許家云，毛其淋

(1.清華大學 公共管理學院，北京 100084；2.南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071)

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人民幣匯率水平與出口企業(yè)加成率
——以中國制造業(yè)企業(yè)為例

許家云1，毛其淋2

(1.清華大學 公共管理學院，北京 100084；2.南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071)

文章利用2000-2007年的中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，深入考察了人民幣匯率變動對中國制造業(yè)出口企業(yè)加成率的影響，并同時揭示了其作用機制。研究表明：(1)人民幣升值顯著降低了出口企業(yè)的加成率，并且對于出口依賴程度越高的企業(yè)，人民幣升值對其加成率的負面影響越大；(2)人民幣升值對出口企業(yè)加成率的影響具有動態(tài)效應(yīng)，且可能存在1年的時滯，它對企業(yè)加成率的抑制作用隨著時間的推移呈遞增趨勢；(3)人民幣匯率對不同特征的出口企業(yè)加成率具有顯著的異質(zhì)性影響：人民幣匯率升值對出口企業(yè)加成率的消極影響隨著企業(yè)生產(chǎn)率水平的提高而降低，隨著企業(yè)融資約束的增強而增強；從所有制性質(zhì)來看，私營出口企業(yè)的加成率受到人民幣升值的沖擊較大；在貿(mào)易方式方面，加工貿(mào)易企業(yè)的加成率受人民幣匯率波動的影響較小。進一步地，文章通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型考察了人民幣升值影響出口企業(yè)加成率的作用機制，結(jié)果表明：人民幣升值通過“價格競爭效應(yīng)”和“規(guī)模效應(yīng)”降低了出口企業(yè)的加成率。文章為資本市場開放條件下的企業(yè)行為選擇和貿(mào)易政策制定提供了一定的啟示和參考。

人民幣匯率；加成率；中介效應(yīng)模型

一、引　言

改革開放以來，作為中國經(jīng)濟增長“三駕馬車”之一的出口貿(mào)易以年均18%的速度迅速增長(李坤望，2008)，2011-2013年中國貨物貿(mào)易出口額連續(xù)三年穩(wěn)居世界第一。但在世界經(jīng)濟論壇發(fā)布的《2012-2013年全球競爭力報告》中，中國的全球競爭力僅列第29位，這與中國的經(jīng)濟總量和出口地位形成了鮮明對比。中國出口產(chǎn)品的質(zhì)量和價格過低，使其仍然處在全球價值鏈的低端。正是在這種背景下，“中國制造”往往與低價格、低質(zhì)量聯(lián)系起來，中國出口產(chǎn)品已成為低價產(chǎn)品的代名詞。這一方面降低了國內(nèi)消費者的購買能力和福利水平，另一方面還壓低了出口企業(yè)的利潤和勞動者的工資，限制了內(nèi)需的增長。此外，出口價格過低也成為我國出口商品頻頻遭遇反傾銷訴訟的重要誘因。而中國低價出口的實質(zhì)便是出口企業(yè)較低的成本加成率問題(盛丹和王永進，2012)。當前，出口企業(yè)加成率問題已經(jīng)得到了學術(shù)界和政策層的極大關(guān)注，成為亟待研究和解決的重大課題。

與此同時，匯率變動會對一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重要影響。當前，已有大量學者圍繞匯率變動與企業(yè)出口行為進行了相關(guān)的理論和實證研究，他們大多認為本國實際匯率升值會降低企業(yè)的出口價格，并且上述效應(yīng)因企業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)品在多產(chǎn)品企業(yè)中地位的不同而具有顯著的異質(zhì)性，而上述問題的關(guān)鍵便是企業(yè)的加成定價行為(Berman等，2012)。2005年7月21日，我國開始施行以市場供求為基礎(chǔ)、參考一籃子貨幣進行調(diào)節(jié)、有管理的浮動匯率制度，人民幣對美元當日升值2%。截至2011年，人民幣對美元實際匯率累計升值幅度超過30%，人民幣匯率不斷走強。那么，在當前我國經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)型、人民幣匯率升值呼聲高漲的嚴峻形勢下，作為對外經(jīng)濟活動微觀主體的出口企業(yè)，其加成率對人民幣匯率變動的具體反應(yīng)是怎樣的？作用機制如何？迄今為止，鮮有研究運用企業(yè)數(shù)據(jù)來系統(tǒng)地探討人民幣匯率變動對中國出口企業(yè)加成率的微觀影響。本文正是在上述背景下研究人民幣匯率變動對中國出口企業(yè)加成率的微觀影響和作用機制的。

二、文獻回顧與理論分析

當前，已有大量文獻就匯率變動對中國企業(yè)出口行為的影響進行了分析。本文涉及的文獻有：出口與企業(yè)加成率方面的相關(guān)研究以及匯率變動對出口企業(yè)的影響研究。

首先，加成率與企業(yè)出口之間的關(guān)系方面。Bellon等(2010)利用法國的企業(yè)層面數(shù)據(jù)進行實證檢驗，發(fā)現(xiàn)出口企業(yè)的加成率比非出口企業(yè)的更高，而且企業(yè)加成率與生產(chǎn)率正相關(guān)。De Loecker和Warzynski(2012)利用1994-2000年斯洛文尼亞的企業(yè)數(shù)據(jù)研究表明，出口企業(yè)具有更高的加成率，而且企業(yè)加成率會隨其進入出口市場而提高，隨其退出出口市場而降低。與上述研究不同，盛丹和王永進(2012)使用中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，我國出口企業(yè)的加成率要普遍低于非出口企業(yè)。此外，Caselli等(2014)首次將匯率因素納入多產(chǎn)品出口企業(yè)加成率問題研究的分析框架，考察了墨西哥比索貶值對該國多產(chǎn)品出口企業(yè)加成率的影響，發(fā)現(xiàn)本國貨幣貶值提高了墨西哥出口企業(yè)的加成率，并且該效應(yīng)因企業(yè)生產(chǎn)率和產(chǎn)品在多產(chǎn)品企業(yè)中地位的提高而顯著增強。

其次，關(guān)于匯率變動對出口企業(yè)的影響方面。Eaton和 Kortum(2002)以及 Melitz(2003)發(fā)起的新新貿(mào)易理論開啟了匯率變動對微觀企業(yè)影響的分析。目前，大多數(shù)文獻支持了匯率升值對企業(yè)出口數(shù)量和出口額會產(chǎn)生負面影響的觀點，而在匯率變動與企業(yè)出口價格之間的關(guān)系方面仍存疑義。Fitzgerald和Haller(2008)認為，在當前世界性競爭壓力提高、物價指數(shù)低水平徘徊的大背景下，出口企業(yè)很難將匯率的變化完全傳遞到出口價格上，即存在不完全的匯率傳遞效應(yīng)。此外，Berman等(2012)首次使用法國企業(yè)層面的微觀數(shù)據(jù)分析了匯率變動對企業(yè)出口貿(mào)易的異質(zhì)性影響，發(fā)現(xiàn)具有較高生產(chǎn)率的出口企業(yè)在本幣貶值時可以更多地提高商品加價，而較少地擴大出口量。

本文的目的在于，就人民幣匯率變動對出口企業(yè)加成率的影響進行更為普遍和精確的估計。結(jié)合既有文獻，本文將人民幣匯率變動對出口企業(yè)加成率的影響機制概括為價格競爭效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)。

第一，匯率變動會通過價格競爭效應(yīng)影響企業(yè)加成率。匯率具有不完全的價格傳遞效應(yīng)(IncompleteERPT)，即面對本幣升值，出口商會通過降低商品本幣出口價格的方式以緩解升值對出口的沖擊，從而使出口商品在最終市場上以外幣表示的價格上升幅度會小于本幣升值的幅度，也就是說，出口商具有一定的盯市能力(Pricing-to-Market，PTM)。Berman等(2012)、Amiti等(2012)以及陳六傅和劉厚俊(2007)的研究均得到了類似的結(jié)論。正是由于不完全的匯率傳遞效應(yīng)，本幣升值會降低出口商品的本幣價格，也就降低了出口商品的加成率。此外，人民幣升值會加劇出口市場上的競爭，同時由于國外商品變得相對便宜，本國會增加對國外同類商品的進口。由于同一行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品差異化水平低，企業(yè)只能通過價格競爭來爭奪市場，從而使企業(yè)收取較低的加成率。

第二，匯率變動通過規(guī)模效應(yīng)影響企業(yè)加成率。在本幣升值之后，如果一國出口商品以外幣表示的價格不變，則要求出口商品以本幣表示的價格下降，這樣，一國對外出口量不會受到影響，但卻降低了該國企業(yè)的利潤；如果出口商品以本幣表示的價格不變，則出口商品以外幣表示的價格將會上升，這樣，本國出口商品在外國市場上的競爭力將下降，導致出口份額減少，出口企業(yè)的利潤也會因此受損。從國外購買者的角度來看，他們會較少地對本國商品進行購買，進而降低了本國的市場需求；另外，國內(nèi)出口商更是面臨結(jié)算時的匯兌風險。因此，本幣匯率上升會導致企業(yè)縮小生產(chǎn)和出口規(guī)模，而企業(yè)的邊際成本與其生產(chǎn)規(guī)模緊密相關(guān)，特別是當生產(chǎn)規(guī)?？s減時，由于難以發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)，其邊際生產(chǎn)成本將會上升，最終導致企業(yè)加成定價能力的下降。

與已有文獻相比，本文的貢獻體現(xiàn)在：首先，本文在一定程度上可以為匯率沖擊背景下出口企業(yè)的價格加成策略提供一個來自中國的經(jīng)驗證據(jù)；其次，在基準分析的基礎(chǔ)上，我們還進一步考察了人民幣匯率變動對企業(yè)加成率的動態(tài)效應(yīng)及其對不同特征(包括生產(chǎn)率、融資約束、所有制和貿(mào)易方式)出口企業(yè)加成率的異質(zhì)性影響；最后，本文通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型深入地檢驗了人民幣匯率變動影響出口企業(yè)加成率的作用機制。

三、計量模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

(一)計量模型構(gòu)建

如果直接進行普通最小二乘法(OLS)估計可能會產(chǎn)生樣本選擇偏差問題，*本文樣本中非出口樣本觀測值占總體樣本觀測值的近50%。Heckman兩步法是處理這一類問題較為有效的計量工具。在第一階段，為了考察人民幣匯率變動與企業(yè)出口決策之間的關(guān)系，我們構(gòu)建如下基于微觀企業(yè)出口決定因素的Probit估計模型：

(1)

第二階段的出口企業(yè)加成率方程為：

mupit=α0+α1lnrerit+α2Zit+θmit+vj+vk+εijkt

(2)

其中，mupit為i企業(yè)的加成率，mit為逆米爾斯比率，由第一階段Probit估計得到，如果在估計結(jié)果中mit顯著不為0，則表明存在樣本選擇偏差，此時采用Heckman兩步法進行估計是有效的。此外，企業(yè)加成率方程中的控制變量集合與式(1)相同。

(二)指標測度

1.人民幣實際有效匯率指標的測度。本文采用兩種方法進行計算：算術(shù)加權(quán)算法和幾何加權(quán)算法。具體做法詳見許家云等(2015)。

2.企業(yè)加成率(mup)。假設(shè)企業(yè)i在t期的生產(chǎn)函數(shù)為：

(3)

(4)

(5)

其中，λit=?Lit/?Qit為給定產(chǎn)出水平下的邊際成本。對式(5)兩邊同時乘以Xit/Qit，并經(jīng)整理可得：

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

因此，企業(yè)i在t期的加成率可通過以下式子進行測算：

(11)

4.本文對其他控制變量的設(shè)定和說明如下：(1)融資約束(fin)，本文采用利息支出與固定資產(chǎn)的比值來衡量融資約束，如果該值越大則表明企業(yè)面臨的融資約束程度越小；(2)企業(yè)年齡(age)，本文用當年年份與企業(yè)開業(yè)年份的差來衡量企業(yè)年齡；(3)資本密集度(zb)，用固定資產(chǎn)與從業(yè)人員數(shù)的比值取對數(shù)來衡量，其中，固定資產(chǎn)使用以1999年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減處理；(4)企業(yè)資產(chǎn)負債率(fz)，用負債總額與資產(chǎn)總額的比值來衡量；(5)外資企業(yè)虛擬變量(for)，當企業(yè)為外資企業(yè)時將其賦值為1，否則為0。

(三)數(shù)據(jù)說明

本文使用的是2000-2007年中國海關(guān)數(shù)據(jù)庫和工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)，其中，海關(guān)數(shù)據(jù)來自中國海關(guān)總署，企業(yè)層面數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局的工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。具體地，我們參照Upward等(2013)和Yu(2013)的方法對兩套數(shù)據(jù)進行了匹配。對于匹配成功的樣本，我們進行了如下處理：(1)刪除雇員人數(shù)小于8的企業(yè)樣本；(2)刪除企業(yè)代碼不能一一對應(yīng)、貿(mào)易額為0或負值的樣本；(3)刪除工業(yè)增加值、中間投入額、固定資產(chǎn)凈值年平均余額以及固定資產(chǎn)中任何一項為0或負值的企業(yè)樣本；(4)刪除企業(yè)銷售額、平均工資存在0值或負值的企業(yè)樣本；(5)刪除企業(yè)年齡小于0的企業(yè)樣本；(6)貿(mào)易中間商可能存在價格調(diào)整，出口產(chǎn)品價格和數(shù)量信息并不能真實反映生產(chǎn)企業(yè)的定價能力，因此剔除貿(mào)易中間商樣本，即企業(yè)名稱中帶有“貿(mào)易”和“進出口”字樣的企業(yè)。

四、實證估計及結(jié)果分析

(一)基準估計結(jié)果

表1報告了企業(yè)出口決策與企業(yè)加成率決定因素的Heckman兩階段估計結(jié)果。其中，列(1)和列(2)沒有加入企業(yè)層面控制變量和其他固定效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，lnrer變量的回歸系數(shù)顯著為負，這初步表明人民幣實際有效匯率升值不僅降低了企業(yè)出口的可能性，而且還顯著地降低了出口企業(yè)的加成率；列(3)和列(4)加入了企業(yè)層面控制變量并控制了行業(yè)和地區(qū)效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)，lnrer的系數(shù)絕對值有所下降，但其系數(shù)符號依然為負且在1%水平上顯著，這表明在控制了其他影響因素之后，本文的回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)定性，人民幣升值仍然顯著降低了出口企業(yè)成本加成定價能力。此外，控制變量的符號與預期相符。

進一步地，考慮到中國出口企業(yè)中不同企業(yè)的出口強度存在顯著差異，那么，人民幣升值對出口企業(yè)加成率的影響是否會受到企業(yè)出口強度的影響？基于此，我們在方程(2)的基礎(chǔ)上引入人民幣實際有效匯率(lnrer)與企業(yè)出口強度(ex)的交互項，*我們將企業(yè)出口銷售額占總銷售額的比重定義為出口強度。建立如下方程：

mupit=α0+α1lnrerit+α2lnrerit×exit+α3Zit+θmit+vj+vk+εijkt

(12)

考慮企業(yè)出口強度差異性后的估計結(jié)果報告在表1的列(5)和列(6)中。我們發(fā)現(xiàn)，列(6)中人民幣實際有效匯率(lnrer)及其與企業(yè)出口強度(ex)交互項的估計系數(shù)均為負，且在1%水平上顯著，這表明人民幣升值顯著地降低了出口企業(yè)的成本加成定價能力，并且對于出口依賴度越高的企業(yè)，人民幣升值對其加成率的負面影響越大。

表1　基準估計結(jié)果

注：( )內(nèi)數(shù)值為糾正了異方差后的t統(tǒng)計量；***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平；限于篇幅，這里省略了控制變量的估計結(jié)果。下同。

(二)人民幣升值對企業(yè)加成率的動態(tài)效應(yīng)檢驗

表1的基準回歸結(jié)果揭示了人民幣升值對出口企業(yè)加成率具有顯著的負向影響，但這種影響只是平均意義上的。為了檢驗人民幣升值對出口企業(yè)加成率的動態(tài)影響，我們將基準計量模型式(2)擴展為：

死體可燃物含水率(Y)與降水(X1)、氣溫(X2)、連旱天數(shù)(X4)、風速(X5)、蒸發(fā)量(X6)之間的數(shù)學模型為：

(13)

其中，D_τyear為人民幣匯率變動年度虛擬變量，當企業(yè)處于人民幣升值后的第τ期(τ=0，1，2)時，D_τyear取值為1，否則為0。在式(13)中，估計系數(shù)λτ刻畫了人民幣升值后第τ年對出口企業(yè)加成率的動態(tài)影響。

人民幣升值對出口企業(yè)加成率的動態(tài)效應(yīng)檢驗結(jié)果報告在表2中。為了穩(wěn)健起見，我們沒有在列(1)中放入企業(yè)層面控制變量和控制其他固定效應(yīng)，列(2)則加入了企業(yè)層面控制變量并控制了行業(yè)和地區(qū)效應(yīng)。通過逐步回歸發(fā)現(xiàn)，lnrer×D_τyear的系數(shù)符號和顯著性均沒有發(fā)生實質(zhì)性變化，具有較好的穩(wěn)定性。下面以列(2)的完整回歸結(jié)果為例進行分析?？梢钥吹?，交叉項lnrer×D_0year的估計系數(shù)為負，但僅通過了10%水平的顯著性檢驗，這表明人民幣升值在即期對出口企業(yè)加成率的影響相對較弱；交叉項lnrer×D_1year和lnrer×D_2year均顯著為負，且后者的系數(shù)絕對值和顯著性水平都大于前者，這表明人民幣升值對出口企業(yè)加成率的影響可能存在1年的時滯，隨后其負面影響逐步增強，并且影響程度具有遞增的趨勢。

表2　人民幣升值對企業(yè)加成率的動態(tài)效應(yīng)檢驗

注：這里省略了第一階段的估計結(jié)果，下同。

五、人民幣匯率對出口企業(yè)加成率的異質(zhì)性影響

接下來，我們將從企業(yè)生產(chǎn)率、融資約束、企業(yè)類型和貿(mào)易方式等方面深入考察人民幣匯率對中國出口企業(yè)加成率的異質(zhì)性影響。具體地，本文借鑒Bustos(2011)的做法，構(gòu)建式(14)來考察人民幣匯率對出口企業(yè)加成率的異質(zhì)性影響：

(14)

(一)企業(yè)生產(chǎn)率的異質(zhì)性

表3中列(1)考察了生產(chǎn)率在人民幣匯率影響出口企業(yè)加成率中的作用，估計結(jié)果顯示：第1分位數(shù)虛擬變量的交叉項(lnrer×lntfp_q1)的估計系數(shù)顯著為負；第2和第3分位數(shù)虛擬變量的交叉項(lnrer×lntfp_q2和lnrer×lntfp_q3)的估計系數(shù)為負且均通過了5%的顯著性檢驗，這意味著人民幣實際有效匯率升值對中等生產(chǎn)率出口企業(yè)的加成率有較為明顯的影響；第4分位數(shù)虛擬變量的交叉項(lnrer×lntfp_q4)的估計系數(shù)不顯著，這說明對于最高生產(chǎn)率的出口企業(yè)而言，人民幣實際有效匯率升值對其加成率的負面影響較弱。上述結(jié)論預示著，人民幣升值對出口企業(yè)加成率的負面影響會因企業(yè)生產(chǎn)率的提高而減弱。

(二)企業(yè)融資約束的異質(zhì)性

表3中列(2)考察了融資約束在人民幣匯率影響出口企業(yè)加成率中的作用。從估計結(jié)果可以看出，第4分位數(shù)虛擬變量的交叉項大部分較為顯著，說明人民幣實際有效匯率對不同融資約束出口企業(yè)的加成率都具有顯著的影響，這與總體樣本的估計結(jié)果是類似的。但我們注意到，四個交叉項的估計系數(shù)的絕對值和顯著性水平是不斷下降的，這表明隨著出口企業(yè)融資約束狀況的改善，人民幣實際有效匯率升值對其加成率的負面影響在不斷弱化。

表3　企業(yè)生產(chǎn)率和融資約束的影響

(三)企業(yè)所有制和貿(mào)易方式的異質(zhì)性

在所有制方面，我們將企業(yè)分為國有企業(yè)(soes)、外資企業(yè)和私營企業(yè)(pri)三種類型，其中，外資企業(yè)包括中外合資和中外合作兩種形式，以外資企業(yè)作為基礎(chǔ)類別。在貿(mào)易方式方面，我們將樣本劃分為加工貿(mào)易企業(yè)(pro)、一般貿(mào)易企業(yè)和其他(qita)三種類型，以一般貿(mào)易作為基礎(chǔ)類別?；貧w結(jié)果見表3的列(3)和列(4)。從出口企業(yè)的所有制來看，人民幣匯率變動對國有出口企業(yè)加成率的影響力度要小于外資出口企業(yè)，但私營企業(yè)的加成率在人民幣升值時受到的負面沖擊是最大的，這可以歸因于中國的私營企業(yè)往往規(guī)模較小、技術(shù)水平較低和面臨較大的融資約束，當匯率沖擊來臨時，其加成率顯著下降。從貿(mào)易方式來看，加工貿(mào)易的加成率在人民幣升值時受到的沖擊小于一般貿(mào)易，即人民幣匯率升值對出口企業(yè)加成率的負面影響會因加工貿(mào)易而弱化。

六、人民幣匯率影響出口企業(yè)加成率的機制

(一)中介效應(yīng)模型的設(shè)定

我們通過引入出口企業(yè)價格(price)和企業(yè)規(guī)模(scale)來構(gòu)造中介效應(yīng)模型，進而考察人民幣升值影響出口企業(yè)加成率的傳導機制。完整的中介效應(yīng)模型由如下方程組構(gòu)成：

mupit=a0+a1lnrerit+a2Zit+vj+vk+εijkt

(15)

priceit=b0+b1lnrerit+b2Zit+vj+vk+εijkt

(16)

scaleit=c0+c1lnrerit+c2Zit+vj+vk+εijkt

(17)

mupit=d0+d1lnrerit+φ×priceit+γ×scaleit+βZit+vj+vk+εijkt

(18)

根據(jù)中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫提供的每個企業(yè)HS8位碼產(chǎn)品層面的價格指標piht，我們按照Bas和Strauss-Kahn(2013)以及Fan等(2014)的思路，采用以下式子計算企業(yè)層面的出口價格(price)：

(19)

其中，下標i表示企業(yè)，h表示HS8位碼產(chǎn)品，t表示年份；Θi表示企業(yè)i所出口的產(chǎn)品集合；siht表示產(chǎn)品h的出口占企業(yè)i總出口的份額。本文采用企業(yè)年末就業(yè)人數(shù)的對數(shù)值作為企業(yè)規(guī)模的替代變量?？刂谱兞考蟌it與基準模型相同。

(二)估計結(jié)果與檢驗

從表4中列(2)可以看出，lnrer的估計系數(shù)為負且在1%水平上顯著，這表明人民幣升值顯著地降低了出口企業(yè)的價格，原因在于：人民幣匯率具有不完全的匯率傳遞效應(yīng)(IncompleteERPT)，本幣升值會降低出口商品的本幣價格。此外，人民幣升值會加劇出口市場上的競爭，同時，由于國外商品變得相對便宜，本國會增加對國外同類商品的進口，這樣會加劇國內(nèi)各行業(yè)內(nèi)部的市場競爭，而同一行業(yè)內(nèi)產(chǎn)品差異化水平較低，因此企業(yè)只能通過價格競爭來爭奪市場，從而使企業(yè)收取較低的加成率。

表4中列(3)報告了以企業(yè)規(guī)模為因變量的倍差法模型回歸結(jié)果，從中可以看到，lnrer的估計系數(shù)顯著為負，這表明人民幣升值降低了企業(yè)的規(guī)模。因為人民幣升值時，出口產(chǎn)品的外幣價格會上升，外需減少，所以降低了企業(yè)的出口規(guī)模，而企業(yè)出口規(guī)模的下降會直接對出口企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模產(chǎn)生消極影響，最終導致出口的規(guī)模不經(jīng)濟。另外，人民幣升值可能導致企業(yè)的進口競爭加劇，進而縮減其生產(chǎn)規(guī)模。

表4中列(4)-列(6)還報告了因變量對基本自變量和中介變量回歸的結(jié)果，從中可以看到，變量price的估計系數(shù)顯著為正，這說明價格提高使出口企業(yè)的成本加成定價能力得到提升。變量scale的估計系數(shù)也顯著為正，這表明企業(yè)規(guī)模對企業(yè)加成率具有正向影響，即規(guī)模越大的企業(yè)具有越高的成本加成定價能力，因為規(guī)模越大的企業(yè)越有利于其實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟，進而邊際生產(chǎn)成本隨之降低，最終導致企業(yè)具有更高的加成率。

我們還發(fā)現(xiàn)，與表4中列(1)的基準回歸結(jié)果相比，在分別加入中介變量price(見列(4))和scale(見列(5))之后，lnrer的估計系數(shù)值和顯著性水平(t值)均出現(xiàn)了下降，這初步表明存在價格競爭效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)；進一步地，在同時加入中介變量price和scale(見列(6))后發(fā)現(xiàn)，lnrer的估計系數(shù)值和顯著性水平也進一步下降了。這便進一步表明，價格競爭效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)是人民幣升值影響企業(yè)成本加成定價能力的兩個可能的渠道。

表4　人民幣升值與出口企業(yè)加成率：影響機制檢驗

七、結(jié)論與啟示

本文利用2000-2007年工業(yè)企業(yè)的大樣本微觀數(shù)據(jù)和高度細化的海關(guān)數(shù)據(jù)，首次深入地考察了人民幣匯率變動對微觀出口企業(yè)加成率的影響，并同時揭示了背后可能的作用機制。實證結(jié)果表明，人民幣升值顯著降低了出口企業(yè)的加成率，并且對于出口依賴程度越高的企業(yè)，人民幣升值對其加成率的負面影響越大。我們也考察了人民幣升值對出口企業(yè)加成率的動態(tài)效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)人民幣升值對出口企業(yè)加成率的影響可能存在1年的時滯，隨后它對出口企業(yè)加成率具有顯著的抑制作用，并且隨著時間的推移呈遞增的趨勢。此外，人民幣匯率對不同特征的出口企業(yè)的加成率具有顯著的異質(zhì)性影響：人民幣匯率升值對出口企業(yè)加成率的消極影響隨著企業(yè)生產(chǎn)率水平的提高而降低，隨著企業(yè)融資約束的增強而增強；相比于其他類型企業(yè)，私營出口企業(yè)的加成率受到人民幣升值的沖擊更大；與一般貿(mào)易方式相比，加工貿(mào)易企業(yè)的加成率受人民幣匯率波動的影響更小。

進一步地，我們通過構(gòu)建中介效應(yīng)模型考察了人民幣升值影響出口企業(yè)加成率的作用機制，結(jié)果表明，“價格競爭效應(yīng)”和“規(guī)模效應(yīng)”是人民幣升值影響出口企業(yè)成本加成定價能力的重要渠道，人民幣升值通過“價格競爭效應(yīng)”和“規(guī)模效應(yīng)”降低了出口企業(yè)的加成率。

本文的研究結(jié)果預示著，由于我國出口企業(yè)大量集中于勞動密集型、資源密集型以及中低技術(shù)型行業(yè)，從而造成了行業(yè)內(nèi)部的激烈競爭，而匯率升值更是加劇了市場競爭，企業(yè)只能通過價格競爭來爭奪市場，從而收取較低的出口加成率。據(jù)此，我們提出如下政策建議：首先，我國的出口企業(yè)要適應(yīng)人民幣升值的新形勢，在抓住人民幣升值的有利時機的同時，加快自身技術(shù)創(chuàng)新，提高生產(chǎn)率和應(yīng)對匯率沖擊的能力；其次，企業(yè)融資約束是限制出口企業(yè)加成定價能力提升的關(guān)鍵因素，因此，完善與推動我國金融體系的深化改革，對提高出口企業(yè)價格加成定價能力的意義重大；最后，我國應(yīng)該循序漸進地引導貿(mào)易方式的升級，適當?shù)乇Ａ粢欢ū壤募庸べQ(mào)易，這樣可以在一定程度上抵御外部不確定因素的沖擊。

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(責任編輯景行)

RMB Exchange Rates and Export Firms’ Markups:Analysis Based on Chinese Manufacturing Enterprises

Xu Jiayun1, Mao Qilin2

(1.SchoolofPublicPolicy&Management,TsinghuaUniversity,Beijing100084,China;2.SchoolofEconomics,NankaiUniversity,Tianjin300071,China)

Based on the firm-level micro data from China customs and industrial enterprise databases from 2000 to 2007, this paper comprehensively investigates the effects of changes in RMB exchange rates on Chinese manufacturing export firms’ markups, and simultaneously reveals possible function mechanisms behind. It comes to the results as follows: firstly, RMB appreciation significantly reduces export firms’ markups; and RMB appreciation has stronger negative effects on mark-ups of firms with higher dependence on export; secondly, dynamic analysis shows that the influence of RMB appreciation on export firms’ markups may has a delay of one year, which means export firms’ markups will decline more as time passes; thirdly, the effects of RMB exchange rates on export firms’ markups are significantly featured by heterogeneity: the negative effect of RMB appreciation on export firms’ markups decreases with the improvement of firm productivity, and increases with the enhancement of firm financing constraints; in view of firm ownership, markups of private export firms suffer a big hit from RMB appreciation, while processing export firms are less affected as for mode of trade. Furthermore, it explores the role of RMB appreciation in export firms’ markups through a mediating effect model, and shows that RMB appreciation reduces export firms’ markups through price competition and scale effects. This paper provides some enlightenment and reference for firm behavior choice and trade policy formulation under the condition of the opening-up capital market.

RMB exchange rate;markup;mediating effect model

2015-08-26

國家社科基金重大項目(12&ZD087)；中央高校基本科研業(yè)務(wù)費專項資金項目(NKZXB1413)；國家自然科學基金青年項目(71403135)

許家云(1987-)，女，山東日照人，清華大學公共管理學院助理研究員；

毛其淋(1986-)(通訊作者)，男，浙江溫州人，南開大學經(jīng)濟學院副教授、跨國公司研究中心副研究員。

F830.9；F740.3

A

1001-9952(2016)01-0103-10

10.16538/j.cnki.jfe.2016.01.010