引言与文献回顾
Melitz（2003）的经典贸易理论认为，生产率高的企业有能力支付额外成本实现出口，并因规模效应获得更高的利润。而当国内学者就此对中国的出口活动进行实证研究后发现，中国出口企业的劳动生产率低于非出口企业（Lu等，2010）。另一方面，当存在金融摩擦时，企业将面对不同的融资约束，这就限制了企业的盈利性和流动性需求。而企业出口行为的改变则有可能缩短资金回流周期，从而满足流动性需求。本文试图回答以下两个问题：中国企业经历出口但损失效率，却仍做出这种似乎不理性的选择，它们权衡的是什么？企业融资约束如何影响其出口行为？
为了解决以上问题，本文沿用Melitz（2003）的一般均衡模型按照不同的贸易方式，分别考虑一般贸易出口企业和加工贸易出口企业面临融资约束时对出口行为的选择。我们的理论模型预测：一般贸易出口和加工贸易出口的增加，均能缓解企业融资约束。其次，面临更强融资约束的企业更有可能选择出口或者增加出口比重。
本文对出口贸易及金融与贸易的关系这两个研究领域有一定的贡献。在出口贸易领域中的主要研究来自Melitz（2003）关于出口贸易的经典文献，随后大批学者从经验角度进行了检验①，得出一个共同的结论是，相比于非出口企业，出口企业具有“自我选择效应”和“出口学习效应”。但是，一些基于中国企业出口活动的重要研究则发现了有悖于Melitz机制的证据：一方面，中国企业出口自我选择效应并不存在，中国出口企业的生产效率并没有高于、甚至在大部分情况下是低于非出口企业（Lu等，2010）；另一方面，出口的学习效应并不显著，企业出口活动非但没有提升、反而逐步降低了生产效率②。在金融与贸易关系这一领域的研究中，Chaney（2005）第一次将企业的流动性约束引入Melitz异质性企业模型，认为流动性高的企业所受信贷约束小，因此更容易进入出口市场。随后，李志远、余淼杰（2013）则发现容易获得外部融资的企业更容易进入出口市场。这一领域的研究一般认为，非出口企业和出口企业对融资需求存在异质性，只有流动性更为充裕的企业才可能选择出口。与以上研究不同的是，Manova和Yu（2016）从贸易方式角度提出了另一种机制，他们认为只有融资约束最弱的企业有能力实现最具盈利性的出口活动（即一般贸易），而融资约束最强的企业被迫选择低盈利能力同时也是低流动性要求的出口活动（即来料加工）。
本文贡献如下：（1）真正揭开了“中国出口企业生产率之谜”的Melitz悖论。出口的低金融门槛可能是导致“出口选择效应”失效的原因。以代理、包销为主的出口方式使得低效率企业在无需支付额外成本的情况下，也能自由进入出口市场，且加工贸易比重较高，伤害了企业的出口学习机制。（2）本文揭示了普遍而严重的融资约束是中国企业选择和扩大没有“出口学习效应”的出口的深层原因和机制；（3）本文研究并验证了在融资约束条件下，中国的出口企业通过出口比重的边际调整来权衡融资约束与企业生产率之间的得失。
本文余下部分的结构如下：第一部分构建模型；第二部分介绍实证检验所用数据并进行统计性描述；第三部分讨论计量模型及结果，并进行稳健性检验；第四部分小结。
一、理论模型
（一）消费者需求
在消费者偏好上，本文将继续沿用Melitz（2003）中的D-S需求函数，具体设定如下所示：
其中Ui表示i国消费者的效用，ω为产品种类，Ω为商品集，J为国家集，qji(ω)表示j国出口到i国的产品种类为ω的消费量，σ>1为商品替代弹性。Ei为i国消费者的收入水平，Pi为i国的物价水平，并且：
（二）厂商行为
在企业异质性的假定上，本文与Melitz（2003）相同，即企业的异质性仅体现在边际成本上。假定企业在进入市场前是同质的，并不知道其生产率水平，只知道其生产率分布情况，而在支付市场进入成本fE后才了解其生产率水平φ，并根据其生产率水平决定其是否进行生产。根据前面的需求函数，企业的定价行为可以表示为：
其中τji≥1，当且仅当i=j③时，τji=1，表示一般贸易方式下采购外国材料时征收的关税④，φ表示企业的生产率，其值越高企业的生产率越高。并使用企业销售收入的贴现率来刻画融资约束，出口企业的贴现率为1，而内销企业的贴现为θ<1。假定f为企业生产所需的固定成本，fx为企业以一般贸易形式出口的固定成本，而企业以加工贸易形式出口不需要支付生产固定成本，只需支付部分出口固定成本，并假定支付比例为λ<1。并且根据Manova（2013）的假定，对于出口企业而言，选择不支付出口固定成本的加工贸易形式会使其生产率有所下降，本文以生产率使用度δ<1来刻画加工贸易企业的生产率变化。三类单一类型企业⑤的利润如下所示：
为确保仅内销企业的存在性，本文有以下假定：
假定1:
企业所面临的融资约束不能太强，否则内销企业将不能存活于市场。为了简化分析，本文沿用Melitz（2003）的假定，认为各国市场完全对称。从式（5）和式（6）中不难看出，从事一般贸易出口的企业一定会从事内销活动。
假定2:
内销企业的生产率高于加工贸易企业的生产率，但低于一般贸易企业。记
和
分别表示从事内销、加工贸易和一般贸易的企业生产率，依次由小到大排列可知：
假定企业的生产率分布函数为G(φ),φ∈(0,∞)。可知市场自由进出条件为：
为了简化分析，记：
表示平均生产率，可知：
M表示均衡时的厂商数，由式（8）和式（9）四个等式可以求出均衡时的
和M。
（三） 融资约束与企业行为
由（5）-（8）式可知：
从而可知：
结合（9）式对θ求导，可知：
这也意味着当融资约束θ较高时，低生产率的企业选择以加工贸易的形式扩大出口，高生产率的企业会选择以一般贸易的形式扩大出口，两者均将改善企业的融资约束情况。
二、数据、样本分组
（一）数据
本文使用中国工业企业数据和中国海关总署数据库，参照Brandt等（2012）用2003年前后的行业代码对1998-2007年的工业企业数据库进行调整，并根据Cai和Liu（2009）整理样本和缺失值，和Feenstra等（2014）一样根据GAAP法则⑥删除掉不符合要求的企业。来自中国海关总署的产品层面的海关交易数据记载了2000-2007年通关企业的进出口产品的8位HS编码、进出口数量、价值、目的地以及是否为加工贸易企业的重要信息，使我们可以将出口企业分为两类：一般贸易出口企业、加工贸易出口企业。匹配中国工业企业数据和中国海关总署数据库结果与戴觅、余淼杰（2004）的匹配基本一致，成功匹配的企业占工业企业数据库中企业数量的20%左右。
为了避免内生性的干扰，同时考虑到本文所使用的工业企业数据库变量种类，本文选用Hadlock和Pierce（2010）的方法，构建用企业规模和企业年龄衡量融资约束的SA指数⑦。SA指数越大，企业所受融资约束程度越高。为了保证本文结论的稳健性，在后文中也使用了利息支出代替SA指数作为融资约束代理变量进行检验。
（二）样本分组
图1-图2分别比较了不同出口类型企业的生产率和融资约束，图1中2004年之前，非出口企业的生产率一直低于其他两类企业，在2004年超越其他两类成为生产率最高的企业，随后处于领先水平；一般贸易企业生产率高于加工贸易企业，但二者变化趋势相近。图2描述了三类企业的融资约束水平，加工贸易企业的融资约束一直高于一般贸易企业，这两类企业的融资约束变化幅度较小，而非出口企业的融资约束在2004年以前远低于其他两类，在2003-2004年之间快速变强，在2004年之后维持较高水平，但仍略低于另两类企业。
我们用出口比重⑧来衡量企业的出口行为，并从动态角度分析企业扩大出口或缩小出口的变化过程对生产率和融资约束的影响，按照表2的分组方法将出口企业分为对照组与处理组。表2第一部分中，前三组企业按照一般贸易出口方式所占比重进行分组；第二部分中，后三组企业按照加工贸易出口方式所占比重进行分组。例如：第一组企业中，“对照组1”期初和期末一般贸易出口比重均小于35%，这类企业维持较低出口比重。寻找他们的处理组，根据一般贸易出口比重在期末的变化大小可以细分为两类，在期初的出口比重均小于35%，而在期末“处理组1A”增加到35%至65%之间，这类企业发展成中等出口比重企业；“处理组1B”则大于65%，成为高比重出口企业。第四组至第六组企业，根据加工贸易出口比重变化类型将企业分为对照组与处理组，具体分组方法与一般贸易出口企业相同，详情参见表2。
图1可从整体上观察上述六组企业TFP和SA指数的变化趋势，一般贸易企业平均生产率水平波动上升，期初生产率相近的企业，改变出口比重后，在期末相对生产率发生变化。从图3、图4和图5中，可以得到前三组的初步分析结果，一般贸易企业在出口比重增加后，出现了相对生产率下降的现象；同时一般贸易企业出口比重减少，相对生产率水平有所提高。这一现象与“出口学习效应”和“自选择效应”均不相符，我们猜测当一般贸易出口达到一定比重后⑨，继续增加出口比重并不能够继续提高生产效率，反而降低出口比重，重视国内市场，才是促进生产率提高的一种选择。
样本观察期内加工贸易企业的平均TFP值（OP方法）逐步上升（图6、图7和图8）。其中，TFP大致呈现低出口比重企业高于中等出口比重企业，高于高出口比重企业的排序，这一结果与Manova和Yu（2014）相似。本文关注加工贸易出口方式中的处理组企业，其TFP随着加工贸易出口比重的增加，在期初与对照组相近，逐渐下降，到期末与对照组企业拉开差距；而随着加工贸易出口比重的减少，处理组企业的生产率水平从原有的较低水平稳步上升，逐渐超越对照组。这表明，加工贸易企业在出口比重大幅度提高的同时，出现了相对生产效率较低的情况；同时加工贸易企业降低出口比重，相对生产率水平则的确较高。
从融资约束SA指数来看，样本观察期内出口企业的平均SA指数逐步下降。这意味着出口比重越大越有助于降低企业的融资约束。这一观察结果也基本支持了理论模型中的结论，即融资约束高的企业更倾向于出口。比较有意思的是，图7中处理组5A、5B在初期已达到中等加工贸易出口比重，继续扩大出口比重到高水平并不能带来SA指数的下降。图8中进一步说明了，已达到高加工贸易出口比重的处理组6A、6B在适当降低出口比重后，也能缓解融资约束。这说明当加工贸易出口达到一定值后，继续扩大加工贸易出口已无法继续缓解融资约束，适当地减少加工贸易出口反而是有效降低融资约束的途径。
三、计量模型及结果
（一）融资约束与企业出口比重的变化
根据上文描述的研究机制和分组方法，我们建立以下计量模型。首先，我们考察，融资约束是否影响企业改变出口比重。
其中，
表示j企业成为处理组企业而不是对照组企业的概率，Φ(.)是积累密度函数，Dab为虚拟变量，Dab=0定义为对照组企业，Dab=1为处理组企业，a=1,2,3,4,5,6,b=1,2。当D11=0为对照组1，D11=1为处理组1A；当D12=0仍为对照1，D12=1为处理组B。同理如此定义其他各组。Zjt为其他协变量，包括企业年龄、企业规模、是否国有企业、外商投资比重，并控制企业所处的省份、行业⑩与年份的固定效应，αh为省份固定效应，αk为行业固定效应，αt为时间固定效应，εjt为误差。值得注意的是，模型1中，Dab是企业的决策，是内生变量。为了处理内生性，我们通过分组，找到与处理组样本匹配的对照组，用DID的方法剔除外界冲击的影响。由此，模型1实际上刻画了初始时期不同融资约束条件对企业改变出口比重选择概率（从对照组变成处理组的概率）的影响。
模型1检验了融资约束对出口行为的影响。我们假设融资约束较强的企业倾向于选择高的出口比重；融资约束较弱的企业选择维持原有出口比重。
一般贸易出口企业在模型1中的回归结果报告在表3中。在前三列中，SA指数均为正，其中从低出口比重扩大到中等出口比重的处理组1A，在1%水平上显著高于维持低出口比重的对照组1，扩大到高出口比重的处理组1B在10%显著水平上高于对照组1，而从中等出口比重扩大到高出口比重的处理组2A，高于维持中等出口比重的对照组2，但这一结果并不显著，同时企业样本数量明显少于前两组。总体上，受到更强融资约束的低出口比重企业，更倾向于扩大出口，在达到中等出口企业后，所受融资约束有所缓解，并没有很大动力继续扩大出口。在后三列中，SA指数均为负，处理组2B在1%水平上显著，处理组3A在5%水平上显著，处理组3B的系数也为负，但并不显著。处理组所受融资约束低于对照组企业，这类企业并没有很强的出口意愿，反而可能以减少出口来获得生产率的提高。
加工贸易出口企业在模型1中的回归结果报告在表4中。在前三列中，SA指数均为正，其中从低出口比重扩大出口的处理组4A和处理组4B，均在1%水平上显著高于维持低出口比重的对照组4，而从中等出口比重扩大到高出口比重的处理组5A，结果并不显著，与一般贸易企业相同，这类企业样本数量也明显少于前两组。在后三列中，SA指数在1%水平上显著为负。无论是一般贸易出口企业还是加工贸易出口企业，所受融资约束较高时，均选择扩大出口比重，以缓解融资压力；而已经处于较高出口比重的企业，融资约束较低，并没有很强的出口意愿，反而可能以减少出口来获得生产率的提高。
（二）出口比重变化与企业生产率
我们考察企业出口比重变化是否影响企业生产率。
其中，TFPjt为企业j第t年的全要素生产率水平，其余变量定义与模型1相同。模型2用于衡量企业出口比重的变化对企业生产率的影响。
从表5中可知，前三列选择扩大出口比重的处理组生产率低于出口比重不变的对照组，但在前两列中并不显著，只在第三组中显著。后三列选择缩小出口比重的处理组，其生产率高于对照组。其中从中等出口比重和高出口比重缩小到低出口比重的企业，其生产率均在1%水平上显著高于出口比重维持在中等水平的对照组企业，而从高出口比重缩小到中等出口比重的企业，其生产率在10%水平上显著高于一直维持高出口比重的对照组。
从表6中可知，前两列选择扩大出口比重的处理组生产率低于出口比重不变的对照组，均在1%水平上显著。第三、四列不显著，可能是因为从中等加工贸易出口比重变化到高出口比重（或低出口比重）的企业样本数量太少，不足以说明问题，也有可能因为变化幅度不大。第五、六列选择缩小出口比重的处理组，其生产率高于对照组。其中从高出口比重缩小到中等出口比重的企业，其生产率均在1%水平上显著高于出口比重维持在高水平的对照组企业，从高出口比重缩小到低出口比重的企业，其生产率水平在10%上显著高于维持不变对照组。
（三）稳健性检验
为了保证回归结果的稳定性，本文做了多项稳健性检验，由于篇幅限制无法一一报告，仅列出采用利息支出代替SA指数作为融资约束代理变量对一般贸易出口行为的影响。
表7报告了利用利息支出作为融资约束的代理变量衡量出口行为的结论，其实证结果与前文SA指数实证的结果完全一致，即融资约束上升时，高生产率的企业会选择以一般贸易的形式扩大出口，并将改善企业的融资约束情况。
考虑到上述分析在分组的时候，用企业出口密度为35%和65%标准进行企业分组，这里我们将分组标准分别调整为30%和70%以及40%和60%，对上述结果进行稳健性检验。结果发现所有这些稳健性检验结果与前面的结论一致，限于篇幅不再报告具体的表格。
本部分采用其它常用的融资约束衡量指标和上市公司绩效衡量指标，来验证融资约束对对外直接投资的负面影响，结论与前文以SA指数为基础的实证结论一致，说明本文的结论不受融资约束测度方法和控制变量选取的影响，即本文的结论比较稳健。
四、结论
本文在Melitz（2003）基础上融入企业融资约束，构建了一个企业异质性模型，并用其解释出口行为与企业融资约束之间的关系，同时研究出口行为对企业生产率的影响。文中理论模型表明：当企业面临较高融资约束时，企业选择扩大出口来缓解融资约束，但由于受到生产率条件的约束，高生产率企业能够以一般贸易形式扩大出口，而低生产率企业只能选择以加工贸易的形式扩大出口，两者均将改善企业的融资约束情况。随后基于中国国家统计局的中国制造业企业生产数据和海关总署数据对上述理论论断做了实证检验，检验结果与理论完全一致。
本文分析了融资约束在国际贸易中的作用，并提出宏观政策建议：（1）改变出口增长方式十分必要，中国企业选择以“代理、包销”等方式的出口比重不能过高，否则将伤害企业的出口学习、创新机制。（2）政府应该着重深化金融改革，松解企业的融资约束，使企业有更多的空间从事技术、产品、品牌、渠道和市场方面的创新，真正“主动”地出口。
注释：
①Bernard 等，2007；Alvarez 和Lopez，2005；Greenaway 和Kneller，2007；Van Biesebroeck，2005；De Loecker，2007；Aw等，2008。
②这些证据支持出口对企业生产效率的提升效应是短暂的，张杰等（2009） 发现4 年后这种促进效应就完全消失；而金祥荣等（2012） 发现平均7年后，出口企业的生产效率会低于非出口企业。
③ i =j 时表示消费者对本国产品的消费量。
④根据1998-2007 年的中国企业出口实际并沿用Manova & Yu 与（2016） 的假定，加工贸易方式下进口的外国材料将在出口时，以退税形式退还这部分关税，因此加工贸易方式不存在进口关税。
⑤即仅内销、仅以一般贸易形式出口和仅以加工贸易形式出口的企业。
⑥GAAP法则包括：（i） 流动资产大于总资产；（ii） 总固定资产大于总资产；（iii） 固定资产净值大于总资产；（iv） 公司的识别号码丢失；（v） 公司成立时间无效。
⑦Hadlock 和Pierce （2010） 发现企业规模（Size） 和企业年龄（Age） 是衡量融资约束的有效指标，并构造了SA指标： SA =-0.737∗Size +0.043∗Size2 -0.040∗Age 。
⑧其中，一般贸易出口比重=一般贸易出口值/工业总产值，加工贸易出口比重=加工贸易出口值/工业总产值。
⑨由图3-图5猜测，这个出口比重较低，可能小于35%。
⑩行业固定效应，我们主要控制了二位代码行业。
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金祥荣：浙江大学民营经济研究中心、浙江大学经济学院310027电子邮箱：jinxiangrong@sina.com；胡赛：浙江大学经济学院。
