产品质量视角下融资约束如何影响汇率传递*——理论模型和中国证据

祝树金 李 江 钟腾龙

一、引言

近年来，受国际金融危机、贸易保护主义及新冠疫情等因素影响，中国经济发展面临的外部环境日趋复杂，不稳定性和不确定性明显增加。2022 年中央经济工作会议明确指出，中国经济发展仍面临“需求收缩、供给冲击、预期转弱”三重压力，应坚持“稳字当头、稳中求进”的发展战略。对外贸易是中国经济发展的“三驾马车”之一，保持对外贸易的稳定增长和结构优化，对国民经济的平稳运行和高质量转型具有重要意义。然而，我国出口正面临着前所未有的汇率风险: 一方面，贸易摩擦、新冠疫情等事件造成贸易环境不确定性增大，而人民币汇率市场化改革和人民币国际化改革在持续推进。在国内外多重因素影响下，人民币汇率的双向波动成为常态，波动的幅度也逐渐放宽。另一方面，我国出口企业的依市定价能力普遍较弱，汇率对价格的传递率远高于发达国家，出口产品价格较大程度受到汇率波动的影响(Amiti 等，2014)。在竞争激烈的国际市场中，消费者需求对价格的变化十分敏感，汇率的波动及其对价格的传递会给我国出口企业带来极大的不确定性，不利于我国出口的稳定增长和转型。对人民币汇率传递效应较高这一现象的分析和解释，是关系我国企业出口竞争力和贸易增长的重要研究问题。

综观已有研究，学者们对汇率不完全传递现象的解释经历了从宏观到微观不断深化认识的过程。传统的宏观经济学模型认为市场是完全竞争的，根据一价定律和购买力平价理论，汇率变动对出口产品价格具有完全传递效应。随着1973 年布雷顿森林体系的瓦解，主要经济体由固定汇率制度转为浮动汇率制度时，发现汇率对价格的传递效应是不完全的。这一汇率调整之谜使人们意识到一价定律和购买力平价理论的局限性，经济学家开始尝试对汇率不完全传递现象进行解释。在早期研究中，学界主要从国家或行业的宏观层面，从通货膨胀、比较优势及加工贸易特征(陈学彬等，2007) 等视角对汇率的不完全传递进行解释。但由于产品价格是由企业直接决定，从企业或产品层面展开研究能够更好地解释汇率不完全传递的微观机制，避免使用宏观加总数据带来的估计偏误。因此，越来越多的学者们开始从微观视角研究汇率对价格的不完全传递效应。其中，最具代表性的理论为Krugman (1986) 提出的依市定价理论。该理论认为，在市场可分割的前提下，不同商品在不同的进口国市场可以进行差别定价，出口企业会在汇率波动时调整其产品价格加成，维持以进口国货币计价的出口产品价格相对稳定以保持企业的市场份额，从而使得国外消费者价格的变化幅度往往低于汇率变化的幅度，导致汇率传递不完全。依市定价理论从差别定价和价格加成调整的视角解释了汇率的不完全传递，为汇率传递理论与异质性企业贸易理论的结合搭建了桥梁，随着异质性企业贸易理论的发展，该理论从产品质量和企业特征(如企业生产率、企业贸易行为等) 的角度展开研究，较好地解释了汇率不完全传递的微观机制(Berman 等，2012；Chen 和Juvenal，2016)，成为汇率不完全传递研究中的重要方向。目前，这方面已经取得了比较丰富的研究进展，但在以下方面亟待进一步完善和拓展。

首先，融资约束对人民币汇率传递的影响效应和微观机制需进行进一步考察。早期从企业特征视角展开的研究，主要关注企业生产率、企业进口、配送成本、企业出口模式等因素对企业依市定价的影响。比如，Berman 等(2012) 分析了汇率发生变动时企业对其出口产品价格和数量进行调整的行为，并采用1995—2005 年法国出口企业数据进行实证，发现生产率较高的企业在本币贬值时会更大幅度提高其出口价格，汇率传递率较低。在此基础上，Chatterjee 等(2013) 将研究视角拓展到多产品企业，并基于巴西的出口数据进行实证研究，得出了相似的结论。Bolatto 等(2022) 则指出企业出口模式的不同也会影响其依市定价行为。向训勇等(2016) 和韩剑等(2017) 从企业生产率、市场份额和进口等视角，补充了基于中国的微观证据。随着金融市场的发展，融资约束对企业绩效的影响逐渐受到学者们的关注。Strasser (2013) 指出面临较高融资约束的企业其汇率传递率也相对较高。由于中国金融市场发展不完善、不均衡，且在一定程度上存在所有制歧视，使得企业(尤其是民营企业) 融资约束问题普遍存在，成为制约经济转型升级和企业出口发展的瓶颈。中国企业家调查系统发布的《2015·中国企业经营者问卷跟踪调查报告》指出，融资约束是困扰中国企业发展的重要因素，对中国企业出口及产品定价具有重要影响(Fan 等，2015)。基于此，近年来学者们开始基于中国的微观数据考察融资约束对汇率传递的影响(Dai 等，2021)。尽管现有研究指出企业融资约束是影响人民币汇率传递的重要因素，但对其影响机制的探讨还不够充分，尤其缺乏将融资约束与其他重要的企业异质性因素纳入同一分析框架考察其交互影响机制的研究，本文旨在对此进行补充和拓展。

其次，在研究产品质量对汇率传递的影响时，应考虑消费者对产品质量的异质性偏好。产品质量是产品最重要的属性，已有许多研究从产品质量视角对汇率传递进行理论和实证分析。Chen 和Juvenal (2016) 在Corsetti 和Dedola (2005) 的模型中引入差异化的质量，基于阿根廷葡萄酒生产企业在2002—2009 年间的出口产品数据进行实证检验，发现高质量产品具有相对高的成本加成率，这使得其出口商拥有较大的依市定价能力，从而汇率传递率较低。Auer 等(2018) 基于一个两国贸易模型，考察了出口企业将不同质量的产品出口到不同收入水平国家时的依市定价行为。研究发现，产品质量越高，汇率传递率越低，并且进口国收入水平越高，产品质量对汇率传递的影响作用也越大。王雅琦等(2015)、王雅琦和余淼杰(2020)、李保霞等(2020) 补充了基于中国的微观证据。已有研究在模型中引入产品质量时，大都假定消费者效应是关于产品质量的线性函数，即对不同质量的产品而言，产品质量升级带给消费者的边际效用增量是相同的。然而，Crinò 和Epifani (2012) 等研究认为，消费者对产品质量的偏好可能因产品所在市场的不同而存在异质性。在产品质量较低的低端市场，生产者众多，产品同质化程度和替代弹性较高，且主要依靠价格进行竞争，产品质量升级带来的溢价空间较小；随着产品质量的不断提高，产品的差异化程度增大，消费者对质量偏好增大，产品质量升级带来的溢价空间也更大。根据这一分析，消费者效用是关于产品质量的凸函数假定可能比线性效用函数假定更加贴近现实经济。在这种情况下，产品质量对企业定价行为的影响是否会呈现新的特征? 这是值得进一步探讨的问题。

最后，在研究融资约束、产品质量对汇率传递的影响效应时，不可忽略产品质量和融资约束的相互作用关系。产品质量偏低并且融资约束较高是我国出口企业存在的两大问题，现有研究大多基于内生产品质量的视角，考察融资约束如何通过影响企业对产品质量的选择，进而影响产品定价(Fan 等，2015)。然而，企业提升产品质量也可能对企业的利润和现金流造成不确定性冲击。当企业位于低端市场时，市场竞争激烈且利润空间较小，企业进行产品质量升级带来的收益可能小于为此投入的成本，企业现金流吃紧导致财务状况恶化，这会增大企业的外部金融依赖度，从而使企业受融资约束的影响增大(张杰，2015)。这意味着企业提升产品质量可能会放大融资约束对企业依市定价能力的负面影响。当企业处于高端市场时，竞争相对较低，产品附加值和利润率较高，企业进行产品质量升级能够获取较多的利润，从而改善企业的财务状况，降低其外部金融依赖度，企业依市定价能力受融资约束的影响可能随产品质量进一步的提高而减小。根据以上分析，随着企业产品质量由低到高的变化，融资约束对汇率传递的影响大小可能会呈现先增大后减小的非线性变化。这是一个新的研究视角，且具有重要现实意义，需要将融资约束、产品质量纳入同一分析框架展开研究。

结合已有研究启示及其不足，本文在Corsetti 和Dedola (2005) 构建的进口国市场为垄断竞争的局部均衡模型上进行适当的简化和拓展，借鉴Chen 和Juvenal (2016) 等研究引入企业融资约束和产品质量，考察融资约束对汇率传递的影响，以及该影响效应如何随企业产品质量的变化而变化。模型分析发现，融资约束和产品质量都是造成人民币汇率不完全传递的重要因素，企业融资约束的缓解或产品质量的提升，都能够提高企业的价格加成，进而提高其依市定价能力，降低汇率传递率。产品质量在融资约束影响汇率传递时表现出调节效应: 随着企业产品质量由低到高变化，融资约束对汇率传递的影响也出现先增大后减小的倒U 形变化特征。在模型分析的基础上，本文使用2000—2013年中国工业企业数据和海关数据的匹配数据进行实证研究，回归结果证实了以上发现，尤其是使用子样本分析法再次论证了这一倒U 形关系的存在，并基于依市定价理论，从产品价格加成的视角探讨了倒U 形关系的微观形成机制，实证结果也支持模型和机制分析结果。在考虑了内生性、数据、指标等方面可能存在的问题后，结果均保持稳健。在拓展分析部分，本文区分了汇率升值和贬值两种不同情形，进一步考察了以上结论的非对称性。结果表明，人民币汇率传递既不完全也不对称，由于我国出口企业缺乏足够的市场势力，在面临汇率冲击时更注重对市场份额的保护，我国出口企业在面临人民币汇率升值时调价幅度更大，汇率传递率更低，企业融资约束和产品质量对汇率传递的影响作用也更大。

二、理论模型

(一) 消费者需求

假定进口国市场是垄断竞争并且可分割的，在出口国向多个进口国出口商品时，不同企业可以根据不同质量的产品进行差别定价，即存在依市定价行为。为了简化分析，本文仅考虑一个两国贸易模型: 中国向进口国f 出口一定种类和数量的产品，不同种类的产品对f 国消费者具有不变替代弹性，f 国消费者效用是关于消费数量和产品质量的连续函数。已有研究大多假定消费者对不同质量产品的质量偏好是无差异的，但实证表明不同消费者群体对质量的偏好可能存在差异。产品质量越高，消费者的质量偏好越大，并更愿意对高质量产品进行支付，即消费者效用是关于产品质量单调递增的凸函数。为此，本文借鉴Crinò 和Epifani (2012) 对消费者效用函数进行修正，将f 国代表性消费者Cf的CES 效用函数表示如下:

其中，与Berman 等(2012) 一致，Ψ代表所有消费产品的集合，并根据产品在企业内的相对生产率φ对产品进行排序，因此φ不仅区分了产品种类，也代表了企业在这一产品上的生产率。企业生产并出口不同质量的产品，但每个企业都有一个核心产品，即其质量最高、边际成本最高的产品(Chen 和Juvenal，2016)；较高质量的产品生产率较低，因为生产该产品会有更高的边际成本。参数xf(φ)代表f 国消费者对产品φ的消费量，σ＞1 表示不同种类产品间的替代弹性。q(φ)表示产品φ的产品质量，指数参数m＞1，表示消费者效用是关于产品质量的凸函数。

在以上设定的基础上，假定f 国代表性消费者的总支出为Yf，产品φ在进口国市场的销售价格为，根据消费者效用最大化原理，计算得到f 国代表性消费者对产品φ的需求数量可以表示为:

(二) 企业出口成本

企业的生产和销售行为可以由其成本函数来进行刻画。与Chen 和Juvenal (2016)一致，本文假设企业出口产品φ至f 国主要包括以下几类成本: 中国与进口国f 的冰山贸易成本τf＞1，包括装载和运输成本等；只与出口目的国f 相关的出口固定成本Ff(为了简化模型，本文设其为0)；分销成本，假定每单位出口产品的成功销售需要使用ηf单位的f 国劳动力，并且产品质量越高，产生的分销成本也越高。假设f 国的工资水平为wf，则每单位出口产品的分销成本可表示为ηfwfqm(φ)。由于存在交易成本，以人民币计价的企业出口定价pf(φ)与以进口国货币计价的消费者价格(φ)间也存在差异。假设εf为中国与进口国f 之间的名义汇率，则pf(φ)与(φ)的关系为:

假定出口企业只使用国内劳动力要素进行生产，w为国内工资水平，由于存在冰山成本，企业生产并出口xf(φ)单位的产品φ到f 国的成本(以出口国货币计价) 为:

进一步考虑企业面临融资约束的情况。与Manova (2013)、Fan 等(2015) 一致，本文假定所有出口企业在筹集资金支付其出口总成本cf(φ)时都会面临融资约束: 出口企业无法依靠自身的资金完全支付出口成本，存在外部融资需求；此外，出口企业能够获取的外部融资是具有一定限度的，即存在流动性约束。①本文没有考虑完全无法进行外部融资这种特殊情况，考虑到企业的融资渠道具有多样性，本文认为企业可以通过直接融资、间接融资以及企业法人社会关系等方式筹集部分所需资金。对于企业的外部融资需求，本文借鉴Manova (2013)、Fan 等(2015) 的做法，假定企业的生产成本cf(φ)中，只有(1－a)cf(φ)部分能够由企业自身支付，其余的acf(φ)部分需要企业进行外部融资，因此参数a∈(0，1)刻画了企业的外部融资需求，a越大，企业的外部融资需求越大；使用借贷利率来表示企业面临的流动性约束，假定企业需要为其获取的外部融资支付利率为r的利息，参数r越大，表示企业进行外部融资的成本越高。在相同条件下，融资利息率越高，企业所负担的利息费用支出越多，其投融资收益率越低，这会降低企业的外部融资规模，因此，借贷利率r可近似表示企业面临的流动性约束。参数a和r综合刻画了企业面临融资约束的情况。

(三) 最优定价

根据前文假设条件，出口企业的利润函数可表示为:

其中，Markupf(φ)＝表示产品φ的价格加成①在考虑融资成本后，产品φ 的边际成本变为，表示本国与进口国f 之间的实际汇率。由式(7) 可知，由于m＞1，产品定价和价格加成都是关于产品质量单调递增的凸函数。融资约束虽然提高了产品定价，但降低了产品的价格加成。根据式(7) 计算产品φ价格的汇率弹性:

将价格的汇率弹性对产品质量q和融资约束a*分别求导得到:

式(9) 和式(10) 表明，价格的汇率弹性与融资约束a*负相关，而与产品质量q正相关，即融资约束趋紧时，价格的汇率弹性降低，产品质量越高，其价格的汇率弹性越高。由此可以得到假说1。

假说1: 在其他条件不变时，企业面临的融资约束越高，在实际汇率发生波动时，出口产品价格的汇率弹性越小，汇率传递效应越大；企业的出口产品质量越高，出口产品价格的汇率弹性越大，汇率传递效应越小。

从式(7) 可以看到，企业面临融资约束时会产生额外的融资成本，在其他条件不变时，这会降低企业出口产品的价格加成率，从而降低企业在面临汇率冲击时对其出口产品定价进行调整的空间。因此，在实际汇率波动时，企业的融资约束越高，其依市定价能力越弱，产品调价幅度越小，产品价格的汇率弹性也越小，汇率传递效应则越大。而高质量产品有相对较高的定价以及价格加成，在面临汇率冲击时的调价空间较大，产品价格的汇率弹性越大，汇率传递效应越小。

本文进一步考察融资约束和产品质量对汇率传递的交互影响机制。一般来说，企业的融资约束具有明显的行业属性(Kroszner 等，2007)，且与企业规模、企业所有制属性等因素相关，短期内难以发生变动；而企业对产品质量的选择则较为灵活，通过控制生产中的投入和技术，企业可以在短期内实现对产品质量的调整。一个值得深究的问题是:产品质量的变动导致产品价格和价格加成发生变动，将如何影响融资约束对汇率传递的影响效应? 为了考察产品质量与融资约束对汇率传递的交互影响机制，将∂e/∂a*记作，将其绝对值对产品质量q(φ) 求偏导数，则有②融资约束与产品质量间可能还有其他交互影响机制，如融资约束可能通过影响产品质量进而影响汇率传递。考虑到Berman 等(2012)、Chen 和Juvenal (2016) 的模型框架都未讨论产品质量的内生决定机制，并且本文主要关注产品质量在融资约束影响汇率传递时的调节效应，因此本文在模型中未对企业融资约束和产品质量的其他相互影响关系进行探讨。:

上式中｜ea*｜表示融资约束对价格的汇率弹性的作用大小，而∂｜ea*｜/∂q则表示这一作用如何受到产品质量的影响。从式(11) 可以得出，在其他条件不变且给定m的情况下，存在产品质量的临界值，当产品质量低于该临界值时，有，从而∂｜ea*｜/∂q＞0，产品质量的提升会加大融资约束对价格的汇率弹性的影响；而当产品质量大于该临界值q*时，有∂｜ea*｜/∂q＜0，此时产品质量的上升会降低融资约束对价格的汇率弹性的影响。根据以上分析可以得到假说2。

假说2: 在其他条件不变时，融资约束对汇率传递的影响效应随产品质量的提升表现为倒U 形变化趋势。当出口产品质量低于q*这一临界值时，融资约束对汇率传递的影响效应会随着产品质量的增大而递增；当产品质量高于临界值q*时，融资约束对汇率传递的影响效应会随着产品质量的增大而递减。

三、计量模型与数据说明

(一) 计量模型设定

本文借鉴Chen 和Juvenal (2016)、王雅琦等(2015)，结合以上理论分析，设定如下计量模型考察融资约束或产品质量对汇率传递的影响:

其中，被解释变量priceijkt为企业i在t年向j国出口产品k的价格，解释变量中reerit为企业i在t年的实际有效汇率；finconit表示企业i在t年的融资约束水平，系数α2表示企业融资约束对汇率传递的影响效应。以qualityit表示企业i在t年的产品质量，并用其替换finconit，系数α2则反映企业产品质量对汇率传递的影响，本文取上述变量的对数值进行回归。X为其他控制变量集，主要包括企业融资约束、企业产品质量、企业资本密集度、企业规模、企业生产率、出口目的国经济发展水平等变量。μijk为企业—国家—产品层面的固定效应，νt为年份固定效应，εijkt为随机误差项。

基于模型(12) 进一步设定如下计量模型，考察产品质量对融资约束影响汇率传递的非线性调节效应:

模型(13) 在实际汇率与融资约束交互项的基础上，加入了该交互项与产品质量以及产品质量平方项的交互项。①模型(13) 主要考察产品质量在融资约束影响汇率传递时的调节效应，而不是实际汇率、融资约束和产品质量对出口产品价格的交互影响效应。因此模型(13) 中并未包含产品质量与实际汇率等其他交互项组合。因篇幅所限，本文省略了对模型(13) 设定形式的详细说明，感兴趣的读者可在《经济科学》官网论文页面“附录与扩展”栏目中下载。若回归系数α3和α4小于0，则表示随着产品质量的提高，融资约束对汇率传递的影响效应为倒U 形(先增大后减小) 变化趋势。由于模型(13) 包含了实际汇率、融资约束和产品质量平方项的交互项，控制变量集X中新增了产品质量平方项，其余设定与模型(12) 保持一致。

(二) 数据来源

本文主要使用了三套数据: 2000—2013 年中国工业企业数据、2000—2013 年中国海关数据和国际货币基金组织(IMF) 的国际金融统计数据库。中国工业企业数据包括中国所有国有企业以及年销售额在500 万元以上(2011 年起为2 000 万元以上) 的非国有企业。中国海关数据记录了每一次出口交易的相关信息，包括出口企业、出口价格和数量、出口目的国及贸易方式等。国际金融统计数据库(IFS) 则提供了各国历年的双边汇率等数据。我们参考田巍和余淼杰(2013) 等的方法对原始数据进行清理和匹配，并根据海关贸易数据中出口目的国的信息匹配了双边汇率数据。在匹配数据的基础上，我们测算了企业实际有效汇率、企业出口产品质量和企业融资约束等指标。为了得到更准确的估计结果，本文基于中国内地与60 个主要贸易伙伴的一般贸易样本进行实证分析。①中国内地对这60 个国家或地区的出口额占总出口的95%，筛选后的样本能够较全面地反映出口信息，并且缓解大量仅存在一期或少数几期的样本观测值(singleton) 对估计结果的干扰。此外，大部分加工贸易发生在外资企业中，通常采用转让定价方式，与一般贸易的定价行为不同，本文也将其剔除。

(三) 主要变量的测度

(1) 企业层面的实际有效汇率。中国出口企业以多产品企业为主导，企业生产的产品通常出口到使用不同币种的国家，因此中国出口企业实际上面对的是来自不同产品和不同出口目的国的多重人民币汇率波动(Dai 和Xu，2017)。考虑到调整价格存在菜单成本，在面临汇率波动时，企业可能不会对每种产品的价格都进行明显调整，而只会对占企业总出口额较高的、较为重要的产品(如核心产品) 进行调整。因此通过以企业内产品出口额为权重，将汇率波动加总到企业层面，能够较全面地衡量企业实际面临的汇率波动，从而较准确地识别企业在汇率波动下的价格调整行为。②本文基于双边汇率指标分析也发现，汇率传递率在企业内不同出口份额的产品间存在显著差异。在面临汇率波动时，企业会较大幅度调整出口额占比较大的产品的价格，具体分析请见《经济科学》官网“附录与扩展”。此外，使用企业层面的实际有效汇率保持了主要解释变量指标层级的一致，在对其交互项系数进行解释时经济含义也更为明确。具体地，本文采用类似于Dai 和Xu (2017) 的方法，以出口额为权重，利用双边实际汇率的算数加权平均值构造企业层面的实际有效汇率指标(reerit):

其中，ωijt表示企业i在t时期向j国的出口占企业i在t时期总出口额的份额。rerjt表示人民币在t时期与j国外币的双边实际汇率，rerj0表示基期(2010 年) 的双边实际汇率。双边实际汇率采用的是直接标价法，即1 单位外币可以兑换的人民币数量，因此测度的企业实际有效汇率升高代表企业整体面临人民币贬值。

(2) 企业融资约束。企业融资约束的测度指标可以分为单变量指标和综合指标两大类。早期的研究大多使用单一指标衡量融资约束，但这些指标往往只反映了企业融资能力的某一方面，缺乏对企业融资状况的整体描述。随着微观企业数据可得性的提升，使用综合指标度量企业的融资约束成为研究中较常使用的方法(阳佳余，2012；魏浩和张宇鹏，2020)。考虑到我国企业融资渠道的多样性，同时能够更好地与本文理论模型中融资约束的设定形式相符，本文参考以上研究，使用企业综合财务指标作为企业融资约束的度量。具体地，本文基于工业企业数据库测算了企业的现金存量、商业信贷、企业规模、有形资产率、资产收益率、利息支出率、外资比率及流动性比率这八个反映企业融资能力的分指标，由于这些分指标的度量单位存在差异从而无法直接进行加总，我们将这些分指标在同年度同行业内进行min-max 标准化(Min-max Normalization)①Min-max 标准化也叫离差标准化，是对不同量纲和数量级的数据进行标准化时较常使用的方法。通过对原始数据的线性变换，使结果映射到[0，1] 区间。计算公式为 yadj＝(y－ymin)/(ymax－ymin)。后映射到[0，1] 的区间上，随后加总平均到企业，得到衡量企业融资能力的综合性指标，并取其对数值作为企业融资约束(lnfincon) 的度量。该综合性指标是企业面临融资约束的反向度量，即指标值越高，表示企业的融资能力越强，其所受融资约束也就越小。

(3) 企业出口产品质量。本文采用Khandelwal 等(2013) 的方法测算企业出口产品质量，该方法根据产品的价格和销量信息测算，公式如下所示:

其中，φjt为国家—年份固定效应，φk为产品固定效应，xijkt表示产品的出口量，pijkt表示产品价格，σ＞1 为产品种类间的替代弹性。该方法认为对于价格相同的产品，若其中一种产品出口量更高，则意味着其具有更高的产品质量。因此，将出口量对价格回归后的回归残差可作为产品质量的度量。

由于产品价格pijkt与产品质量间存在着相关性，对式(15) 进行OLS 估计可能会存在估计偏误，因此需要寻找合适的工具变量来解决这一内生性问题。本文借鉴施炳展和邵文波(2014) 的做法，采用企业在其他市场(除进口国j外) 出口产品的加权平均价格Pikt作为价格pijkt的工具变量；同时，加入企业国内市场需求规模变量②借鉴黄玖立和李坤望(2006) 的做法，本文采用企业所在省份与其他各省份的GDP 加权值度量国内市场需求规模。来控制企业生产的不同种类产品，采用工具变量估计方法对式(15) 进行估计，产品质量可以表示为:

考虑到不同产品的计量单位、价格量纲不一样，不同种类产品的产品质量指标无法直接进行比较。本文借鉴施炳展(2013) 的做法对式(16) 中的产品质量在同年度同产品内进行min-max 标准化处理，得到企业—年份—HS 6 位码产品层面的标准化质量指标，将标准化后的产品质量以产品贸易额为权重加总到企业层面，便得到企业层面的出口产品质量(lnquality)。③使用企业层面产品质量指标的另一个原因是为了缓解内生性问题。本文计量模型的被解释变量为出口产品价格，可能与产品层面的产品质量指标存在双向因果关系，从而会导致内生性问题。本文还使用OLS 方法度量企业产品质量，以检验研究结果的稳健性。

(4) 其他控制变量。除了上述主要变量，本文还对影响产品价格的以下变量进行了控制: 第一，企业全要素生产率(tfp)。我们采用Head 和Rise (2003) 提出的近似全要素生产率的估计方法，估计方程为tfp＝ln(y/l)－sln(k/l)，其中y为工业增加值；l为从业人数；k则为固定资产规模；s为生产函数中资本的贡献度，设定为1/3。由于中国工业企业数据中工业增加值指标存在较多缺失，本文以企业的工业总产值近似替代。第二，资本密集度(capint)。资本密集度反映了不能被企业全要素生产率所反映的生产技术信息，与出口价格具有相关性，应在回归中进行控制。本文以企业总资产比企业员工数后取对数来度量。第三，企业规模(fsize)。企业的规模越大，财务上可能越稳健，人力资本、物质资本及技术创新上可能越具优势，因此越有可能生产高质量的产品，本文以企业总资产的对数值度量。第四，进口国经济发展水平(dgdp)。王雅琦等(2015) 指出，出口至高收入国家的产品质量较高，汇率传递较低。本文以进口国人均实际GDP (以2010 年为基年，单位为美元) 的对数值作为进口国经济发展水平的度量，以控制进口国方面的差异对企业定价行为的影响。第五，企业出口目的国数(dnum)。Chen 和Juvenal(2016) 指出，生产效率较高的企业，其产品种类更丰富，其出口目的国家数量也会更多。而出口目的国较多的企业，当其面对进口国的贸易保护措施时，更有能力调整出口目的国组合以减小其出口所受的冲击。①变量的描述性统计结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

四、基准回归及稳健性分析

(一) 基准回归分析

表1 汇报了针对模型(12) 的回归结果。表1 第(1) 列仅将出口产品价格对企业实际有效汇率回归，第(2) 列加入了控制变量。结果表明，基于直接标价法测算的企业实际有效汇率指标的回归系数显著为正，表示当企业整体面临人民币汇率贬值时，会提高出口产品价格以减小汇兑损失，而在人民币汇率升值时，则会降低出口产品价格以稳定市场份额，即存在依市定价行为。从第(2) 列回归系数大小来看，企业实际有效汇率每升值或贬值1%，将引起以人民币计价的出口产品价格平均降低或提高0.12%。该系数值相对较小，表示中国出口产品的汇率传递率相对较高，与现有研究结论一致(王雅琦等，2015；向训勇等，2016)。

表1 基准回归: 直接影响效应

表1 第(3) 列和第(4) 列基于模型(12) 考察融资约束和产品质量对汇率传递的影响。从结果可以看出，企业实际有效汇率与融资约束的交互项系数显著为正，且加入控制变量后结果保持不变，表明融资约束的缓解(变量lnfincon变大) 会提高出口价格的汇率弹性，从而降低出口的汇率传递效应。第(5) 列为产品质量影响汇率传递的估计结果，企业实际有效汇率与产品质量的交互项系数显著为正，表示产品质量的提高也会降低出口的汇率传递率。第(6) 列同时纳入企业实际有效汇率与融资约束或产品质量的交互项，交互项系数均显著为正，且系数值变化不大，表明企业融资约束和产品质量都能够对出口汇率传递产生显著影响。从第(6) 列结果看，在其他情况不变的情况下，融资约束水平每降低1%，价格的汇率弹性将增大0.09%，即汇率传递效应将降低0.09%；产品质量每提高1%，价格的汇率弹性将增大约0.42%，即汇率传递效应会降低0.42%，融资约束的缓解和出口产品质量的提升都能降低出口的汇率传递效应。

我们进一步根据模型(13) 考察融资约束对汇率传递的作用如何受产品质量的影响，回归结果汇报在表2 中。表2 第(1) 列为不加入控制变量的回归结果，第(2) 列至第(4) 列为逐步加入融资约束和产品质量作为控制变量的回归结果，第(5) 列加入本文使用的企业和出口目的国层面的其他控制变量，第(6) 列则加入产品质量的平方项。从回归结果来看，交互项lnreer×lnfincon×lnquality和lnreer×lnfincon×lnquality2的回归系数显著为负，这一结果在加入不同控制变量后保持稳健，表明融资约束对汇率传递的作用大小与产品质量之间表现为倒U 形关系。随着产品质量的提升，融资约束对汇率传递效应的影响先逐渐增大；当产品质量提高到一定程度之后，融资约束对汇率传递效应的影响随着产品质量的提升而减小，与模型的预测结论一致。

表2 基准回归: 产品质量的调节效应

(二) 稳健性检验①稳健性检验的具体回归结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

本文基准回归可能因反向因果关系、遗漏变量以及测量误差等问题造成估计偏误，我们分别对这些问题进行讨论和处理，以验证基准回归结果的稳健性。

(1) 工具变量估计。本文估计模型中被解释变量为出口产品价格，可能与企业融资约束和出口产品质量存在双向因果关系。尽管本文使用企业层面的综合财务指标度量企业融资约束，以及使用工具变量法度量出口产品质量，在一定程度上缓解了内生性问题，但仍有可能因此造成估计偏误。本文采用工具变量回归解决这一问题。Fisman 和Svensson (2007) 指出，如果模型中存在着由于测量误差以及遗漏变量造成的内生性问题，行业—地区层面的平均值可作为企业层面内生变量的工具变量，并且这一方法对由解释变量和被解释变量存在反向因果关系而导致的内生性问题同样有效。对本文而言，行业—地区层面的融资约束或产品质量与企业层面的融资约束或产品质量是相关的，但产品层面的出口价格与行业—地区层面的融资约束或产品质量难以形成直接关联，因此可选取这一行业—地区层面的指标作为工具变量。②类似的做法可见魏浩和张宇鹏(2020)。具体地，本文测算了融资约束和产品质量在2 位码行业—地级市层面的算术平均值，将其分别作为企业融资约束和产品质量的工具变量，使用工具变量—广义矩估计(IV-GMM) 方法进行回归。使用工具变量的估计结果与基准回归基本一致。

(2) 加入更多控制变量。本文基准回归还可能因以下因素造成估计偏误: 首先，企业进口强度对汇率传递的影响不容忽视。企业进口中间品一方面可能冲销汇率变动带来的成本变化，另一方面也可能通过影响出口产品质量进而影响汇率传递，而基准回归中未对其进行控制。其次，由于中国金融市场存在所有制歧视，融资约束对汇率传递的影响可能在不同所有制企业间存在差异；而行业竞争程度的不同也会使企业收取不同的价格加成，从而影响企业的定价行为。最后，企业所在地的经济发展水平、金融市场环境和区域产业政策的不同也会对出口企业的定价行为具有重要影响。未对以上因素进行控制可能会造成遗漏变量的问题，本文通过构建以下几类指标来解决此问题: 首先，借鉴许家云等(2017)，使用BEC (Broad Economic Catalogue) 分类法识别企业的进口中间品，以企业的进口中间品金额的对数值(lnimport) 作为企业进口强度的代理变量③若无法匹配到企业的中间品进口信息，则将该企业中间品进口额设置为0。，在模型中控制。其次，设定国有企业、私营企业、外资企业和其他企业的虚拟变量来控制企业所有制方面的影响；然后，采用赫芬达尔指数(HHI) 来反映行业竞争程度的情况④计算公式为HHI＝，其中，N 表示4 位码行业中企业的个数，xi 表示第i 个企业的出口规模，x 表示市场总规模，这里以出口总额作为出口规模。，该指标越小，代表行业竞争程度越大。最后，参考Fan 等(2015)，以企业所在省份的GDP 对数(lnpgdp) 衡量企业所在地经济发展水平，以中国市场化指数(marketlize)⑤数据来源为樊纲、王小鲁和朱恒鹏编写的《中国市场化指数》。综合衡量各省份的金融环境、市场环境及制度环境等。将以上控制变量加入模型进行回归，回归结果仍保持稳健。

(3) 其他稳健性检验。首先，为了避免数据中可能存在的异常值对估计结果造成干扰，本文将价格、汇率、融资约束和产品质量这几个关键变量分别进行1%的双边截尾处理后进行估计。其次，在2005 年汇率制度改革之前，人民币对美元为固定汇率，2005 年7 月21 日开始实行有管理的浮动汇率制度。为了消除汇率改革事件给本文估计结果带来的影响，本文截取2006 年后的样本进行估计。①另一种消除汇率改革影响的方法为将汇改前所有与中国内地保持固定汇率的国家或地区样本删除(王雅琦等，2015)，采用该方法处理后本文结果仍保持稳健，限于篇幅未在文中汇报，结果留存备索。此外，考虑到2008 年爆发的金融危机对全球资本市场产生了重大冲击，对企业的生产决策及定价行为具有较大影响。为了排除这一事件对估计结果带来的影响，本文剔除了金融危机时期(2008—2009 年) 样本进行回归。最后，改变关键变量的测算方法。融资约束和产品质量是本文关注的核心变量，基准回归使用的融资约束指标为综合性指标，在此选取文献中较常使用的有形资产净值率(Kroszner 等，2007；于洪霞等，2011) 作为其替代指标②计算方法为企业有形资产减去折旧后比上企业总资产。；基准回归中使用的产品质量是基于工具变量法测算的，这里采用施炳展(2013) 基于OLS 测算的产品质量指标作为替代指标。以上回归结果均保持稳健。

五、倒U 形关系的再考察及其解释

(一) 倒U 形关系的再考察

根据理论分析和基准回归结果，产品质量对融资约束与实际汇率交互项的调节效应是形成倒U 形关系的本质，因此，需要选择合适的方法对产品质量这一非线性调节效应进行深入分析。现有研究通常采用分样本回归方法(曹伟等，2019；Auer 等，2018) 和子样本分析法(铁瑛等，2019) 考察这种调节效应。分样本回归方法根据特定变量的类型或数值将样本分为几个部分，通过对各分样本的回归和估计系数比较来研究特定变量的调节效应。这虽然能直观地看到各分样本回归系数的区别，但由于是完全不同的分样本，在数据结构等方面存在差异，回归系数会受到其他因素的干扰，分样本数量较多时这一问题会更加明显。比较而言，子样本分析法更适合本文情况的研究，该方法是每次对全样本按照一定条件切割一部分样本，通过对切割前后样本分别进行回归和系数比较来确定切割掉的这部分样本对总体造成的影响；不断重复以上步骤，便可获得一系列子样本估计结果，方便进行比较和分析。③例如，当按照变量X 的分位数由小到大进行切割时，若设置切割精度为1%分位数，切割次数为50次，则表示总计进行50 次切割，每次切割后的子样本分别为: 变量X 分位数＞1%，变量X 分位数＞2%，…，变量X 分位数＞50%，总计获得50 个分样本。对每一次切割前后两次回归结果进行比较，便可捕捉到切割掉的1%分位数样本中的信息。对本文研究而言，通过对产品质量由低到高进行重复切割可获得平均产品质量不断提高的一系列子样本，在各子样本中分别考察融资约束对汇率传递的影响效应，不但可以验证融资约束对汇率传递的影响效应是否随产品质量提升呈倒U 形变化趋势，而且可以呈现关于倒U 形关系的更多性质。鉴于此，本文使用子样本分析法对倒U 形关系进行再考察。

具体地，本文借鉴铁瑛等(2019)、祝树金等(2022)，以1%为步长，基于全样本的产品质量生成分位数，而后按照产品质量由小到大的顺序每次切割1%分位数的样本对模型(12) 重复估计95 次。①即最后一次估计是基于产品质量分布上5%分位数的样本。选择95%作为样本切割的终点保证了最后一次估计仍然有足够大的样本量，并且总共进行的95 次估计已经足够反映估计参数的主要变动趋势。在这一过程中，每次估计都是前一次估计的子样本估计，将相邻两次估计的估计参数进行对比，即可近似地反映切割的1%分位数样本中融资约束对汇率传递的影响效应。将每一次回归中融资约束与实际汇率的交互项(lnreer×lnfincon)的回归参数进行记录，以产品质量分位数为横轴，绘制成图(见图1)，可直观地反映出随着产品质量的不断提高，融资约束对汇率传递的影响效应的变化。

图1 不同产品质量水平下融资约束与实际汇率交互项系数变化趋势

图1 中散点图及其拟合曲线表明，在不同产品质量分位数样本下，融资约束对汇率传递都有着显著为正的影响效应。②图1 中标注了每一次子样本估计中回归系数的90%置信区间，几乎所有的回归系数都在10%显著性水平下显著为正。最后两次子样本估计系数为负但不显著，可看作是融资约束对汇率传递的影响效应进一步减小的表现。随着产品质量分位数水平的不断提高，融资约束与实际汇率交互项的估计系数呈现出先增大后减小的倒U 形趋势，并且这一倒U 形曲线的拐点出现在产品质量65%分位数的附近。换言之，对于本文的研究样本而言，当产品质量低于其总体65%分位数水平时，融资约束对汇率传递的影响效应是随着产品质量的提高而增大的；而对于产品质量高于其总体65%分位数水平的样本，融资约束对汇率传递的影响效应则是随着产品质量的提高而减小。以上估计结果进一步证实了前文的研究结论，并且通过将融资约束对汇率传递的影响效应随产品质量的倒U 形变化趋势进行可视化展示，揭示了这一倒U 形关系的具体特征，有助于本文对其形成机制的进一步探索。

(二) 倒U 形关系的形成机制: 理论假说与实证检验

(1) 理论机制分析与待检验假说提出。从前文理论分析可知，当消费者效用是关于产品质量的凸函数时，价格加成也是关于产品质量单调递增且凸的，即随着产品质量的不断提高，单位产品质量升级对价格加成的促进作用也增大。具体而言，当企业产品质量较低时，由于低端市场的竞争激烈，产品的利润空间较小，价格加成率随产品质量增加的幅度较小；而当企业产品质量处于较高水平时，由于市场竞争程度降低且消费者对质量具有较大的偏好，价格加成率随产品质量增加的幅度也得以提高。产品质量的“低端升级”和“高端升级”对价格加成率影响的这一差异性，可能使得融资约束对汇率传递的影响效应随产品质量发生变化: 在产品质量较低时，产品质量升级对价格加成的促进作用较小，企业增加的销售收入可能并不能覆盖其为此投入的成本，使得企业资金压力增大并更加依赖外部融资；由于融资约束对企业的影响与企业的外部融资依赖度正相关，此时融资约束对企业汇率传递的影响效应会随产品质量的提高而增大；在产品质量较高时，产品质量升级对价格加成的促进作用较大，企业提升产品质量带来的收入增长缓解了其资金压力并降低了企业的外部融资依赖度，此时融资约束对企业汇率传递的影响效应会随产品质量的提高而减小。以上分析为倒U 形关系的形成机制提供了一个理论解释，可用图2 展示这一逻辑关联。

图2 产品质量视角下倒U 形效应形成机制的逻辑及检验思路

由图2 可知，产品质量升级与价格加成率之间可能存在的非线性关系，是理解产品质量升级条件下融资约束对汇率传递的影响效应呈现先增大后减小的倒U 形变化趋势的关键。本文虽然从理论上证明了这一非线性关系，但还需要进一步的实证检验；虽然现有研究指出融资约束对企业的影响与企业外部融资依赖度相关(张杰，2015)，但没有直接证据表明融资约束对汇率传递的影响与企业外部融资依赖度相关，需要对其进行实证检验。因此，根据图2，要考察产品质量与融资约束对汇率传递影响效应之间的倒U 形关系的形成机制，可以分为如下两个待检验的理论假说。①一般来说，企业会通过增加成本投入来提升产品质量，如果不能通过产品质量升级获取更多的利润，企业的成本压力会随产品质量提升而增大，为了维持生产，企业可能进行更多的外部融资，其外部融资依赖度也将增大。价格加成率反映了企业或产品的利润，可以根据产品质量升级时价格加成率的变化，来判断企业的成本压力及外部融资依赖度如何变化，因此这里没有对其进行专门的检验。

假说3a: 产品质量升级与价格加成率之间存在非线性关系，在产品质量较低时，产品质量升级不会显著提升价格加成；随着产品质量的提高，产品质量升级对价格加成的促进作用不断增大，从而显著提升价格加成。

假说3b: 企业的外部融资依赖度越大，融资约束对汇率传递的影响效应越大。

(2) 对假说3a 的实证检验。根据前文分析，我们进一步采用子样本分析法考察在不同产品质量分位数水平下，产品质量对产品加成率的影响效应是否会呈现非线性变化。估计模型设定如下:

其中，lnmkpikt表示t时期企业i生产并出口的产品k的价格加成率的对数，加成率mkpikt的测算借鉴De Loecker 等(2016)、祝树金等(2018) 的方法进行。①具体的测算过程请见《经济科学》官网“附录与扩展”。X为控制变量集，包括企业融资约束、企业生产率等变量，与模型(12) 的设定保持一致。μik为企业—产品固定效应，vt为年份固定效应，εikt为随机误差项。同样地，先将产品质量由低到高进行排序，然后每次切割1%分位数的样本，对模型(17) 重复估计95 次，将每次回归中产品质量(lnquality) 的回归系数进行记录，以相应的产品质量分位数为横轴，描点成图。

图3 展示了随着产品质量由低到高，产品质量对价格加成影响效应的变化趋势。可以看到，产品质量对价格加成率的影响效应总体上是随着产品质量的提高而递增的，在产品质量的不同水平，产品质量对价格加成率的影响效应存在明显差异。在产品质量较低时(产品质量分位数≤20%)，产品质量对产品价格加成率的影响作用大多为负，且在10%的显著性水平下不显著；随着产品质量的提高(20%＜产品质量分位数≤67%)，产品质量对产品价格加成率的影响效应逐渐增大，回归系数由负变正，但仍在10%的显著性水平下不显著；只有当产品质量提高到一定程度时(产品质量分位数＞67%)，产品质量才对价格加成率产生显著为正的影响效应。从拟合曲线的形状来看，价格加成整体上是关于产品质量单调递增的凸函数，这一结果证实了假说3a，并与模型中的结果相符。

图3 产品质量对价格加成影响效应的变化趋势

从图3 中还可以观察到，产品质量对价格加成率的影响效应由不显著变为显著为正的“临界点”位于产品质量的67%分位数，该“临界点”的位置与前文中倒U 形曲线拐点出现的位置(65%附近) 十分接近，这一结果与理论假说十分契合。

(3) 对假说3b 的实证检验。为检验假说3b，本文根据Kroszner 等(2007) 测算的制造业行业外部融资依赖度指标，按其中位数(－0.04) 将行业外部融资依赖度大于该值的样本设为高融资依赖度样本，其余则设为低融资依赖度样本。①不同行业在技术要求、要素投入等方面存在较大差异，其外部融资依赖度具有显著的差异，现有研究大多从行业层面对外部融资依赖度进行区分(Kroszner 等，2007；Fan 等，2015)。我们采用与前文相同的子样本切割法，基于模型(12) 分别对以上分类样本进行估计，记录每一次估计中融资约束与实际汇率交互项的估计系数，以产品质量分位数为横轴，描点成图(见图4)。从中可以看到，对于外部融资依赖度较高的样本，融资约束对汇率传递的影响效应要明显大于外部融资依赖度较低的样本；并且在两类样本中，融资约束对汇率传递的影响效应均与产品质量存在倒U 形关系②对于高外部融资依赖度的样本，企业依市定价行为对融资约束更为敏感，拟合曲线的坡度也更大。，从而证实了假说3b。至此，我们完成了对假说3a 和假说3b 的实证检验，论证了图2 所描述的倒U 形关系的形成机制。

图4 不同外部融资依赖度样本中融资约束对汇率传递影响效应的变化趋势

六、拓展分析: 非对称视角的考察

现有研究通常假定汇率传递是对称的，即一国汇率升值或贬值一个单位对产品价格的影响程度是相同的。但事实上，出口国汇率升值与贬值对其出口产品相对价格及市场份额的影响存在差异: 出口国汇率升值时，出口产品在国际市场的相对价格提高，此时出口国能够获取额外的汇兑收益，但承担着部分市场份额降低的风险；出口国汇率贬值时，出口产品在国际市场的相对价格下降，此时出口国会出现汇兑损失，但有利于其市场份额增长。在这两种情况下，出口企业的依市定价行为可能存在差异，因此，有必要从非对称性视角进一步考察本文的研究问题。

当前，市场份额说和市场垄断说是汇率传递存在非对称性的主要理论解释(曹伟等，2019)。一般认为，如果一国出口商更多考虑市场份额，则在本国汇率升值时，出口商倾向通过调整产品价格加成，降低产品的出口定价，维持出口产品国际市场份额的相对稳定；此时因为出口商积极进行了调价，汇率传递率较低。当本国货币贬值，出口商往往会保持价格加成不变，维持原有的产品定价，使出口产品在国际市场的价格相对降低，以获取更多的市场份额。此时出口商没有调价行为或者调价幅度较小，表现出较高的汇率传递率。但如果一国出口商具有较强的市场垄断力量，出口商不再担心因价格变动而丢失市场份额，更加注重获取垄断利润，那么在本国汇率升值时，出口商往往会维持以本币计价的出口价格不变，从而获取更多的利润(汇兑收益的增加)，此时企业没有调价行为或者调价幅度较小，汇率传递率较高；同理，在本国汇率贬值时，为了避免出现汇兑损失，出口商会进行积极调价，此时表现出较低的汇率传递率。

就本文研究而言，在人民币汇率升值和贬值时，汇率传递效应会出现何种差异? 我国出口商是更注重稳定市场份额，还是更注重寻求获取高额利润? 融资约束和产品质量对汇率传递的影响效应在两种情况下有何不同? 对这些问题的回答有助于揭示我国出口企业在国际市场所处的竞争形势，并深化对企业依市定价行为的理解。这在当前全球经济不确定性增大、人民币汇率涨跌波动日趋频繁的环境下，具有重要的现实意义。具体地，本文借鉴曹伟等(2019) 的建模方法，采用如下虚拟变量区分汇率的升值和贬值:

其中，Δlnreerit表示t时期企业实际有效汇率与t－1 时期的差分，由于本文使用的汇率指标为直接标价法，因此当期汇率指标数值相对上一期减小，表示此时正处于汇率升值(Appreciate，A) 的过程，相反则处于汇率贬值(Depreciate，D) 的过程。考虑人民币汇率升值和贬值之后的模型(12) 和模型(13) 转变为:

模型的其他设定与前文保持一致，估计结果汇报在表3 中。从第(1) 列的结果可以看出，人民币汇率每升值1% (即lnreer下降1%)，出口价格将下调0.185%，此时汇率传递效应为81.5%；人民币汇率每贬值1% (即lnreer上升1%)，出口价格将上调0.1%，此时汇率传递效应为90%。这一结果表明人民币汇率传递既不完全也不对称，并且人民币汇率升值时的传递率要小于贬值时，可能的原因是我国出口企业缺乏足够的市场势力，在面临汇率冲击时更在意对市场份额的保护。从第(2)—(4)列的结果可以看出，融资约束和产品质量对汇率传递的影响效应在人民币汇率升值时更大，并且在人民币汇率贬值时，企业的依市定价行为并不受融资约束影响。这一结果与经济现实基本相符，由于我国出口产品质量总体较低，出口企业缺乏足够的市场垄断力量，在人民币汇率升值时若无法及时调整价格，很可能会丧失市场份额，而在人民币汇率贬值时，企业保持定价不变反而有利于市场份额的扩大。因此，真正考验我国出口企业依市定价能力的情形实际上是在人民币汇率升值时，此时企业的依市定价行为更容易受到融资约束和产品质量的影响。第(5) 列考察了人民币汇率升值和贬值时，产品质量在融资约束影响汇率传递时的调节效应。在人民币汇率贬值时，企业的调价幅度较小且不受融资约束影响，因此融资约束对汇率传递的影响效应与产品质量之间的倒U 形关系仅在人民币汇率升值的情况下存在。

表3 拓展分析: 汇率传递的非对称性

七、结论与政策启示

中国是经济外向度较高的国家，在国内外经济与政策不确定性不断增大的背景下，厘清人民币汇率不完全传递的形成机制，对中国保持出口的稳定增长，推进贸易强国建设十分关键。本文适度简化和拓展了Corsetti 和Dedola (2005) 的模型框架，构建了一个考虑企业融资约束以及消费者效用是产品质量的凸函数的两国贸易模型，研究了融资约束和产品质量对汇率传递的交互影响效应，并基于2000—2013 年我国工业企业数据库和海关数据库的匹配数据进行了实证检验。研究发现，我国出口价格具有较高的汇率传递效应，中国企业较高的融资约束以及较低的产品质量是汇率传递效应较高的重要原因；其他条件不变时，出口产品质量的提升或者融资约束的下降，都会提高出口价格的汇率弹性，从而降低汇率传递效应。存在出口产品质量的临界值，当产品质量低于该值时，融资约束对出口价格的汇率弹性的影响作用与产品质量之间呈正相关性；而当产品质量高于该值时，它们之间则表现为负相关性，即随着产品质量的逐渐提升，融资约束对汇率传递的影响作用呈现出先增大后减小的倒U 形趋势。在考虑了内生性问题、其他汇率政策冲击、异常值影响以及改变关键变量测度方法后，结果仍然稳健。在进一步研究中，本文基于子样本分析法再次直观展示了融资约束对人民币汇率传递的影响与产品质量之间的倒U 形关系，发现产品质量与价格加成的非线性关系，是造成这种倒U 形变化特征的重要原因。此外，本文考察了以上结论在人民币汇率升值和贬值时的非对称性，结果表明，人民币汇率传递既不完全也不对称，由于我国出口企业缺乏足够的市场势力，在面临汇率冲击时更注重保持市场份额，因此在人民币汇率升值时，我国出口企业调价幅度更大，汇率传递率更低，从而使得企业融资约束、产品质量对汇率传递的影响作用更大。

本文的研究结论对于提高我国出口企业应对汇率冲击的能力，推动贸易强国建设具有重要的政策启示。首先，我国应采取渐进方式进行人民币汇率管理，防范汇率超调风险。我国企业出口的汇率传递效应比较高，汇率变动会使出口产品价格出现较大波动，对我国出口企业在国际市场的竞争力及出口增长造成不利影响。在当前国际金融市场动荡频繁、经济政策不确定性较大的背景下，人民币汇率管理和调节应采取渐进方式，避免出现人民币汇率超调，降低出口企业承受的汇率冲击，并给出口企业自身的调整升级留出空间。其次，我国的贸易强国建设应以提高出口产品质量为基础，并且不能忽视缓解企业融资约束的重要性。产品质量是出口企业国际竞争力的主要来源，而融资约束不仅会对企业产品质量升级造成阻碍，而且在企业进行产品质量升级需要大量资金投入时，会增大企业的外部融资依赖度和潜在的资金风险，进而使得出口企业更易受到融资约束影响，降低企业抵抗外部冲击的能力。因此，我国一方面要坚定不移地走“质量优先”路线，围绕提高供给质量来打造竞争新优势；另一方面应继续深化金融市场改革，优化融资环境，引导金融机构提升自身信息甄别能力和服务水平，拓展中小企业的金融服务渠道，逐步提高资本市场配置效率，缓解企业融资约束。最后，我国出口企业应从依靠价格竞争转变为依靠质量竞争。人民币汇率贬值时的汇率传递率小于人民币汇率升值时的汇率传递率，在一定程度上反映出我国出口企业更加注重对市场份额的保护且依赖价格竞争，这是我国企业在国际市场竞争力和话语权不足的表现。我国应进一步完善宏观调控机制，加强财政、金融、产业等方面的政策协同，加强出口企业的金融服务保障，形成政策合力，积极引导出口企业进行技术创新和质量升级，培育竞争新优势。