金融发展、出口边际与“汇率不相关之谜”，本文主要内容关键词为：边际论文,之谜论文,汇率论文,不相关论文,金融论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一 引言
自2005年人民币汇率形成机制进行改革后，人民币开始快速升值。到2012年底，人民币实际有效汇率已经累计升值29%，对美元的升值幅度更是超过30%。但在人民币大幅升值的同时，中国对世界的出口却仍然保持了一个相对稳定的增长态势。除去金融危机影响较为严重的2008～2009年外，其余年份的出口增长速度平均在20%以上，中国对外出口占世界出口贸易的比重也由2005年的7.3%上升到2012年的11.2%。①因此，从整体上看，汇率变动与出口贸易之间的相关性并不显著。
从现实实践来看，汇率变动与出口行为之间的弱相关现象绝非中国特有，美元长期贬值下的经常账户恶化以及亚洲金融危机时期货币贬值后的出口萎缩都是其中的典型案例（Chaney，2005；Duttagupta和Spilimbergo，2004；Blalock和Roy，2007）。而在理论层面，汇率变动与经济基本面变量之间的弱相关性也引起了很多学者的注意。Meese和Rogoff（1983）最早对结构性汇率模型的预测准确性加以关注，指出基于宏观经济基本面的汇率预测模型其精度尚不如简单的随机游走模型。Obstfeld和Rogoff（2000）则将汇率变动与出口、产出等宏观经济变量之间的弱相关性称为“汇率不相关之谜”。
对于“汇率不相关之谜”成因的研究大体上可以分为三类。
第一类研究主要基于宏微观一致视角，强调汇率变动对宏观经济变量产生作用的前提条件，认为在依市定价的情况下，汇率变动向价格的传递并不完全（Devereux和Engel，2002；Parsley，2012）。同时，在金融市场不完全以及存在母国偏好和非贸易部门的情况下，非理性因素以及对非抛补利率平价条件的外在冲击会带来汇率的大幅波动，而此时主要宏观经济变量却会保持相对稳定（Xu，2010；Wang，2010；Obstfeld和Rogoff，2000）。
第二类研究则基于市场的微结构理论，较为注重汇率决定的短期因素，强调在存在异质性信息和异质性投资主体的情况下，代理商和做市商指令流（order flow）的差别在短期汇率决定中的重要作用（Evans和Lyons，2002a、b；Bacchetta和Van Wincoop，2006；Evans，2010）。
第三类研究主要采用微观数据就汇率变动对出口的影响进行讨论。相对于传统研究在总量意义上对汇率—出口关系的讨论，这类研究更加关注微观个体在出口汇率弹性上的差异，认为微观个体在生产率、生产成本以及出口方式上的差异导致了加总意义上出口对汇率变动敏感性的降低（Berman等，2012；Berman和Hericourt，2011；Chatterjee等，2012）。
国内学者就“汇率不相关之谜”进行直接解释的研究相对较少，大多数研究集中在人民币汇率变动对进出口价格以及贸易总量的影响上。陈平和李凯（2010）就人民币兑美元汇率与经济基本面之间的关系进行了考察，发现除去泰勒模型外，其余的宏观汇率模型预测能力并不强于随机游走模型。陈学彬等（2007）、施建淮等（2008）、毕玉江和朱钟棣（2007）等学者主要就人民币汇率变动的价格传递效应进行分析，强调汇率变化对进出口商品价格以及一般价格水平的影响。此外，曾峥和张亚斌（2007）、董继华（2008）、刘尧成等（2010）等学者还就出口商品的价格弹性以及人民币汇率变动对进出口的长期或短期影响进行分析，并对人民币汇率变动对贸易收支调节的有效性和J曲线效应的存在进行了验证。
本文基于融资约束视角，尝试从出口边际的二元维度对中国“汇率不相关之谜”加以解释。②我们认为，如果考虑既有出口产品的出口扩张和新出口关系建立之间的差异，那么人民币升值虽然会缩小出口企业的利润空间，但对于新企业进入、新产品出口和新市场开拓而言，却存在相对积极的一面。总量上汇率变动与出口贸易之间的弱相关性是由于货币升值对出口集约边际和扩展边际的不同效应所导致的。同时，在存在企业外部融资依赖的条件下，中国相对落后的金融市场发展水平使得出口贸易对汇率变动的敏感性进一步降低，而外资出口企业的存在，在减少企业融资对外部金融市场依赖的同时，也降低了汇率变动对出口贸易的影响，使得总量上汇率变动与出口贸易之间的相关性进一步减弱。
本文安排如下：第二部分为理论和假说，建立基本模型，设立待检验假说；第三部分为检验，从出口二元边际、金融市场的放大效应以及外资企业的存在三个维度对相关理论假说进行验证；最后一部分，归纳结论和指出进一步研究的方向。
二 理论和假说
早期贸易理论对贸易量的关注更多在于总贸易量或贸易价值，使用的数据也大多是经过加总之后的总量数据，很少对贸易产品的种类和数量进行区分。虽然在新贸易理论框架下，贸易产品种类的地位有所提升（Krugman，1980；Romer，1994），但真正引起学界对出口行为分解广泛关注的则源于Melitz（2003）建立的异质性企业理论分析框架。从异质性企业理论的逻辑出发，一国对外出口不仅面临运输成本等随产品数量变动而变动的可变成本，而且还面临市场进入和营销网络开拓等不随产品数量变化的沉淀成本。在存在进入成本的情况下，新出口关系的建立无疑成为影响贸易规模的重要因素。
在这样的背景下，出口的扩展边际（extensive margin）和集约边际（intensive margin）概念逐渐得到重视。虽然不同学者对出口边际的界定和衡量存在差异，但一般而言，出口的集约边际指的是现有企业、现有产品向现有出口市场的单向扩张，强调现有出口产品的数量变动；而出口的扩展边际则强调新企业、新产品以及新市场进入下新贸易关系的建立（钱学锋和熊平，2010；施炳展，2010）。相对于传统理论对出口集约边际的强调，出口扩展边际不仅在促进产品多元化、改善贸易条件、提高居民福利等方面具有更为明显的实际意义，而且还在一定程度上解释了一些重大国际经济现象（钱学锋，2008；陈勇兵等，2012）。
正是在这样的背景下，我们通过区分出口扩张中的集约边际和扩展边际，并在异质性企业理论模型的基本框架下引入汇率因素和金融因素，就汇率变动对出口二元边际的影响以及金融市场的作用进行讨论。
（一）基本模型
假定消费者的效用函数采用不变替代弹性的效用函数形式：
其中，Ω为市场上存在商品的商品集，x（i）代表消费者对第i种产品的需求量，σ＞1表示不同商品间的替代弹性。求解居民的效用最大化条件，可以得到第i种商品的需求函数。
我们假定企业在生产过程中只使用资本一种生产要素，生产1单位产品所需的资本数量为1/α（i），因此α（i）的大小反映了企业生产率的高低。假定企业生产率的分布满足概率密度函数为G（α）的分布，其在[0，∞]之间取值。
参考Guillou和Schiavo（2011）的研究，企业在生产过程中存在一定的外部融资约束，企业自身的初始资本禀赋L并不能完全满足企业生产的资金需要，L＜x（i）/α（i）。企业必须在外部市场上进行融资才能满足生产的需要。假定企业使用内部资金的机会成本为1，在存在风险溢价的情况下，企业外部融资成本为ψ＞1。在本文中，我们以ψ的大小来衡量企业的外部融资环境，当外部金融市场发展水平较高时，不对称信息所带来的融资风险降低，企业的外部融资成本也会相应下降。
企业可以选择将产品在国内市场和国际市场上进行销售，为方便起见，假定企业可以自由进出国内市场，但将产品出口到国外市场时必须支付一定的进入成本F。从异质性企业理论的逻辑出发，这些成本主要包括出口市场法规、需求偏好、海关程序等出口市场环境的考察成本以及营销网络的建立，因此，我们假设国外市场的进入成本以外币计价。
企业在国内市场上的销售利润见（2）式。
（4）式表示的是企业出口的融资约束条件。在现有的研究中，大部分分析都在企业不存在融资约束的框架下进行，企业是否出口取决于期望利润与进入成本之间的相对大小，当出口利润大于进入成本时，企业将进入出口市场。问题在于，进入成本的支付要早于出口利润的实现，因此，即使（3）式成立，出口能带来较高的预期利润，但在存在资金约束的情况下，企业进入海外市场也会受到一定程度的限制（Chaney，2005）。从这个角度上来说，只有同时满足（3）和（4）式的企业才能够成功地进入海外市场。
根据（2）和（3）式，求解企业的利润最大化条件，我们可以得到企业在国内和国外销售产品的价格水平，分别见（5）和（6）式。
同时，根据（1）、（2）、（4）和（5）式，基于企业的融资约束条件，可以得到企业参与出口的临界生产率水平以及临界出口额，分别见（7）和（8）式。③
（二）汇率变动的出口边际效应
在存在出口固定成本的情况下，只有那些生产率在临界值之上的企业才能够出口。基于此，一国总出口额见（9）式。
从（10）式可以看出，汇率变动对总出口的影响由两部分构成，一部分是已经进入海外市场企业的出口额变化，另一部分是由汇率变动引起临界生产率变动所导致的贸易关系的变化。而这两部分恰好对应出口变动的集约边际和扩展边际。在本文的分析中，我们强调汇率变动对出口贸易的影响存在两个方面的作用：一是汇率变动的价格效应，另一个是汇率变动的“资产平衡表效应”（Chaney，2005；Berman和Hericourt，2011），而这两种作用的方向恰恰相反。
从（11）式可以看出，汇率变动会影响出口产品的价格变动继而导致出口额的变动。因此，本币升值意味着本国产品变得更为昂贵，将不利于一国出口规模的扩大。这就是传统分析强调汇率变动的价格效应，而就汇率传递效应完全与否以及汇率与出口关系的传统探讨，也是这一框架下对价格效应内在作用机制的进一步分析。
另一方面，对（7）式两边汇率求导数，容易得出，
，因此，当本币升值（e变小）时，企业出口的临界生产率有所降低，（10）式右边的第二部分所表示的出口额有所增加。这说明，就汇率变动的出口效应而言，双边汇率的变动不仅影响了产品的出口价格，而且由于不同货币比价的变动，汇率变动还会影响一国拥有的以外国货币计价的资产价值。随着本币升值，企业以外币计价的资产价值增大，出口市场进入的沉淀成本继而临界生产率相对变小。因此，将会有更多的企业解决融资约束而进入国外市场（Chaney，2005；Berman和Hericourt，2011）。反映在出口贸易上，便是新贸易关系的建立。这也是本文所要讨论的“资产平衡表效应”。
综上，价格效应影响的是已经存在的出口商品出口额的变动，而“资产平衡表效应”影响的主要是新贸易关系的建立。汇率变动对出口贸易的影响最终取决于这两种力量的相对大小。因此，随着一国货币的升值，出口状况有可能改善也有可能恶化。汇率变动这两种完全相反力量的存在，在总量上的表现便是出口行为对汇率变动敏感性的下降。基于此，我们提出以下假说。
H1a：本币升值不利于促进对外出口的集约边际。
H1b：本币升值有利于促进对外出口的扩展边际。
H1c：本币升值对总出口的影响具有不确定性。
（三）金融发展与出口的汇率弹性：金融市场的放大效应
就金融发展对国际贸易的影响而言，现有理论大多强调金融市场在缓解信贷约束、降低融资成本以及风险分散等方面的作用，考察金融市场发展对出口贸易的直接促进效应。我们认为，在存在信贷约束的条件下，一国的金融市场不仅会影响一国对外贸易比较优势的形成，而且其发育程度还有可能对汇率变动的出口边际效应产生进一步放大或缩小作用。这一点无论对出口扩展边际还是集约边际都成立。
就汇率变动对出口扩展边际的影响而言，对（8）式两边就φ求导数，可以得到
。因此，随着金融发展水平的提高，（10）式右边第二项相应增大。也就是说，随着外部金融市场发展水平的提高，企业所面临的融资约束状况得到改善，外部融资成本下降，企业销售收入也相应提高，临界生产率企业的出口额有所增加。此时，由本币升值引发的新贸易关系建立所带来的出口增加也就相应增大。因此，在这样一个过程中，金融发展水平的提高将对汇率变动的“资产平衡表效应”起到进一步的放大作用，使得出口扩展边际对汇率变动的敏感性有所提高（Berman和Berthou，2009）。
就汇率变动对出口集约边际的影响而言，金融市场对出口汇率弹性的放大效应也同样显著。对（11）式两边对φ进一步求导数，结果如（12）式。④
（12）式说明不但汇率变动影响了既有出口企业的出口量，而且这种影响随外部金融市场发展增大。以货币贬值为例，货币贬值下的出口需求扩张必然要求国内生产规模进一步增大，在存在企业内部融资约束的背景下，资本生产要素需求的增加必然要借助于外部融资。此时一个相对发达的金融市场无疑为生产规模的充分调整提供了可能，这就使得汇率变动从需求向供给层面的传导机制更为顺畅（Becker等，2013）。而在外部金融市场不发达的情况下，即便外部需求有所增加，在企业无法获取所需资金支持的情况下，与出口需求相匹配的生产调整也将变得非常困难，本币贬值对出口的促进效应也就相对较小。
事实上，在金融部门相对发达的情况下，经济行为将体现出更多的顺周期特征。汇率变动本质上是价格信号的释放，随着外部金融市场发育程度的完善，价格传递的信号功能将进一步增强，出口变量对汇率变动的敏感程度也会提高。因此，我们进一步提出以下假说。
H2：随着金融市场发展水平的提高，出口边际对汇率变动的敏感性将有所增强。
（四）出口汇率弹性的产业差异：外资企业的影响
在不同的产业间，由于产业特性不同，无论是汇率变动对出口的直接影响，还是金融市场发展的间接效应都存在差异。对于产业特性的考察，我们不求面面俱到，而是强调外资企业的存在对出口汇率弹性以及金融市场的放大效应所产生的影响。强调外资企业的存在，除去外资企业在中国对外贸易中的重要地位之外，⑤还与外资企业所具有的以下两点特性密切相关。
一方面，就外资企业的自身性质来看，大多数外资企业是加工贸易企业，⑥在存在产品出口的同时，也存在着原材料的进口，对此，我们将外资企业生产1单位产品的成本相应修改为（ec+d）/α（i），其中，c代表进口的生产要素，d代表采用的国内生产要素。在这样的假定下，企业的出口利润如下：
根据上文的逻辑，由（1）和（13）式求解企业的利润最大化条件，继而分析汇率变动对单个企业出口额的影响，可以得到（14）式。
其中，γ=ec/（ec+d）代表进口要素在成本中的比重。可以看出，随着进口生产要素比重的提升，汇率变动对企业出口额的影响将会出现下降的趋势。因此，在“两头在外”的生产和销售模式下，汇率变动对外资企业既有产品出口的影响相对要小。而对于新贸易关系建立所导致的出口增加而言，大多数外资出口企业都具有典型的“出口平台”特征，异质性企业理论所强调的营销网络建立、市场环境考察等进入成本已经不再是企业海外市场进入的先行限制。在不存在进入壁垒的情况下，企业本身可能并不存在市场进入的融资约束问题，汇率变动的“资产平衡表效应”也就无从谈起。⑦因此，在那些外资出口企业占比相对较高产业的情况下，对于新产品和新市场的进入而言，汇率变动的扩展边际效应也会相应变小。
另一方面，就外资企业的外溢效应而言，除去现有文献强调相对较多的技术外溢效应之外，外资企业在缓解国内企业资金约束方面的效应也逐渐引起重视。由于中国的金融改革相对滞后，金融资源大多向低效的国有企业倾斜，尽管私人企业的收益和成长状况都要优于国有企业，但在扭曲的金融市场环境下，私有企业在外部融资上仍然存在一定限制。在这样的背景下，这些企业不得不求助于外来资金的支持（Huang，2005），通过借助与外资企业所建立的联系，国内私有企业可以绕过国内法律和金融障碍，接受外商投资成为企业事实上的融资形式（Harrison等，2004）。⑧因此，在中国选择性压制的金融环境下，外来资本的流入在国内金融市场有一定的替代作用，可以有效缓解产业的融资约束问题（黄玖立和冼国明，2010）。⑨外部资金的引入可以看作企业初始禀赋L的提高，当L增加特别是当L≥x（i）/α（i）时，企业并不存在融资约束，此时企业的外部融资成本与内部融资成本趋于一致，对应着ψ=1，这一点与金融发展水平提高的影响相同，外部金融市场发展水平的变化将不会对企业的生产决策产生影响。基于此，如果外资企业的存在确实缓解了中国企业的融资约束，可以预见，随着外资企业的增多，国内企业对金融市场融资的依赖程度将有所降低，外部金融市场发展对出口汇率弹性的放大效应也就相应减弱。
综上，以上两种特性既是我们着重考虑外资企业影响的原因，也说明外资企业的存在的确影响了出口的汇率弹性以及金融市场发展的外在作用。对此，我们进一步提出以下假说。
H3a：在外资企业相对较多的产业，出口边际的汇率弹性相对较小。
H3b：在外资企业相对较多的产业，金融市场发展对出口汇率弹性的放大效应有所减弱。
三 汇率变动与中国出口的弱相关之谜：一个检验
在前面理论分析的基础上，我们结合之前提出的理论假说，在就汇率变动对中国出口的影响大小及内在机制进行经验分析的同时，对汇率变动与中国出口之间的弱相关现象加以解释。
（一）中国出口边际的二元分解
为了分析汇率变动对出口二元边际的影响，首先需要对出口的边际构成进行分解。对于某一时期出口边际的分解，主要参考Hummels和Klenow（2005）的研究，采取如下形式。
（二）汇率变动对中国出口二元边际的影响
我们首先就汇率变动对中国出口二元边际的影响进行考察。结合以上的理论分析，同时借鉴Colaceli（2009、2010）的研究，采用的计量模型如下。
X为一组控制变量，具体说明如下。
传统引力模型变量：在此我们主要考虑最为常用的3个引力模型变量。（1）进口国GDP，以第j个进口国第t年以美元计价的实际国内生产总值表示，基期为2000年。（2）中国GDP，用中国相应年份以美元计价的实际国内生产总值表示，基期为2000年。（3）双边距离，在考虑国家内部距离的基础上，根据不同国家内部主要城市的经度和纬度计算得出，更为具体的计算方法参考Mayer和Zignago（2011）对DIST指标的描述。
此外，考虑到汇率影响也可能存在第三方效应，即双边贸易不但与双边汇率有关，也可能会受到其他国家货币币值变动的影响。因此我们在引入多重阻力指数的基础上，在回归方程中引入人民币实际有效汇率指标来分析中国对其他国家的汇率变动对双边贸易带来的影响。
其余的控制变量：除了上述控制变量之外，我们还在回归方程中引入一些常见的控制变量，分别为（1）进口国国土面积，衡量的是一国内部的贸易阻力；（2）进口国WTO哑变量，如果进口国是WTO成员，取值为1，反之为0；（3）进口国的地理位置变量，如果进口国与中国地理毗邻，取值为1，反之为0。
本文中细分类的双边贸易数据来源于CEPII的BACI数据库，地理变量数据来源于CEPII的引力模型数据库，其余变量数据来源于世界银行发展指数数据库。时间跨度为2000～2010年，涉及136个国家和地区。
在回归分析时，除去哑变量外，所有的变量均以对数形式进入回归方程。对于（17）式的估计，我们采用三种不同的估计方法进行，分别是随机效应模型（RE）、固定效应模型（FE）和Magnus等（2010）提出的加权平均最小二乘估计（Weighted-Average Least Squares，WALS）。前两种方法属于传统的确定性模型分析方法，我们将其作为基准模型。加权平均最小二乘则属于新近兴起的不确定性模型分析方法。（13）在本文的分析中，我们采用加权平均最小二乘方法对变量的相对重要性以及作为影响因素的可能概率进行考察。实际分析时，我们将常数项和国家哑变量视为确定性变量（focus regressors），而将其余所有的变量视为非确定性变量（auxiliary regressors）。
基于方程（17），我们对中国出口边际的影响因素进行考察，具体结果见下页表1。
结合表1，我们可以得出以下结论。
首先，重点关注实际双边汇率变量。我们发现，在以总出口额为被解释变量的确定性回归方程中，实际双边汇率变量虽然符号为负，但在统计上并不显著，加权最小二乘估计中的t值也只有0.3，（14）说明没有足够证据表明人民币汇率变动在整体上影响了中国对外出口的贸易竞争力。汇率变动对中国出口贸易的影响并不显著，人民币汇率与出口贸易之间的弱相关之谜在中国依然成立。我们进一步分析其成因发现，这样一种汇率变动的弱出口效应主要与汇率变动对出口扩展边际和出口集约边际完全相反的影响有关。与我们之前的假说H1a和H1b相一致，由于在扩展边际方程中实际双边汇率变量的符号在统计上显著为正，而在集约边际方程中显著为负，因此，随着人民币的升值，“资产平衡表效应”的存在使得国外市场的进入障碍相对降低，新的贸易关系得以建立。但与此同时，人民币升值所带来的价格效应也使得本国产品更为昂贵，价格效应下既有产品的出口额呈现出下降趋势。由于汇率变动对出口的整体影响取决于这两种力量的相对大小，反映在出口总额上，便是中国对外出口贸易对汇率变动缺乏敏感性。在这个意义上说，并不是汇率变动对中国的出口贸易没有影响，而是在存在出口二元边际的情况下，多种效应被相互抵消。因此，中国对外贸易中出口扩展边际的存在，构成了中国出口行为对汇率变动不敏感现象第一层面的可能原因。
对于上面的分析需要提及的是：（15）首先，汇率变动对总出口的净效应不但取决于汇率变动对出口扩展边际和集约边际的不同影响，而且还取决于一国出口中扩展边际和集约边际的相对大小。从现有的研究结论看，在时间维度上，中国对外出口的扩张主要来自于出口集约边际的增长，新贸易关系建立所带来的出口增加仍然相对较少（Amiti和Freund，2008；钱学峰和熊平，2010）。由于表1中对总出口的回归分析是在出口扩展边际和集约边际权重相等的逻辑下进行的，（16）因此，针对总出口的回归分析结果可能放大了扩展边际在总出口中的作用。尽管如此，由于扩展边际的汇率弹性显著为正，对外出口中扩展边际的存在部分抵消了货币升值对出口扩张的不利影响，其仍然在一定程度上构成了汇率与出口之间弱相关性的可能成因。其次，在汇率变动影响扩展边际的过程中，可能有“非对称效应”的存在，也就是说虽然货币升值有利于出口企业的市场进入，但货币贬值却未必会减少一国出口的扩展边际。这一点在采用更为细致的企业层面数据进行考察时，可能会更为明显。由于经验分析的结果是在总量意义上就汇率变动对扩展边际影响进行的考察，因此，单就货币升值对出口扩展边际的积极影响而言，其结果可能会存在一定程度的低估。而在考虑汇率变动“非对称效应”的情况下，进一步分析汇率变动对出口贸易的影响，也构成了我们下一步研究的方向。
其次，对于控制变量而言，大部分控制变量的符号和统计显著性与预期结论较为一致。具体而言，随着两国经济规模的增加、双边地理距离的减少以及一国到世界其他国家距离的增加，双边贸易呈扩大趋势。而在出口边际为被解释变量的方程中，实际有效汇率变量的符号恰好与实际双边汇率变量的符号相反，说明在存在替代效应的情况下，随着人民币对世界其他国家货币的升值，中国对出口目标国的扩展边际有所减少的同时，既有产品的出口额却有所增加。地理毗邻哑变量的符号为正，且在集约边际方程中非常显著，说明地理位置相邻的国家更容易开展双边贸易，并且其贸易量的扩大主要是通过集约边际的扩张实现的。同时，国土面积变量与WTO哑变量在所有回归方程中统计上都不显著，说明相对于其他影响因素而言，一国内部贸易成本对国际贸易的影响相对较小。WTO哑变量的不显著虽然与直观感觉相悖，但与Rose（2004）的研究基本一致。对于其中的原因，Subramanian和Wei（2007）认为WTO对贸易的影响并不是自然发生的，成员国的具体贸易行为、与何国进行谈判以及哪些产品被涵盖在谈判框架范围之内都至关重要。Tomz等（2007）则认为，虽然很多国家分类时被排除在WTO框架之外，但他们所承担的权利和义务却让这些国家成为事实上的WTO成员，这些因素的存在也会低估WTO对国际贸易的影响。
（三）金融发展与出口的汇率弹性
随着一国金融市场发育程度的提高，出口贸易对汇率变动的敏感性也将有所增强。为了对这一结论进行验证，我们在前文分析的基础上，通过引入金融发展变量和双边实际汇率变量交叉项的形式，进一步分析金融发展水平对出口汇率弹性的影响，回归方程的形式见（18）式。
在（18）式中，被解释变量和控制变量的选取与前文保持一致。
是金融发展变量，为了更为全面地反映中国金融市场的发展状况，对于金融发展指标的选取，在实际分析时我们考察3种金融发展指标：银行资产收益率、股票市场市值占国内生产总值的比重以及私人债券市场市值占国内生产总值的比重，以这3种指标来分别衡量中国银行市场、股票市场和债券市场的发育程度。（17）金融发展变量的数据来源于Beck等（2009）和世界银行发展指数数据库。在回归分析时，我们仍然采用前文提到的3种回归方法，具体的回归结果见表2。（18）
从表2可以看出，在引入金融发展变量的交叉项之后，无论在扩展边际方程还是在集约边际方程中，我们根据
以及金融发展变量的均值所计算出的汇率总弹性，均与表1中估计的结果一致，这进一步说明了我们回归分析的稳健性。我们重点考察实际双边汇率变量和金融发展交叉项变量的符号和统计显著性，与表1的结论相比，在引入金融部门之后，我们的分析结论更为丰富。
具体来说，在以出口扩展边际为被解释变量的所有确定性回归方程中，实际双边汇率变量以及汇率与金融发展交叉项变量的符号都为正值，并在统计上显著。而在以出口集约边际为被解释变量的所有确定性回归方程中，实际双边汇率变量与交叉项变量的符号在统计上均显著为负。加权平均最小二乘估计的结果也进一步证实了引入交叉项变量的合理性。这说明，与我们之前的假说相一致，人民币升值在促进新贸易关系建立的同时，也的确影响了现有产品的贸易竞争力，并且这种影响在外部金融市场发达时表现得更为明显。也就是说，随着外部金融市场发展水平的提高，不对称信息问题有所缓解，金融市场的放大效应得到进一步体现，无论是人民币升值对出口扩展边际的正向推动作用，还是货币升值对出口集约边际的逆向冲击，都被进一步放大了。
可以说，汇率变动对出口贸易的影响随着金融发展水平的提高被进一步放大了。这不但是对我们之前假说H2的验证，而且也与本文所讨论的开放宏观经济学中的“汇率不相关之谜”相对应。作为一个具体事例，Duttagupta和Spilimbergo（2004）、Blalock和Roy（2007）曾指出，在1997～1998年亚洲金融危机期间，亚洲几个主要出口国家的货币都经历了大幅贬值，但伴随着这些国家货币的贬值，亚洲国家的出口量却没有显著增加。至于原因，除去东亚国家竞争性货币贬值（Hallward-Driemeier等，2000）与联动效应下国内和国外需求的下降（Duttagupta和Spilimbergo，2004）以及资产状况和信贷条件恶化下出口企业的退出行为外（Blalock和Roy，2007；Berman和Berthou，2009；Berman和Hericourt，2011），本文所考察的金融市场放大效应下国内信贷紧缩也是一个可能的途径。也就是说，尽管货币贬值下国外需求的增长为出口提供了正向冲击，但在金融危机时期，随着金融系统运行状况的恶化，企业的外部融资约束收紧，其很难获取生产调整所必需的资金支持，自然的反映便是金融危机时期出口对汇率的变动缺乏敏感性。
总之，在一个相对发达的金融环境下，汇率变动所传递的价格信号能更好地影响企业的出口行为，出口行为对汇率的变动更为敏感。反向推理，具体到中国而言，由于中国的金融体系发展相对落后，（19）汇率变动对中国出口的影响无论在扩展边际还是在集约边际上都呈现出弱化的趋势，而这构成了中国出口行为对汇率变动不敏感现象的第二层面因素。
（四）外资企业与出口的汇率弹性
在对出口边际的汇率弹性进行估计以及金融市场放大效应考察的基础上。我们就引入产业特性后，汇率弹性以及金融市场前提条件作用的变化情况进行分析。我们主要就外资企业的存在对出口汇率弹性及金融市场放大机制所产生的影响进行讨论。
具体分析时，我们主要对比外资企业较多与较少产业的汇率弹性差异。首先需要对不同产业外资企业的参与情况进行考察。在此，我们主要以外资企业的总资产占整个产业总资产的比重来表示。（20）实际分析时，由于产业总资产的数据是按中国国民经济行业分类，而贸易产品的数据是按1992版的HS 6位数分类，因此我们要对不同类型的数据加以匹配。我们参考钱学峰等（2011）的做法，根据国家统计局发布的《国民经济行业分类》（GB/T 4754-2002）和第三版《国际标准工业分类》的对照表，在已经确定外资企业占比最高和最低行业的情况下，选出《国际标准工业分类》的4位数行业代码，然后再将《国际标准工业分类》代码与1992版的HS 6位数的贸易数据相匹配。在此基础上，计算出不同外资企业比重行业的出口边际情况。具体分析时，为了尽量避免不同数据分类下数据转换所带来的误差，我们将制造业部门中外资企业占比最高的10个行业纳入高外资产业组，将占比最低的10个行业纳入低外资产业组，然后在此基础上对其进行比较分析。（21）针对每一个组别的出口边际，基于（18）式，仍然采用上文提到的回归分析方法，计量分析结果见表3和4。
从表3可以看出，在以出口扩展边际为被解释变量的回归方程中，就总的汇率弹性而言，除去随机效应模型估计中，高外资产业组与低外资产业组的总弹性差异不大外，在固定效应模型估计和加权最小二乘估计中，低外资产业组的出口汇率弹性相对较大，说明那些外商投资企业相对较少产业的出口受汇率变动的影响更为明显。因此，从这个角度上说，人民币升值对新贸易关系建立所产生的积极效应，对于那些已经建立起分销网络的外资企业而言并不明显。同时，进一步考察实际双边汇率变量以及金融发展交叉项变量的符号和统计显著性，我们发现在所有的确定性回归方程中，这两个变量的系数都在统计上显著为正，同时相对于高外资产业组而言，无论是实际双边汇率还是金融发展与汇率的交叉项，低外资产业组的变量系数及纳入回归方程中的t值都相对更大。这说明，在汇率变动过程中，外商投资企业比重相对较小的产业，受汇率变动的直接影响较大。同时，在企业外部融资主要依赖于金融机构贷款和外商投资的情况下，随着企业对外部金融市场依赖程度的提高，对于那些外商投资企业所占比重相对较小的产业，外部金融市场发展对出口汇率弹性的放大效应也相对更为明显。（22）
相似的结论也出现在以出口集约边际为被解释变量的回归方程中。从表4可以看出，就总的汇率弹性而言，在所有的回归方程中，低外资产业组的出口汇率弹性（绝对值）都要大于高外资产业组，说明对于既有出口产品而言，外资企业占比较高的产业在面临本币升值冲击时，所受影响相对较小，这一点与我们的假说H3a相一致，即外商企业“两头在外”的生产和销售方式的确降低了出口对汇率变动的敏感性。同时，进一步比较两类组别中双边汇率变量和交叉项变量的系数及统计显著性，我们也发现，在一些外资企业所占比重相对较低的产业，不但在面临外部汇率冲击时其出口变动情况更为敏感，而且汇率变动对出口的影响也更加依赖于外部金融市场的发育状况。而后者则进一步说明了前文假说H3b所强调的外资企业的存在对国内金融市场发展的替代作用。
综上所述，外资企业的存在改变了汇率影响出口的传统内在机制，使得出口对汇率变动的敏感性有所降低，同时由于其缓解金融约束的内在效应，出口汇率弹性受外部金融市场发展的影响也有所减弱。在外资企业与国内企业出口汇率弹性存在较大差异的背景下，中国对外贸易中大量外资企业的存在无疑构成了中国出口对汇率变动不敏感现象的第三层面因素。（23）
四 结论
本文主要基于融资约束的视角，从出口二元边际的维度就汇率变动对出口贸易的影响进行分析，重点强调金融市场发展以及外资企业的存在对出口汇率弹性的影响，所得出的结论如下。
1.人民币升值对中国出口贸易的影响存在较为明显的结构性特征，其在抑制既有出口产品出口总额增加的同时，却促进了新出口关系的建立。这两种截然相反的力量使得在总量意义上人民币升值对出口的影响减弱。
2.金融市场的发展缓解了企业外部融资和生产调整的资金约束，使得出口贸易对汇率变动的敏感性有所增加，呈现出显著的放大效应，这一点无论是对于人民币升值对新贸易关系建立的积极效应还是对出口产品数量扩张的不利影响都是适用的。在中国整体金融发展水平相对较低的情况下，中国对外出口较低的汇率弹性有其必然性。而外资企业的存在在减弱出口企业对外部金融市场依赖的同时，也进一步降低了中国对外出口的汇率弹性。
本文受数据结构的限制，未能进一步从企业所有制类型、生产率特征、外部融资约束条件等多个维度就汇率变动对不同企业的影响进行分析，对中国区域内部金融市场发展差异的考察不足也是我们本文研究的一个缺憾。在进一步的研究中，可以通过对出口数据的进一步细分，结合省际层面和企业层面的相关数据，对本文所得出的结论加以验证。而就汇率变动对出口扩展边际影响的“非对称效应”的分析、异质性企业理论框架下多产品模型的引入以及对企业出口动态行为的考察也无疑会进一步丰富我们现有的研究结论。
作者感谢刘小鲁、虞义华、冯俊新以及两名匿名审稿人中肯细致的修改意见。当然，文责自负。
①以上汇率数据来源于IFS数据库，贸易数据来源于UNCTAD数据库。
②虽然Berman和Hericourt（2011）也从出口边际的角度对“汇率的不相关之谜”进行了解释，但其侧重点在于强调汇率变动对负债企业资产状况的影响，并未就外部金融市场发展以及产业特性的影响进行分析。
③除了反映融资约束条件的临界生产率外，根据（1）、（2）、（3）和（5）式也可以确立反映企业出口盈利条件的临界生产率，企业出口的临界生产率应是这两个临界生产率的最大值。当出口盈利条件确立的临界生产率水平更高时，结论与传统分析较为一致，此时，企业不存在出口市场进入的融资约束。限于篇幅，我们重点讨论当企业面临外部融资约束时，企业的出口决策条件。也就是说，在本文的讨论中，我们只关注反映融资约束条件的生产率相对较高的情形。
④在此我们暗含着外国进口产品不会对本国价格水平产生影响的假定。
⑤2011年中国外商投资企业出口总额为9953亿美元，占中国对外出口总额的52.4%。数据来源于《中国统计摘要2012》。
⑥2000～2006年，中国外资企业出口中超过80%的出口贸易来源于加工贸易。数据来源于中国海关数据库。
⑦通过考察（7）和（8）式中F变动的影响很容易看出这一点。
⑧Hericourt和Poncet（2009）通过对1300多家公司2000～2002年的数据进行考察，发现FDI的存在确实减轻了国内企业所面临的金融和法律障碍。
⑨黄玖立和冼国明（2010）指出，中国企业外部融资的比例为32.31%，而国内信贷和FDI是企业外部融资最主要的两种方式，分别占12.73%和12.33%。
⑩实际分析时，我们选取了2010年世界上最大的180个出口国（中国除外）的出口总额来代表世界上其他所有国家。
（11）限于篇幅，文中没有给出这136个国家和地区的确切信息，读者可向作者索取。
（12）由于国内生产总值平减指数在2000年被标准化为1，因此为了对实际双边汇率进行准确度量，还需要考虑两个国家2000年真实的价格水平之比。由于这一数据缺失，对实际汇率进行直接的度量将不再可行。但是，注意到2000年两个国家真实价格水平的比值是一个不随时间变化的变量，在对文中定义的实际汇率变量取对数的情况下，初始价格的比值便进入国家固定效应中。因此，在控制国家固定效应的情况下，我们依然可以采用文中定义的实际双边汇率变量来分析汇率变动的相应影响。
（13）正如De Luca和Magnus（2011）所言，传统的确定性模型总是事先假定回归方程形式，而不去考虑回归方程中是否加入了合适的回归算子，非确定性模型的引入则通过模型选择和模型平均方法对变量的相对重要性和模型形式加以识别，可以给出更为准确的信息。
（14）t值的大小由系数和标准差的商得到，其值越大，变量纳入回归方程中的概率越大。De Luca和Magnus（2011）以及Magnus（2010）指出，当t值的绝对值等于1时，解释变量将有50%左右的概率与被解释变量相关。
（15）在此，我们非常感谢审稿人给出的具有建设性的意见。
（16）这与（16）式的计算方法密切相关。
（17）由于对金融发展水平的准确度量一直存有争议，单一指标分析的结论往往有失偏颇，因此我们选择3个金融发展指标来进行对比分析。第一个为银行效率指标，后两个分别对应股票市场和债券市场的规模。没有选择银行规模指标主要基于以下两点考虑。一方面，在“选择性压抑”的金融环境下，银行部门规模的扩大可能并不完全意味着企业特别是中小企业外部融资环境的改善；另一方面，就银行的中介职能而言，较高的经营效率意味着储蓄向投资转化效率的提高，而这又与企业外部融资成本的下降相对应。
（18）限于篇幅，在表2中我们只给出了核心变量的回归结果，对于模型其余的估计信息，读者可向作者索取。下同。
（19）由于衡量中国金融发展水平的几个指标数值较小，在取对数后为负值，因此在计算总的汇率弹性时，最终的结果反而比λ1小了许多。
（20）我们以2001～2007年外商投资企业资产占总资产比重的均值来衡量，数据来源于中国数据在线数据库。
（21）限于篇幅，我们没有给出这些行业的具体信息，读者可向作者索取。
（22）如果考虑外商投资对国内金融市场的替代效应，由于外商投资的存在使得国内金融市场发展对出口汇率弹性的抑制作用有所降低，这在一定程度上可能会提高出口企业的汇率弹性。但从表3计算出的总汇率弹性来看，这种效应相对要小许多。
（23）Mayneris和Poncet（2011）通过对中国出口企业的考察，发现外资出口企业溢出效应的存在有利于降低国内企业开展新贸易的沉淀成本，帮助国内企业更好地进入相对困难的出口市场。如果这一机制存在，随着市场进入成本的降低，货币升值对新企业进入的积极效应会更为明显，这将进一步抵消货币升值对既有出口产品的逆向冲击，在整体上进一步降低汇率变动与出口之间的相关性。
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