具變量估計方法對式(15) 進(jìn)行估計，產(chǎn)品質(zhì)量可以表示為:

考慮到不同產(chǎn)品的計量單位、價格量綱不一樣，不同種類產(chǎn)品的產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)無法直接進(jìn)行比較。本文借鑒施炳展(2013) 的做法對式(16) 中的產(chǎn)品質(zhì)量在同年度同產(chǎn)品內(nèi)進(jìn)行min-max 標(biāo)準(zhǔn)化處理，得到企業(yè)—年份—HS 6 位碼產(chǎn)品層面的標(biāo)準(zhǔn)化質(zhì)量指標(biāo)，將標(biāo)準(zhǔn)化后的產(chǎn)品質(zhì)量以產(chǎn)品貿(mào)易額為權(quán)重加總到企業(yè)層面，便得到企業(yè)層面的出口產(chǎn)品質(zhì)量(lnquality)。③使用企業(yè)層面產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)的另一個原因是為了緩解內(nèi)生性問題。本文計量模型的被解釋變量為出口產(chǎn)品價格，可能與產(chǎn)品層面的產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)存在雙向因果關(guān)系，從而會導(dǎo)致內(nèi)生性問題。本文還使用OLS 方法度量企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量，以檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

(4) 其他控制變量。除了上述主要變量，本文還對影響產(chǎn)品價格的以下變量進(jìn)行了控制: 第一，企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)。我們采用Head 和Rise (2003) 提出的近似全要素生產(chǎn)率的估計方法，估計方程為tfp＝ln(y/l)－sln(k/l)，其中y為工業(yè)增加值；l為從業(yè)人數(shù)；k則為固定資產(chǎn)規(guī)模；s為生產(chǎn)函數(shù)中資本的貢獻(xiàn)度，設(shè)定為1/3。由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中工業(yè)增加值指標(biāo)存在較多缺失，本文以企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值近似替代。第二，資本密集度(capint)。資本密集度反映了不能被企業(yè)全要素生產(chǎn)率所反映的生產(chǎn)技術(shù)信息，與出口價格具有相關(guān)性，應(yīng)在回歸中進(jìn)行控制。本文以企業(yè)總資產(chǎn)比企業(yè)員工數(shù)后取對數(shù)來度量。第三，企業(yè)規(guī)模(fsize)。企業(yè)的規(guī)模越大，財務(wù)上可能越穩(wěn)健，人力資本、物質(zhì)資本及技術(shù)創(chuàng)新上可能越具優(yōu)勢，因此越有可能生產(chǎn)高質(zhì)量的產(chǎn)品，本文以企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值度量。第四，進(jìn)口國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(dgdp)。王雅琦等(2015) 指出，出口至高收入國家的產(chǎn)品質(zhì)量較高，匯率傳遞較低。本文以進(jìn)口國人均實(shí)際GDP (以2010 年為基年，單位為美元) 的對數(shù)值作為進(jìn)口國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的度量，以控制進(jìn)口國方面的差異對企業(yè)定價行為的影響。第五，企業(yè)出口目的國數(shù)(dnum)。Chen 和Juvenal(2016) 指出，生產(chǎn)效率較高的企業(yè)，其產(chǎn)品種類更豐富，其出口目的國家數(shù)量也會更多。而出口目的國較多的企業(yè)，當(dāng)其面對進(jìn)口國的貿(mào)易保護(hù)措施時，更有能力調(diào)整出口目的國組合以減小其出口所受的沖擊。①變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

四、基準(zhǔn)回歸及穩(wěn)健性分析

(一) 基準(zhǔn)回歸分析

表1 匯報了針對模型(12) 的回歸結(jié)果。表1 第(1) 列僅將出口產(chǎn)品價格對企業(yè)實(shí)際有效匯率回歸，第(2) 列加入了控制變量。結(jié)果表明，基于直接標(biāo)價法測算的企業(yè)實(shí)際有效匯率指標(biāo)的回歸系數(shù)顯著為正，表示當(dāng)企業(yè)整體面臨人民幣匯率貶值時，會提高出口產(chǎn)品價格以減小匯兌損失，而在人民幣匯率升值時，則會降低出口產(chǎn)品價格以穩(wěn)定市場份額，即存在依市定價行為。從第(2) 列回歸系數(shù)大小來看，企業(yè)實(shí)際有效匯率每升值或貶值1%，將引起以人民幣計價的出口產(chǎn)品價格平均降低或提高0.12%。該系數(shù)值相對較小，表示中國出口產(chǎn)品的匯率傳遞率相對較高，與現(xiàn)有研究結(jié)論一致(王雅琦等，2015；向訓(xùn)勇等，2016)。

表1 基準(zhǔn)回歸: 直接影響效應(yīng)

表1 第(3) 列和第(4) 列基于模型(12) 考察融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響。從結(jié)果可以看出，企業(yè)實(shí)際有效匯率與融資約束的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，且加入控制變量后結(jié)果保持不變，表明融資約束的緩解(變量lnfincon變大) 會提高出口價格的匯率彈性，從而降低出口的匯率傳遞效應(yīng)。第(5) 列為產(chǎn)品質(zhì)量影響匯率傳遞的估計結(jié)果，企業(yè)實(shí)際有效匯率與產(chǎn)品質(zhì)量的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正，表示產(chǎn)品質(zhì)量的提高也會降低出口的匯率傳遞率。第(6) 列同時納入企業(yè)實(shí)際有效匯率與融資約束或產(chǎn)品質(zhì)量的交互項(xiàng)，交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，且系數(shù)值變化不大，表明企業(yè)融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量都能夠?qū)Τ隹趨R率傳遞產(chǎn)生顯著影響。從第(6) 列結(jié)果看，在其他情況不變的情況下，融資約束水平每降低1%，價格的匯率彈性將增大0.09%，即匯率傳遞效應(yīng)將降低0.09%；產(chǎn)品質(zhì)量每提高1%，價格的匯率彈性將增大約0.42%，即匯率傳遞效應(yīng)會降低0.42%，融資約束的緩解和出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升都能降低出口的匯率傳遞效應(yīng)。

我們進(jìn)一步根據(jù)模型(13) 考察融資約束對匯率傳遞的作用如何受產(chǎn)品質(zhì)量的影響，回歸結(jié)果匯報在表2 中。表2 第(1) 列為不加入控制變量的回歸結(jié)果，第(2) 列至第(4) 列為逐步加入融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量作為控制變量的回歸結(jié)果，第(5) 列加入本文使用的企業(yè)和出口目的國層面的其他控制變量，第(6) 列則加入產(chǎn)品質(zhì)量的平方項(xiàng)。從回歸結(jié)果來看，交互項(xiàng)lnreer×lnfincon×lnquality和lnreer×lnfincon×lnquality2的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這一結(jié)果在加入不同控制變量后保持穩(wěn)健，表明融資約束對匯率傳遞的作用大小與產(chǎn)品質(zhì)量之間表現(xiàn)為倒U 形關(guān)系。隨著產(chǎn)品質(zhì)量的提升，融資約束對匯率傳遞效應(yīng)的影響先逐漸增大；當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量提高到一定程度之后，融資約束對匯率傳遞效應(yīng)的影響隨著產(chǎn)品質(zhì)量的提升而減小，與模型的預(yù)測結(jié)論一致。

表2 基準(zhǔn)回歸: 產(chǎn)品質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)①穩(wěn)健性檢驗(yàn)的具體回歸結(jié)果請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

本文基準(zhǔn)回歸可能因反向因果關(guān)系、遺漏變量以及測量誤差等問題造成估計偏誤，我們分別對這些問題進(jìn)行討論和處理，以驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

(1) 工具變量估計。本文估計模型中被解釋變量為出口產(chǎn)品價格，可能與企業(yè)融資約束和出口產(chǎn)品質(zhì)量存在雙向因果關(guān)系。盡管本文使用企業(yè)層面的綜合財務(wù)指標(biāo)度量企業(yè)融資約束，以及使用工具變量法度量出口產(chǎn)品質(zhì)量，在一定程度上緩解了內(nèi)生性問題，但仍有可能因此造成估計偏誤。本文采用工具變量回歸解決這一問題。Fisman 和Svensson (2007) 指出，如果模型中存在著由于測量誤差以及遺漏變量造成的內(nèi)生性問題，行業(yè)—地區(qū)層面的平均值可作為企業(yè)層面內(nèi)生變量的工具變量，并且這一方法對由解釋變量和被解釋變量存在反向因果關(guān)系而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題同樣有效。對本文而言，行業(yè)—地區(qū)層面的融資約束或產(chǎn)品質(zhì)量與企業(yè)層面的融資約束或產(chǎn)品質(zhì)量是相關(guān)的，但產(chǎn)品層面的出口價格與行業(yè)—地區(qū)層面的融資約束或產(chǎn)品質(zhì)量難以形成直接關(guān)聯(lián)，因此可選取這一行業(yè)—地區(qū)層面的指標(biāo)作為工具變量。②類似的做法可見魏浩和張宇鵬(2020)。具體地，本文測算了融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量在2 位碼行業(yè)—地級市層面的算術(shù)平均值，將其分別作為企業(yè)融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量的工具變量，使用工具變量—廣義矩估計(IV-GMM) 方法進(jìn)行回歸。使用工具變量的估計結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致。

(2) 加入更多控制變量。本文基準(zhǔn)回歸還可能因以下因素造成估計偏誤: 首先，企業(yè)進(jìn)口強(qiáng)度對匯率傳遞的影響不容忽視。企業(yè)進(jìn)口中間品一方面可能沖銷匯率變動帶來的成本變化，另一方面也可能通過影響出口產(chǎn)品質(zhì)量進(jìn)而影響匯率傳遞，而基準(zhǔn)回歸中未對其進(jìn)行控制。其次，由于中國金融市場存在所有制歧視，融資約束對匯率傳遞的影響可能在不同所有制企業(yè)間存在差異；而行業(yè)競爭程度的不同也會使企業(yè)收取不同的價格加成，從而影響企業(yè)的定價行為。最后，企業(yè)所在地的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、金融市場環(huán)境和區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策的不同也會對出口企業(yè)的定價行為具有重要影響。未對以上因素進(jìn)行控制可能會造成遺漏變量的問題，本文通過構(gòu)建以下幾類指標(biāo)來解決此問題: 首先，借鑒許家云等(2017)，使用BEC (Broad Economic Catalogue) 分類法識別企業(yè)的進(jìn)口中間品，以企業(yè)的進(jìn)口中間品金額的對數(shù)值(lnimport) 作為企業(yè)進(jìn)口強(qiáng)度的代理變量③若無法匹配到企業(yè)的中間品進(jìn)口信息，則將該企業(yè)中間品進(jìn)口額設(shè)置為0。，在模型中控制。其次，設(shè)定國有企業(yè)、私營企業(yè)、外資企業(yè)和其他企業(yè)的虛擬變量來控制企業(yè)所有制方面的影響；然后，采用赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI) 來反映行業(yè)競爭程度的情況④計算公式為HHI＝，其中，N 表示4 位碼行業(yè)中企業(yè)的個數(shù)，xi 表示第i 個企業(yè)的出口規(guī)模，x 表示市場總規(guī)模，這里以出口總額作為出口規(guī)模。，該指標(biāo)越小，代表行業(yè)競爭程度越大。最后，參考Fan 等(2015)，以企業(yè)所在省份的GDP 對數(shù)(lnpgdp) 衡量企業(yè)所在地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，以中國市場化指數(shù)(marketlize)⑤數(shù)據(jù)來源為樊綱、王小魯和朱恒鵬編寫的《中國市場化指數(shù)》。綜合衡量各省份的金融環(huán)境、市場環(huán)境及制度環(huán)境等。將以上控制變量加入模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果仍保持穩(wěn)健。

(3) 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，為了避免數(shù)據(jù)中可能存在的異常值對估計結(jié)果造成干擾，本文將價格、匯率、融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量這幾個關(guān)鍵變量分別進(jìn)行1%的雙邊截尾處理后進(jìn)行估計。其次，在2005 年匯率制度改革之前，人民幣對美元為固定匯率，2005 年7 月21 日開始實(shí)行有管理的浮動匯率制度。為了消除匯率改革事件給本文估計結(jié)果帶來的影響，本文截取2006 年后的樣本進(jìn)行估計。①另一種消除匯率改革影響的方法為將匯改前所有與中國內(nèi)地保持固定匯率的國家或地區(qū)樣本刪除(王雅琦等，2015)，采用該方法處理后本文結(jié)果仍保持穩(wěn)健，限于篇幅未在文中匯報，結(jié)果留存?zhèn)渌?。此外，考慮到2008 年爆發(fā)的金融危機(jī)對全球資本市場產(chǎn)生了重大沖擊，對企業(yè)的生產(chǎn)決策及定價行為具有較大影響。為了排除這一事件對估計結(jié)果帶來的影響，本文剔除了金融危機(jī)時期(2008—2009 年) 樣本進(jìn)行回歸。最后，改變關(guān)鍵變量的測算方法。融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量是本文關(guān)注的核心變量，基準(zhǔn)回歸使用的融資約束指標(biāo)為綜合性指標(biāo)，在此選取文獻(xiàn)中較常使用的有形資產(chǎn)凈值率(Kroszner 等，2007；于洪霞等，2011) 作為其替代指標(biāo)②計算方法為企業(yè)有形資產(chǎn)減去折舊后比上企業(yè)總資產(chǎn)。；基準(zhǔn)回歸中使用的產(chǎn)品質(zhì)量是基于工具變量法測算的，這里采用施炳展(2013) 基于OLS 測算的產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)作為替代指標(biāo)。以上回歸結(jié)果均保持穩(wěn)健。

五、倒U 形關(guān)系的再考察及其解釋

(一) 倒U 形關(guān)系的再考察

根據(jù)理論分析和基準(zhǔn)回歸結(jié)果，產(chǎn)品質(zhì)量對融資約束與實(shí)際匯率交互項(xiàng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)是形成倒U 形關(guān)系的本質(zhì)，因此，需要選擇合適的方法對產(chǎn)品質(zhì)量這一非線性調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)行深入分析。現(xiàn)有研究通常采用分樣本回歸方法(曹偉等，2019；Auer 等，2018) 和子樣本分析法(鐵瑛等，2019) 考察這種調(diào)節(jié)效應(yīng)。分樣本回歸方法根據(jù)特定變量的類型或數(shù)值將樣本分為幾個部分，通過對各分樣本的回歸和估計系數(shù)比較來研究特定變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)。這雖然能直觀地看到各分樣本回歸系數(shù)的區(qū)別，但由于是完全不同的分樣本，在數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)等方面存在差異，回歸系數(shù)會受到其他因素的干擾，分樣本數(shù)量較多時這一問題會更加明顯。比較而言，子樣本分析法更適合本文情況的研究，該方法是每次對全樣本按照一定條件切割一部分樣本，通過對切割前后樣本分別進(jìn)行回歸和系數(shù)比較來確定切割掉的這部分樣本對總體造成的影響；不斷重復(fù)以上步驟，便可獲得一系列子樣本估計結(jié)果，方便進(jìn)行比較和分析。③例如，當(dāng)按照變量X 的分位數(shù)由小到大進(jìn)行切割時，若設(shè)置切割精度為1%分位數(shù)，切割次數(shù)為50次，則表示總計進(jìn)行50 次切割，每次切割后的子樣本分別為: 變量X 分位數(shù)＞1%，變量X 分位數(shù)＞2%，…，變量X 分位數(shù)＞50%，總計獲得50 個分樣本。對每一次切割前后兩次回歸結(jié)果進(jìn)行比較，便可捕捉到切割掉的1%分位數(shù)樣本中的信息。對本文研究而言，通過對產(chǎn)品質(zhì)量由低到高進(jìn)行重復(fù)切割可獲得平均產(chǎn)品質(zhì)量不斷提高的一系列子樣本，在各子樣本中分別考察融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)，不但可以驗(yàn)證融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)是否隨產(chǎn)品質(zhì)量提升呈倒U 形變化趨勢，而且可以呈現(xiàn)關(guān)于倒U 形關(guān)系的更多性質(zhì)。鑒于此，本文使用子樣本分析法對倒U 形關(guān)系進(jìn)行再考察。

具體地，本文借鑒鐵瑛等(2019)、祝樹金等(2022)，以1%為步長，基于全樣本的產(chǎn)品質(zhì)量生成分位數(shù)，而后按照產(chǎn)品質(zhì)量由小到大的順序每次切割1%分位數(shù)的樣本對模型(12) 重復(fù)估計95 次。①即最后一次估計是基于產(chǎn)品質(zhì)量分布上5%分位數(shù)的樣本。選擇95%作為樣本切割的終點(diǎn)保證了最后一次估計仍然有足夠大的樣本量，并且總共進(jìn)行的95 次估計已經(jīng)足夠反映估計參數(shù)的主要變動趨勢。在這一過程中，每次估計都是前一次估計的子樣本估計，將相鄰兩次估計的估計參數(shù)進(jìn)行對比，即可近似地反映切割的1%分位數(shù)樣本中融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)。將每一次回歸中融資約束與實(shí)際匯率的交互項(xiàng)(lnreer×lnfincon)的回歸參數(shù)進(jìn)行記錄，以產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)為橫軸，繪制成圖(見圖1)，可直觀地反映出隨著產(chǎn)品質(zhì)量的不斷提高，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)的變化。

圖1 不同產(chǎn)品質(zhì)量水平下融資約束與實(shí)際匯率交互項(xiàng)系數(shù)變化趨勢

圖1 中散點(diǎn)圖及其擬合曲線表明，在不同產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)樣本下，融資約束對匯率傳遞都有著顯著為正的影響效應(yīng)。②圖1 中標(biāo)注了每一次子樣本估計中回歸系數(shù)的90%置信區(qū)間，幾乎所有的回歸系數(shù)都在10%顯著性水平下顯著為正。最后兩次子樣本估計系數(shù)為負(fù)但不顯著，可看作是融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)進(jìn)一步減小的表現(xiàn)。隨著產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)水平的不斷提高，融資約束與實(shí)際匯率交互項(xiàng)的估計系數(shù)呈現(xiàn)出先增大后減小的倒U 形趨勢，并且這一倒U 形曲線的拐點(diǎn)出現(xiàn)在產(chǎn)品質(zhì)量65%分位數(shù)的附近。換言之，對于本文的研究樣本而言，當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量低于其總體65%分位數(shù)水平時，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)是隨著產(chǎn)品質(zhì)量的提高而增大的；而對于產(chǎn)品質(zhì)量高于其總體65%分位數(shù)水平的樣本，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)則是隨著產(chǎn)品質(zhì)量的提高而減小。以上估計結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了前文的研究結(jié)論，并且通過將融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)隨產(chǎn)品質(zhì)量的倒U 形變化趨勢進(jìn)行可視化展示，揭示了這一倒U 形關(guān)系的具體特征，有助于本文對其形成機(jī)制的進(jìn)一步探索。

(二) 倒U 形關(guān)系的形成機(jī)制: 理論假說與實(shí)證檢驗(yàn)

(1) 理論機(jī)制分析與待檢驗(yàn)假說提出。從前文理論分析可知，當(dāng)消費(fèi)者效用是關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量的凸函數(shù)時，價格加成也是關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量單調(diào)遞增且凸的，即隨著產(chǎn)品質(zhì)量的不斷提高，單位產(chǎn)品質(zhì)量升級對價格加成的促進(jìn)作用也增大。具體而言，當(dāng)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量較低時，由于低端市場的競爭激烈，產(chǎn)品的利潤空間較小，價格加成率隨產(chǎn)品質(zhì)量增加的幅度較小；而當(dāng)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量處于較高水平時，由于市場競爭程度降低且消費(fèi)者對質(zhì)量具有較大的偏好，價格加成率隨產(chǎn)品質(zhì)量增加的幅度也得以提高。產(chǎn)品質(zhì)量的“低端升級”和“高端升級”對價格加成率影響的這一差異性，可能使得融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)隨產(chǎn)品質(zhì)量發(fā)生變化: 在產(chǎn)品質(zhì)量較低時，產(chǎn)品質(zhì)量升級對價格加成的促進(jìn)作用較小，企業(yè)增加的銷售收入可能并不能覆蓋其為此投入的成本，使得企業(yè)資金壓力增大并更加依賴外部融資；由于融資約束對企業(yè)的影響與企業(yè)的外部融資依賴度正相關(guān)，此時融資約束對企業(yè)匯率傳遞的影響效應(yīng)會隨產(chǎn)品質(zhì)量的提高而增大；在產(chǎn)品質(zhì)量較高時，產(chǎn)品質(zhì)量升級對價格加成的促進(jìn)作用較大，企業(yè)提升產(chǎn)品質(zhì)量帶來的收入增長緩解了其資金壓力并降低了企業(yè)的外部融資依賴度，此時融資約束對企業(yè)匯率傳遞的影響效應(yīng)會隨產(chǎn)品質(zhì)量的提高而減小。以上分析為倒U 形關(guān)系的形成機(jī)制提供了一個理論解釋，可用圖2 展示這一邏輯關(guān)聯(lián)。

圖2 產(chǎn)品質(zhì)量視角下倒U 形效應(yīng)形成機(jī)制的邏輯及檢驗(yàn)思路

由圖2 可知，產(chǎn)品質(zhì)量升級與價格加成率之間可能存在的非線性關(guān)系，是理解產(chǎn)品質(zhì)量升級條件下融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)呈現(xiàn)先增大后減小的倒U 形變化趨勢的關(guān)鍵。本文雖然從理論上證明了這一非線性關(guān)系，但還需要進(jìn)一步的實(shí)證檢驗(yàn)；雖然現(xiàn)有研究指出融資約束對企業(yè)的影響與企業(yè)外部融資依賴度相關(guān)(張杰，2015)，但沒有直接證據(jù)表明融資約束對匯率傳遞的影響與企業(yè)外部融資依賴度相關(guān)，需要對其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。因此，根據(jù)圖2，要考察產(chǎn)品質(zhì)量與融資約束對匯率傳遞影響效應(yīng)之間的倒U 形關(guān)系的形成機(jī)制，可以分為如下兩個待檢驗(yàn)的理論假說。①一般來說，企業(yè)會通過增加成本投入來提升產(chǎn)品質(zhì)量，如果不能通過產(chǎn)品質(zhì)量升級獲取更多的利潤，企業(yè)的成本壓力會隨產(chǎn)品質(zhì)量提升而增大，為了維持生產(chǎn)，企業(yè)可能進(jìn)行更多的外部融資，其外部融資依賴度也將增大。價格加成率反映了企業(yè)或產(chǎn)品的利潤，可以根據(jù)產(chǎn)品質(zhì)量升級時價格加成率的變化，來判斷企業(yè)的成本壓力及外部融資依賴度如何變化，因此這里沒有對其進(jìn)行專門的檢驗(yàn)。

假說3a: 產(chǎn)品質(zhì)量升級與價格加成率之間存在非線性關(guān)系，在產(chǎn)品質(zhì)量較低時，產(chǎn)品質(zhì)量升級不會顯著提升價格加成；隨著產(chǎn)品質(zhì)量的提高，產(chǎn)品質(zhì)量升級對價格加成的促進(jìn)作用不斷增大，從而顯著提升價格加成。

假說3b: 企業(yè)的外部融資依賴度越大，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)越大。

(2) 對假說3a 的實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)前文分析，我們進(jìn)一步采用子樣本分析法考察在不同產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)水平下，產(chǎn)品質(zhì)量對產(chǎn)品加成率的影響效應(yīng)是否會呈現(xiàn)非線性變化。估計模型設(shè)定如下:

其中，lnmkpikt表示t時期企業(yè)i生產(chǎn)并出口的產(chǎn)品k的價格加成率的對數(shù)，加成率mkpikt的測算借鑒De Loecker 等(2016)、祝樹金等(2018) 的方法進(jìn)行。①具體的測算過程請見《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。X為控制變量集，包括企業(yè)融資約束、企業(yè)生產(chǎn)率等變量，與模型(12) 的設(shè)定保持一致。μik為企業(yè)—產(chǎn)品固定效應(yīng)，vt為年份固定效應(yīng)，εikt為隨機(jī)誤差項(xiàng)。同樣地，先將產(chǎn)品質(zhì)量由低到高進(jìn)行排序，然后每次切割1%分位數(shù)的樣本，對模型(17) 重復(fù)估計95 次，將每次回歸中產(chǎn)品質(zhì)量(lnquality) 的回歸系數(shù)進(jìn)行記錄，以相應(yīng)的產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)為橫軸，描點(diǎn)成圖。

圖3 展示了隨著產(chǎn)品質(zhì)量由低到高，產(chǎn)品質(zhì)量對價格加成影響效應(yīng)的變化趨勢?？梢钥吹?，產(chǎn)品質(zhì)量對價格加成率的影響效應(yīng)總體上是隨著產(chǎn)品質(zhì)量的提高而遞增的，在產(chǎn)品質(zhì)量的不同水平，產(chǎn)品質(zhì)量對價格加成率的影響效應(yīng)存在明顯差異。在產(chǎn)品質(zhì)量較低時(產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)≤20%)，產(chǎn)品質(zhì)量對產(chǎn)品價格加成率的影響作用大多為負(fù)，且在10%的顯著性水平下不顯著；隨著產(chǎn)品質(zhì)量的提高(20%＜產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)≤67%)，產(chǎn)品質(zhì)量對產(chǎn)品價格加成率的影響效應(yīng)逐漸增大，回歸系數(shù)由負(fù)變正，但仍在10%的顯著性水平下不顯著；只有當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量提高到一定程度時(產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)＞67%)，產(chǎn)品質(zhì)量才對價格加成率產(chǎn)生顯著為正的影響效應(yīng)。從擬合曲線的形狀來看，價格加成整體上是關(guān)于產(chǎn)品質(zhì)量單調(diào)遞增的凸函數(shù)，這一結(jié)果證實(shí)了假說3a，并與模型中的結(jié)果相符。

圖3 產(chǎn)品質(zhì)量對價格加成影響效應(yīng)的變化趨勢

從圖3 中還可以觀察到，產(chǎn)品質(zhì)量對價格加成率的影響效應(yīng)由不顯著變?yōu)轱@著為正的“臨界點(diǎn)”位于產(chǎn)品質(zhì)量的67%分位數(shù)，該“臨界點(diǎn)”的位置與前文中倒U 形曲線拐點(diǎn)出現(xiàn)的位置(65%附近) 十分接近，這一結(jié)果與理論假說十分契合。

(3) 對假說3b 的實(shí)證檢驗(yàn)。為檢驗(yàn)假說3b，本文根據(jù)Kroszner 等(2007) 測算的制造業(yè)行業(yè)外部融資依賴度指標(biāo)，按其中位數(shù)(－0.04) 將行業(yè)外部融資依賴度大于該值的樣本設(shè)為高融資依賴度樣本，其余則設(shè)為低融資依賴度樣本。①不同行業(yè)在技術(shù)要求、要素投入等方面存在較大差異，其外部融資依賴度具有顯著的差異，現(xiàn)有研究大多從行業(yè)層面對外部融資依賴度進(jìn)行區(qū)分(Kroszner 等，2007；Fan 等，2015)。我們采用與前文相同的子樣本切割法，基于模型(12) 分別對以上分類樣本進(jìn)行估計，記錄每一次估計中融資約束與實(shí)際匯率交互項(xiàng)的估計系數(shù)，以產(chǎn)品質(zhì)量分位數(shù)為橫軸，描點(diǎn)成圖(見圖4)。從中可以看到，對于外部融資依賴度較高的樣本，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)要明顯大于外部融資依賴度較低的樣本；并且在兩類樣本中，融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)均與產(chǎn)品質(zhì)量存在倒U 形關(guān)系②對于高外部融資依賴度的樣本，企業(yè)依市定價行為對融資約束更為敏感，擬合曲線的坡度也更大。，從而證實(shí)了假說3b。至此，我們完成了對假說3a 和假說3b 的實(shí)證檢驗(yàn)，論證了圖2 所描述的倒U 形關(guān)系的形成機(jī)制。

圖4 不同外部融資依賴度樣本中融資約束對匯率傳遞影響效應(yīng)的變化趨勢

六、拓展分析: 非對稱視角的考察

現(xiàn)有研究通常假定匯率傳遞是對稱的，即一國匯率升值或貶值一個單位對產(chǎn)品價格的影響程度是相同的。但事實(shí)上，出口國匯率升值與貶值對其出口產(chǎn)品相對價格及市場份額的影響存在差異: 出口國匯率升值時，出口產(chǎn)品在國際市場的相對價格提高，此時出口國能夠獲取額外的匯兌收益，但承擔(dān)著部分市場份額降低的風(fēng)險；出口國匯率貶值時，出口產(chǎn)品在國際市場的相對價格下降，此時出口國會出現(xiàn)匯兌損失，但有利于其市場份額增長。在這兩種情況下，出口企業(yè)的依市定價行為可能存在差異，因此，有必要從非對稱性視角進(jìn)一步考察本文的研究問題。

當(dāng)前，市場份額說和市場壟斷說是匯率傳遞存在非對稱性的主要理論解釋(曹偉等，2019)。一般認(rèn)為，如果一國出口商更多考慮市場份額，則在本國匯率升值時，出口商傾向通過調(diào)整產(chǎn)品價格加成，降低產(chǎn)品的出口定價，維持出口產(chǎn)品國際市場份額的相對穩(wěn)定；此時因?yàn)槌隹谏谭e極進(jìn)行了調(diào)價，匯率傳遞率較低。當(dāng)本國貨幣貶值，出口商往往會保持價格加成不變，維持原有的產(chǎn)品定價，使出口產(chǎn)品在國際市場的價格相對降低，以獲取更多的市場份額。此時出口商沒有調(diào)價行為或者調(diào)價幅度較小，表現(xiàn)出較高的匯率傳遞率。但如果一國出口商具有較強(qiáng)的市場壟斷力量，出口商不再擔(dān)心因價格變動而丟失市場份額，更加注重獲取壟斷利潤，那么在本國匯率升值時，出口商往往會維持以本幣計價的出口價格不變，從而獲取更多的利潤(匯兌收益的增加)，此時企業(yè)沒有調(diào)價行為或者調(diào)價幅度較小，匯率傳遞率較高；同理，在本國匯率貶值時，為了避免出現(xiàn)匯兌損失，出口商會進(jìn)行積極調(diào)價，此時表現(xiàn)出較低的匯率傳遞率。

就本文研究而言，在人民幣匯率升值和貶值時，匯率傳遞效應(yīng)會出現(xiàn)何種差異? 我國出口商是更注重穩(wěn)定市場份額，還是更注重尋求獲取高額利潤? 融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響效應(yīng)在兩種情況下有何不同? 對這些問題的回答有助于揭示我國出口企業(yè)在國際市場所處的競爭形勢，并深化對企業(yè)依市定價行為的理解。這在當(dāng)前全球經(jīng)濟(jì)不確定性增大、人民幣匯率漲跌波動日趨頻繁的環(huán)境下，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。具體地，本文借鑒曹偉等(2019) 的建模方法，采用如下虛擬變量區(qū)分匯率的升值和貶值:

其中，Δlnreerit表示t時期企業(yè)實(shí)際有效匯率與t－1 時期的差分，由于本文使用的匯率指標(biāo)為直接標(biāo)價法，因此當(dāng)期匯率指標(biāo)數(shù)值相對上一期減小，表示此時正處于匯率升值(Appreciate，A) 的過程，相反則處于匯率貶值(Depreciate，D) 的過程?？紤]人民幣匯率升值和貶值之后的模型(12) 和模型(13) 轉(zhuǎn)變?yōu)?

模型的其他設(shè)定與前文保持一致，估計結(jié)果匯報在表3 中。從第(1) 列的結(jié)果可以看出，人民幣匯率每升值1% (即lnreer下降1%)，出口價格將下調(diào)0.185%，此時匯率傳遞效應(yīng)為81.5%；人民幣匯率每貶值1% (即lnreer上升1%)，出口價格將上調(diào)0.1%，此時匯率傳遞效應(yīng)為90%。這一結(jié)果表明人民幣匯率傳遞既不完全也不對稱，并且人民幣匯率升值時的傳遞率要小于貶值時，可能的原因是我國出口企業(yè)缺乏足夠的市場勢力，在面臨匯率沖擊時更在意對市場份額的保護(hù)。從第(2)—(4)列的結(jié)果可以看出，融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響效應(yīng)在人民幣匯率升值時更大，并且在人民幣匯率貶值時，企業(yè)的依市定價行為并不受融資約束影響。這一結(jié)果與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)基本相符，由于我國出口產(chǎn)品質(zhì)量總體較低，出口企業(yè)缺乏足夠的市場壟斷力量，在人民幣匯率升值時若無法及時調(diào)整價格，很可能會喪失市場份額，而在人民幣匯率貶值時，企業(yè)保持定價不變反而有利于市場份額的擴(kuò)大。因此，真正考驗(yàn)我國出口企業(yè)依市定價能力的情形實(shí)際上是在人民幣匯率升值時，此時企業(yè)的依市定價行為更容易受到融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量的影響。第(5) 列考察了人民幣匯率升值和貶值時，產(chǎn)品質(zhì)量在融資約束影響匯率傳遞時的調(diào)節(jié)效應(yīng)。在人民幣匯率貶值時，企業(yè)的調(diào)價幅度較小且不受融資約束影響，因此融資約束對匯率傳遞的影響效應(yīng)與產(chǎn)品質(zhì)量之間的倒U 形關(guān)系僅在人民幣匯率升值的情況下存在。

表3 拓展分析: 匯率傳遞的非對稱性

七、結(jié)論與政策啟示

中國是經(jīng)濟(jì)外向度較高的國家，在國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)與政策不確定性不斷增大的背景下，厘清人民幣匯率不完全傳遞的形成機(jī)制，對中國保持出口的穩(wěn)定增長，推進(jìn)貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)十分關(guān)鍵。本文適度簡化和拓展了Corsetti 和Dedola (2005) 的模型框架，構(gòu)建了一個考慮企業(yè)融資約束以及消費(fèi)者效用是產(chǎn)品質(zhì)量的凸函數(shù)的兩國貿(mào)易模型，研究了融資約束和產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的交互影響效應(yīng)，并基于2000—2013 年我國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，我國出口價格具有較高的匯率傳遞效應(yīng)，中國企業(yè)較高的融資約束以及較低的產(chǎn)品質(zhì)量是匯率傳遞效應(yīng)較高的重要原因；其他條件不變時，出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升或者融資約束的下降，都會提高出口價格的匯率彈性，從而降低匯率傳遞效應(yīng)。存在出口產(chǎn)品質(zhì)量的臨界值，當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量低于該值時，融資約束對出口價格的匯率彈性的影響作用與產(chǎn)品質(zhì)量之間呈正相關(guān)性；而當(dāng)產(chǎn)品質(zhì)量高于該值時，它們之間則表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)性，即隨著產(chǎn)品質(zhì)量的逐漸提升，融資約束對匯率傳遞的影響作用呈現(xiàn)出先增大后減小的倒U 形趨勢。在考慮了內(nèi)生性問題、其他匯率政策沖擊、異常值影響以及改變關(guān)鍵變量測度方法后，結(jié)果仍然穩(wěn)健。在進(jìn)一步研究中，本文基于子樣本分析法再次直觀展示了融資約束對人民幣匯率傳遞的影響與產(chǎn)品質(zhì)量之間的倒U 形關(guān)系，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品質(zhì)量與價格加成的非線性關(guān)系，是造成這種倒U 形變化特征的重要原因。此外，本文考察了以上結(jié)論在人民幣匯率升值和貶值時的非對稱性，結(jié)果表明，人民幣匯率傳遞既不完全也不對稱，由于我國出口企業(yè)缺乏足夠的市場勢力，在面臨匯率沖擊時更注重保持市場份額，因此在人民幣匯率升值時，我國出口企業(yè)調(diào)價幅度更大，匯率傳遞率更低，從而使得企業(yè)融資約束、產(chǎn)品質(zhì)量對匯率傳遞的影響作用更大。

本文的研究結(jié)論對于提高我國出口企業(yè)應(yīng)對匯率沖擊的能力，推動貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)具有重要的政策啟示。首先，我國應(yīng)采取漸進(jìn)方式進(jìn)行人民幣匯率管理，防范匯率超調(diào)風(fēng)險。我國企業(yè)出口的匯率傳遞效應(yīng)比較高，匯率變動會使出口產(chǎn)品價格出現(xiàn)較大波動，對我國出口企業(yè)在國際市場的競爭力及出口增長造成不利影響。在當(dāng)前國際金融市場動蕩頻繁、經(jīng)濟(jì)政策不確定性較大的背景下，人民幣匯率管理和調(diào)節(jié)應(yīng)采取漸進(jìn)方式，避免出現(xiàn)人民幣匯率超調(diào)，降低出口企業(yè)承受的匯率沖擊，并給出口企業(yè)自身的調(diào)整升級留出空間。其次，我國的貿(mào)易強(qiáng)國建設(shè)應(yīng)以提高出口產(chǎn)品質(zhì)量為基礎(chǔ)，并且不能忽視緩解企業(yè)融資約束的重要性。產(chǎn)品質(zhì)量是出口企業(yè)國際競爭力的主要來源，而融資約束不僅會對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級造成阻礙，而且在企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)品質(zhì)量升級需要大量資金投入時，會增大企業(yè)的外部融資依賴度和潛在的資金風(fēng)險，進(jìn)而使得出口企業(yè)更易受到融資約束影響，降低企業(yè)抵抗外部沖擊的能力。因此，我國一方面要堅定不移地走“質(zhì)量優(yōu)先”路線，圍繞提高供給質(zhì)量來打造競爭新優(yōu)勢；另一方面應(yīng)繼續(xù)深化金融市場改革，優(yōu)化融資環(huán)境，引導(dǎo)金融機(jī)構(gòu)提升自身信息甄別能力和服務(wù)水平，拓展中小企業(yè)的金融服務(wù)渠道，逐步提高資本市場配置效率，緩解企業(yè)融資約束。最后，我國出口企業(yè)應(yīng)從依靠價格競爭轉(zhuǎn)變?yōu)橐揽抠|(zhì)量競爭。人民幣匯率貶值時的匯率傳遞率小于人民幣匯率升值時的匯率傳遞率，在一定程度上反映出我國出口企業(yè)更加注重對市場份額的保護(hù)且依賴價格競爭，這是我國企業(yè)在國際市場競爭力和話語權(quán)不足的表現(xiàn)。我國應(yīng)進(jìn)一步完善宏觀調(diào)控機(jī)制，加強(qiáng)財政、金融、產(chǎn)業(yè)等方面的政策協(xié)同，加強(qiáng)出口企業(yè)的金融服務(wù)保障，形成政策合力，積極引導(dǎo)出口企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和質(zhì)量升級，培育競爭新優(yōu)勢。