張左敏，孔慶峰

融資約束對(duì)企業(yè)出口影響的Heckman驗(yàn)證
——基于銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的視角

張左敏，孔慶峰

（山東大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東濟(jì)南250100）

文章基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)構(gòu)建出1998-2014年7 032家企業(yè)的平衡面板數(shù)據(jù)，從銀行信用風(fēng)險(xiǎn)內(nèi)部評(píng)級(jí)的視角深入研究了融資約束對(duì)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(qiáng)度間有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，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(duì)企業(yè)出口決策及出口強(qiáng)度的影響和作用機(jī)制會(huì)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(qiáng)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(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)。

融資約束；銀行信用風(fēng)險(xiǎn)；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 Envi?ronment Survey）的調(diào)查和“投資環(huán)境評(píng)估”（Invest?ment Climate Assessment）評(píng)估結(jié)果證實(shí)，中國(guó)是世界上融資環(huán)境最為惡劣的國(guó)家之一［1］。與此同時(shí)，中國(guó)企業(yè)的貿(mào)易出口額卻連年增長(zhǎng)，從1978年的97.5億美元增長(zhǎng)到2015年的22 236.2億美元，年均增長(zhǎng)率達(dá)到13.1%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(gè)看似矛盾的結(jié)果中，外源性融資約束對(duì)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(lái)［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(shí)［3，4］。李志遠(yuǎn)（2013）認(rèn)為我國(guó)外源性融資約束對(duì)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(duì)企業(yè)出口邊際的影響［6-8］，鮮有文獻(xiàn)從銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的視角研究出口企業(yè)信貸融資約束對(duì)出口帶來(lái)的影響。隨著《巴塞爾新資本協(xié)議》中的內(nèi)部評(píng)級(jí)法在我國(guó)銀行業(yè)逐漸實(shí)施，銀行對(duì)企業(yè)授信的首要條件是企業(yè)違約概率（Probability of Default，下文中將企業(yè)“違約概率”簡(jiǎn)寫(xiě)為“PD”）低于銀行內(nèi)部評(píng)級(jí)體系所確定的閾值②。所以，基于銀行信用風(fēng)險(xiǎn)的視角使用銀行內(nèi)部評(píng)級(jí)體系來(lái)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(guò)中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)中1998-2014年間的7 032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(duì)企業(yè)出口與信貸融資約束之間的關(guān)系進(jìn)行考察。結(jié)果發(fā)現(xiàn)信貸融資約束對(duì)企業(yè)出口決策及出口強(qiáng)度都有顯著的負(fù)向影響。

我國(guó)出口企業(yè)間的商業(yè)信用，通常通過(guò)資金和產(chǎn)品的賒銷構(gòu)成一種強(qiáng)制性的信用保證［9］。企業(yè)擁有好的商業(yè)信用對(duì)信貸融資能起到“信號(hào)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(xiàn)對(duì)商業(yè)信用考察的側(cè)重點(diǎn)并不一致。有的文獻(xiàn)從企業(yè)需求角度（應(yīng)付賬款）來(lái)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(xiàn)并不區(qū)分商業(yè)信用的類別。是故，通過(guò)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(duì)企業(yè)出口的不同影響，通過(guò)實(shí)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(duì)企業(yè)出口決策具有顯著促進(jìn)作用，但是在決定出口強(qiáng)度的階段，需求端的商業(yè)信用（應(yīng)付賬款）對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度的影響不再顯著，而供給端的商業(yè)信用（應(yīng)收賬款）對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度卻具有了顯著的負(fù)向影響。

接下來(lái)進(jìn)行已有文獻(xiàn)的回顧，在此基礎(chǔ)上借鑒程健、連玉君（2007）研究，他們依據(jù)《巴塞爾新資本協(xié)議》的內(nèi)部評(píng)級(jí)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(guó)工業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)和Heckman二階段模型來(lái)驗(yàn)證融資約束與企業(yè)出口決策及出口強(qiáng)度間的關(guān)系。最后總結(jié)全文并給出相應(yīng)的結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

通過(guò)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(xiàn)，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(lái)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(xiàn)使用過(guò)以上指標(biāo)考察企業(yè)的內(nèi)部流動(dòng)性③［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(gè)指標(biāo)的考察角度卻不盡相同。使用應(yīng)付賬款來(lái)衡量企業(yè)商業(yè)信用，實(shí)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］。還有文獻(xiàn)研究以企業(yè)應(yīng)收賬款來(lái)衡量商業(yè)信用，實(shí)質(zhì)是依據(jù)出口企業(yè)對(duì)下游企業(yè)的產(chǎn)品賒銷和資金借貸［6，9］。大多數(shù)研究企業(yè)出口的文獻(xiàn)在使用企業(yè)商業(yè)信用時(shí)都存在同一個(gè)現(xiàn)象，即他們對(duì)商業(yè)信用的考察側(cè)重點(diǎn)僅限于供求關(guān)系的單個(gè)方面。也就是說(shuō)，使用應(yīng)付賬款衡量其實(shí)是從企業(yè)需求端來(lái)考察商業(yè)信用，而使用應(yīng)收賬款時(shí)是從企業(yè)供給端來(lái)衡量，如果混淆這兩者的區(qū)別，在考察融資約束對(duì)企業(yè)出口的影響時(shí)就可能會(huì)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(lái)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(yàn)性的指標(biāo)雖可以反映出銀行授信對(duì)于企業(yè)融資約束成因的實(shí)質(zhì)，但是這種指標(biāo)在衡量信貸融資約束時(shí)比較片面，而且從銀行信用風(fēng)險(xiǎn)角度來(lái)說(shuō)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(píng)級(jí)體系是中國(guó)銀監(jiān)會(huì)于2007年2月發(fā)布的《中國(guó)銀行業(yè)實(shí)施巴塞爾新資本協(xié)議指導(dǎo)意見(jiàn)》中的一項(xiàng)強(qiáng)制性規(guī)定。《巴塞爾新資本協(xié)議》內(nèi)部評(píng)級(jí)法的核心是分析企業(yè)的償債、盈利、運(yùn)營(yíng)和發(fā)展等方面的能力綜合計(jì)算得出企業(yè)的PD值。如果依據(jù)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表并通過(guò)銀行的內(nèi)部評(píng)級(jí)體系測(cè)算出的PD值高于銀行規(guī)定的閾值，企業(yè)幾乎無(wú)法獲得銀行授信。所以，從信貸融資約束的觀測(cè)角度，借鑒程健和連玉君（2007）的研究④測(cè)算出的內(nèi)部評(píng)級(jí)體系得到企業(yè)PD值⑤，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Mu?ls（2008），其在對(duì)企業(yè)信貸約束的衡量中引入第三方信用保險(xiǎn)公司Coface的評(píng)級(jí)體系來(lái)測(cè)量一個(gè)企業(yè)所面臨的信貸融資約束［14］；陽(yáng)佳余（2012）使用綜合財(cái)務(wù)指標(biāo)，得到了一個(gè)對(duì)企業(yè)的評(píng)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(píng)級(jí)體系測(cè)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(fèi)者被賦予一單位的勞動(dòng)力，并對(duì)不同商品的偏好替代彈性相同。代表性消費(fèi)者的效用函數(shù)為典型的固定替代彈性（CES）函數(shù)：

其中，q(φ)代表消費(fèi)某種產(chǎn)品的數(shù)量，φ代表該產(chǎn)品的生產(chǎn)率，生產(chǎn)一單位產(chǎn)品所需要的勞動(dòng)力數(shù)量為1 φ，Ω代表市場(chǎng)上銷售的產(chǎn)品集合，φ≥1代表異質(zhì)性產(chǎn)品間的替代彈性。根據(jù)企業(yè)產(chǎn)品在國(guó)外市場(chǎng)的需求函數(shù)，可以推導(dǎo)得出企業(yè)出口的成本函數(shù)，再依據(jù)出口產(chǎn)品最優(yōu)價(jià)格水平求得企業(yè)產(chǎn)品出口數(shù)量⑥。最后得出企業(yè)出口利潤(rùn)：

其中，ωCf表示出口固定成本，在不存在融資約束的情況下，企業(yè)成功進(jìn)入出口市場(chǎng)只需要滿足利潤(rùn)約束條件：π(φ)≥0。在這一約束條件下以生產(chǎn)率水平φ為衡量標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)生產(chǎn)率水平高于φ則出口，反之則不出口。

考慮存在融資約束時(shí)的情況。假定企業(yè)的生產(chǎn)率φ和PD互不相關(guān)，因?yàn)殂y行無(wú)法直接識(shí)別企業(yè)的生產(chǎn)率，但可以準(zhǔn)確識(shí)別企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況［4］。因此，金融機(jī)構(gòu)很大程度上依靠對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)健康狀況的判斷決定是否對(duì)其授信，假設(shè)企業(yè)生產(chǎn)率和PD值相互獨(dú)立。則企業(yè)完全依靠信貸融資來(lái)支付沉沒(méi)成本的情況下成功參與出口需要同時(shí)滿足利潤(rùn)約束條件和融資約束條件：

式（3）中定義臨界信貸評(píng)級(jí)閾值δ⑦，而Θ為銀行授信額度。當(dāng)滿足δ Θ≥ωCf時(shí)意味著企業(yè)銀行授信高于出口固定成本，否則企業(yè)將由于無(wú)法獲得銀行授信來(lái)支付出口固定成本而無(wú)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

所使用的數(shù)據(jù)集為“中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)”⑧，包括全部國(guó)有及規(guī)模以上非國(guó)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(kāi)頭的“采掘業(yè)”觀測(cè)值、“42”開(kāi)頭的“工藝品及其他制造業(yè)”、“43”開(kāi)頭“廢舊材料及廢棄資源回收加工業(yè)”對(duì)應(yīng)的企業(yè)。剔除了二位數(shù)行業(yè)代碼為“16”開(kāi)頭的“煙草制造業(yè)”和四位數(shù)行業(yè)代碼大于“4 320”的“水、電、氣供應(yīng)業(yè)”的企業(yè)觀測(cè)值。同時(shí)，為了減少數(shù)據(jù)集中的異常觀測(cè)值，參考聶輝華（2012）的方法［16］，剔除了下述的觀測(cè)值：①關(guān)鍵變量資產(chǎn)總計(jì)、負(fù)債合計(jì)、流動(dòng)負(fù)債合計(jì)、實(shí)收資本、工業(yè)總產(chǎn)值和出口交貨值等為負(fù)的觀測(cè)值；②明顯不符合會(huì)計(jì)原則的觀測(cè)值，即累計(jì)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(dòng)資產(chǎn)或者工業(yè)總產(chǎn)值小于出口交貨值的觀測(cè)值；③刪除出口交貨值、流動(dòng)資產(chǎn)合計(jì)、流動(dòng)負(fù)債合計(jì)、利潤(rùn)總額、利息支出、主營(yíng)業(yè)務(wù)成本、存貨合計(jì)、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入和現(xiàn)金流入中存在缺失的觀測(cè)值。以實(shí)收資本控股將企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè)、集體企業(yè)、法人企業(yè)及港澳臺(tái)企業(yè)。由于主要考察對(duì)象為國(guó)有企業(yè)、外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，所以以企業(yè)注冊(cè)類型和實(shí)收資本控股為篩選條件選取這三類企業(yè)樣本。對(duì)于企業(yè)注冊(cè)類型不明確的問(wèn)題樣本，以實(shí)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(qiáng)度。當(dāng)企業(yè)出口交貨值大于零時(shí)，出口決策取值為1，否則取值為0。出口強(qiáng)度用出口交貨值與主營(yíng)業(yè)務(wù)銷售收入之比表示。另外，從信用風(fēng)險(xiǎn)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(jì)算方法如前文所述。商業(yè)信用是企業(yè)間通過(guò)賒銷而加強(qiáng)自身流動(dòng)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(yíng)業(yè)務(wù)銷售收入比值作為代理變量。其余控制變量和測(cè)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?。?7］；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(lái)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(jìn)入出口市場(chǎng)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(guó)出口的比較優(yōu)勢(shì)在于勞動(dòng)力價(jià)格低廉，這對(duì)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(jì)年份求差得出；⑤企業(yè)所有制為虛擬變量，分為國(guó)有企業(yè)、外資企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，其中以民營(yíng)企業(yè)為基準(zhǔn)變量。具體樣本變量的描述與統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1⑨所列。

表1 主要變量樣本描述統(tǒng)計(jì)

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(guò)銀行內(nèi)部評(píng)級(jí)后被評(píng)定的級(jí)別會(huì)更高，這樣獲得銀行授信的可能性會(huì)更大。商業(yè)信用（應(yīng)收賬款）均值幾乎沒(méi)有差異，可見(jiàn)國(guó)內(nèi)企業(yè)都會(huì)受到這種企業(yè)間的債務(wù)拖欠而形成的強(qiáng)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(shuō)明間斷出口企業(yè)商業(yè)信用獲得的波動(dòng)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(shí)間上看，持續(xù)出口企業(yè)最短，非出口企業(yè)最長(zhǎng)。

（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(qiáng)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(shí)，銀行授信對(duì)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(xiàn)建立如下計(jì)量模型，用來(lái)考察融資約束對(duì)企業(yè)出口參與的影響。當(dāng)被解釋變量只選取0和1兩個(gè)數(shù)值時(shí)，使用OLS難以獲得理想的估計(jì)結(jié)果，因此，適合使用二值選擇模型來(lái)代替OLS。選用Probit回歸模型，它作為一種非線性回歸模型，建立在隨機(jī)效用最大化的理論基礎(chǔ)上，并且假設(shè)隨機(jī)變量服從正態(tài)分布，能夠更好地估計(jì)實(shí)證結(jié)果。

式（1）中的被解釋變量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(shí)間、省份、行業(yè)的虛擬變量，εit為誤差項(xiàng)。為避免內(nèi)生性問(wèn)題，對(duì)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(jìn)行滯后一期處理，以避免隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)和模型中解釋變量可能存在的相關(guān)性而對(duì)估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。表2列示了式（1）的估計(jì)結(jié)果。

表2 融資約束對(duì)出口決策的影響

由表2可以看出，核心解釋變量違約概率顯著為負(fù)。這表明企業(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(méi)成本的難度加大，則企業(yè)出口相對(duì)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。這表明雖然我國(guó)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(píng)級(jí)體系后對(duì)企業(yè)的授信更趨理性。平滑時(shí)間、地區(qū)和行業(yè)等外部因素帶來(lái)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(duì)而言，商業(yè)信用（應(yīng)付賬款）對(duì)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(cái)務(wù)調(diào)整空間更具彈性，充足的流動(dòng)性使其更有可能克服一系列出口沉沒(méi)成本。由此看來(lái)，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(duì)應(yīng)收入也會(huì)超過(guò)行業(yè)平均水平，這對(duì)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(shuō)明我國(guó)勞動(dòng)力資源豐富而廉價(jià)。企業(yè)成立年限對(duì)企業(yè)出口決策影響顯著為負(fù)。成立時(shí)間越長(zhǎng)的企業(yè)，企業(yè)產(chǎn)品的本土化適應(yīng)能力越強(qiáng)，這意味著企業(yè)產(chǎn)品的國(guó)內(nèi)銷售渠道比較穩(wěn)定，所以企業(yè)出口傾向不強(qiáng)。出口決策的滯后一期對(duì)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(jì)形態(tài)不發(fā)生較大改變的前提下會(huì)盡量保持出口。國(guó)有企業(yè)相對(duì)民營(yíng)企業(yè)出口意愿顯著更低，而外資企業(yè)相比民營(yíng)企業(yè)出口傾向顯著更高。

（三）融資約束與企業(yè)出口強(qiáng)度

考察融資約束對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度的影響，構(gòu)建計(jì)量模型如下：

其中，EXRATIOit表示出口強(qiáng)度，由出口交貨值與主營(yíng)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(qiáng)度密切相關(guān)，如果使用最小二乘回歸直接得到出口強(qiáng)度與各個(gè)指標(biāo)值間的關(guān)系，就可能忽略了出口決策對(duì)出口強(qiáng)度所產(chǎn)生的影響，從而出現(xiàn)估計(jì)的偏誤。所以借鑒Helpman（2008）的處理方法，選擇使用Heckman兩階段估計(jì)法進(jìn)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(jì)出口決策方程，也就是模型（1），從而獲得出口概率的估計(jì)系數(shù)λ，然后再將λ作為控制變量加入到出口強(qiáng)度方程中，即模型（2）。但是，在建立模型（2）的過(guò)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(gè)影響出口決策但對(duì)出口強(qiáng)度沒(méi)有偏效應(yīng)的工具變量。在此選取了較為普遍的方法也就是將企業(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(jì)結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 資約束對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度的影響

表3的估計(jì)結(jié)果中，使用了Heckman兩階段選擇模型，米爾斯-蘭伯特驗(yàn)證系數(shù)都顯著，這說(shuō)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(jì)周期、不同地區(qū)對(duì)企業(yè)不同的補(bǔ)貼政策以及不同時(shí)點(diǎn)帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)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(qiáng)度顯著受到信貸融資約束的抑制作用。結(jié)合模型（1）、（2），出口企業(yè)一方面要克服出口固定成本時(shí)會(huì)受到銀行信貸約束制約，另一方面企業(yè)出口強(qiáng)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(qiáng)度勢(shì)必要擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)?；蛲卣雇獠渴袌?chǎng)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(kuò)大出口量。全要素生產(chǎn)率及人力成本對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)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(dòng)力資源的新企業(yè)在出口的強(qiáng)度上更有優(yōu)勢(shì)。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?？墒牵琀eckman模型的回歸結(jié)果并不顯著甚至符號(hào)為負(fù)，這與現(xiàn)實(shí)邏輯相悖。原因可能是對(duì)于出口企業(yè)來(lái)說(shuō)，受到來(lái)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(wèn)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(xiàn)研究，將商業(yè)信用（應(yīng)收賬款）放于模型（3）中與模型（2）對(duì)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。

現(xiàn)有文獻(xiàn)多使用商業(yè)信用（應(yīng)付賬款）來(lái)表示企業(yè)受到的融資約束問(wèn)題。因?yàn)閼?yīng)付賬款代表著上游企業(yè)對(duì)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(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度的增加是有利的。但是，從表4中第（2）列和第（4）列來(lái)看商業(yè)信用（應(yīng)付賬款）并不顯著，甚至對(duì)企業(yè)的出口強(qiáng)度具有負(fù)向作用，這完全與現(xiàn)實(shí)邏輯分析相背離。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(shí)，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(duì)其他企業(yè)的賒銷，實(shí)際是對(duì)企業(yè)資金的一種占用。

資金占用會(huì)影響到企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，這體現(xiàn)在應(yīng)收賬款占用企業(yè)大量資金，同時(shí)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(duì)企業(yè)的流動(dòng)性產(chǎn)生較大的不利影響，造成企業(yè)的融資約束問(wèn)題。而且可以看到表4第1、3列第2行中的系數(shù)符號(hào)與企業(yè)的出口強(qiáng)度相反，從而印證了商業(yè)信用（應(yīng)收賬款）對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度造成了負(fù)向影響。分析這種影響機(jī)制的形成根源有以下幾個(gè)因素。首先，出口企業(yè)獲取銀行信貸的融資能力較強(qiáng)，但同時(shí)我國(guó)存在大量企業(yè)無(wú)法直接從銀行取得授信，從而導(dǎo)致融資能力強(qiáng)的企業(yè)會(huì)成為其他企業(yè)的借債目標(biāo)。其次，由于出口企業(yè)的生產(chǎn)率較高，所以更有可能對(duì)下游企業(yè)提供中間品的賒銷。已有學(xué)者指出，在中國(guó)企業(yè)間的債務(wù)拖欠已經(jīng)形成一種“強(qiáng)制性信用”。最終，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(wèn)題。表4中最后兩行也可以看出國(guó)有出口企業(yè)在出口強(qiáng)度上相對(duì)民營(yíng)企業(yè)更容易受到制約。外資企業(yè)相對(duì)其他類型企業(yè)更傾向于增加出口量。

表4 資約束對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度的影響機(jī)制

五、結(jié)論與啟示

我們使用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)1998-2014年的面板數(shù)據(jù)，研究融資約束對(duì)企業(yè)出口造成的影響。具體來(lái)說(shuō)，自《巴塞爾新資本協(xié)議》實(shí)施以來(lái)，在我國(guó)銀行中普遍使用的信用風(fēng)險(xiǎn)內(nèi)部評(píng)級(jí)體系來(lái)測(cè)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(jì)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(qiáng)度都會(huì)減?。环粗?，則會(huì)增大。這說(shuō)明企業(yè)在出口決策和出口強(qiáng)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(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度影響時(shí)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(guò)對(duì)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(qiáng)度的機(jī)制不再是來(lái)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(duì)出口企業(yè)資源的擠占限制了企業(yè)出口密集度的增加。

另外，以上研究還帶來(lái)了一些啟示。第一，我國(guó)銀行業(yè)存在信貸歧視現(xiàn)象由來(lái)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(duì)于需要融資的出口企業(yè)來(lái)說(shuō)直面銀行對(duì)企業(yè)所做的評(píng)估，提高企業(yè)自身的償債能力、盈利能力、運(yùn)營(yíng)能力和發(fā)展能力，只有這樣才能順利通過(guò)銀行對(duì)企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)內(nèi)部評(píng)級(jí)。第二，由于國(guó)內(nèi)企業(yè)間普遍存在債務(wù)拖欠問(wèn)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(wèn)題而對(duì)企業(yè)的出口造成影響。第三，切實(shí)做好國(guó)有企業(yè)的結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和資源整合，加強(qiáng)國(guó)有企業(yè)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力與企業(yè)核心競(jìng)爭(zhēng)力，讓更多的國(guó)有企業(yè)成為國(guó)際市場(chǎng)上的有力競(jìng)爭(zhēng)者。

注釋：

①根據(jù)中華人民共和國(guó)商務(wù)部公布數(shù)據(jù)計(jì)算得出。

②銀行內(nèi)部評(píng)級(jí)體系的所確定違約概率閾值根據(jù)不同銀行對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的偏好調(diào)整其內(nèi)部評(píng)級(jí)模型參數(shù)確定。

③主要討論外源性融資約束，所以在此對(duì)內(nèi)源性融資約束指標(biāo)不多做討論。

④選用程建和連玉君的測(cè)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(cè)算的系統(tǒng)性方法。其次，標(biāo)準(zhǔn)模型中選用了我國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)算，其結(jié)果具有較高的代表性。再次，他們對(duì)于標(biāo)準(zhǔn)模型的最終結(jié)果采用了嚴(yán)格的驗(yàn)證方法，保證了模型的準(zhǔn)確性。

⑤計(jì)算違約概率指標(biāo)值時(shí)，選用了結(jié)構(gòu)型組合（違約概率預(yù)測(cè)準(zhǔn)確率更高）中的財(cái)務(wù)因素指標(biāo)包括速動(dòng)比率、利息保障倍數(shù)、存貨周轉(zhuǎn)率、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、和主營(yíng)業(yè)收入現(xiàn)金比率等5個(gè)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)級(jí)指標(biāo)。在使用以上指標(biāo)測(cè)算企業(yè)違約概率過(guò)程中進(jìn)行多重共線性檢測(cè)。其中，以速動(dòng)比率為基準(zhǔn)變量，其余各個(gè)變量依據(jù)vif檢驗(yàn)判斷來(lái)看，均值不大于1且每一個(gè)變量值均小于10。在計(jì)算企業(yè)違約概率的過(guò)程中也有兩個(gè)問(wèn)題。一是計(jì)算企業(yè)違約概率時(shí)并未考慮非財(cái)務(wù)指標(biāo)因素可能帶來(lái)的影響，由于非財(cái)務(wù)因素難以觀測(cè)和量化為具體數(shù)據(jù)來(lái)測(cè)算對(duì)企業(yè)違約帶來(lái)的影響，而且其帶有較強(qiáng)的區(qū)域性特征，所以嘗試將行業(yè)經(jīng)濟(jì)周期和不同地區(qū)對(duì)企業(yè)不同的補(bǔ)貼政策以及不同時(shí)點(diǎn)可能帶來(lái)的問(wèn)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(jì)算企業(yè)違約概率時(shí)，直接使用程建和連玉君的財(cái)務(wù)指標(biāo)系數(shù)。一方面由于采用的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中的企業(yè)數(shù)據(jù)無(wú)法支持完整測(cè)算風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)系數(shù)，另一方面程建和連玉君測(cè)算出的風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)系數(shù)依據(jù)于上市企業(yè)公開(kāi)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)具有較強(qiáng)準(zhǔn)確性和可信性，且計(jì)算過(guò)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(lái)測(cè)算了企業(yè)的PD值。

⑥因主要考察融資約束對(duì)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)。

⑦其中δ值為PD值的倒數(shù)，選用的信貸評(píng)級(jí)標(biāo)準(zhǔn)為PD值20%分位數(shù)之前的企業(yè)。

⑧該數(shù)據(jù)庫(kù)的全稱為“全部國(guó)有及規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)”，其樣本范圍為全部國(guó)有工業(yè)企業(yè)以及規(guī)模以上非國(guó)有工業(yè)企業(yè)，其統(tǒng)計(jì)單位為企業(yè)法人。

⑨樣本變量統(tǒng)計(jì)表中變量：t值是依據(jù)企業(yè)是否出口得出t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值。

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Heckman Validation on the Impact of Financing Constraints on Corporate Exporting—Based on the Perspective of Bank Credit Risk

ZHANG Zuo-min,KONG Qing-feng
(School of Economics,Shandong University,Jinan 250100,China)

This paper,based on the balanced panel data of 7,032 enterprises from China's Industrial Enterprises Database during the peri?od of 1998 to 2014,makes an intensive study on the impact of financing constraints on corporate exporting from the perspective of bank credit risk internal rating.The results show that bank credit financing constraints have significant negative correlations with corporate ex?porting decision-making and exporting intensity.Meanwhile,the paper,by employing Heckman two-phase model,finds that the impact and mechanism of different forms of commercial credit on corporate exporting decision-making and exporting intensity are different be?cause of their different positions in the supply and demand side.Moreover,the commercial credit of the demand side is only positively cor?related with corporate exporting decision-making,but the correlation with exporting intensity is not significant,and the commercial credit of the supply side is significantly negatively correlated with exporting intensity.

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

F273.7

A

1007-5097（2017）05-0147-07

［責(zé)任編輯：張青］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.05.021

2016-04-01

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金青年項(xiàng)目（14CJY001）

張左敏（1980-），男，山東濟(jì)南人，博士研究生，研究方向：國(guó)際貿(mào)易；孔慶峰（1963-），男，山東曲阜人，教授，博士，研究方向：國(guó)際貿(mào)易。