融资约束与多产品出口企业的二元边际_基于中国企业层面的分析_程玉坤
融资约束与多产品出口企业的二元边际：
基于中国企业层面的分析
程玉坤周康*
摘要：本文通过匹配2002－2006年中国工业企业数据库和中国海关进出口数据库，将各个出口企业贸易额分解为出口广度和深度两部分，研究多产品出口企业融资约束与出口行为之间的关系，研究发现:(1)融资约束阻碍了我国出口企业出口总额、出口深度以及平均出口广度的增长;
(2)融资约束对民营企业的出口行为影响最大，之后是外资企业和国有企业;(3)与中东部地区相
比，西部地区企业的出口行为对融资约束的敏感程度大得多。
关键词：融资约束多产品出口企业二元边际企业异质性
JEL分类号：E21，F10，F14，G30中图分类号：F830
文献标识码：A文章编号：1000－6249(2014)10－063－19
一、引言
Melitz（2003）创建了企业异质性贸易模型，该模型的一个假设是企业生产的产品是单一的。但这与当今国际贸易中企业生产并出口多种产品这一普遍现象严重不符。Bernard et al.（2011）通过对1987－1997年美国企业研究发现，多产品企业数量达到企业总数的41%，产量比例更是高达91%；Fuss and Zhu（2012）对比利时制造业企业的研究发现，多产品企业数目占所有企业的45%，产量却占到了70%；彭国华和夏帆（2013）对中国2002－2006年国有和大型非国有制造业出口企业的研究发现，多产品出口企业数目占所有出口企业的80%左右，出口总额约为95%。在这样的事实下，对贸易流量进行二元边际（出口广度和深度）分解以研究各自分别对出口增长的贡献，如果依然坚持企业只生产并出口单一产品的假设，将会过于强调出口深度的作用，而低估了出口广度的作用（钱学锋等，2013）。钱学锋（2008）指出，对于一个国家而言，由于不同的贸易边际所蕴含的福利含义不尽相同，辨别出口增长主要源自哪条边际至关重要，如果不能够客观地呈现出口深度和广度分别对出口增长的贡献，很可能导致决策层做
*程玉坤，暨南大学经济学院，E－mail:chengyukun89@https://www.wendangku.net/doc/ae8676500.html,，通讯地址:广东省广州市天河区黄埔大道西601号暨南大学经济学院，邮编:510632;周康，暨南大学经济学院，E－mail:zhou.kang@https://www.wendangku.net/doc/ae8676500.html,。特别感谢两位匿名审稿人以及暨南大学经济学院彭国华教授的意见，作者文责自负。
出错误的贸易决策。幸好，近年来越来越多的学者开始从多产品角度来研究相关因素与企业出口行为之间的关系，如Bernard et al.（2010，2011）、Manova（2013）、Fan et al.（2013）、钱学锋等（2013）、彭国华和夏帆（2013）等等。
Melitz（2003）的企业异质性贸易模型强调了企业生产率的异质性，而没有考虑融资约束因素对企业出口的重要影响。但实际上，与内销企业相比，出口企业要承担更高的沉没成本，受到资金的影响更大，如运输风险、建立国外分销网络费用和更高的广告费用等等。企业受到融资约束的情况影响其出口总量，最终表现在出口广度和出口深度上。Manova（2013）发现在金融体制相对完善的发达国家，易受到融资约束影响的行业拥有着明显的贸易比较优势。企业融资的难易程度将影响到企业出口份额的大小，而且这种影响同时表现在出口广度和深度上。另外，由于中国特殊的金融制度安排，国有企业得到中央和地方政府更多的补贴，获得银行信贷容易的多，受到的融资约束比较小（林毅夫和李志赟，2005），这使得国有企业更愿意在国内开拓市场，而非出口；与国有企业相比，一般的非国有企业融资难度较大，这个问题一直困扰着这些企业，尤其是民营企业的出口情况。此外，在2008年爆发了全球性的金融危机，由于受到资金链断裂的影响，珠三角和长三角地区的外向型企业出口额下滑特别严重，这也意味着分区域研究融资约束与企业出口行为的关系具有较为重要的现实意义。
本文的创新点在于避免了Melitz模型生产并出口单一产品假设的严重缺陷，借鉴新近发展的融资约束与多产品出口企业的相关理论模型，从多产品的角度出发，利用2002－2006年工业企业数据库和海关进出口数据库微观层面数据，实证研究了融资约束与出口广度和深度之间的关系；并从所有制类型与不同的区域视角进行了分组考察。此外，本文在进行企业层面的出口总额二元边际分解时深入细化到了产品层次，这有利于客观、准确地反映两者之间的关系，对我国进一步的贸易政策选择有一定的参考价值。
二、文献综述
在多产品企业出口流量的二元边际分解方面，从不同的角度上看，其含义也有所不同。大多数文献是从国家的角度出发，把一国的贸易出口总额分解成广度和深度。Manova and Zhang （2009）研究发现，2003至2005年期间，中国出口增长的30%来自新出口企业的增加（广度），28%来自现有出口企业对新出口目的地数量的增加以及新出口产品种类的增加（广度），42%来自现有出口企业和现有出口产品对现有出口目的地的增加（深度）。钱学锋等（2013）也有类似的研究发现，从2000至2005年，中国出口增长有28%来自出口企业数量的增加（广度），44%左右来自出口产品范围（广度）的增加，其余28%来自出口深度的延伸。此外，钱学锋（2008）、钱学锋和熊平（2010）、施炳展（2010）等也做过类似的研究。但是，这类文献并没有深入研究单个企业在不同出口目的地上出口不同产品份额（深度）的相对变化。也就是，从单个企业的角度出发，研究任意多产品出口企业的出口行为并且深入到产品层次的文献并不多。Bernard et al.（2010）从企业的角度出发，对任意一家企业出口贸易流量进行二元边际分解，其
中广度包括出口产品的种类、出口目的地数目以及出口覆盖率，深度是指产品—出口目的地平均出口额。之后，应用比利时企业数据来研究全要素生产率对出口广度和深度的影响，发现出口增长的53%左右来自深度的贡献，47%左右来自广度的贡献。彭国华和夏帆（2013）借鉴了Bernard et al.（2010）对企业出口贸易流量的分解方法，研究了2006年中国多产品出口企业全要素生产率与加权的出口广度和深度的关系，发现企业全要素生产率越高，其出口总量也越大。其中，约有51%的出口增长来自每种产品对每个出口目的地平均出口额（深度）的增加，49%来自企业出口产品种类（广度）、出口目的地数量（广度）和出口覆盖率（广度）的增加。从企业微观层面上研究融资约束对企业出口行为的影响，主要的理论贡献有Chaney
（2005）、Mu ^uls （2008）和Manova （2013）。Chaney （2005）在Melitz （2003）模型中引入了流动性约束变量，研究了企业内部资金的异质性和出口决定之间的关系，发现出口企业需要支付更高的沉没成本，面临着更强的流动性约束，只有那些具有充足流动资金的企业才愿意进入外国市场。如果企业面临的融资约束越小，那么它出口的可能性就越大，并且更可能进入新的出口市场，但对每个出口国的平均出口额没有影响，也就是出口的广度增加，出口的深度没有受到影响。Manova （2013）在Melitz （2003）模型中引入了外部信贷约束因素，发现信贷约束会阻碍企业进入出口市场并减少企业在国外市场的销售额，同时发现在金融落后的国家，出口企
业面临更少的出口市场数量、出口产品种类和总的出口额。Mu ^uls
（2008）将流动性约束和外源融资约束引入了Melitz 模型，并以一个保险公司提供的独立创建的信贷评级分数作为信贷约束代理变量，发现生产率和信贷约束一起决定了企业的出口行为，信贷约束对出口目的地数量以及出口到新的目的地的可能性存在显著的负相关；但出口深度，即每个出口目的地的平均出口额，并没有受到影响。国内学者李志远和余淼杰（2013）在Melitz （2003）模型中引入了信贷约束和影响信贷约束大小的两个因素，即项目风险和企业所有制类型，发现如果生产率高，项目成功率也高，那么企业就比较容易获得信贷支持，出口额将随之增加；同时发现，由于外资企业可以从外国母公司获得融资，信贷约束对其影响比较小。
本文的主要贡献有：第一，深入到产品层次，研究了融资约束对多产品企业出口行为的影响；第二，在第一点贡献的基础上，分别从企业所有制类型和企业所处区域的角度，进一步研究了融资约束与多产品企业出口行为之间的关系。这对目前国内现有文献将是一个有益的补充。
三、实证分析
（一）贸易流量的分解方法
本文根据Bernard et al.（2010）把每一个多产品出口企业f 的出口额X f 分解成四部分：出口目的地数量C f ，出口产品种类数P f ，出口覆盖率D f ，以及产品—目的地的平均出口额X －
f ，即X f =C f P f D f X －
f 。其中，
D f =O cpf C f P f ，X －f =1
O cpf ·∑c ∑p
X cpf 。O cpf 是指企业f 在所有产品—目的地组合中实际发生的组合数量。
C f 和P f 是衡量出口广度的指标，X －
f 是衡量深度的指标。
出口覆盖率D f是用于测算多产品出口企业实际发生的产品—目的地组合占所有可能发生的产品—目的地组合的比例。假设一个企业出口产品的种类数是10，出口的目的地总数也是10，那么这个企业所有可能发生的产品—目的地组合是100。然而，平均而言，每一个出口目的地的产品种类只有5种，对于这个企业而言，出口覆盖率是0.5。所以，出口覆盖率D f的取值范围为0＜D
f
≤1，值越小意味着覆盖率就越小，也就是说实际发生的产品—目的地组合占所有可能发生的产品—目的地组合的比例越小，则企业f对出口目的地市场的利用率越低，所以D f也是衡量出口广度的一个重要指标。
（二）计量模型
企业的利息支出可以用于衡量企业受到信贷约束的大小，利息支出越多企业受到的信贷约束越小，而企业获得的信贷是企业总体融资的重要组成部分，为了研究融资约束与多产品出口企业二元边际之间的关系，本文借鉴李志远和余淼杰（2013），把利息支出当作融资约束的代理变量，把企业出口总额和将其分解成的四部分分别作为被解释变量，建立如下的计量模型：
ln Y
ijkt =β
+β
1
ln IE
ijkt
+β
2
ln TFP
ijkt
+β
3
ln KL
ijkt
+β
4
ln Salary
ijkt
+β
5
lnPr ofit
ijkt
+β
6
ln Size
ijkt
+β
7
ln Size2
ijkt
+β
8
SOE
ijkt
+β
9
MNC
ijkt
+δ
j
+γ
k
+η
t
+ε
ijkt
（1）
其中，i指企业，j指行业，k指省份，t指年份。这里Y依次为企业出口总额X ijkt和按照Bernard et al.（2010）将其分解的四个部分，也就是代指多产出口企业广度的三个变量C、P和
D，以及代指深度的变量X－。ln IE、ln TFP、ln KL、ln Salary、lnPr ofit、ln Size和ln Size2分别代表利息支出、全要素生产率、资本密集度、人均工资、平均利润净额、销售总额和销售总额平方的对数值。当企业为国有企业时SOE=1，否则为0；当企业为外资企业时，MNC=1，否则为0。δj 是指行业固定效应，用于控制行业因素对出口行为可能造成的影响。γk是省份固定效应，由于中国幅员辽阔，各省市的经济制度和经济发展水平差异大，省份固定用于控制未观察到的其他省份因素对出口行为的影响。ηt是指年份固定效应，用于控制其他未观察到的年份因素对出口行为的影响。其他非特异性因素计入随机干扰项εijkt。本文研究融资约束对多产品出口企业出口行为的影响，也就是主要考察系数β1。
（三）数据说明
本文采用的数据来自2002－2006年中国工业企业数据库与中国海关进出口数据库。之所以要匹配两套数据库是因为工业企业数据库没有企业的出口总额、出口目的地和出口产品种类等重要信息，而这些信息恰好存在于海关数据库中。工业企业数据库是国家统计局收集整理的，统计对象涵盖了所有的国有企业与年销售额在500万及以上的非国有制造业企业。该数据库包含了中国制造业企业的详细信息，如企业的财务信息、企业的资本金结构、从业人员情况等等。本文将利用该数据库获得每个企业的利息支出、求出每个企业的全要素生产率以及其他控制变量的值。与现有文献一样，我们在处理数据时剔除了一些异常观测值，如总资产缺失、企业职工数少于8人、成立时间明显错误、实收资本小于或等于0等等。
海关进出口数据库来自中国海关总署每月统计产生的月度数据，每一条记录都在企业层面完成，包含了出口产品的种类（产品按HS－8位编码）、进出口金额、数量、单位、出口目的国等信息，使用该数据库前我们将月度数据加总为年度数据，随后对两套数据进行了合并。统计合并之后的数据，可以得到每个出口企业的出口产品种类、每种产品的出口金额和出口目的地等相关信息。这也就得到了每个多产品出口企业的二元边际，即广度和深度。由于两套数据不存在一个统一的企业编码，我们借鉴彭国华和夏帆（2013）的办法，以相同的企业名称为原则进行了匹配①，即同一年份中，只有当工业企业数据库与海关数据库的企业具有相同的企业名称时，才认定这两家企业为同一家企业。通过这种方法配对成功的企业样本数超过8万个，占到了初步处理后的工业企业数据中出口企业总数的近31%，匹配成功率与现有文献类似。从总额上看，配对成功后的企业出口额约为工业企业数据库出口总额的48%，这与现有文献的配对成功率也是接近的。
（四）变量说明
1.利息支出（ln IE）。Manova（2013）发现企业出口时要支付一定的固定成本，所以融资约束越小的企业越有资金投资固定成本，越倾向于出口。在一定程度上，企业从银行获得贷款额度的高低说明了受到融资约束的大小，如果获得的贷款额度越高，那么企业受到的融资约束越小；如果获得的贷款额度越低，那么企业受到的融资约束越大。但是，工业企业数据库中没有企业的银行贷款额度这个指标。幸好，在2002－2006年期间，中国的商业银行的贷款利率管制比较严，贷款利率有严格的上下浮动范围限制，所以各企业向银行贷款时利率总体差别并不大，这就可以用企业利息支出作为银行贷款额度的代理变量，也就代表了融资约束的指标（Cai et al.，2005；Cull et al.，2009）。由于企业可能借款给其他企业或者通过银行存款而获得利息，使得整体的利息支出为负，这些企业受到的融资约束大小用利息支出来衡量并不合理，所以本文研究的样本是利息支出为正的企业。李志远和余淼杰（2013）利用企业的利息支出作为信贷约束的代理变量发现，利息支出越多，信贷约束越小，企业的出口越大。本文预计利息支出对数值ln IE的符号为正。
2.全要素生产率（ln TFP）。Melitz（2003）研究表明企业在国内市场或者进入国外市场时，需要支付产品广告费用、建立营销渠道费用等固定成本，企业是否出口将进行“自我选择”，即边际成本最高生产效率最低的企业将退出市场，边际成本适中生产率适中的企业在国内市场上，而边际成本最低生产率最高的企业会同时出现在国内市场和国外市场上。为了避免应用普通的索洛余量法估计全要素生产率时带来的同步偏差和样本的选择性偏差，本文利用Olley and Pakes（1996）方法测算出每个企业的全要素生产率。具体是利用替代变量的办法，解决全要素生产率与投资水平正相关关系以及与企业是否进入市场负相关关系。彭国华和夏帆（2013）
①除了以企业名称为识别符号匹配外，还存在其他匹配方法。Fan et al.(2013)发现以相同的企业名称匹配出来的企业数量占最终按更细致的原则匹配出企业总数的89.3%(另外，相同的电话号码与邮编占最终匹配总量的10.1%、相同的电话号码与联系人占0.6%)，即占了绝大部分的企业。
利用OP法测算出全要素生产率并对中国多产品出口企业研究发现TFP对企业出口的总额、广度和深度都存在显著的正相关。
3.资本密集度（ln KL）。Bernard et al.（2007）通过对美国的企业分析发现，相对于非出口企业，出口企业具有更高的资本密集度。也就是说，资本密集度能够影响到企业的出口行为。本文利用中国工业企业数据库数据，以企业的固定资产净值年平均余额与企业全部从业人员年平均人数比值作为资本密集度代理变量。但与美国不同，我国的劳动力价格水平相对较低，按照比较优势贸易理论我国劳动力密集型的企业将出口更多的产品，所以预计资本密集度对出口总额的影响为负。
4.人均工资（ln Salary）。本文的人均工资是指企业的总工资支出与年末企业职工人数的比值。当工人的工资增加时生产成本增加，企业出口竞争力下降。所以预计人均工资对出口总额的影响为负。
5.平均利润净额（lnPr ofit）。这里的平均利润净额是指企业利润净额与销售总额的比值。企业可以利用利润来融资，当企业的利润增加时融资约束会减小，所以预计平均利润净额对出口总额的影响为正。
表1各个变量描述性统计（2002－2006年）
Variable Obs Mean Min Max Std.Dev
ln X8393614.06 2.150.6923.64
ln珔X8393611.74 1.660.4120.32
ln C83936 1.62 1.130.00 5.08
ln P83936 1.43 1.040.00 5.86
ln D83936－0.720.64－3.550.00
ln IE53275 4.10 1.90－2.1112.08
ln TFP83714－0.230.33－8.34 2.24
ln KL83936 1.74 1.27－6.2112.15
ln Salang83920－4.96 1.32－14.92 2.23
ln Profit69139－2.55 2.54－13.1010.90
ln Size839367.93 2.46－1.0416.98
SOE839360.030.160.00 1.00
MNC839360.450.500.00 1.00
注:样本企业为工业企业数据库和海关进出口据库中共同存在的企业。
6.企业规模（ln Size与ln Size2）。相对于在国内市场，企业进入国外市场需要支付更多的固定成本而且面临着更多的不确定性，所以规模越大的企业凭借自身的规模经济降低成本，覆盖那些额外的固定成本，进入国外市场才有竞争优势（Bonaccorsi，1992）。本文采用产品销售总额作为企业规模的代理变量，预计企业规模对出口总额的影响为正。
表2双重固定效应回归结果
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珚X(深度)
ln IE 0.047＊＊＊
(0.007)
0.029＊＊＊
(0.003)
0.008＊＊
(0.003)
－0.016＊＊＊
(0.002)
0.025＊＊＊
(0.005)
ln TFP 0.168＊＊＊
(0.030)
0.016
(0.014)
0.005
(0.015)
0.009
(0.011)
0.141＊＊＊
(0.024)
ln KL
－0.010
(0.011)
－0.034＊＊＊
(0.006)
－0.041＊＊＊
(0.006)
0.022＊＊＊
(0.004)
0.048＊＊＊
(0.009)
ln Salary －0.244＊＊＊
(0.011)
－0.103＊＊＊
(0.006)
－0.067＊＊＊
(0.005)
0.051＊＊＊
(0.004)
－0.123＊＊＊
(0.009)
ln Profit 0.077＊＊＊
(0.006)
0.020＊＊＊
(0.003)
0.023＊＊＊
(0.003)
－0.012＊＊＊
(0.002)
0.047＊＊＊
(0.005)
ln Size 0.362＊＊＊
(0.023)
0.137＊＊＊
(0.011)
0.101＊＊＊
(0.011)
－0.091＊＊＊
(0.008)
0.203＊＊＊
(0.018)
ln Size2
0.001
(0.001)
－0.001＊＊
(0.001)
0.000
(0.001)
0.001＊＊
(0.000)
0.002*
(0.001)
SOE －0.517＊＊＊
(0.091)
－0.130＊＊＊
(0.041)
0.040
(0.036)
－0.035
(0.024)
－0.380＊＊＊
(0.068)
MNC 0.397＊＊＊
(0.021)
－0.006
(0.011)
0.135＊＊＊
(0.010)
－0.027＊＊＊
(0.007)
0.307＊＊＊
(0.017)
Obs44，51544，51544，51544，51544，515注:*、＊＊和＊＊＊分别代表10%、5%和1%的显著性水平。括号中的值为经过调整的怀特稳健标准误。回归结果均控制了年份、行业和省份固定效应，而且每个回归结果均有常数项，为了节约篇幅，包括Ｒ平方在内并未在上表列出。下表同。
7.企业所有制属性虚拟变量（SOE和MNC）。本文将所有企业分为三类：国有企业、外资企业和民营企业。借鉴聂辉华等（2012），利用两种方法来判别企业的所有制类型：（1）按照企业的登记注册类型；（2）按照企业的资本金结构。在后文的稳健性检验中将使用了第二种判别
方法。按照第一种判别方法，如果注册类型是国有企业、国有独资企业、国有联营企业或国有与集体联营企业，国有企业虚拟变量SOE为1。而当登记注册类型为外商合资企业、外商全资企业、外商合营企业、外商有限公司、港澳台合营企业、港澳台全资企业、港澳台合营企业或港澳台有限公司等七种中的任一种时，外资企业虚拟变量MNC为1。除了这两种类型的企业之外，剩下的企业认定为民营企业。按照企业的资本金结构划分时，当国家资本金占实收资本金50%及以上时，国有企业虚拟变量SOE为1。同样，当外商资本金加上港台资本金占实收资本金25%及以上时，外资企业虚拟变量MNC为1。剔除两个虚拟变量值同时为1的企业，剩下的为民营企业。
（四）回归结果
1.总体样本回归结果。
表2是总体样本对方程（1）的回归结果。其中，（1）到（5）列的被解释变量依次为出口总额的对数值、代表广度的出口目的地数量、产品种类和出口覆盖率的对数值以及代表深度的平均出口额的对数值。采用的回归方法为双重固定效应，即在面板固定效应的基础上同时控制了省份、年份与行业固定效应，这可以在获得面板固定效应回归优势的基础上，更大程度解决遗漏变量可能带来的不良效果。
第（1）列给出了利息支出和企业出口总额的关系。可以发现两者存在显著的正相关关系，如果企业的利息支出每增加10%，那么出口总额将提高了0.47%。这意味着出口企业受到的融资约束越小，其出口总额就越大。企业受到的融资约束与出口总额之间存在的负相关关系与李志远和余淼杰（2013）研究结果一致。同时，第（1）列结果说明，全要素生产率TFP和出口总额也存在正相关关系。这与Bernard and Jensen（1999）以及彭国华和夏帆（2013）的研究结果一致，也就是生产率高的企业，出口总额也高。资本密集度与出口总额负相关，但不显著，而人均工资成本对企业出口产生了负向影响，企业利润以及企业规模都对企业出口具有促进作用，这些结果符合直觉。此外，国有企业虚拟变量SOE与出口总额系数是－0.517，外资企业虚拟变量MNC与出口总额系数是0.397，并且在1%水平下是显著的，这意味国有企业面临的融资约束严重抑制企业的出口，这可能是因为获取了某些特殊的政策支持，流动性最好的国有企业更倾向于内销，融资顺利最终转化成了国有企业内销的竞争优势；而相对于国有企业，外资企业的出口行为对融资约束归于常态，流动性更好的外资企业更倾向于出口。
表2第（2）到（4）列给出了利息支出与出口广度的关系，第（5）列给出了利息支出与出口深度的关系。从估计系数符号上看，利息支出对数值除了与出口覆盖率的对数值显著为负之外，与其他衡量出口广度和深度指标的系数全部显著为正。而且，与广度相关的三个系数之和是大于零的。这表明，企业的利息支出与多产品出口企业的平均广度和深度是显著正相关的，利息支出越多，企业将出口越多的产品种类到越广的出口目的地，同时出口在每个目的地每种产品的平均出口额会更大。负的而且显著的出口覆盖率可能是由于随着利息支出的增加企业出口的产品种类增加，出口目的地也增加，但是并不会把每个产品出口到每个出口目的地，这与
Bernard et al.（2010）全要素生产率与出口覆盖率存在负相关的结论类似。
从估计系数大小上看，利息支出每增加10%，在广度上，企业出口目的地增加了0.29%，出口产品种类增加0.08%；在深度上，产品—出口目的地平均出口额增加了0.25%。根据分解的方法得知，第（1）列的估计系数是第（2）至第（5）列估计系数之和。从而得知随着利息支出的增加，出口总额增加的47%是由出口广度贡献，53%是由出口深度贡献。
2.按企业所有制分类回归结果。
中国特殊的金融体制使得不同所有制类型的企业受到融资约束情况差异很大。下文将所有的样本企业按照不同的登记注册类型分为国有企业、外资企业和民营企业，再分别进行回归。
从表3和表4可以看出利息支出对民营企业和外资企业出口深度和平均广度（将三个广度系数加总）的影响全部显著为正。但是，从系数的大小上看，当利息支出指标提升10%时，民营企业出口额平均增加0.56%，高于外资企业的0.52%，这表明，相对于民营企业，外资企业利息支出增加对出口总额促进作用较小，也就是说民营企业出口行为对融资约束的敏感性更大，这可能是因为外资企业由于其海外背景通常更容易获取国内的信贷机构贷款支持，而民营企业则没有这一优势，民营企业面临了更强的融资约束。
表3民营企业固定效应回归结果
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珔X(深度)
ln IE 0.056＊＊＊
(0.010)
0.025＊＊＊
(0.005)
0.017＊＊＊
(0.004)
－0.016＊＊＊
(0.003)
0.031＊＊＊
(0.007)
ln TFP 0.181＊＊＊
(0.040)
0.011
(0.019)
－0.005
(0.020)
0.020
(0.014)
0.157＊＊＊
(0.032)
ln KL －0.040＊＊＊
(0.015)
－0.032＊＊＊
(0.008)
－0.035＊＊＊
(0.007)
0.019＊＊＊
(0.005)
0.013
(0.012)
ln Salary －0.239＊＊＊
(0.015)
－0.108＊＊＊
(0.008)
－0.069＊＊＊
(0.007)
0.050＊＊＊
(0.005)
－0.108＊＊＊
(0.011)
ln Profit 0.074＊＊＊
(0.008)
0.024＊＊＊
(0.004)
0.021＊＊＊
(0.004)
－0.013＊＊＊
(0.003)
0.043＊＊＊
(0.006)
ln Size 0.442＊＊＊
(0.031)
0.165＊＊＊
(0.015)
0.125＊＊＊
(0.015)
－0.101＊＊＊
(0.011)
0.243＊＊＊
(0.024)
ln Size2－0.004＊＊
(0.002)
－0.003＊＊＊
(0.001)
－0.001*
(0.001)
0.002＊＊＊
(0.001)
－0.001
(0.001)
Obs26，50626，50626，50626，50626，506
在二元边际分解上，民营企业利息支出对出口促进作用的55%来自出口深度的增加，45%来自出口广度的增加，而外资企业民营企业利息支出对出口促进作用的46%来自出口深度的增加，54%来自出口广度的增加，这意味着相较于外资企业，民营企业的产品—目的地平均出口额对融资约束更为敏感，这也可能是由于我国民营企业长期面临外源融资困境使得出口企业扩张能力较弱，更倾向于向已有市场出口。而利息支出对外资企业的出口广度表现出口更强的促进作用，一个可能的原因是相较于民营企业，外资企业更加看重产品研发、新市场开拓等反应出口广度的企业发展战略，所以出口广度对融资约束表现的更为敏感。从国有企业样本回归结果来看①，利息支出对数值与出口总额、出口广度和深度的对数值回归系数符号与民营企业和外资企业的一致，但是，统计上几乎全部不显著。这可能是因为相对于另外两种所有制类型的企业，国有企业有预算软约束问题，得到中央和地方更多的补贴、更容易获得信贷，受到的融资约束比较小（林毅夫和李志赟，2005），国有企业在国内就已经相当有竞争力了，因而更愿意在国内开拓市场，而非出口。
表4外资企业固定效应回归结果
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珔X(深度)
ln IE 0.052＊＊＊
(0.009)
0.037＊＊＊
(0.005)
0.003
(0.005)
－0.017＊＊＊
(0.003)
0.024＊＊＊
(0.008)
ln TFP 0.088＊＊
(0.044)
0.010
(0.022)
0.022
(0.023)
－0.011
(0.017)
0.065*
(0.039)
ln KL
0.010
(0.017)
－0.041＊＊＊
(0.009)
－0.056＊＊＊
(0.008)
0.030＊＊＊
(0.005)
0.087＊＊＊
(0.014)
ln Salary －0.307＊＊＊
(0.018)
－0.115＊＊＊
(0.009)
－0.076＊＊＊
(0.008)
0.056＊＊＊
(0.005)
－0.174＊＊＊
(0.014)
ln Profit 0.079＊＊＊
(0.010)
0.015＊＊＊
(0.005)
0.025＊＊＊
(0.005)
－0.011＊＊＊
(0.003)
0.048＊＊＊
(0.008)
ln Size 0.294＊＊＊
(0.038)
0.125＊＊＊
(0.017)
0.086＊＊＊
(0.017)
－0.092＊＊＊
(0.012)
0.161＊＊＊
(0.031)
ln Size20.006＊＊＊
(0.002)
－0.000
(0.001)
0.002＊＊
(0.001)
0.000
(0.001)
0.005＊＊＊
(0.002)
Obs16，70716，70716，70716，70716，707①限于篇幅没有公布这一结果。
3.按企业区域位置分类回归结果。
中国地理面积宽广，中东部地区与西部地区经济发展程度差异巨大。为了研究不同区域企业受到的融资约束情况对出口行为的影响，本文将所有企业分成中东部地区企业和西部地区企业，对两个地区的企业分别进行研究对比。中东部地区包括了北京、广东、上海、浙江、江苏、天津、河北、河南、吉林、辽宁、山东、山西、福建、海南、安徽、湖南、湖北、江西和黑龙江等19个省市；西部地区包括了新疆、西藏、甘肃、青海、宁夏、陕西、四川、重庆、贵州、云南、广西和内蒙古12个省市或自治区。
表5是中东部地区样本企业的回归结果，表6是西部地区样本企业的回归结果。中东部企业出口总额、出口的广度和深度的估计系数在5%水平上显著，而且系数符号与总体样本的估计结果是一致的。虽然，西部企业符号也与总体样本的估计结果一致，但除了出口总额和出口目的地数量估计系数在5%水平上显著以及产品—目的地平均出口额在10%显著性水平上显著外，其他两项边际分解的系数并不显著，但是在显著性的三个回归中，核心观测变量利息支出的系数均大于中东部地区的回归结果，这就意味着与中东部相比，西部地区企业的出口行为对融资约束的敏感程度大的多，这可能与西部地区不成熟的金融市场融资环境存在紧密联系。
表5中东部样本企业固定效应回归结果
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珔X(深度)
ln IE 0.047＊＊＊
(0.007)
0.028＊＊＊
(0.003)
0.008＊＊
(0.003)
－0.016＊＊＊
(0.002)
0.025＊＊＊
(0.005)
ln TFP 0.156＊＊＊
(0.030)
0.012
(0.015)
0.000
(0.0156)
0.013
(0.011)
0.133＊＊＊
(0.025)
ln KL
－0.003
(0.012)
－0.032＊＊＊
(0.006)
－0.040＊＊＊
(0.006)
0.022＊＊＊
(0.004)
0.053＊＊＊
(0.009)
ln Salary －0.249＊＊＊
(0.012)
－0.104＊＊＊
(0.006)
－0.070＊＊＊
(0.005)
0.053＊＊＊
(0.004)
－0.125＊＊＊
(0.009)
ln Profit 0.079＊＊＊
(0.006)
0.020＊＊＊
(0.003)
0.023＊＊＊
(0.003)
－0.012＊＊＊
(0.002)
0.048＊＊＊
(0.005)
ln Size 0.372＊＊＊
(0.024)
0.144＊＊＊
(0.011)
0.103＊＊＊
(0.011)
－0.092＊＊＊
(0.008)
0.205＊＊＊
(0.019)
ln Size2
0.001
(0.001)
－0.002＊＊＊
(0.001)
0.000
(0.001)
0.001＊＊
(0.000)
0.002*
(0.001)
SOE －0.522＊＊＊
(0.099)
－0.123＊＊＊
(0.046)
0.049
(0.040)
－0.037
(0.028)
－0.397＊＊＊
(0.073)
MNC 0.397＊＊＊
(0.021)
－0.008
(0.011)
0.132＊＊＊
(0.010)
－0.026＊＊＊
(0.007)
0.310＊＊＊
(0.017)
Obs42，53242，53242，53242，53242，532
表6西部样本企业固定效应回归结果
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珔X(深度)
ln IE 0.071＊＊
(0.032)
0.034＊＊
(0.017)
0.001
(0.016)
－0.007
(0.010)
0.045*
(0.025)
ln TFP 0.332＊＊＊
(0.127)
0.059
(0.051)
0.049
(0.052)
－0.026
(0.040)
0.260＊＊
(0.109)
ln KL －0.204＊＊＊
(0.060)
－0.091＊＊＊
(0.028)
－0.068＊＊
(0.027)
0.027
(0.017)
－0.070
(0.049)
ln Salary －0.112＊＊
(0.053)
－0.060＊＊
(0.025)
－0.005
(0.023)
0.011
(0.015)
－0.055
(0.043)
ln Profit 0.062＊＊
(0.029)
0.019
(0.013)
0.027＊＊
(0.012)
－0.018＊＊
(0.008)
0.031
(0.023)
ln Size 0.216＊＊
(0.105)
0.034
(0.044)
0.084*
(0.046)
－0.077＊＊
(0.031)
0.176*
(0.091)
ln Size2
0.005
(0.006)
0.003
(0.002)
0.000
(0.002)
0.000
(0.002)
0.001
(0.005)
SOE
－0.208
(0.215)
－0.092
(0.081)
0.031
(0.076)
－0.046
(0.051)
－0.101
(0.166)
MNC 0.499＊＊＊
(0.142)
0.056
(0.065)
0.216＊＊＊
(0.065)
－0.048
(0.038)
0.278＊＊
(0.118)
Obs1，9831，9831，9831，9831，983
4.稳健性检验。
（1）使用企业流动现金流的回归。
通常情况下企业存在多种融渠道，不仅包括外源融资，还包括内源融资和商业信用等。以企业净利润与折旧费用之和的企业现金流作为企业内源融资渠道之一，很大程度上可以缓解企业的融资约束，借鉴张杰等（2012）的研究，以企业现金流作为融资约束的代理变量，回归结果如表7，核心观测变量企业现金流Case在1%的显著性水平下全部显著，变量符号也与基准回归结果一致，数值普遍增大，这说明不管是从总体上看，还是从出口的二元边际上看，基于企业现金流的内源融资，对企业出口行为产生了更强的促进作用。
表7现金流为融资约束代理变量的固定效应回归
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珔X(深度)
ln Case 0.204＊＊
(0.012)
0.056＊＊
(0.006)
0.046＊＊
(0.006)
－0.030＊＊
(0.004)
0.134＊＊
(0.009)
ln TFP 0.092＊＊
(0.021)
－0.007
(0.011)
－0.010
(0.011)
0.018＊＊
(0.008)
0.093＊＊
(0.017)
ln KL －0.041＊＊
(0.009)
－0.028＊＊
(0.005)
－0.048＊＊
(0.004)
0.019＊＊
(0.003)
0.019＊＊
(0.007)
ln Salary －0.218＊＊
(0.008)
－0.099＊＊
(0.004)
－0.055＊＊
(0.004)
0.048＊＊
(0.003)
－0.107＊＊
(0.007)
ln Profit －0.024＊＊
(0.007)
－0.007*
(0.004)
－0.005
(0.004)
0.004*
(0.002)
－0.015＊＊
(0.006)
ln Size 0.212＊＊
(0.018)
0.100＊＊
(0.009)
0.053＊＊
(0.009)
－0.066＊＊
(0.006)
0.112＊＊
(0.015)
ln Size20.002＊＊
(0.001)
－0.001＊＊
(0.000)
0.001＊＊
(0.000)
0.000
(0.000)
0.002＊＊
(0.001)
SOE －0.577＊＊
(0.083)
－0.103＊＊
(0.040)
0.010
(0.033)
－0.039*
(0.023)
－0.439＊＊
(0.062)
MNC 0.271＊＊
(0.016)
－0.039＊＊
(0.008)
0.095＊＊
(0.008)
－0.001
(0.005)
0.230＊＊
(0.013)
Obs69，03769，03769，03769，03769，037
（2）使用商业信用的回归。
商业信用作为企业的融资方式之一，同样有助于缓解企业的融资约束，本文借鉴张杰等（2012）的研究成果，将企业的商业信用定义为应付账款与应收账款的差额，回归结果如表8，核心观测变量同样在1%的显著性水平下全部显著，变量符号也与基准回归结果一致，数值与基准回归更为接近，这也证实了本文结果的稳健性。
（3）使用营运资本的回归。
流动性约束同样是企业融资约束的一个重要表现。而营运资本Trade（营运资本=流动资产—流动负债）是流动性约束的代表，充足的流动性将有助于缓解企业的融资约束。
表9是营运资本代替利息支出作为融资约束代理变量的回归结果，可以看出营运资本的系数符号与表2中利息支出作为融资约束代理变量回归结果的系数符号一致，并且统计上也都是显著的。
表8商业信用为融资约束代理变量的固定效应回归
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珔X(深度)
ln Trade 0.104＊＊＊
(0.009)
0.034＊＊＊
(0.004)
0.035＊＊＊
(0.004)
－0.023＊＊＊
(0.003)
0.056＊＊＊
(0.008)
ln TFP 0.138＊＊＊
(0.050)
－0.009
(0.028)
0.012
(0.022)
0.010
(0.015)
0.124＊＊＊
(0.038)
ln KL
0.015
(0.014)
－0.037＊＊＊
(0.008)
－0.043＊＊＊
(0.007)
0.021＊＊＊
(0.005)
0.078＊＊＊
(0.012)
ln Salary －0.324＊＊＊
(0.015)
－0.136＊＊＊
(0.008)
－0.072＊＊＊
(0.007)
0.056＊＊＊
(0.005)
－0.169＊＊＊
(0.012)
ln Profit 0.084＊＊＊
(0.008)
0.022＊＊＊
(0.004)
0.021＊＊＊
(0.004)
－0.011＊＊＊
(0.003)
0.055＊＊＊
(0.006)
ln Size 0.339＊＊＊
(0.031)
0.146＊＊＊
(0.015)
0.070＊＊＊
(0.014)
－0.090＊＊＊
(0.010)
0.196＊＊＊
(0.027)
ln Size2
0.001
(0.002)
－0.002＊＊＊
(0.001)
0.001
(0.001)
0.001＊＊
(0.001)
0.001
(0.001)
SOE －0.687＊＊＊
(0.174)
－0.198＊＊＊
(0.072)
－0.079
(0.059)
－0.024
(0.043)
－0.375＊＊＊
(0.131)
MNC 0.338＊＊＊
(0.025)
－0.044＊＊＊
(0.014)
0.117＊＊＊
(0.013)
0.001
(0.009)
0.266＊＊＊
(0.020)
Obs21，57621，57621，57621，57621，576
（4）按照资本金结构划分企业所有制类型的回归。
表10是按照资本金结构来划分企业所有制类型的全样本固定效应回归结果。与表2基准回归结果对比发现，前后两个回归结果中利息支出的系数几乎没有差异。这说明了，利息支出促进多产品企业的出口这一结果也是稳健的。
5.内生性问题。
前文研究的一个基本假定是利息支出是外生给定的，也就是企业的出口不会影响到利息支出。但是，实际中并非如此。比如，企业出口额增加，经营效益好，就容易从商业银行那里获得更高的信贷额度，利息支出相应的也就增加了。所以，两者之间存在一定的双向因果关系，也就是有内生性问题，本文将通过工具变量法来减少内生性。
首先，借鉴李志远和余淼杰（2013）选择企业的加权货币供给当作利息支出的工具变量。具体而言，每个企业的加权货币供给为（l ijt/i∈j l ijt）M1t－1。其中，l ijt为行业j中企业i的从业人数，
i ∈j
l ijt 为行业j 从业人数的总和，l ijt /i ∈j l ijt 为企业i 在行业j 中的相对规模，M 1t －1为t －1期基础货币
供给量。总体上说，当宏观层面的货币供给增加时，企业的融资成本就会降低，融资额度会增加，利息支出也增加，从而影响企业的出口。货币供给对企业的出口行为是外生的，而对利息支出却有着重要的影响。由于货币政策有滞后性问题，所以货币供应量采用了上一期的值。表11是2SLS 的估计结果。各个方程第一阶段回归结果F 值都远大于10，说明此工具变量是强工具变量。总体而言，固定效应的回归结果是稳健的。
表9营运资本为融资约束代理变量的固定效应回归
(1)ln X (总额)
(2)ln C (广度)
(3)ln P (广度)
(4)ln D (广度)
(5)ln 珔X
(深度)ln Trade
0.046＊
＊＊
(0.007)
0.012＊
＊＊
(0.003)0.021＊
＊＊
(0.003)－0.012＊
＊＊
(0.002)
0.025＊
＊＊(0.005)
ln TFP
0.073＊
＊＊
(0.026)－0.014(0.0123)
－0.006(0.013)
0.020＊
＊
(0.009)
0.077＊
＊＊
(0.021)
ln KL
0.001(0.010)
－0.018＊
＊＊
(0.005)
－0.039＊
＊＊
(0.005)
0.014＊
＊＊
(0.003)
0.047＊
＊＊
(0.008)
ln Salary
－0.250＊
＊＊
(0.010)
－0.106＊
＊＊
(0.005)
－0.067＊
＊＊
(0.005)
0.055＊
＊＊
(0.003)
－0.129＊
＊＊
(0.008)
ln Profit
0.071＊
＊＊
(0.006)
0.019＊
＊＊
(0.003)
0.012＊
＊＊
(0.003)
－0.009＊
＊＊
(0.002)
0.050＊
＊＊
(0.005)
ln Size
0.308＊
＊＊
(0.021)
0.135＊
＊＊
(0.009)0.066＊
＊＊
(0.010)
－0.083＊
＊＊
(0.007)0.177＊
＊＊
(0.018)
ln Size
2
0.003＊
＊＊
(0.001)
－0.001(0.000)0.002＊
＊＊
(0.001)0.000(0.000)0.003＊
＊＊
(0.001)
SOE
－0.537＊
＊＊
(0.096)
－0.089*(0.051)
0.021(0.041)
－0.055*(0.029)－0.403＊
＊＊
(0.072)
MNC 0.284＊
＊＊
(0.019)－0.041＊
＊＊
(0.010)0.089＊
＊＊
(0.009)0.003(0.006)0.256＊
＊＊
(0.015)Obs
46，893
46，893
46，893
46，893
46，
893其次，本文还采用了企业的加权新增人民币贷款当作利息支出的工具变量。具体而言每个企业的加权新增人民币贷款为（l ijt /i ∈j l ijt ）ＲMB t ，其中，
l ijt 与i ∈j l ijt 含义跟与上述一致，ＲMB t 为t 期全国新增人民币贷款总额。直观上，当新增人民币贷款总额增加时，总体而言每个企业获得的贷款额度也增加了，利息支出也相应地增加了。权重的解释与加权的货币供给中的权重含义一致。由于使用企业的加权新增人民币贷款与企业的加权货币供给作为利息支出的工具变量，
两者的相关度极高，所以回归结果几乎一致。总之，融资约束对企业出口深度和广度存在负相关这一结果是相对稳健的。
表10按照资本结构重新划分企业类型的固定效应回归
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珔X(深度)
ln Trade 0.052＊＊＊
(0.006)
0.029＊＊＊
(0.003)
0.009＊＊＊
(0.003)
－0.016＊＊＊
(0.002)
0.028＊＊＊
(0.005)
ln TFP 0.165＊＊＊
(0.030)
0.016
(0.014)
0.003
(0.015)
0.010
(0.011)
0.139＊＊＊
(0.024)
ln KL －0.019*
(0.011)
－0.035＊＊＊
(0.006)
－0.043＊＊＊
(0.005)
0.022＊＊＊
(0.004)
0.041＊＊＊
(0.009)
ln Salary －0.245＊＊＊
(0.011)
－0.103＊＊＊
(0.006)
－0.068＊＊＊
(0.005)
0.052＊＊＊
(0.004)
－0.123＊＊＊
(0.009)
ln Profit 0.072＊＊＊
(0.006)
0.019＊＊＊
(0.003)
0.022＊＊＊
(0.003)
－0.012＊＊＊
(0.002)
0.044＊＊＊
(0.005)
ln Size 0.367＊＊＊
(0.023)
0.136＊＊＊
(0.011)
0.103＊＊＊
(0.011)
－0.091＊＊＊
(0.007)
0.207＊＊＊
(0.018)
ln Size2
0.001
(0.001)
－0.001＊＊
(0.001)
0.000
(0.001)
0.001＊＊
(0.000)
0.001
(0.001)
SOE －0.223＊＊＊
(0.057)
－0.032
(0.027)
0.002
(0.024)
－0.003
(0.017)
－0.186＊＊＊
(0.043)
MNC 0.618＊＊＊
(0.024)
0.048＊＊＊
(0.012)
0.180＊＊＊
(0.011)
－0.036＊＊＊
(0.007)
0.434＊＊＊
(0.018)
Obs44，51544，51544，51544，51544，515
四、结论
本文在已有的理论研究基础上，实证研究了融资约束与多产品企业出口行为之间的关系。首先，通过全样本回归发现，融资约束与多产品企业出口总额、平均出口广度和出口深度是负相关关系，也就是融资约束越小的出口企业，出口的总额越多、出口产品的种类和出口产品的目的地越多，还有每种产品在每个出口目的地的出口额也越多。由于融资约束对中国多产品企业的出口行为有着重要的影响，所以有必要对金融体制进一步深化改革，促进金融业发展，
表11内生性检验：2SLS
(1)
ln X(总额)
(2)
ln C(广度)
(3)
ln P(广度)
(4)
ln D(广度)
(5)
ln珔X(深度)
ln IE 0.640＊＊＊
(0.116)
0.339＊＊＊
(0.061)
0.368＊＊＊
(0.057)
－0.242＊＊＊
(0.037)
0.176＊＊
(0.084)
ln TFP 0.259＊＊＊
(0.048)
0.042*
(0.025)
0.049＊＊
(0.025)
－0.013
(0.015)
0.182＊＊＊
(0.036)
ln KL －0.378＊＊＊
(0.064)
－0.249＊＊＊
(0.033)
－0.264＊＊＊
(0.031)
0.163＊＊＊
(0.020)
－0.027
(0.046)
ln Salary
0.000
(0.059)
0.024
(0.031)
0.104＊＊＊
(0.029)
－0.058＊＊＊
(0.019)
－0.071
(0.043)
ln Profit
0.003
(0.008)
0.000
(0.004)
0.007*
(0.004)
－0.001
(0.003)
－0.003
(0.006)
ln Size 0.233＊＊＊
(0.067)
0.147＊＊＊
(0.035)
－0.012
(0.033)
－0.036*
(0.021)
0.135＊＊＊
(0.048)
ln Size2
－0.000
(0.002)
－0.007＊＊＊
(0.001)
－0.001
(0.001)
0.002＊＊＊
(0.001)
0.004＊＊＊
(0.002)
SOE －1.009＊＊＊
(0.090)
－0.380＊＊＊
(0.045)
－0.152＊＊＊
(0.041)
0.090＊＊＊
(0.028)
－0.566＊＊＊
(0.066)
MNC 0.935＊＊＊
(0.040)
0.098＊＊＊
(0.021)
0.331＊＊＊
(0.020)
－0.103＊＊＊
(0.013)
0.609＊＊＊
(0.029)
Obs44，51544，51544，51544，51544，515
第一阶段F值648.89648.89648.89648.89648.89
减小企业受到的融资约束，使得企业的出口总额、出口广度和深度进一步提高。其次，本文把总体样本分成民营企业、国有企业和外资企业，分别研究这三种类型的出口企业融资约束与多产品企业出口行为之间的关系。研究发现民营企业出口行为对融资约束的敏感性最高，之后是外资企业和国有企业。这可能是由于中国特殊的金融体制安排使得商业银行普遍存在着信贷所有制歧视现象，大型国有企业能够比较容易地获得较高的信贷额度，加上相对落后的激励机制和管理制度，使得这些企业更愿意在国内开拓市场而非国外。所以，有必要进一步支持中小金融机构的发展，鼓励民营资本参与金融业，降低民营企业的融资约束，提升出口企业国际竞争
力。再次，本文把总体样本分成西部地区企业和中东部地区企业，分别研究这两种出口企业融资约束与多产品企业出口行为之间的关系。研究发现，与中东部地区出口企业相比，西部企业出口行为对融资约束的敏感程度高很多。中国大部分的出口企业集中在中东部地区，这很大程度上将影响着中国整体的出口情况，所以对这一地区企业融资约束的监控是非常有必要的；当然加强西部地区的信贷支持力度，提升西部地区企业出口能力，显然对西部地区的发展意义更为重大。
参考文献
Bernard，A.B.，S.J.Ｒedding and P.K.Schott，2011，“Multi－product Firms and Trade Liberalization，”Quarterly Journal of Economics，126（3），pp.1271－1318.
Bernard，A.B.，I.V.Beveren and H.Vandenbussche，2010，“Multi－product Exporters，Carry－Along Trade and the Margins of Trade，”National Bank of BelgiumＲesearch series，No.203.
Bernard，A.B.，J.B.Jensen，S.J.Ｒedding and P.K.Schott，2007，“Firms in International Trade，”Journal of Economic Perspectives，21（3），pp.105－130.
Bernard，A.B.and J.B.Jensen，1999，“Exceptional Exporter Performance：Cause，Effect，or Both？”Journal of International Economics，47，pp.1－25.
Bonaccorsi，A.，1992，“On theＲelationship Between Firm Size and Exporting Intensity，”Journal of International Business Studies，4th Quarter，23（4），pp.605－635.
Cai，H.，Q.Liu and G.Xiao，2005，“Does Competition Encourage Unethical Behavior？The Case of Profit Hiding in China，”Mimeo，University of California at Los Angeles.
Chaney，T.，2005，“Liquidity Constrained Exporters，”Mimeo graph，Massachusetts Institute of Technology.
Cull，Ｒ.，L.C.Xu and T.Zhu，2009，“Formal Finance and Trade Credit During China’s Transition，”Journal of Financial Intermediation，18（2），pp.173－192.
Fan，H.，https://www.wendangku.net/doc/ae8676500.html,i，E.and Li Y.A.，2013，“Credit Constraints，Quality，and Export Prices：Theory and Evidence from China，”CESifo Working Paper No.4370.
Fuss，C.and L.Zhu，2012，“Comparative Advantage，Multiproduct Firms and Trade Liberalization：An Empirical Test，”National Bank of Belgium Working Paper，No.219.
Manova，K.and Z.Zhang，2009，“China’s Exporters and Importers：Firms，Products and Trade Partners，”NBEＲWorking Paper No.15249.
Melitz，M.J.，2003，“The Impact of Trade on Intra－IndustryＲeallocations and Aggregate Industry Productivity，”
Econometrica，71（6），pp.1695－l725.
Monava，K.，2013，“Credit Constraints，Heterogeneous Firms，and International Trade，”TheＲeview of Economic Studies，80，pp.711－744.
Mu^u ls，M.，2008，“Exporters and Credit Constraints：A Firm－level Approach，”National Bank of Belgium working paper No.l39.
Olley，G.S.and A.Pakes，1996，“The Dynamics of Productivity in the Telecommunications Equipment Industry，”
Econometrica，64（6），pp.1263－1297.
Petersen，M.A.，2009，“Estimating Standard Errors in Finance Panel Data Sets：Comparing Approaches，”Ｒeview of Financial Studies，22（1），pp.435－480.
李志远和余淼杰，2013，《生产率、信贷约束与企业出口：基于中国企业层面的分析》，《经济研究》第6期85－99页。
林毅夫和李志赟，2005，《中国的国有企业与金融体制改革》，《经济学（季刊）》第4卷第4期913－936页。聂辉华、江艇和杨汝岱，2012，《中国工业企业数据库的使用现状和潜在问题》，《世界经济》第5期142－158页。
彭国华和夏帆，2013，《中国多产品出口企业的二元边际及核心产品研究》，《世界经济》第2期42－63页。
钱学锋，2008，《企业异质性、贸易成本与中国出口增长的二元边际》，《管理世界》第9期48－56页。
钱学锋、王胜和陈勇兵，2013，《中国的多产品出口企业及其产品范围：事实与解释》，《管理世界》第1期9－27页。
钱学锋和熊平，2010，《中国出口增长的二元边际及其因素决定》，《经济研究》第1期65－79页。
施炳展，2010，《中国出口增长的三元边际》，《经济学（季刊）》第9卷第4期1311－1328页。
张杰、刘志彪和张少军，2008，《制度扭曲与中国本土企业的出口扩张》，《世界经济》第10期3－11页。
张杰、芦哲、郑文平和陈志远，2012，《融资约束、融资渠道与企业Ｒ＆D投入》，《世界经济》第10期66－90页。
Financing Constraints and Dual Margin of Multi－product Exporters：
A Firm－Level Empirical Investigation of China
Cheng Yukun Zhou Kang
Abstract：Through merging the firm level data and the product level trade data between2002and 2006，this paper decomposes the total firms exports into extensive and intensive margins and tests the effect of financing constraints of multi－product exporters on them.The main conclusions of this paper are：first，financing constraints have a significant negative effect on firms exports，intensive margins and the average extensive margins based on the overall sample of firms；second，the private multi－product exporters is the most affected by financing constraints，follow by foreign firms and state－owned firms；third，compared to the multi－product exporters in central and eastern region，the export behavior of the western region exporters are much more sensitive to financing constraints. Keywords：financing constraints；multi－product exporter；dual margin；heterogeneous firm.
(责任编辑:金保)
金融发展与企业融资约束缓解
中国金融发展与企业融资约束地缓解Post By：2009-12-16 10:28:48 ——基于系统广义矩估计地动态面板数据分析 摘要：利用中国上市公司2003—2007年地面板数据和动态面板GMM估计方法,考察了中国金融发展对企业融资约束地影响.研究结果表明,中国上市公司普遍存在融资约束；金融发展有助于降低企业地融资约束水平,民营上市公司地融资约束比国有上市公司得到了更为明显地缓解；金融中介地发展在缓解企业融资约束中地作用远比证券市场地作用大. 关键词：金融发展,融资约束,欧拉方程,GMM估计 融资约束是发展中国家普遍存在地问题.Fazzari等(简称FHP)将融资约束定义为：在资本市场不完善地情况下,企业由于内外部融资成本存在较大差异,无法支付过高地外部融资成本而出现融资不足,从而导致投资低于最优水平,投资决策过于依赖企业内部资金.融资约束地出现是企业融资渠道不畅地结果,表现为企业内源资金积累不足、难以获得银行贷款、不能发行股票或债券等.金融发展水平,如金融业、信贷资金分配地市场化程度等,是影响企业融资约束程度地重要因素. 目前,中国正处于经济转轨时期,金融发展也处于起步阶段,企业融资约束具有一定地转轨经济特殊性.那么,融资约束在中国企业地投资实践中是否存在?金融发展能否降低企业地融资约束水平?本文利用中国上市公司2003—2007年地面板数据和动态面板系统广义矩(GMM)估计方法,分析金融发展能否缓解中国企业地融资约束水平,进一步从公司财务层面研究金融发展促进中国经济增长地微 观机理.
一、文献回顾 Modigliani和Miller(1958)认为,在完美地资本市场中,企业地投资完全取决于技术偏好和产量需求,投资决策与其财务结构、融资渠道无关.然而,现实中并不存在真正意义上地完美资本市场,信息不对称和代理问题会提高外部资金地使用成本,使得留存收益、负债和发行股票等作为投资资金地来源并不等价,企业地融资能力会在很大程度上影响其投资行为.Stigliz和Weiss(1984)、Mye rs和Mailuf(1984)以及Myers(1984)等发现,非对称信息所导致地市场不完全以及在此市场中融资决策所具有地信号传递作用,会导致企业外部融资成本高于内部融资成本.Bemanke和Gertler(1989)以及Gertler(1992)等从代理问题出发,认为代理问题同样会使外部融资成本高于内部融资成本.当企业面临地内、外融资成本存在差异时,企业地投资决策将受到内部融资可得性地影响,即企业地投资数量会在很大程度上依赖于企业地内部融资能力,外部融资越困难、成本越高,企业地投资对其内部融资能力地依赖程度就越高. 为了证明融资约束地存在及其对企业投资地影响,FHP选择1970—1984年421家美国制造业企业地面板数据作为样本,根据股息支付高低来估计企业融资约束地程度,实证检验了企业投资与内部现金流地关系.他们发现,如果交易成本、信息成本使外部融资成本高于内部融资成本,则对于一个具有较好投资机会地企业来说,支付大量股息是不符合价值最大化原则地；如果融资约束问题很重要,则对一个具有相当好地投资机会地企业来说,投资对现金流将非常敏感.其后一些学者采用不同样本和方法进行地研究,如Hoshi等(1991)、Calomiris(1994)以及Lamont(1997),也证实了FHP地结论. 近年来,越来越多地研究者开始关注影响企业融资约束地因素.一些研究者从企业自身地角度,考察了融资约束地影响因素.Pagano等(1998)发现,企业地融资约束与其信贷记录有密切地关系,良好地信贷记录可以提高企业地声誉,降低企业地融资约束,从而帮助企业以较低地成本进行直接或间接地外部融资.Cull和Xu(2003)认为,企业良好地经营表现可以使银行对其未来地现金流有
2016我国中小企业数量 我国中小企业发展现状
2016我国中小企业数量我国中小企业发展现状 当前，中小企业已经成为推动国民经济发展，构造市场经济主体，促进社会稳定的一支基础力量。我们要想大力促进中小企业的发展，首先就得弄清当前我国中小企业发展的基本状况和主要特征，然后才能找出问题并予以解决。 一、我国中小型企业发展基本情况 1、根据中小企业主管部门提供的估计数据，中国中小企业总数约在1000万家左右，在工商注册登记的中小企业占全部注册企业总数的99％以上。中小工业企业总产值、销售收入、实现利税和出口总额分别占全部工业总量的60％、57％、40％、60％。中小流通企业占全国零售网点的90％以上。中小企业大约提供了75％的城镇就业机会。近年来的出口总额中，有60％以上是中小企业提供的。
2、中小企业已成为拉动经济的新增长点。在九十年代以来的经济快速增长中，工业新增产值的76.7％来自中小企业。1998年全国工业企业中，小型企业销售额增长率和工商税收增长率分别为10.27％和11.64％，均高于大中型企业。同年，私营中小企业户数同比上升25.10％，注册资本同比增长40.04％；总产值同比增长49.22％；营业收入同比增长71.29％；消费品零售额同比增长64.95％。 3、中小企业是缓解就业压力，保持社会稳定的基础力量。中小企业创业及管理成本低，市场的应变能力强，就业弹性高，具有大企业无可比拟的优势。1978～1996年，从农村转移出的2.3亿劳动力绝大多数在中小企业特别是乡镇中就业。全国工业就业职工1.5亿中，有1.1亿人分布在中小企业，约占总数的73％。特别是近年来中小企业尤其是非公有制中小企业吸纳就业再就业的“蓄水池”作用更加明显。据统计，1998年国有企业下岗职工610万人，有418万在非国有企业中再就业，占国企下岗职工总数的68.5％。 4、科技型中小企业蓬勃发展，是经济增长与社会进步的不竭动力。近年来，科技型中小企业悄然兴起并迅速发展，成为技术进步中最活跃的创新主体。截至1998年底，全国科技型中小企业已逾7万户，占全国中小企业总数的15.22％；全年技工贸总收入超过6000亿元，占同口径销售收入总数的16.57％，1998年与1992年相比，科技型中小企
公司投资融资约束理论研究综述
公司投资融资约束理论研究综述 Modigliani与Miller教授所提出的MM资本结构理论指出，由于不同资金的来源而产生的融资结构与公司的投资决策是无关的。即在均衡、完善的资本市场中公司的融资结构不会影响公司的市场价值，这一理论依赖于完全市场的假设，即在完全市场上，外部与内部资金彼此是完全可以替代的。自从这篇学术论文诞生以后，理论与实证研究对内部与外部资本的可替代性提出质疑，基本的根据是资本市场存在显著的不完善。例如，存在市场参与各方的非对称信息、管理层的代理问题、交易成本因素等，这样研究公司投资的融资约束问题逐渐成了西方最近20 年来的热门话题之一。Stiglizt和Weiss首先提出融资约束的理论，在信息不对称情况下，筹集外部资金的成本要高于使用内部资金的成本，这种由于交易成本和信息不对称而导致的公司内外融资成本的差异，使公司的融资活动受到一定程度的约束。 一、国外关于投资融资约束理论 关于融资约束和企业投资的全面研究开始于Fazzari、Hubbard、Petersen的经典文献，这些实证研究验证了内外部融资约束对公司资本投资的影响。这些研究使用的方法是设定一个代理或分类变量来解释融资约束，然后使用这个变量使融资约束和非融资约束的公司相分离。实证分析的难点在于如何确定一个合适的代理来表示融资约束的程度。Fazzari、Hubbard和Petersen首先提出使用股利支付率作为代理，其理由是股利支付率可以作为衡量剩余内部资金的指标。如果公司内外部融资成本的差别不大，则公司会支付较高的股利而只保留较少的留存收益，当内部资金不足时，公司采用外部融资即可满足投资需求；如果外部融资成本明显高于内部融资成本，则公司会减少股利发放，保留大部分现金流以备新投资之需。因此，股利支付比率越高（低），公司投资的融资约束程度就越低（高）。他们的实证结果表明，对于股利支付比率较低的公司，投资与内部现金流之间存在着很强的相关性，说明投资与内部现金流之间的敏感程度可以作为公司融资约束程度的一个衡量指标，融资受限的公司（低股息公司)的投资—现金流敏感性要高于非融资受限的公司（高股息公司）。Bo、Lensink和Sterken的实证结果表明，如果以成本不确定性作为分类标准，投资—现金流敏感性作为融资约束的度量变量是有意义的，即融资约束与投资—现金流敏感性呈正向关系。 Palani-Rajan在Fazzari et al得出的低股息公司（融资约束公司）投资—现金流敏感性要高于高股息公司（非融资约束公司）结论的基础上，进一步分析了公司规模对投资—现金流敏感性的影响，提出大规模公司的投资—现金流敏感性最高，而小规模公司的投资—现金流敏感性最低，并且这种结果与划分公司规模的标准无关，这与人们的预期大不相同。因为小规模的公司较难进入外部资本市场，因而应该表现出较强的投资—现金流量敏感性。他们对这种结果的解释是由于大
中国中小企业融资现状与政策分析
中国中小企业融资现状与政策分析 应展宇[1] 20世纪90年代以来，中小企业在经济运行中的一些独特功能，如充当经济增长引擎、创造就业机会以及优化调整产业结构等等为中国各界所认可。中小企业发展问题在中国得到了前所未有的关注和重视。但由于中国当前独特的体制、机制和政策等因素制约，中小企业发展面临着许多企业自身难以克服的经济、制度以及法律等方面的矛盾和问题。在这些难题中，作为一个世界性的难题，融资问题更是首当其冲，成为举国上下高度关注的一个问题。 一、中国中小企业融资：现状、问题及成因 （一）中国中小企业融资结构现状分析 为了对中国中小企业的融资困境有所了解，我们有必要对现有中小企业融资结构有所了解。考虑到目前中国正规金融统计中很少有按照企业规模与贷款分类的统计，因此我们只能在仅有一些总体统计上借助一些典型调查，对中国中小企业融资状况做一大致描述。 1、总体数据 在中国现有正规经济统计中，仅有按照1988年标准对国有及规模（年销售500万）以上工业企业按实物产量反映的生产能力和固定资产原值进行的大、中、小的分类。表1、图1列示了不同规模企业的资金来源结构状况。 表1 1995-2002年不同规模国有及规模以上企业资金来源结构单位：% 流动负债长期负债所有者权益资产负债率流动负债占 债务比长期负债占长期资金比 95-010295-0 10295-010295-0 1 0295-010295-0102 大型企业37.738. 922.318. 4 40.043. 7 60.056.362.867. 3 35.829.6 中型企业51.147. 718.616. 1 30.336. 2 69.763.873.374. 7 38.030.8 小型企业52.549. 114.511. 4 33.039. 5 67.060.578.481. 2 30.522.4 资料来源：《中国统计年鉴》1996-2003，其中1995-1996统计口径是全部独立核算工业企业，1997-2002是国有及规模以上非国有工业企业。表中95-01列示的是7年的均值，而02列示的是2002年的数值。 图1 1995-2002年中国中小企业资金结构变动状况 2、典型调查 （1）2003年，世界银行国际金融公司曾对中国四川省3个城市中小企业的资金来源结构状况做过一项典型调查。结果如表2所示： 表2 2002年四川省3城市中小企业资金来源结构状况 内部银行亲友商业信用其他创业投资基金股权融资租赁固定资产投资 小企业83.3 6.0 6.2 1.60.40.4 中型企业77.79.7 2.2 3.7 2.5 3.0平均82.2 6.63 5.94 2.060.930.9 1.00.57 流动资金
中小企业融资问题研究文献综述
中小企业融资问题研究文献综述 近几年来，关于中小企业融资方面的文献越来越多，这充分说明了关于中小企业融资问题正日益受到人们的关注。现有文献主要集中在以下几个方面： 一、企业融资的基本理论方面 融资是资金融通的简称，是资金从剩余（超前储蓄）部门流向不足（超前投资）部门——购买力转移——的现象。企业融资，即企业从各种渠道融入资金，实质上是资金优化配置的过程，包括外源融资和内源融资。 1、企业融资成本与融资风险。企业融资成本是指企业使用资金的代价，即指企业为获得各种渠道的资金所必须支付的价格，也是企业为资金供给者支付的资金报酬率。企业的目标是实现企业价值最大化，它等同于企业在具备承受一定风险的能力时，寻求投入成本最小化的融资结构。融资风险是指企业因借款而增加的风险，是筹资决策带来的风险。 2、企业融资结构的契约理论。企业的融资结构，又称资本结构，是指企业各项资金来源的组合状况，即资产负债表右边各组成部分的构成。美国经济学家大卫·戴兰德于1952年提出，企业的资本结构是按照下列三种方法建立的，即净收入法、净营运收入法和传统法，这是早期的资本结构理论。现代企业融资理论是由Franco Modigliani和
Merton Miller于1958年所创立，即著名的MM理论。后来的学者对MM理论的假设条件不断发展完善，引进了诸如激励理论、信息传递理论、控制权理论。张维迎认为，“一个企业的融资结构至少受三方面因素的制约：一是该企业所在经济的制度环境，二是该企业所在行业的行业特征，三是该企业自身的特点”。 3、金融制度方面的理论——金融深化论、金融抑制论。雷蒙德.W.戈德史密斯在《金融结构与金融发展》一书中指出：“金融领域中，金融结构与金融发展对经济增长的影响如果不是唯一最重要的问题，也是最重要的问题之一”。金融深化论认为：金融机制会促进被抑制的经济摆脱徘徊不前的局面，加速经济的增长，但是，如果金融本身被抑制或扭曲的话，那么它就会阻碍和破坏经济的发展。金融抑制，即一国的金融体制不健全，金融市场机制未发挥作用，经济中存在过多的金融管制措施，而受压制的金融反过来又阻碍经济的发展。金融抑制是发展中国家的一个共同特征。 4、银企信贷博弈分析。主要运用博弈论，通过对银行与企业在信贷过程中的博弈分析，来说明降低银企交易成本的重要性。徐洪水认为，企业与银行发生信贷关系，不是一次性的，实际是一种动态博弈的过程，通过分析发现，在有良好的政治信贷支持系统（担保抵押体系）或高效的司法制度下，能有效降低银企交易成本，获得银企双赢，反之，昂贵的交易费用和低效的司法制度将增加银企交易成本，加剧中小企业金融缺口。 二、中小企业融资难的成因分析方面
中国中小企业发展现状与未来前景分析
中国中小企业发展现状与未来前景分析 中国的民营中小企业差不多都是由个体户、夫妻店和家庭作坊演变而来。由于失业和再就业的压力，总会有大量下岗和失业人员寻求创业的途径和机会，因此个人和家庭创业然后形成小企业将是中国长期而普遍的现象，研究小企业生存和发展的模式，以及政府需要为之提供的政策环境，对中国经济发展和社会稳定具有十分重要的现实意义。下岗和失业人员本身处于弱势地位，我们不可能对其专业素质期望太高，也不能指望在比较短的时间内能通过培训使其成为具有竞争力的企业家。因此，小企业成长需要政策和体制上的帮助。在小企业的发展中有必要克服当前流行的一个错误观点，即小企业做大了就是成功。报告认为，小企业是一种企业形态，有其自身的特性和生存规律，从国内外历史上看，家庭作坊也有百年老店，证明小企业有自己的成功之路。 小企业变成大企业只是一种变化，不能作为成功的标志，大企业也有倒闭的，企业的规模与其成功与否没有直接关系。 另外，小企业的管理模式并不复杂，往往是由经营者直接面对员工、面对客户，所以经营者的素质就等于是企业的素质。小企业主未必都有作大的志向(尽管这种志向并不重要)，但一定都有多盈利的愿望，政府的一切政策法规和支持措施应以帮助小企业盈利为出发点，抓住这个要 点，并以此为中心展开促进小企业发展的各项工作，就会形成小企业繁荣和成长的良好局面。政府不需要设定某种企业模式，也不需要设定企业成长的某种指标，政府的政策法规就是企业自我设计的重要参考因素。有时可以听到抱怨说小企业不注重品牌，不讲求信誉，报告认为不在乎自己形象的企业只能是少数，从一般经济理论分析可以看出，企业
的短期行为通常是由政府政策的短期行为引致，所以克服企业短期行为的最好办法是政府政策的长期稳定和前后一致。 应该说，从中央政府到地方政府的方向性政策中，不管是提供市场准入和提供资金扶持方面，都有很好的法律和法规环境。现在的问题是在个体实施这些法律法规的过程中，尚有一些体制上的不配套、程序设置上的不到位以及更重要的一点即政府工作人员观念转变未完成。以体制 为例，中国的金融体系原来完全服务于国有特别是大型国有企业，在银行自身的商业化改造中，也是注重于银行自身风险的防范和提高盈利能力，还没有来的及改革银行乃至整个金融体系使之能够服务于各类企业特别是中小企业。尽管在中央政府的指示下，各大银行均表示要为中小企业融资提供帮助，但完成整个面对小企业服务体系的设计和安排肯定要花费很长的时间。前任中国人民银行行长戴相龙先生在十六大之前的一次讲话中明确了中国金融系统目前的重要工作之一是完成针对中小企业的金融服务体系改革，预示着中小企业的融资状况在不远的将来会有所改善，但在现行体制下中小企业的资金紧张状况还会再持续一段时间。 另外一个重要问题是中小企业如何面对政府政策的变化和政府部门的管理。中小企业是中国新生的经济门类，政府的政策、法规和体制必然是随着小企业的成长壮大而不断地制定、修改、完善和调整，换句话说就是存在边制定边修改的情况，这就会给小企业带来很大的压力。如上 述，小企业的特点就是人数比较少，不能象大企业那样可以设立专门的部门或人员负责政府相应部门的联系和协调工作。因此，小企业在忙于自己生意的同时，就难于拿出许多时间奔波于政府的各个职能部门之中，而且即使这样，也未必跟得上一些政策法规的变化。这种情况一方面增加了小企
融资约束、营运资本管理与公司投资
融资约束、营运资本管理与公司投资 企业投资行为是公司金融领域研究的三大课题之一。企业将融入资金配置到不同项目中,以期从中获得最大收益。从某种意义上来说企业的投资决策是否合理决定了其能否生存与发展。对于制造企业而言,在其整个投资链上,对实物资产的投资,即西方经济学中的固定资产投资概念,是至关重要的。 因为制造类企业以生产实物产品为主,固定资产存量决定了其未来的生产力和市场竞争力。而从宏观上来说,所有企业的投资构成了整个社会总投资的主要部分,是拉动经济增长的主力。因此从微观层面入手,探讨企业投资的决定因素,既能对企业投资产生指导意义,也能帮助我们理解与预测短期经济波动与长期经济增长趋势。传统公司投资理论基于一系列严格假设而将企业投资行为与融资行为割裂开来进行单独研究。 而在现实经济运行中,融资来源却是企业投资决策的关键性因素。随着信息经济学、委托代理理论等市场不完美理论的发展,理论界对企业受到融资约束的问题越来越关注。融资约束问题之所以重要是因为它限制了公司投资行为,从而会从整体上对经济体带来冲击。Fazzari、 Hubbard和Petersen(1988)最早研究了融资约束对企业投资的影响。 他们的研究认为受到融资约束的企业会表现出强烈的投资-现金流敏感性,从而将投资-现金流敏感性作为企业受到融资约束的证据。但是这一结论的得出有赖于对企业所受融资约束程度先验的划分。而且模型中变量托宾Q能否完全度量企业未来成长机会也饱受争议。此后关于投资与现金流敏感性和融资约束关系的研究因划分融资约束标准的不同、样本选取的差异以及计量方法的不同而众说纷纭。 争论的焦点则集中于融资约束划分标准和托宾Q的度量。针对这两个争论的焦点,本文基于FHP的Q投资模型,在做文献考究和理论分析的基础上引入营运资本投资,来绕开这两个问题。目前学术界对营运资本管理的认识已经突破简单的财务安排、流动性管理的范畴。营运资本被视为企业进行的一项投资,与固定资产投资并列,对企业来说具有战略意义。 传统公司投资理论假设资本存量的调整是无成本的。而实际上调整成本对企业固定投资决策具有重要意义。营运资本与固定资本显著不同,由于前者具有较
徐文燕中国中小企业融资现状及对策分析-毕业论文
形 势 与 政 策 论 文 论文题目：中国中小企业融资障碍及对策分析班级：2019秋季会计专科1班 作者: 徐文燕
2020年形式与政策论文 ——中国中小企业融资障碍及对策分析 作者：徐文燕 无论发达国家还是发展家，中小企业都是发展和稳定的重要支柱。中小企业是我国国民经济的重要组成部分。改革开放以来，我国中小企业实现总产值和利税分别占全国的60%和40%，中小企业还提供了大约75%的城镇就业机会。我国经济增长离不开中小企业的发展，同时，中小企业的融资难成为其进一步发展的“瓶颈”。然而，由于我国银行金融机构针对中小企业融资存在着观念陈旧、专门机构缺失、融资品种单一、金融营销动力不足、过度夸大风险等，再加上我国中小企业自身存在企业信用过低等先天不足，使得中小企业相对于国有大型企业在信贷融资上更加困难。 一、中小企业融资现状 （一）中小企业融资状况有所改善。 1998年中央正式提出要“增加向中小企业贷款”。2000年国务院发布《关于鼓励和促进中小企业发展的若干政策意见》后，中小企业信用担保体系进入制度和体系建设阶段，特别是我国制定的《中小企业促进法》，以法律的形式为广大中小企业的发展及融资提供了有力的保护和支持，中小企业融资状况得到了一定程度的缓解。截至2003年6月末，中小企业贷款余额6.1万亿元，占全部企业贷款余额的51.7%，同比提高了0.7个百分点。中小企业新增贷款6 558亿元，占全部企业新增贷款的56.8%，比同期大型企业新增贷款占比高出28.2个百分点。 （二）中小企业融资方式呈现多元化趋势，但银行信贷仍然是主要渠道随着我国中小企业不断发展壮大，其融资需求日益增大，与此相适应，我国中小企业融资方式逐渐呈现多样化趋势。目前，全国有100多个城市建立了中小企业信用担保机构，在国家政策和有关部门的扶植下，信用担保贷款将成为中小企业一种有效的融资方式；起源于美国的风险投资，以资金与公司股权相交换方式尤其适合于含量
中国中小企业融资存在的问题与对策
中国中小企业融资存在的问题与对策 无论是发达国家还是发展中国家，中小企业都是国民经济发展的重要组成部分，加快中小企业的发展，可以为国民经济的持续稳定增长奠定良好的基础。 但在中小企业迅速发展的过程中，出现了很多问题需要及时加以解决，其中，融资问题成了困扰中国中小企业顺利发展的重大问题，融资困难成为制约中国中小企业发展最难突破的“瓶颈”。 一、中国中小企业融资困难的现状及影响 （一）中国中小企业融资困难的现状 1.中小企业自身积累较少。由于中国中小企业采用低折旧计算方法，在生产经营中只计算有形折旧，而忽视科技进步、生产力提高带来的无形损失，所以造成中小企业在设备更新时缺乏足够的资金，而为了正常的生产经营，会导致自有资金更少，负债过重。中小企业自身积累少，很难为融资作出贡献。 2.中小企业外源融资渠道狭窄。目前，中国中小企业融资很大程度上依赖于银行贷款，而银行为中小企业提供的贷款主要是用于流动资金及固定资产更新，银行很少为中小企业提供长期的信贷。 3.中小企业有价证券融资比例小。中国资本市场目前没有为中小企业作出安排，主要还是针对国有企业。大多数的中小企业自身难以达到上市标准，所以，直接融资渠道缺乏。 4.其他融资渠道杯水车薪。在中小企业融资过程中，一些非正式的金融活动发挥了重要作用。比如:在职工内部筹集资金、企业领导人向亲友借贷以及各种民间借贷行为。但是这些非正式融资活动由于地区差异、经济发展水平以及民间信用体系等诸多原因，虽然能帮助中小企业进行融资，却不能在中小企业中普遍实行。 （二）中小企业融资困难所带来的影响 1.中小企业发展缓慢，延缓经济的整体增长。目前，各国经济发展表明，中小企业在扩大就业、推动技术进步、发展国际贸易等方面有着十分积极和重要的作用。但是，由于融资困难，缺乏资金，周转不良，致使中小企业效益低，发展缓慢，不能为整体国民经济的快速发展提供应有的动力与支持，延缓了经济发展的步伐。 2.中小企业融资难，滋长了非正规金融市场。由于中小企业在发展过程中很难通过正规合法的渠道筹集到资金，致使一些中小企业被迫将目光投向非正规的地下金融机构。这些非正规的金融机构为了规避风险、提高收益，设置了很高的借贷利率。这样既降低了中小企业的投资效益，又由于非正规金融机构的高利率而增加了成本，这些都对国家的宏观金融政策及产业政策发展不利。
我国中小企业发展现状与面临的问题
我国中小企业发展现状与面临的问题 发布时间：2008-8-18信息来源： 中小企业是国家经济的柱石。改革开放近30年来，我国中小企业和民营经济发展迅速，取得了重要的成就，成为我国经济社会发展中的重要力量。尽管中小企业在我国国民经济发展中功不可没，但是，近年来我国中小企业的发展也面临着融资难、社会服务体系不健全、信息缺乏、企业管理水平低、市场竞争能力弱、整体素质有待提高等一些不容忽视和回避且亟待解决的老问题，同时又面临不断产生的新问题的压力。正确认识我国中小企业发展的现状和所面临的问题，对于促进我国国民经济健康可持续发展具有十分重要的现实意义。 中小企业促进社会稳定与经济发展，对经济增长的贡献越来越大 近年来，我国中小企业快速、健康和持续发展，对经济增长的贡献越来越大。有关资料表明，目前我国中小企业已达4200万户（包括个体工商户），约占全国企业总数的99.8%。“十五”期间，国民经济年均增长9.5％，而规模以上中小工业企业增加值年均增长28％左右。截至2006年底，我国中小企业创造的最终产品和服务的价值占国内增加值的58％，社会零售额占59%，上缴税收占50.2%，提供就业机会占75%，出口额占全国出口的68%。在从事跨国投资和经营的3万户国内企业中，中小企业占到80%以上，同时很多大企业都是由中小企业发展而成的，如联想、海尔、海信、华为等。 中小企业成为扩大就业的主渠道。中小企业提供了大约75％的城镇就业岗位，不仅安置了大量的城市下岗职工，还吸收了大批农村剩余劳动力，有效解决了农村剩余劳动力的转移和就业问题，缓解劳动力供求矛盾，从而保证了社会的稳定和经济的发展。 中小企业正成为我国创新的主力军。目前，中小企业完成了我国65％的发明专利和80％以上的新产品开发。不少中小企业已经从早期的加工、贸易等领域，向基础设施、高新技术等领域拓展，目前中小企业在不少地方已形成产业群，是产业链中的重要组成部分，是专业化协作的基础，成为大企业配套的供应商。很多中小企业向“专、能、特、新”方向发展，是创新不可忽视的力量。 中小企业对外开放水平也在不断提高。据统计，中小企业在服装、纺织品、玩具等家居用品及轻工制品等劳动密集型产品的出口占相当大比重；在电子通信设备产品、生物技术等高技术领域，中小企业出口比重也逐步提高。 中小企业存在的一些老大难问题亟待解决 全国政协委员、民建天津市主委欧成中说，当前，中小企业发展局面不容乐观。一是创业条件难。截至2006年6月，中国有各类企业834．6万户。而日本1．3亿人口，就有企业660万个。在我国成立有限责任公司最低出资额50万元，而德国只要25万元，德国人均收入却相当中国人均收入的50倍。所以，中国老百姓一般办不起企业。又如，我国增值税法规定，年销售额低于180万元为小规模纳税人，有些地方不给小规模纳税人提供增值税发票，造成中小企业很难经营。二是准入时间长。企业登记注册最快得一个星期，有的地方长达两个月。在市场经济发达国家，注册登记只有2-3个审批环节，而我国则多达20个左右。三是生存周期短。现在，绝大多数中小企业市场竞争能力不强，生命力比较脆弱，据调查，小企业生存周期一般只有3-5年。
融资约束与公司投资 FHP_88 简介与分析
PART 1. Outline MM theory founded the benchmark in corporate finance that firms’financing decision is irrelevant to the investment decision, which relies on the assumption that the market is efficient and frictionless. However, considering the reality of financial market, external financing doesn’t provide a perfect substitute for internal capital. In 1970s, Joseph E. Stiglitz first proved the tax structure has an impact on firms’ financing structure1and came up with the concept of financial constraint. In 1988’s classic paper, Fazzari, Hubbard and Petersen discussed extra costs of equity financing and debt which caused by capital market imperfections, especially asymmetric information. Via studying the investment behaviours in groups of firms categorised by a ratio of dividends to income, authors attempted to create links between financing constraints and investment varies. Their results supported that the sensitivity of investment to cash flow is a reliable indicator of corporates’ financial constraints. FHP’s researches provided several important perspectives on the topic. Kaplan and Zingales’s research challenged FHP’s conclusion. Basically, their study shows that high investment-cash flow sensitivity does not necessarily suggest firms are more financially constrained. Theoretically, even in a one-period model, examining the sensitivities of investment to W (internal funds) and to k (wedge between the internal and external costs of funds), authors could conclude that investment-cash flow sensitivity do not necessarily accord with the extent of financial constraints. Empirical evidence confirms the nonmonotonic relationship between these two factors. KZ analysed the 49 firms with abnormally high investment-cash flow sensitivity; by deeply exploring the fundamentals of sample firms (including operating efficiency, liquidity, financial statements and notes to annual reports for each fiscal-year), authors found that almost 40% of them were capable to increase investment in every year of the observing period. According to qualitative information in the annual reports and quantitative information in the financial statements and notes, KZ classified the 49 observations into five groups (NFC, LNFC, PFC, LFC and FC). Classifications result shows that cash stocks, cash flow, Q, unused lines of credit and interest coverage are monotonically declining from NFC to FC, which supports the validation of classification scheme. Critically, regressions reveal that the NFC firms exhibit the highest investment-cash flow sensitivity (coefficient is statistically greater than that of other firms). Reexamine validity of the finding: when splitting data into subperiods, the results still hold; 1Stiglitz, Joseph E. "Taxation, corporate financial policy, and the cost of capital." Journal of Public Economics 2.1 (1973): 1-34.
风险投资、社会资本与企业融资约束
风险投资、社会资本与企业融资约束 中小企业在缓解就业压力、促进GDP增长等方面都起着重要的作用。然而长久以来,融资难阻滞中小企业发展,融资问题被视为其瓶颈问题。在解决高新企业融资困境上,各国渐渐将风险投资视为重要主体。随着风险投资承担作用的突出化,越来越多的学者关注并探究风险投资对中小企业的影响。 现有研究,多聚焦于风险投资在公司治理方面的作用,有关于风险投资持股效果,大部分学者表明,有助于增加被投资企业的经营绩效以及治理水平,增加了企业价值。有关于风险投资与企业融资约束的研究,既有文献大多间接得出风险投资在被投企业融资方面所起的作用,而对此进行直接研究的较少,更未就风险投资缓解企业融资约束的机制进行过研究。这为论文研究提供了一个新的方向。风险投资被视为“增值者”,因其不仅会向企业提供资金,更关键的是非资本增值服务。 有关于风险投资后续管理增值服务,学者们进行了充分的研究,但现有研究并未对这些增值效果进行归纳,论文基于被投资企业利益相关者的角度,将风险投资的增值效果归纳为对被投资企业社会资本的作用,提供了一个新的视角。风险投资对企业融资具有一定作用,并能增强被投资企业社会资本,既有研究表明了包含企业内外部关系集合体的企业社会资本能缓解融资约束,论文基于风险投资、企业社会资本、融资约束三者之间的关系进行了探究,揭示了企业社会资本在风险投资缓解被投资企业融资约束中的中介作用。论文首先对国内外相关研究进行综述,在此基础上对风险投资缓解企业融资约束的作用机理进行分析,选取中小板上市企业为研究对象,用主成份分析法计算企业社会资本,利用现金——现金流敏感性模型衡量融资约束。然后进行实证检验,首先将样本企业分为有风险投资支持的一组与无风险投资支持的一组,分组检验融资约束程度并进行比较,在此基础上进一步实证研究风险投资对企业融资约束的作用,并实证检验风险投资的退出对被投资企业融资约束的影响,然后实证检验风险投资对企业社会资本的影响,以及企业社会资本对融资约束的作用,第三在控制了企业社会资本对企业融资的影响后实证检验风险投资对企业融资约束的作用。 本文研究结果表明,风险投资可以有效缓解企业融资约束;风险投资作为被投资企业的“增值者”,增强了被投资企业与其利益相关者间的关系资本,也就是
政府补助、融资约束与企业研发投入
政府补助、融资约束与企业研发投入 随着科学技术的进步,技术创新成为一国经济发展的关键。由于技术创新活动具有高投入、高风险的特征,且企业的技术创新成果会产生诸多的“溢出效应”,导致企业研发支出低于社会最优水平。而政府的研发资助对提高企业研发的积极性、降低企业研发成本和提升研发活动的效率方面能够发挥积极有效的作用。除政府补贴外,外部融资是企业研发资金的重要来源,但外部融资受到融资环境和企业自身状况的限制,故缓解企业面临的融资约束是解决企业R&D投入不足的关键。 因此,考察政府补助和融资约束对研发投入的影响具有重要的现实意义。本文首先对政府补助与研发投资和融资约束与研发投资的国内外研究现状进行了综述,指出了政府补助和融资约束是影响企业研发活动的两个重要因素。从融资优序理论、信息不对称理论和委托代理理论三个理论方面阐述了企业研发面临融资约束的原因,并通过理论分析提出了研究假设。其次,以2011-2015年中小板上市公司数据为样本,选取财务松弛、资产负债率、现金流量、销售净利率、和流动比率五个指标以二元Logistic回归方法构建融了资约束指数。 在此基础上,运用多元回归分析方法从整个样本、不同区域样本和不同产业样本分别研究了政府补助、融资约束和企业R&D投入之间的关系。得出以下结论:(1)政府R&D资助不仅对企业R&D投入不存在“挤出效应”,相反其还会促进企业增加对研发活动的支出,即存在“诱导效应”,且在东部区域和高技术产业企业中更为明显。(2)企业面临的外部环境融资约束会显著抑制中小企业研发投入,在中西部和非高技术产业企业中抑制作用更为显著。(3)中小企业融资约束对研发投入的抑制作用会受到政府补助的影响,即政府补助对融资约束和企业研发投入的关系有正向调节作用,这种调节作用在东部地区和高技术产业企业中较为明显。
混合所有制并购与民营企业的融资约束
混合所有制并购与民营企业的融资约束 资金的融通对公司的成长和发展有着重要影响,受到融资约束的企业可能会遭遇融资渠道受限的困境,同时也需要在经营中承担更多的机会成本,进而影响其内部研发和外部扩张的投资决策。现有研究已经注意到民营企业和国有企业所受到的融资约束水平存在显著差异,并表明民营企业所面临的融资约束问题是制约我国民营经济发展进程的桎梏之一。为了发挥国有与民营两种经济主体的特有优势、消除由于体制原因造成的发展桎梏,党的“十五大”以来,国家着力推进混合所有制的改革,并在经济发展的战略方针上,将混合所有制发展作为重要举措加快推进,并不断深化改革,从而让不同所有制经济的优势互补,充分发挥两种经济主体的活力。因此,本文探究了民营企业通过跨所有制并购参与混合所有制改革对其面临的融资约束所产生的影响,即对民营企业参与混合所有制改革所带来的有关公司融资情况的经济后果进行了研究,并在此基础上探究这一影响的作用路径。 为了实现研究目的,在理论分析的基础上本文使用2007年-2015年A股民营上市公司的并购数据作为样本,采用实证的方法检验了是否跨所有制并购对民营企业融资约束的影响,随后通过检验跨所有制并购对民营企业内部控制质量和外部政治关联水平的影响作用,及通过检验分别加入两种因素后混合所有制并购对融资约束改善程度的变化,来验证其是否为该作用的中介变量,从而明确这一作用路径。通过理论分析和实证检验发现,民营上市公司进行混合所有制并购后所面临的融资约束能够得到缓解。同时,参与混合所有制并购的民营上市公司并购后一年相比并购当年而言内部控制质量有所提高,并通过中介效应的检验证明了内部控制质量是混合所有制并购与融资约束改善之间的中介变量之一;民营上市公司并购后一年相比并购当年而言政治关联水平也有所提高,并通过中介效应的检验证明了政治关联水平是混合所有制并购与融资约束改善之间的中介变量之二,并且两者均为部分中介效应。因此,本文的研究结论一方面验证了民营企业通过混合所有制并购能够缓解其所面临的融资约束,因此表明了混合所有制改革对于民营企业的积极意义,另一方面,也探索了这一经济后果产生的理论路径和依据,从而为民营企业参与混合所有制改革提供了借鉴意义,也为混合所有制改革的推进提供了支持。
中国中小企业现状与发展趋势
中国中小企业现状与发展趋势 小的是美的，大的是强的，两者差不多上不可缺少的。一个国家是否富强，人民是否富裕，生活是否丰富多彩，源于那个国家中小企业的进展程度。 一、中小企业的地位 1、中小企业差不多情形 截止2006年底，中国经工商行政部门注册的中小企业已超过360万家(香港、台湾不包括在内)，个体工商户口4242万家，占全国企业总数的99、6%，其中95%的中小企业是非公有制企业。中小企业制造的最终产品和服务的价值占国内生产总值的58、5%，出口创汇占68、3%，上缴税收占48、2%，占社会销售额58、9%，解决了75%城镇就业机会。同时，由于中小企业具有反应快速、机制灵活的优势，在技术进步和机制创新中发挥着日益突出的作用。66%的专利由中小企业发明，74%以上的技术创新是由中小企业完成，80%以上的新产品是由中小企业开发的，中小企业差不多成为技术创新的主体。中小企业为大企业提供了40%的中间产品和配套服务。2004年近50%的高校毕业生在中小企业就业。 2、中小企业的作用 一是振兴区域经济，缓解区域经济进展不平稳方面发挥了重要作用，是国民经济重要组成部分，是国民经济健康、快速、稳固进展的重要力量。 二是中小企业满足了人民多种多样的需求，扩大了内需，增加了购买力，搞活了城乡市场，加快了生产力的进展。 三是中小企业的进展使产权分散化、社会化、普遍化，显现了大量创业者，增加了社会资本，提升了人的素养，开发了劳动者的主动性和制造性。 四是中小企业得到世界各国的关注。市场经济发达的国家和地区，中小企业同样是重要的经济基础，是市场体系中不可缺少的组成部分。 五是中小企业的进展解决了众多工作岗位，缓解了社会的压力，为社会的稳固做出了奉献。
融资约束对企业并购的影响
融资约束对企业并购的影响 随着国际次贷危机蔓延加深,我国宏观经济发展出现周期性波动,面对经济 增速不断下滑的发展形势,国家先后推出4万亿计划、差别准备金动态调整机制、以“三去一降一补”为重点的供给侧结构性改革等宏观调控政策,以引导货币信贷和社会融资规模合理增长、加大金融支持经济发展方式转变和经济结构调整的力度,这必然直接影响到企业融资约束状况。而作为国家实现经济转型升级、产业结构优化调整和企业健康发展的重要途径——并购重组,是宏观、微观领域协同共生的产物,不仅受融资约束的影响,也会在宏观经济周期不同阶段随着宏观 经济环境变化呈现不同的特征。尽管学术界认识到融资约束对企业并购活动具有一定的影响,但是相关研究并不充分,忽略了外部经济环境的重要作用。从宏观经济周期视角研究融资约束对企业并购活动的影响,对于深化这一领域的研究内容、拓展融资约束与并购战略选择关系的研究,具有重要的理论意义;同时,对企业并购决策的制定提供有益参考、对国家宏观层面的政策制定也具有重要的现实意义。 本文以2007-2017年我国A股主板上市公司为研究样本,基于宏观经济周期的研究视角,以“提出问题-理论分析-实证分析-研究结论”为基本思路,运用并购动因理论、融资约束相关理论及金融加速器理论分析了在宏观经济周期背景下融资约束对企业并购的影响,并提出本文的研究假设,通过描述性统计分析、倾向匹配得分法、二元逻辑回归和多元线性回归分析等方法对研究假设进行实证检验,得出本文的研究结论。本文主要的研究工作和内容如下:第一、根据本文的研究主题,梳理了融资约束、企业并购、经济周期等方面已有研究文献,指出已有研究文献的贡献和不足,进而提出本文的研究问题。第二、在理论分析和作用机理方面,本文运用代理理论、信息不对称理论、融资优序理论和金融加速器理论,针对融资约束对企业并购影响的机理进行分析,据此提出本文的研究假设。第三、在实证研究方面,运用描述性统计分析、倾向匹配得分法、二元逻辑回归和多元线性回归分析等方法检验了在宏观经济周期不同阶段融资约束对样本企业并购的 影响,并验证了市场化程度和股权性质在其中的调节作用,得出本文的实证结论,最后采用更换样本和主要研究变量的方法进行了相应的稳健性检验。 第四、最后给出本文的主要研究结论,并指出本文的研究局限和未来研究方向。本文的主要研究结论及发现如下:(1)我国企业并购交易具有顺周期性的特点,