人民币实际有效汇率变动、治理环境与企业生存

张 诚,张文菲

(南开大学 经济学院,天津 300071)

一 引言

企业存活是企业发展甚至国家发展的前提。然而,我国企业普遍存在生存期限偏短的现象,导致企业成长能力受限[1]。中国工商总局于2013年公布的全国内资企业生存时间分析报告指出,2008-2012年期间,企业平均寿命仅为6.09年,其中寿命低于5年的企业数占总体企业的60%。同时,根据中国工业企业数据库样本统计数据:企业平均生存年限仅为4.90年,平均市场退出率约为4.47%,存活时间在5年以下的企业与总体占比高达77.34%,企业市场退出率变化趋势呈现出波动递增的趋势,在2008年金融危机时,企业市场退出率大幅度上升,这也反映出一个客观事实:与许多西方国家相比,中国企业存活时间往往较短,并伴随着较高的市场退出率[2,3]。汇率变动对企业进入市场或者退出市场会产生显著影响[4],其对企业产生的影响甚至超过关税带来的影响[5],但是关于汇率波动对企业影响的研究相对较少,并且已有文献是从国家层面或者行业层面的汇率进行研究,而不是对企业层面的汇率进行研究。

人民币实际有效汇率变动改变了两国之间的相对价格,而产品相对价格的变化直接关乎企业的生产经营和利润状况,进一步对企业生存产生影响。自从我国于2005年7月21日开始实施以市场供求为基础、参考一篮子货币进行调节、有管理的浮动制度以来,人民币与美元之间的名义汇率持续走高。人民币实际有效汇率升值究竟会对中国企业生存产生什么样的影响?其背后可能的作用机制是什么?目前,很少学者在企业层面数据的基础上讨论人民币实际有效汇率变动对我国企业市场生存带来的影响,本文在此背景下研究这些问题,有利于我们在微观层面判断人民币升值对我国企业市场存活时间的影响及作用机制,也有利于企业制定相应策略以更好地应对汇率变动,从而改善企业生存状况。

二 文献综述

企业生存问题长久以来都是众多国内外学者关注的热点问题,对企业市场生存的早期理论研究可以追溯到由Jovanovic[6]、Pakes和Ericson[7]建立和完善的生存学习模型,企业通过以往的生存经验来不断修正完善自己的生产结构,从而改善企业的经营状况,提高企业的市场竞争力,使企业在面临危机时能够存活下去[8,9]。在现有关于企业生存的文献中,我们可以把影响因素分为企业自身因素和外部环境因素两种类型。

其中企业自身因素主要包括以下几个方面:

1.企业规模。Acs 和 Audretsch[10]、Agarwal 和 Audretsch[11]等一些学者利用美国企业数据进行研究,发现企业的规模越大,越有利于企业生存。

2.企业生产效率和经营绩效。Thompson[12]对美国90年代的钢铁轮船制造业的研究发现,经营不善的企业会早早退出市场,企业的经营绩效越好,其存活时间越久。

3.企业的债务率和融资成本。Huynh等[13]对加拿大的研究认为,企业的初始负债率对企业存活时间有明显影响,企业负债率越高,其退出市场的风险越大。Fink和Koller[14]通过研究1989-1996年澳大利亚71000家企业的资产负债表,发现小规模企业面临的融资成本比大规模企业高,其面临的负债率更高,因此其面临的生存风险也较高。Bridges和Guariglic[15]、邓可斌和曾海舰[16]对中国沪深上市公司的研究指出,企业面临的融资约束会导致企业生存风险增加。

4.国际贸易和外资企业。Wagner[17]以德国企业样本为基础,研究了三种国际贸易形式对企业生存的影响,发现企业贸易形式对企业生存存在不同的影响。Wang[18]对加拿大制造业企业的研究发现,外资企业虽然加剧了行业内竞争,以至于减少内资企业的生存时间,但是同时也因为与当地企业的上下游产业产生关联而延长内资企业的生存时间,总体来看,外资企业有利于企业延长存活时间。

外部因素主要包括以下几个方面:

1.宏观经济环境,例如社会环境对企业存续期产生一定影响[19,20]。

2.政策因素[21-23]。例如Che等[24]与史宇鹏等[25]研究了中国微观企业产权保护制度与企业生存之间的关系进行了研究,发现产权保护制度对企业生存具有显著促进作用。

3.经济危机与企业生存的关系等等[26]。由以上文献可以看出,对企业生存影响因素的研究已经十分丰富,但是国内还未有学者从汇率角度来分析企业汇率变动对企业生存的影响。

与本文密切相关的另一类文献是人民币实际有效汇率变动的经济效果。多数关于汇率变动经济效应的文献是基于国家或者行业层面的汇率进行研究的。Branson和Love[27]认为实际有效汇率升值会减少就业人数,实际有效汇率贬值会增加就业人数,汇率变动对美国制造业就业状况产生了不利影响。Revenga[28]使用美国制造业企业的数据得出了与之类似的结论,即1980-1985年美国汇率的升值造成美国进口企业竞争加剧,导致了相关企业平均工资下降2%左右,就业率平均下降4.5-7.5%。Fung[29]研究了实际有效汇率大幅变动对企业经营的影响,发现实际有效汇率升值可能导致一部分出口企业倒闭,并且减少了剩余存活的企业的出口额,同时提高了相关企业在国内市场上的销售额,最后对企业净销售额和生产率的影响取决于企业出口额和国内市场销售额变化的相对大小。这表明,汇率变动不仅会影响企业生存,还会对企业的销售额等产生一定的影响。

戴觅等[30]研究了汇率变动对中国制造业就业的影响,研究发现人民币实际有效汇率变动通过改变出口收益和进口成本对就业水平产生影响,但是这种影响受到企业生产率大小、进出口强度、企业所有制等因素的影响,汇率升值会改变企业聘用决策,减少就业。许家云等[31]和佟家栋等[32]基于中国工业企业数据库和海关数据库考察了人民币实际有效汇率对企业出口行为的影响,研究发现人民币实际有效汇率升值抑制了企业出口,并且对企业出口数量影响较大。盛丹和刘竹青[33]利用中国企业的数据研究发现人民币实际有效汇率升值显著降低了企业的加成率,同时降低了出口企业的产品价格和生产成本,对加工贸易企业的影响更为明显。张夏[34]基于企业微观异质性,研究发现汇率波动会显著抑制企业创新,但是这种抑制作用的大小受到地区金融发展和企业生产率的影响。以上文献说明人民币实际有效汇率变动会影响到企业的很多方面,包括就业状况、进出口、加成率以及企业创新能力等,但是国内还未有文献进一步从企业层面探讨人民币实际有效汇率变动对企业生存的影响。

本文是建立在以上文献研究的基础上,但是与已有文献相比,本文的主要边际贡献有:其一,在研究视角定位上,本文从企业层面汇率变动的微观视角进行研究,而不是从国家层面或者行业层面的汇率变动等宏观角度,丰富了企业层面汇率研究的相关文献。其二,在研究结果方面,国内还未有学者探讨过企业层面汇率对企业生存的影响,本文分析建立在细化的中国工业企业数据库和海关数据库合并而来的微观企业数据基础之上,通过剖析企业层面汇率变化对企业生存的影响情况,由此发现汇率升值不利于企业生存,并建立中介模型探索其作用机制,发现企业创新能力和销售收入分别是汇率变化作用于企业生存的重要渠道,有助于我们更好地认识人民币实际有效汇率变动对企业生存的影响以及作用渠道,从而完善了相关领域的分析框架,也可以为政策制定者提供一定的参考作用。其三,在研究方法选取上,本文采用离散时间的生存分析cloglog模型,现有文献对于企业生存分析大多采用cox比例风险分析模型,虽然该模型无需对基准风险具体的分布做出设定,但该模型适用的条件较为苛刻,即所有变量需要满足等比例风险的假设,但大部分经济变量所体现的风险函数,往往无法满足随时间等比例变化的假设,因此采用该模型将对回归结果产生偏差。同时,cox比例风险分析方法无法测量回归模型中非观测的异质性效果[35],从而很可能高估关键变量对被解释变量的影响效应,而cloglog生存分析模型能够较好处理上述问题,从而更好描绘数据回归的真实性。

三 理论阐述和研究假设

(一)人民币实际有效汇率与企业生存

在一个开放的经济体系里,汇率通过改变两国产品相对价格会影响企业的出口成本和进口成本,进而会影响企业的盈利能力。Fung在Krugman标准垄断竞争模型的基础上加入汇率变量进行研究,发现汇率升值使国内企业相对国外企业在成本方面具有相对劣势,降低了国内企业在国内外市场上的竞争能力,很多国内企业面临着严峻的市场竞争环境,被迫选择降低产品价格和加成率以保持其在国际市场上的竞争力和市场份额,因此进一步降低了国内企业的定价能力和盈利能力,对于其中一些盈利能力薄弱的企业而言,竞争加剧和产品加成率下降使他们不得不选择退出市场,企业生存受到威胁。这表明汇率升值会提高国内企业面临的竞争压力,降低企业的盈利能力,不利于企业生存。为此,我们提出以下假设:

假设1:人民币实际有效汇率升值,将提高企业退出市场的风险。

(二)人民币实际有效汇率变动对企业生存的可能影响渠道

人民币实际有效汇率对企业生存的影响渠道有很多种,本文迫于数据的可得性,只能探索其一二。企业的能力积累,尤其是研发能力的积累能显著提高企业的生存能力。市场有着优胜劣汰的天然选择机制,影响着能力不同的企业进入和退出市场的过程,而这种“创造性毁灭”的演变方式[36],将逐渐使得低生产效率的企业退出市场,而使得高生产效率的企业得以存活在现有市场之中[37]。同时,人民币实际有效汇率的升值,给国内出口企业带来了宏观冲击,汇率的升值降低了出口企业的海外竞争优势,迫使企业集中大量资金调整生产经营模式,降低企业研发支出,最终影响企业生存周期。人民币汇率升值增加了企业出口的难度，提高了企业退出海外市场的风险，降低了未来预期的营业收入进而影响企业的创新投入力度，企业创新能力的降低,将影响其抵御风险的能力,而创新带来的风险转移能力也被不断弱化,从而提高了企业被市场风险吞并的可能性,为此本文提出:

假设2:人民币实际有效汇率升值,使得企业创新能力下降,从而降低了企业的市场生存率。

人民币实际有效汇率的升值,将给予本国竞争的海外企业带来成本上的优势,最终通过降低相关本土企业的销售份额,逐渐驱使本土企业退出出口市场。同时,人民币实际有效汇率的升值给存活于市场上的本土企业带来了竞争上的劣势,一方面,本土出口企业在海外销售的产品价格的竞争优势开始下降,减少了出口到目的国的产品数量,从而降低了企业潜在的海外市场销售收入的水平,企业销售收入的降低会直接影响到企业的正常运营,如果企业销售收入受到汇率波动影响较大,还可能导致企业的资金链出现问题,甚至造成企业破产,降低企业的市场存活时间。另一方面,人民币实际有效汇率的升值会导致一部分企业退出市场,但存留于市场上的企业往往具有较强的风险抵抗能力,从而加大了企业在本土市场上的竞争,不利于企业预见未来收入,从而造成了企业未来经营发展的逐步恶化,最终加大了留存企业退出市场的可能性。基于此,本文提出以下假设:

假设3:人民币实际有效汇率升值,降低了企业的销售收入水平,从而减少了企业在市场上的生存时间。

(三)治理环境的影响作用

大量文献表明企业经营水平、融资能力、债务结构以及市场竞争能力与其所处地域的治理环境有着密不可分的关系[38-41]。治理环境越好的地方,政府对地区市场干预的程度越低,企业受到汇率升值带来的宏观冲击时,相应的风险抵御能力也就越强,从而能够根据市场信息及时对自身生产经营计划进行调整,降低退出市场的可能性。同时,治理环境越好的地方,企业进行资金筹集的渠道也越多,面临的选择也更为丰富,企业可从更多银行处获得相应的融资,有效解决面临风险时资金周转的问题。良好的治理环境还能为企业带来相关的生存保障,优越的治理环境能够引起政府部门对该地区企业发展的关注,给予当地企业更多政策上的优惠,并加强相关风险防范和风险应对措施的备案,因此当人民币实际有效汇率升值给企业带来不利影响时,相关企业能够受到更低的风险冲击[42]。因此,企业所处地区治理环境的改善能够缓解人民币实际有效汇率升值对企业带来的负面效果,在保障市场机制有效运行的同时,减少市场冲击给企业生存带来的不利影响。本文在此基础上提出以下假设:

假设4:治理环境越好的地方,人民币实际有效汇率的升值对企业生存的不利影响越小。

四 数据来源与研究方法

(一)数据说明和处理

本文主要使用的是我国国家统计局的中国工业数据库和中国海关总署的海关数据,其中选取的时间跨度是2000-2007年,其统计调查对象涵盖了全部出口企业。首先我们匹配合并两个数据库,为了使本文的分析结果更加准确和客观,我们在合并数据集的基础上进一步做了以下筛选工作:(1)删除企业年龄小于0的样本,同时删除1949年之前成立的企业样本;(2)删除企业资产负债率小于0或者存在缺失值的样本;(4)删除资本规模小于0或者存在缺失值的数据;(5)删除员工人数小于10的企业样本。经过处理之后,我们得到2000-2007年242051个综合性样本,这也是本文进行研究的数据基础。

本文参照Baggs等[1]的算数加权算法测度实际有效汇率,国家k在t期的实际有效汇率可以表示为:rer0kt=(Ek/CNYt)×(pct/pkt),其中Ek/CNYt表示t期人民币与货币k的名义汇率(间接标价法),pct和pkt分别为t期中国、k国的居民消费价格指数(将2000年的居民消费价格指数设定为100),把所有国家的实际有效汇率折算为2000年为基期的实际有效汇率,即rerkt=(rer0kt/rerk2000)×100,企业i在t期的实际有效汇率可以表示为:

reer-wit=∑nk=1(Xik/∑nk=1Xik)×rerkt

(1)

其中,Xik/∑nk=1Xik代表企业i与国家k在t期的贸易额与当期总贸易额的比例。

本文在稳健性分析中,使用几何加权算法测度的实际有效汇率作为人民币实际有效汇率的替代性指标,其公式表示为:

reer-git=100×∏nk=1()EktEk0·)Pctpkt)wkt

(2)

其中,Ekt是外币k在t期的人民币价格,Ek0为外币k在基期2000年的人民币价格,wkt为贸易权重,指的是企业i与国家k在t期的贸易额与当期总贸易额之比。基期的reer-git值为100,如果reer-git的值增加,代表人民币实际有效汇率升值。其中,中国与其他国家的名义汇率及CPI数据均来自国际货币基金组织IFS数据库。

由于本文研究人民币实际有效汇率与企业生存的关系,因此首先需要定义样本企业的生存时间,而企业生存时间一般定义为企业首次进入市场至其退出该市场所经历的时间,这与国内外大多文献对于企业生存时间的界定类似,即在t期时企业存在于样本之中,而t+1期时企业不存在于样本中,此时可以认为企业退出了市场[43-44]。此外,生存数据由于其独有特征,在数据分析前往往需要处理其左删失和右删失问题。在本文样本中左删失问题是指,当样本企业出现在2000年时,我们不能清楚知道该企业在2000年之前的具体生存状况,如果忽略该类样本特征,直接将2000年定义为样本首次出现的时间,这将低估企业真实的存续期,因此需要对该类问题进行处理,而本文对于左删失问题的处理与现有文献一致,即保留企业成立时间在2000年之后的样本。此外,本文样本右删失的问题是指,当样本企业出现在2007年时,我们无法得知企业2007年之后的生存状态,即无法直接定义企业最终退出市场的时刻,这将影响回归结果的准确性,而对于该问题的处理一般采用生存分析模型即可有效解决。

(二)研究方法

我们主要考察的是人民币实际有效汇率变动对企业生存的影响,但是企业生存还可能受到企业规模、企业年龄、企业负债状况等一些其他因素的影响,我们在控制组变量中分别对其加以控制。一般情况下,对于生存问题的分析往往采用生存分析模型,而运用较广的模型主要有cox比例风险模型、加速失效时间模型(AFT模型)和离散时间生存分析模型,其中AFT模型为参数模型,需要对基准风险的分布进行人为设定,而cox比例风险模型由于其半参分布的特征,无需对基准风险的分布进行设定,因此运用范围比AFT模型广,但与离散时间生存分析cloglog模型相比,cox比例风险模型的等比例风险假定较为苛刻,且该模型估计往往会忽略个体异质性效应的作用,因此回归结果可能出现较大的偏差,因此在以上倾向得分匹配的基础上,本文参照Tsoukas[45]、Byrne等[46]相关文献,构造如下离散时间的cloglog分析模型(3)：

F(hit)=cloglog(1-hit)=α0+α1reer-wit+

αCtrlikrt+φt+δk+δr+δt+ikrt

(3)

hit=1-exp(-exp(α′Ctrlikrt+φt))

(4)

上述模型(4)中hit为企业i在t期的离散时间风险率,因此F(hit)越大表示企业退出市场的风险越大,φt表示基准风险,是时间的函数。其中reer-w代表人民币实际有效汇率,也是本文的核心解释变量,Ctrl为控制变量向量组集合,根据对已有文献的梳理,主要包括:

1.企业规模size,用企业总资产的对数形式表示,企业规模越大,其可获得的外部融资资源越多,经历市场波动存活下来的概率越大,即退出市场的概率越小,因此预计影响符号为负。

2.企业年龄age,以企业当年年份减去开业年份的差值表示,企业年龄越大,有着越多的阅历和市场经验,因此受到市场冲击时,退出市场的可能性越小,预计影响为负。

3.资产负债率lev,越高的资产负债率表明企业债务结构失衡越严重,加大了企业外部融资的成本,增加了企业退出市场的风险,因此预计符号为正。

4.利润率profit,以企业利润总额与总资产的比值表示,当企业遭受未预期的市场冲击时,企业营业利润作为内部自有资金重要的组成部分,可以缓冲市场冲击给企业带来的不利影响,减少企业退出市场的概率,因此预期其符号为负。

5.资本密集度klr,用企业固定资产与从业人数的比值来表示,其中固定资产用1998年固定资产投资价格指数进行平减处理,资本密集度越高,企业会花费更多时间和薪酬待遇来挑选高标准的工作人员,从而面临更多的时间成本和生产成本,在企业经营周转不善时,更容易退出市场,因此预计符号为正。

6.全要素生产率tfp,根据OP方法估计得到,企业拥有更高的tfp,意味着企业生产能力越强,市场上竞争能力越强,企业退出市场的风险也就越低,预期符号为负。

7.政府补贴subsidy,高额补贴反而会诱使企业进行寻租和商业贿赂,这会导致企业非生产性支出的增加和创新激励的弱化,当企业遭受未预期的市场冲击时对企业生存产生负面影响,因此预期其符号为正。

8.赫芬达尔指数herfind,反映企业在所属行业中的垄断程度,以企业销售额与行业销售总额比值的平方来表示,其数值越大表示市场集中程度越高,整个市场的公平程度越低,使得新企业面临更大的市场退出率,预期符号为正。外商投资企业foreign,外商企业相比本国企业而言拥有更多的海外资源和本地优惠政策,因此面临更低的融资约束,其退出市场的概率更低,预期符号为负。最后,本文还控制了不可观测的行业、地区、时间固定效应δk、δr、δt,εikrt表示多维度的随机误差项。

各变量具体情况如下表1所示。

五 基本实证结果与分析

(一)基准结果

人民币实际有效汇率变化对企业生存影响的基准回归结果如下表2所示。我们主要根据关键解释变量人民币实际有效汇率的回归系数判断汇率变化对企业生存的影响。首先观察:

第(1)列可以发现,在不考虑控制变量和不可观测固定效应的前提下,人民币实际有效汇率的回归系数显著为正,这说明人民币升值显著提高了企业退出市场的风险,减少了企业在市场上的生存时间。

第(2)列在此基础上加入了控制变量,以控制其他变量对回归结果可能造成的影响,结果发现关键解释变量的回归系数依然为正,人民币实际有效汇率的提高显著增加了企业“失败”的可能性,因此不利于企业生存,从而初步证明了本文核心假设1。

第(3)列在此基础上加入年份固定效应,以控制方程中随年份变化的非观测因素对回归结果的影响,结果显示上述结论依旧成立,人民币实际有效汇率的回归系数符号方向并未发生改变,从而证明了回归结果具有一定的稳健性。

第(4)列在上述基础上加入了行业固定效应,相应结果未发生明显变化,这表明在控制了随行业变化的非观测因素对企业生存的影响之后,人民币实际有效汇率升值显著提高企业面临的市场风险,减少了企业在市场上的生存时间。

第(5)列在上述基础上加入了地区固定效应,核心解释变量的系数的符号与上述结果保持一致,这表明在控制了随地区变化的非观测因素对企业生存的影响之后,人民币实际有效汇率升值显著显著提高企业面临的市场风险,减少了企业在市场上的生存时间。至此,较好地验证了本文核心假设1,即人民币实际有效汇率的升值提高了企业退出市场的风险。此外,所有回归方程的控制变量对企业生存的影响作用与前文变量设定部分的分析相一致,并且相关的Wald统计值均拒绝原假设各解释变量联合非显著,从而有效证明了本文回归结果与理论内容较为契合。

表1 变量描述性统计 [注]fail为企业生存的状态变量,亦称之为企业的“失败”事件,当企业退出市场时,fail赋值为1,否则赋值为0;survival表示企业在市场上生存的持续时间,当企业从t期存活至t+1期,此时survival的数值增加1,样本范围内survival最大的取值为10。

表2 企业生存的基准回归结果

续 表2 企业生存的基准回归结果

注:括号内数值为变量的t值,***、**、*分别表示 1%、5%和10%的显著性水平,以下表格若无特别说明则相同。

(二)人民币实际有效汇率升值对企业生存影响的差异性

为了进一步研究人民币实际有效汇率升值对企业生存影响的差异性,本文根据不同的分类标准探究这一异质性的表现,从而在更深层次上理解人民币实际有效汇率对企业生存的潜在影响。

首先,本文根据所有制性质将样本分为国企和私企两个子样本,以研究人民币实际有效汇率升值对企业生存的影响在不同所有制企业之间是否存在差异,具体而言,当样本企业为国有企业时,对Var赋值为1,否则为0。回归结果报告于表3第(1)列,从第(1)列结果中可以发现,在控制了各种不可观测的固定效应和相关控制变量后,交互项的系数为0.0012,这表明相对于Var=0,实际有效汇率的系数，在Var等于1时多出0.0012，这意味着相对民企而言，国企的生存能力受到人民币实际有效汇率升值的负面影响比民企更大。较民企而言,国企在生产能力和资源利用率等方面更差,当市场发生不利冲击时,国企将更容易受到影响,从而当人民币实际有效汇率升值给整个市场带来负面影响时,国企会更倾向于退出市场。

其次,根据企业不同地域的分布,本文将样本分为东部、中西部两个子样本地区,研究不同地域的企业生存受到人民币实际有效汇率升值的影响是否存在差异,具体而言,当样本企业处于东部地区时,对Var赋值为1,否则为0。回归结果报告于表3第(2)列,从第(2)列结果可以看出,在控制了各种不可观测的固定效应和相关控制变量后,交互项系数为0.001,这表明相对于Var=0,实际有效汇率的系数在Var等于1时多出0.001,这意味着东部地区的企业生存能力受到实际汇率升值带来的负面影响比中西部地区企业更大。这可能是因为东部地区的大部分企业处于临海城市,临海城市拥有较多的港口,企业相关出口活动也较为频繁,从而受到汇率升值的不利影响也就越大,因此相比于中西部地区的企业,退出市场的风险也就越大。

再次,本文根据企业进入时间,将样本分为新进入企业和非新进入企业两个子样本地区,研究的新进入企业和非新进入企业的生存能力受到人民币实际有效汇率升值的影响是否存在差异,具体而言,当样本企业为新进入企业时,对Var赋值为1,否则为0。回归结果报告于表3第(3)列,从第(3)列结果中可以发现,在控制了不可观测的固定效应和相关控制变量后,交互项的系数0.0039，这表明相对于Var=0，实际有效汇率的系数在Var等于1时多出0.0039,这意味着新进入企业的生存能力受到的负面影响比已有企业更大。究其原因在于,新进入的企业成立不久,应对各种市场风险经验相对不足,因此在遇到人民币实际有效汇率升值等不利冲击时,其退出市场的风险更大。

最后,本文根据企业面临融资约束的程度,将样本分为受到较高融资约束的企业和受到较低融资约束的企业,具体而言,本文采用利息支出与固定资产的比值来衡量融资约束,如果该值越大则表明企业面临的融资约束程度越小,并将面临融资约束高于平均值的企业作为高融资约束组,此时对var赋值为1,否则为0。回归结果报告于表3第(4)列,结果显示在控制了各种不可观测的固定效应和相关控制变量后,交互项的系数为-0.0004，这表明相对于Var=0,实际有效汇率的系数在Var等于1时减少了0.0004,这意味着相比于低融资约束的企业，人民币实际有效汇率升值对高融资约束企业的不利影响更大，这是因为高融资约束的企业在面临汇率升值的不利冲击时,没有充裕的资金可以进行相应的经营调整,从而汇率波动冲击对其生存造成的不利影响相对较大。

综上可以发现,人民币实际有效汇率的升值对企业生存的不利影响就不同的样本分类存在着差异性,但整体而言汇率升值降低了企业出口竞争优势,迫使难以适应市场的企业逐步发生经营亏损,最终退出相应的市场,因此上述结果也在一定程度上印证了本文核心假设1。

六 基于中介模型的影响渠道分析

(一)中介模型设定和基本回归

前文研究了人民币实际有效汇率升值对企业生存的影响,得到了人民币实际有效汇率升值不利于企业生存的结论,并按照企业所有制、所在地等分类标准进行了更为细致的讨论,但至此本文还未解释人民币实际有效汇率升值是通过何种渠道作用于企业生存,而对于该问题的回答将有助于我们更全面地理解人民币实际有效汇率升值对企业生存的作用机理。对此,本文通过构建中介模型来探究具体的作用渠道。根据前文理论部分的分析,本文构造企业创新能力innov和企业销售收入sale这两个中介变量(Mediation Variable,简称MV)来研究人民币实际有效汇率升值对企业生存的具体作用过程,其中innov以企业新产品销售额与总销售额的比值表示,sale以企业销售收入的对数值来表示。中介模型主要涉及三个步骤,首先用因变量对基本自变量进行回归分析,其次用MV对基本自变量进行回归分析,最后用因变量对MV和上述基本自变量进行回归。依照中介模型基本思想,本文构造以下方程:

F(hit)=a0+a1reer-wit+aCtrlikrt+

φt+δk+δr+δt+ikrt

(5)

表3 异质性分析的回归结果

innovit=β0+β1reer-wit+βCtrlikrt+

φt+δk+δr+δt+ikrt

(6)

F(hit)=c0+c1reer-wit+c2innovit+

cCtrlikrt+φt+δk+δr+δt+ikrt

(7)

F(hit)=d0+d1reer-wit+dCtrlikrt+

φt+δk+δr+δt+ikrt

(8)

saleit=e0+e1reer-wit+eCtrlikrt+

φt+δk+δr+δt+ikrt

(9)

F(hit)=f0+f1reer-wit+f2saleit+fCtrlikrt+

φt+δk+δr+δt+ikrt

(10)

上述六个公式分别对应表4中第(1)列至第(6)列的结果。其中第(1)列至第(3)列是对“创新能力”中介效应的检验过程。从表4第(1)列结果中可以发现,在控制相关控制变量和非观测的各类固定效应后,人民币实际有效汇率升值提高了企业的面临的市场风险,降低了企业在市场上的生存能力。第(2)列是人民币实际有效汇率对企业创新能力的回归结果,从相应结果可以得出,在控制相关控制变量和各类不可观测的固定效应后,人民币实际有效汇率升值显著地降低了企业的创新能力。第(3)列在第(1)列回归的基础上加入了企业创新能力的变量,结果显示创新能力的系数显著为负,这表明企业创新能力的提高能够降低其退出市场的风险。同时,与第(1)列结果相比,关键解释变量人民币实际有效汇率的系数有所下降,但是显著性不变,从而证明了“创新能力”中介效应的初步存在。同理,第(4)列至第(6)列是对企业“销售收入”中介过程的检验,从第(5)列结果可以发现人民币实际有效汇率的升值显著降低了企业的销售收入水平,从而表明汇率的升值降低了企业在海外市场的产品竞争能力,并进一步缩减其相关的海外产品收入。第(6)列在第(4)列的基础上加入了企业的销售收入变量,结果显示销售收入的符号显著为负,这也说明良好的销售收入来源是企业生存的基本保证。同时,人民币实际有效汇率的系数与第(4)列相比有了进一步的下降,但依旧保持显著,从而初步证明了“销售收入”渠道的成立。综上,相应中介模型的结果初步证明了本文假设2和3的成立。

表4 中介模型检验结果

续表4 中介模型检验结果

(二)中介模型的稳健性检验

为了进一步证明本文的中介模型稳健成立,即人民币实际有效汇率升值通过“创新能力”和“销售收入”渠道来影响企业的生存时间,本文参照温忠麟等[47]和任曙明等[48]中的检验方法对中介效应进行更为严格的检验。具体来说,证明中介模型稳健成立的前提需要满足以下几点,首先如果原假设H0:b1=0,H0:e1=0,H0:c1=0,H0:f1=0均被拒绝,那么中介模型显著,否则中介模型不显著。其次需要对中介模型进行Sobel检验和Freedman检验,从而能够在较高的程度上,保证上述中介模型的成立。相关检验方程式如下所示[注]相关参数的具体设定可参考温忠麟等[47]。

zSobel=/(α＾Sβ)2+(Sα)2

(11)

tFreedman=(c-c′)/S2c+S2c′-2ScSc′1-r2XM

(12)

本文根据以上两式计算了两个中介模型的相关指标,结果显示企业“创新能力”渠道和“销售收入”渠道的Z值分别为 2.56和 4.65,均通过了1%显著性水平上的Sobel检验。此外,“创新能力”渠道和“销售收入”渠道的t值结果分别为-3.143和-4.604,它们的相伴概率均小于0.01,即两者都通过了1%显著性水平上的Freedman检验。综上可以得知,本文进一步证明了两类中介效应的存在,即人民币实际有效汇率升值通过“创新能力”和“销售收入”渠道来影响企业的生存时间。

七 人民币实际有效汇率的进一步分析

(一)治理环境与金融市场机构

前文分析了人民币实际有效汇率升值对企业生存的作用及其具体渠道,但考虑到中国作为最大的发展中国家,不同地区经济发展水平和政府治理环境存在着较大的差别,而各地区治理环境的差异又会对金融市场结构发展产生不同的影响,因此为了检验该效应,本文在基础回归方程中加入与治理环境相关的变量,构建如下方程:

cloglog(1-hit)=α0+α1reer-wt+

α2reer-wt×settingsrt+α3settingsrt

+αCtrlikrt+φt+δk+δr+δt+ikrt

(13)

其中settingsrt表示不同地区的治理环境水平,治理环境变量用樊纲等[49]编制的中国市场化指数中减少政府对企业干预的指标来表示,其数值越大,表示地区治理环境越好,具体回归结果如下表5所示。其中第(1)列考虑了各类非观测的固定效应,但未考虑相关控制变量的影响,从结果中可以发现,人民币实际有效汇率升值显著提高了企业面临的市场风险,这与前文结论相一致。治理环境变量对企业生存的影响显著为负,这表明治理环境的改善可以减少企业“失败”事件的发生,同时治理环境与人民币实际有效汇率的交互项的系数也显著为负,其经济学含义为治理环境更好的地方,人民币实际有效汇率升值对企业生存的抑制作用越小,从而初步证明了更好的治理环境能够削弱人民币实际有效汇率对企业生存带来的负面影响。第(2)列至第(4)列在此基础上逐渐加入了相关控制变量,从结果可以看出治理环境与人民币实际有效汇率交互项的系数依旧显著为正,其他关键变量的符号也未发生改变,从而有效证明了本文核心假设4。即治理环境越好的地方,人民币的升值对企业生存带来的不利影响越小,这也反映了良好的治理环境可以作为经济冲击的缓冲器。

表5 治理环境的影响结果

(二)稳健性检验

为了检验本文基本结论的稳健性,本文使用了以下几种方式来验证我们的基本结论是否稳健。本文首先采取了人民币汇率的几何平均数reer-g作为人民币实际有效汇率的reer-w的替代变量,以检验基础回归结果的稳健性,具体结果报告于表6。首先观察第(1)列可以发现,在不考虑控制变量和各类不可观测固定效应的前提下,人民币实际有效汇率的回归系数显著为正,这说明人民币升值显著提高了企业退出市场的风险,减少了企业在市场上的生存时间,这与基本面的回归结论保持一致。第(2)列在此基础上加入了控制变量,以控制企业年龄规模等其他因素对回归结果可能造成的影响,结果发现关键解释变量的回归系数依然显著为正,从而初步表明在替换相关核心解释变量后,本文基本假设1仍旧稳健成立。第(3)列在此基础上加入年份固定效应,以控制方程中随年份变化的非观测因素对回归结果的影响,结果显示上述结论依旧成立,核心解释变量人民币实际有效汇率的回归系数符号方向并未发生改变,从而证明了回归结果具有一定的稳健性。第(4)列在上述基础上加入了行业固定效应,相应结果未发生实质性变化。第(5)列在此基础上加入了地区固定效应,最终核心解释变量的回归系数显著为正,这表明在控制了各类非观测因素以及控制变量对企业生存的影响之后,人民币升值显著显著提高企业面临的市场风险,减少了企业在市场上的生存时间。此外,各列Wald统计值均拒绝原假设各解释变量联合非显著,因此较好证明了本文的核心结论是稳健的。

此外,本文选用另一种在生存分析问题中经常用到的模型,加速失效时间模型(AFT模型)来对基础模型的回归结果进行检验[注]由于经过PH检验发现,cox比例风险模型在本文中不符合等比例风险的基础假设,因此并未采取该方法作为稳健性检验的模型。,本文采用AFT模型构造如下方程:

表6 稳健性检验一

ln(survivalit)=a0+a1reer-wit+

aCtrlikrt+φt+δk+δr+δt+ikrt

(14)

其中survivalit表示t期时企业i在市场上生存的累计时间,其他变量设定与前文基础方程相同。在对AFT模型进行回归之前,我们需要对误差项的具体分布进行设定,本文依照Likelihood和AIC的数值对相关分布进行筛选,具体而言,Likelihood的数值的绝对值越小,AIC的数值越小,则表示方程拟合的效果越好。根据上述原则,本文发现Lognormal分布的结果最佳,因此采用该形式分布对上述方程进行回归。此外,本文用离散时间生存分析模型中另外两种分布形式(probit分布和logit分布)作为对照回归组,一同检验本文核心结论是否稳健成立,具体结果如下表7所示。其中第(1)列中被解释变量与第(2)列至第(3)列的有所不同,以企业在市场上生存的累积时间为被解释变量,而第(2)列至第(3)列的被解释变量与以往保持一致,以企业退出市场的风险率为基础,因此通过观察第(1)列的结果可以发现,在控制了相关控制变量和各类非观测的固定效应后,人民币实际有效汇率升值显著地降低了企业在市场上生存的累积时间,即提高了企业发生“失败”事件的可能性,从而印证了本文基本假设1。此外,通过观察第(2)列和第(3)列可以发现,相关结果与前文cloglog模型类似,我们对此不再赘述。因此,上述结果较好验证了本文基本假设1的稳健成立,从而表明人民币实际有效汇率升值的确对企业生存造成不利的影响。

表7 稳健性检验二[注]本文对AFT模型回归结果未采取风险比率(Hazard Ratios)的形式,因此系数符号与一般回归结果的表达形式相同。

八 结论与政策建议

本文通过对人民币实际有效汇率升值与企业生存之间关系的研究,发现了以下结论:其一,人民币实际有效汇率显著提高了企业面临的市场风险率,从而减少了企业在市场上的生存时间。其二,人民币实际有效汇率对企业生存时间的影响与企业所有制有关,具体而言,国企的生存能力受到人民币实际有效汇率升值的负面影响比非国企更大;人民币实际有效汇率对企业生存时间的影响与当地经济发展程度有关,东部地区的企业生存能力受到的人民币实际有效汇率变动的负面影响比中西部地区企业更大;人民币实际有效汇率对企业生存的影响与企业成立时间有关,新进入企业的企业的生存能力受到的负面影响比已有企业更大;人民币实际有效汇率对企业生存的影响与企业是否受到融资约束有关,人民币实际有效汇率升值对受到低融资约束的企业生存能力的负面影响比受到高融资约束的企业更大。其三,人民币实际有效汇率变动对企业生存产生影响的渠道包括企业创新能力和销售收入,当人民币实际有效汇率升值后,企业的销售收入下降,创新能力下降,提高了企业退出市场的风险,不利于企业生存,实际有效汇率变动很可能也通过了其他渠道对企业生存产生影响,这个问题还有待进一步的考察和验证。

本文从企业层面汇率的视角来研究人民币实际有效汇率变动对企业生存的影响,发现汇率变动对企业生存起着重要的作用,从而完善了相关领域的分析框架,政府部门也在探索着适合我国经济发展的金融政策和治理环境,我们的研究也可以为政策制定者提供一定的参考作用,从而促进我国企业在新时代背景下有序发展。基于此,本文建议政府部门应该谨慎采取相关财政金融政策,尽量降低人民币实际有效汇率的无效波动,或者采取相关措施使其增长速度稳定,以延长企业在市场上的存活时间。