張 艷 董支曉 劉 韜

一、引言

中國入世以來，對外貿(mào)易取得了舉世矚目的成績，民營企業(yè)發(fā)展成為國際貿(mào)易的中堅力量。根據(jù)中華人民共和國海關總署公布的數(shù)據(jù)，2001—2021 年，民營企業(yè)出口比例從2%上升到56%。2021 年中國民營貿(mào)易企業(yè)56.7 萬家，民營企業(yè)出口總額達到11.5 萬億元。新冠疫情爆發(fā)后，海外需求放緩，中國出口增長遭受重創(chuàng)，民營出口企業(yè)表現(xiàn)出較強的韌性，與國有企業(yè)和外資企業(yè)相比，率先恢復增長，拉動中國外貿(mào)逆流而上，民營出口企業(yè)為穩(wěn)住外貿(mào)基本盤、促進經(jīng)濟復蘇提供了強力的支持。

然而，融資困境一直制約著民營企業(yè)的發(fā)展?！八兄破缫暋保椿谄髽I(yè)所有制差異而產(chǎn)生的“信貸歧視”在中國銀行業(yè)普遍存在。與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)難以從商業(yè)銀行，特別是國有背景的商業(yè)銀行獲得信貸支持，或者在同等條件下，民營企業(yè)的融資成本遠遠高于國有企業(yè)(許坤，2018)。根據(jù)中國財政科學研究院“降成本”課題發(fā)布的《降成本: 2019 年的調查與分析》，民營企業(yè)在融資金額、融資成本等方面與國有企業(yè)存在較大差距，“融資難、融資貴”的問題依然嚴重。①2018 年民營企業(yè)的平均融資規(guī)模為6 997 萬元/家，而國有企業(yè)為5.9 億元/家，前者僅為后者的11.8%；從融資成本角度，2018 年民營企業(yè)的短期貸款利率、長期貸款利率、債券發(fā)行利率以及民間借貸利率分別為6.05%、6.31%、6.77%和10.9%，而同期國有企業(yè)的利率分別為5.17%、5.28%、5.66%和7.41%。民營企業(yè)被迫選擇商業(yè)信貸，以替代銀行信貸、緩解融資約束(馬述忠和張洪勝，2017；Chen 等，2019)。根據(jù)商業(yè)信貸與銀行信貸的替代理論，商業(yè)信貸是企業(yè)無法從銀行獲取貸款而進行的次優(yōu)選擇，存在成本高和風險高的特點。①由于資金需求方處于弱勢，資金供給方處于強勢，因此商業(yè)信貸的成本普遍高于銀行信貸(Uesugi等，2010；Cunat，2007)。商業(yè)信貸為基礎的信貸關系可能導致企業(yè)間貨款拖欠，“三角債”等問題的出現(xiàn)，從而會嚴重干擾企業(yè)的正常運行，增加企業(yè)交易成本，降低市場運行的效率。

2001 年入世以來，中國不斷擴大和深化金融服務業(yè)的開放。2018 年習近平主席在博鰲亞洲論壇年會開幕式上提出要大幅放寬金融業(yè)準入。2020 年4 月，中共中央、國務院印發(fā)的《關于構建更加完善的要素市場化配置體制機制的意見》特別提出要主動有序擴大金融業(yè)對外開放。不斷擴大對外開放的金融市場和銀行業(yè)，是否可以緩解所有制歧視，優(yōu)化民營企業(yè)融資結構，促進民營企業(yè)的出口? 本文從銀行信貸和商業(yè)信貸兩種融資方式的視角，以中國不斷開放的金融業(yè)為契機，研究銀行業(yè)開放如何影響民營企業(yè)出口。

在理論研究方面，本文在Manova (2013) 理論模型的基礎上，將企業(yè)的融資方式分為銀行信貸和商業(yè)信貸。銀行業(yè)的開放促使生產(chǎn)率較高的民營企業(yè)使用銀行信貸替代商業(yè)信貸，從而可以緩解企業(yè)面臨的融資約束，提高出口量、出口目的地和出口產(chǎn)品種類。在實證研究方面，本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與海關貿(mào)易的匹配數(shù)據(jù)，利用中國銀行業(yè)開放入世承諾，結合企業(yè)所有制特征構造三重差分模型。研究發(fā)現(xiàn): 相對于國有企業(yè)，銀行開放政策對民營企業(yè)出口的影響更大，能夠顯著提高民營企業(yè)的出口概率和規(guī)模，而且促進民營企業(yè)出口拓展邊際的增長，提高民營企業(yè)的出口產(chǎn)品種類與出口目的地的增加；對于生產(chǎn)率高、經(jīng)營效益好、規(guī)模大、融資約束較強、從事一般貿(mào)易的民營企業(yè)，出口促進作用更加顯著，銀行業(yè)開放對民營企業(yè)出口的影響存在“撇脂”效應。

本文的邊際貢獻可以總結為以下三個方面。第一，在研究視角上，本文基于銀行信貸和商業(yè)信貸兩種融資方式的選擇，為研究金融開放、融資約束與企業(yè)出口之間的關系提供了一個新的解釋。由于企業(yè)出口需要支付額外的成本，融資約束成為制約企業(yè)出口的重要因素，生產(chǎn)率較高的企業(yè)更容易獲得外部信貸，進而促進其出口(Manova，2013；Chaney，2016)。但已有文獻并沒有區(qū)分融資方式，本文根據(jù)銀行信貸和商業(yè)信貸的特征，將融資方式的選擇引入理論模型，從理論上證明了銀行業(yè)開放有利于民營企業(yè)出口融資方式的轉變，銀行信貸替代商業(yè)信貸可以促進出口。在實證研究方面，現(xiàn)有文獻側重于緩解企業(yè)融資約束的主要影響因素，例如集群商業(yè)信貸、金融市場化改革、稅收優(yōu)惠政策、土地成本等宏觀視角討論融資方式對出口的影響。本文從微觀融資結構的視角，討論企業(yè)銀行信貸與商業(yè)信貸的選擇對民營企業(yè)出口的影響。

第二，在研究方法上，本文以中國入世作為準自然實驗，以入世承諾中銀行業(yè)基于地區(qū)和時間的漸進式開放特征和企業(yè)所有制性質構建三重差分模型，研究銀行業(yè)開放對民營企業(yè)出口的影響。雖然金融與貿(mào)易的關系在已有的研究中得到很多討論，但是現(xiàn)有文獻對銀行業(yè)開放和發(fā)展、企業(yè)融資約束的衡量，采用了不同的數(shù)據(jù)和方法，并沒有統(tǒng)一的指標。關于銀行業(yè)開放與發(fā)展的衡量，文獻主要采用外資銀行進入的虛擬變量(荊逢春等，2018)、外資銀行數(shù)量 (諸竹君等，2020)、商業(yè)銀行的網(wǎng)點數(shù)(Chen 等，2019)、地區(qū)金融業(yè)自由化(Zhang 等，2019)等指標；對于微觀企業(yè)融資約束的衡量，主要采用利息支出、應收賬款的比例、現(xiàn)金流指標、凈利潤以及基于企業(yè)規(guī)模和存續(xù)時間計算的綜合指標等指標。無論是從地區(qū)宏觀層面還是微觀企業(yè)層面，現(xiàn)有文獻所采用的基于績效的衡量指標，與企業(yè)的出口都存在較強的內(nèi)生性。因此本文借鑒Lin (2011) 等的研究，基于中國入世的準自然實驗，在方法上能夠識別出銀行業(yè)開放對民營企業(yè)出口的因果效應。

第三，本文豐富了銀行業(yè)開放政策效應的相關研究。已有文獻對金融業(yè)開放經(jīng)濟效應的研究主要集中在銀行業(yè)開放對本國銀行業(yè)的效率和風險 (李青原和章尹賽楠，2021)、銀行業(yè)所有制歧視(Lin，2011)、企業(yè)融資約束(Lai 等，2016；Zhang 等，2019)、生產(chǎn)效率(Huang 和Li，2009)和創(chuàng)新能力(諸竹君等，2020) 等方面的影響，關于金融業(yè)開放對國際貿(mào)易影響的研究仍比較有限。毛其淋和王澍(2019) 發(fā)現(xiàn)地方金融自由化能夠顯著提高企業(yè)的出口概率和出口規(guī)模，而更多文獻則側重外資銀行進入的影響，例如提供更廣泛的融資渠道和服務、降低信息不對稱性所造成的交易摩擦(Claessens 和Van Horen，2021)、提升金融中介效率(鐵瑛和何歡浪，2020)、緩解企業(yè)融資約束(荊逢春等，2018) 等。本文強調銀行業(yè)開放如何打破所有制歧視，緩解民營企業(yè)的融資約束，促進出口增長的微觀機制，從而豐富了金融業(yè)開放政策對企業(yè)出口影響的研究。

二、理論模型

本文在異質性企業(yè)貿(mào)易模型的基礎上，加入了更符合實際的外部融資約束，從而能夠更好地解釋金融開放對出口企業(yè)的影響。首先，模型假設出口企業(yè)無法僅僅依靠自有資金進入外國市場，還需要一定數(shù)量的外部融資才能最終出口。在模型中，出口企業(yè)的融資方式包含銀行信貸和商業(yè)信貸。兩種信貸方式在抵押品要求、利率水平等方面存在差異(Uesugi 等，2010；Cunat，2007)，出口企業(yè)可以根據(jù)自身的生產(chǎn)率和盈利水平進行最優(yōu)的選擇。其次，模型考慮了企業(yè)所有制對融資方式選擇的影響: 國有企業(yè)的信用評級較高，能夠提供充足的抵押品，所以這些企業(yè)會選擇利率較低的銀行信貸進行融資；民營企業(yè)的信用評級難以確定，銀行很難充分識別相關抵押品，所以民營企業(yè)只能依靠進入門檻較低但利率較高的商業(yè)信用進行外部融資。最后，金融開放會提升銀行業(yè)的整體能力和效率，降低民營企業(yè)申請銀行貸款的門檻，而融資成本的降低最終會提升企業(yè)的出口量、出口目的地數(shù)量以及出口產(chǎn)品的種類。

(一) 消費者需求

模型著重關注企業(yè)的生產(chǎn)和融資決策，因此在消費者需求方面我們采用了和Manova(2013) 相同的假設。全世界的國家數(shù)量為I，產(chǎn)業(yè)數(shù)量為S。各國企業(yè)生產(chǎn)差異化產(chǎn)品，能夠同時在國內(nèi)和國際市場進行銷售。國家i的效用函數(shù)為:

其中，θs為s產(chǎn)業(yè)在總支出中所占的比例，而?＞1 為替代彈性。根據(jù)該效用函數(shù)，可以得到消費者對于差異化產(chǎn)品的需求函數(shù)。

其中，Pis為國家i在產(chǎn)業(yè)s的總體價格水平，Yi表示國家i的總產(chǎn)出。該函數(shù)表明，消費者對差異化產(chǎn)品的需求取決于實際財富水平和差異化產(chǎn)品在行業(yè)內(nèi)的相對價格水平。

(二) 企業(yè)決策

本模型重點關注出口企業(yè)對融資方式的最優(yōu)選擇，首先簡要描述國內(nèi)生產(chǎn)情況。國家j的企業(yè)在每一期需要支付固定成本cjsfje來獲得生產(chǎn)率水平(1/a)，所以廠商的邊際成本為cjsa，其中cjs為成本最小化的投入組合。為了強調外部融資對國際貿(mào)易的影響，此處假設國內(nèi)廠商能夠利用自有資金支付所有成本，因而不需要外部融資。①經(jīng)濟的實際運行中，國內(nèi)廠商和出口廠商都面臨金融約束，但是Manova (2013) 強調，出口廠商往往體量更大并且交易周期更長，所處環(huán)境更加復雜，面臨更大的風險和不確定性，所以該文著重強調出口廠商面臨的金融約束。

相比于只進行國內(nèi)貿(mào)易的廠商，出口企業(yè)面臨的問題較為復雜。如果國家j的廠商決定向國家i進行出口，那么該廠商在每一期都需要支付額外的進入成本cjsfij。該成本的一部分(ds) 需要依靠外部融資，而企業(yè)必須將最初的固定成本(cjsfje) 進行抵押才能從銀行或上游供應商獲得貸款。本模型的一個關鍵假設是，抵押資產(chǎn)的可識別程度(t)取決于出口企業(yè)的所有制和融資方式。國有企業(yè)資產(chǎn)有政府信用支撐，所以銀行和上游供應商都能完全識別國有企業(yè)的抵押資產(chǎn)(t＝1)。民營企業(yè)無法獲得政府擔保，其抵押資產(chǎn)無法被完全識別。在這種情況下，出口企業(yè)的上游供應商比銀行更加了解企業(yè)的實際經(jīng)營情況和其他相關信息，能夠更好地識別出口企業(yè)的抵押資產(chǎn)。所以，對于民營企業(yè)，銀行能夠識別的抵押資產(chǎn)為上游供應商能夠識別的抵押資產(chǎn)為。在還款時，國家j出口企業(yè)的違約概率為1－λj: 如果違約發(fā)生，出口企業(yè)的所有可識別資產(chǎn)都將被變賣；如果沒有違約，那么出口企業(yè)的還款總額F(a)和企業(yè)的生產(chǎn)率水平相關。

對于依靠銀行進行外部融資的出口企業(yè)，其利潤最大化問題為:

其中，為企業(yè)依賴銀行信貸時需要承擔的交易成本，該成本既包含國際貿(mào)易的運輸成本，也包含外部融資所帶來的利息支付②為了簡化分析，本文在基準模型中未將利率水平的形成內(nèi)生化，而是根據(jù)實際數(shù)據(jù)直接假設銀行融資的利息水平低于商業(yè)信用的利息水平。實際上，我們也做了在基準模型的基礎上對利率水平進行內(nèi)生化的嘗試，假設銀行業(yè)進行完全競爭，而上游供應商在提供商業(yè)信貸時進行壟斷競爭，內(nèi)生化利率水平之后，基準模型的結果未發(fā)生太大改變，故未將其列入正文。感興趣的讀者可以聯(lián)系作者索取相關結果。；Aijs表示出口企業(yè)在沒有違約情況下的最終利潤，Bijs表示銀行預期的平均利潤。此處遵循Manova (2013) 的分析，本文假設銀行業(yè)完全競爭，導致均衡時銀行的利潤水平為0。如果不存在金融摩擦或信貸約束(λj＝1)，出口企業(yè)的利潤水平如下:

然而，由于金融摩擦的存在(λj＜1)，只有生產(chǎn)率高于一定水平的廠商才能夠進入出口市場并獲得利潤。將Aijs設為0，就能得到出口企業(yè)依靠銀行進行融資所需的最低生產(chǎn)率水平。

依賴商業(yè)信貸的出口企業(yè)也面臨相似的利潤最大化問題。

其中，為企業(yè)進行商業(yè)信貸時需要承擔的交易成本。由于商業(yè)信貸的利率水平要顯著高于銀行貸款利率(李建軍和趙冰結，2015)①根據(jù)中國人民銀行的調查，我國企業(yè)的商業(yè)信用在本質上是民間借貸的一種形式，其年利率比央行一年期貸款基準利率平均高5%—6%。李建軍和趙冰潔(2015) 測算了2005 年1 月至2014 年12月企業(yè)在不同融資渠道下的融資成本，發(fā)現(xiàn)企業(yè)通過銀行融資的平均年利率介于7%—10%，而企業(yè)對客戶提供的借貸年化利率介于18.25%—22%。，假設當出口企業(yè)依賴上游供應商進行外部融資且不存在金融約束時，其利潤函數(shù)如下:

(三) 融資方式的選擇

為了達到利潤最大化，不同所有制企業(yè)可以根據(jù)自身的生產(chǎn)率水平選擇最優(yōu)的外部融資方式。對國有企業(yè)而言，其抵押資產(chǎn)能夠被完全識別，所以式(4)、式(5)、式(7)、式(8) 表明，銀行信貸所需的國有企業(yè)生產(chǎn)率水平下限更低，企業(yè)獲得的利潤也更高，所以國有企業(yè)更愿意利用銀行進行外部融資。對于民營企業(yè)而言，其抵押資產(chǎn)無法被完全識別，并且供應商對抵押資產(chǎn)的識別程度更高，所以在這種情況下，生產(chǎn)率較高的民營企業(yè)面臨的融資約束較小，會選擇銀行信貸來獲得更高的利潤；生產(chǎn)率較低的民營企業(yè)面臨的融資約束較大，無法從銀行獲得融資，只能依靠供應商進行外部融資，在國際貿(mào)易中獲得較低的利潤。根據(jù)模型設定，只要兩種融資方式中的抵押資產(chǎn)識別程度滿足以下條件，部分生產(chǎn)率較低的民營企業(yè)就會依靠供應商進行商業(yè)信貸。

該條件表明，只要供應商識別抵押資產(chǎn)的能力高于銀行，商業(yè)信貸就會存在。

(四) 目的地和產(chǎn)品多樣性的影響

依據(jù)Chan 和Manova (2015) 擴展基準模型，我們進一步討論出口企業(yè)在不同融資方式下對于出口國數(shù)量和產(chǎn)品數(shù)量的最優(yōu)選擇。對于依靠銀行信貸的出口企業(yè)，如果同時需要選擇出口國數(shù)量，那么利潤最大化問題變?yōu)?

為了討論廠商的最優(yōu)決策，我們將目的地按照市場容量降序排列。那么廠商最優(yōu)的出口國數(shù)量i*應當滿足如下金融約束:

進一步考慮出口企業(yè)利潤和金融約束之間的關系，得到以下條件:

該條件意味著，出口企業(yè)對各國出口的平均利潤應該能夠向銀行支付違約風險調整后的還款。依賴商業(yè)信貸的出口企業(yè)面臨類似問題，因此不再列出。關于廠商對產(chǎn)品多樣性的最優(yōu)選擇問題，形式類似，只是將選擇變量從出口國數(shù)量i*變?yōu)樾袠I(yè)數(shù)量s*，此處不再列出。

(五) 銀行業(yè)開放的影響

本文主要討論銀行業(yè)開放對廠商的融資方式、最優(yōu)產(chǎn)量、最優(yōu)出口國數(shù)量和產(chǎn)品種類的影響。銀行業(yè)開放既可以直接為出口企業(yè)貸款，也可以通過消除信息不對稱性，增強本土銀行的運行效率和業(yè)務能力。對于國有企業(yè)，其資產(chǎn)的可識別程度不會在銀行業(yè)開放之后發(fā)生變化，銀行業(yè)開放對國有企業(yè)的融資方式、出口數(shù)量和利潤水平都不會產(chǎn)生顯著影響。對于民營企業(yè)，本文假設銀行在開放之后能夠更好識別民營出口企業(yè)的抵押資產(chǎn)，圖1 展示了這種變化所產(chǎn)生的影響。

圖1 銀行業(yè)開放與融資選擇

在銀行業(yè)開放之前，商業(yè)信貸所允許的生產(chǎn)率水平下限(α1) 要顯著低于銀行信貸的生產(chǎn)率水平下限(α2)，這意味著生產(chǎn)率在α1和α2之間的民營出口企業(yè)多數(shù)會依靠商業(yè)信貸進行出口活動，生產(chǎn)率高于α2的民營出口企業(yè)會通過銀行信貸獲得更多的利潤。銀行業(yè)開放之后，銀行識別抵押資產(chǎn)的能力上升(↑)，等式(5) 表明銀行信貸所要求的最低生產(chǎn)率水平會隨之下降到α3。此時，生產(chǎn)率水平在α1和α3之間的民營出口企業(yè)依然通過商業(yè)信貸完成出口活動，而生產(chǎn)率高于α3的民營出口企業(yè)會通過銀行進行融資。所以，銀行業(yè)開放使得更多的出口企業(yè)選擇銀行信貸完成國際貿(mào)易，這會導致民營企業(yè)的出口量增加，獲得的利潤上升。銀行業(yè)開放同樣有助于出口企業(yè)進入更多的外國市場，具體變化如圖2 所示。在銀行業(yè)開放之前，生產(chǎn)率較低的民營企業(yè)只能依靠商業(yè)信貸，其出口目的地的數(shù)量為i*1。銀行業(yè)開放之后，部分民營出口企業(yè)會轉而依靠銀行完成外部融資，以獲取更多的利潤，同時出口目的地數(shù)量上升到。所以，銀行業(yè)開放使得民營企業(yè)的出口目的地增加，出口產(chǎn)品的種類也通過類似渠道而增加。

圖2 銀行業(yè)開放與貿(mào)易選擇

綜上所述，銀行業(yè)開放對于企業(yè)出口行為的影響，可以總結為以下三個推論。

推論1: 銀行業(yè)開放之后，民營企業(yè)將更多依賴銀行信貸，其出口量將會增加。

推論2: 銀行業(yè)開放之后，民營企業(yè)的出口目的地將會增加。

推論3: 銀行業(yè)開放之后，民營企業(yè)的出口產(chǎn)品數(shù)量將會增加。

三、實證模型設定

(一) 模型設定

本文根據(jù)中國入世承諾中關于銀行業(yè)開放的地區(qū)時間表和企業(yè)所有制特征構建三重差分模型，分析銀行業(yè)開放對于企業(yè)出口的影響，具體實證模型如等式(11) 所示:

其中，f代表企業(yè)，c代表企業(yè)所在城市，t代表年份，i代表國民行業(yè)分類4 位碼的行業(yè)。因變量Export為企業(yè)出口，采用企業(yè)出口的虛擬變量或出口額的對數(shù)形式來衡量①考慮到大量企業(yè)并未發(fā)生出口行為，本文采用ln (1＋出口額) 來衡量Exportit。，還包括企業(yè)出口產(chǎn)品數(shù)量和目的地數(shù)量。核心解釋變量是企業(yè)所有制和銀行業(yè)開放政策的交互項Poef×FBankc，t。根據(jù)中國銀行業(yè)入世承諾的地區(qū)時間特征②因篇幅所限，本文省略了中國銀行業(yè)開放地區(qū)時間表，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。，本文將外資銀行開放的城市作為處理組 (Fbankc，t＝1)，將未開放外資銀行的城市作為對照組(FBankc，t＝0)?？紤]到信貸市場中存在的所有制歧視的特點，我們加入民營企業(yè)的虛擬變量(民營企業(yè)Poef＝1)，得到三重差分模型。我們根據(jù)“工商登記注冊類型”區(qū)分企業(yè)所有制性質。地區(qū)和時間差分FBankc，t主要基于入世承諾銀行業(yè)開放的地區(qū)時間表，當?shù)趖年，c城市開放了銀行業(yè)，則從該年至往后時間段，均取值為1，否則為0，比如北京在2004 年開放外資銀行的人民幣業(yè)務，F(xiàn)Bankc，2003及其以前的年份取值為0，F(xiàn)Bankc，2004及其以后的年份取值均為1，變量設定規(guī)則如下:

系數(shù)β1＞0 說明在外資銀行開放政策推行后，位于外資銀行開放城市的民營企業(yè)出口額得到了顯著增長，反之則表明銀行業(yè)開放政策抑制了民營企業(yè)的出口。

Fixed中包括了回歸中所控制的固定效應的信息。企業(yè)的個體固定效應(αf) 用于控制不隨時間變化的企業(yè)特征；城市固定效應(αc) 用于控制僅隨城市變化的信息；行業(yè)—時間固定效應(αit) 用于控制在行業(yè)層面隨時間變化的信息?？刂谱兞?Control) 的選取參考何歡浪等(2021)，主要包括: 職工人數(shù)(Size)，使用企業(yè)職工人數(shù)取對數(shù)衡量；企業(yè)生產(chǎn)率(Productivity)，選用企業(yè)的勞動生產(chǎn)率，即企業(yè)生產(chǎn)附加值與企業(yè)員工人數(shù)的比值取對數(shù)；企業(yè)年齡(Age)，使用當年年份與企業(yè)開業(yè)時間的差值計算得到。Poe為衡量企業(yè)所有制的變量。我們剔除了樣本期間發(fā)生了所有制變化的樣本，同時剔除了外資企業(yè)，主要原因是外資企業(yè)的融資渠道可以來源于境外金融機構或者母公司的信貸支持，較少從國內(nèi)獲取信貸支持。

(二) 數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)主要包括中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫1998—2007 年數(shù)據(jù)和中國海關數(shù)據(jù)庫2000—2007 年數(shù)據(jù)。中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫樣本范圍包含全部國有企業(yè)以及主營業(yè)務收入500 萬元以上的非國有企業(yè)，以樣本企業(yè)的企業(yè)法人作為統(tǒng)計單位，包括企業(yè)的基本信息與財務數(shù)據(jù)。參考Brandt 等(2012) 的方法，本文統(tǒng)一行業(yè)的編碼，并將企業(yè)總資產(chǎn)、資本量為缺失值或負值的樣本，雇傭員工數(shù)小于8 人的樣本進行了刪除。

中國海關數(shù)據(jù)庫由中國海關依法對進出口貨物貿(mào)易進行數(shù)據(jù)統(tǒng)計，由海關總署綜合統(tǒng)計司負責海關數(shù)據(jù)的搜集、審核、報送和更正，內(nèi)容包括了出口企業(yè)的實際信息，包括企業(yè)出口的產(chǎn)品HS 代碼、FOB 價格、產(chǎn)品的出口數(shù)量和金額、企業(yè)的生產(chǎn)地和出口目的地等。本文根據(jù)海關數(shù)據(jù)與工企數(shù)據(jù)中的企業(yè)名稱、企業(yè)所在地郵編、企業(yè)電話號碼作為匹配變量，對兩個數(shù)據(jù)庫進行匹配，主要變量描述統(tǒng)計見表1。③具體匹配結果與變量構造方法請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”中表A2 和表A3。

表1 主要變量數(shù)據(jù)描述

四、實證結果分析

(一) 基本回歸結果分析

表2 報告了銀行業(yè)開放政策對民營企業(yè)出口影響的基本回歸結果，第(1) 列和第(2) 列使用企業(yè)出口額的對數(shù)作為被解釋變量，第(3) 列與第(4) 列使用企業(yè)是否出口的虛擬變量作為被解釋變量(當企業(yè)出口值大于0 時，取值為1，表明企業(yè)進入出口市場；反之為0)?；净貧w主要基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，回歸聚類在城市層面。首先，我們分析外資銀行開放政策對企業(yè)出口總額的影響，在第(1) 列中，本文未對樣本的固定效應進行控制，可以初步得到銀行業(yè)開放對民營企業(yè)的出口有顯著的促進作用；第(2) 列同時控制了企業(yè)、時間、城市以及行業(yè)—時間的固定效應，發(fā)現(xiàn)外資銀行開放促使民營企業(yè)的出口相對于國有企業(yè)增長了13.7%。①本文中回歸系數(shù)的反對數(shù) 的經(jīng)濟含義是，當其他條件不變時，外資銀行進入所帶來的處理組相對于控制組企業(yè)出口水平增加的倍數(shù)。相應地，e0.129－1＝0.137，即外資銀行開放使得民營企業(yè)的出口提高了13.7%。表2 第(3)、(4) 列中，被解釋變量為企業(yè)出口的虛擬變量，以此判斷外資銀行開放政策是否有利于促進更多的民營企業(yè)開展出口業(yè)務。第(3) 列使用線性概率模型，控制了固定效應的結果，第(4) 列使用Probit 模型進行回歸，F(xiàn)bank×Poe的系數(shù)顯著大于0，說明銀行業(yè)開放提高了民營企業(yè)的出口概率。基本回歸結果表明，外資銀行的開放政策擴大了民營企業(yè)出口規(guī)模，提高了民營企業(yè)出口的概率，這與理論模型部分推論1 的結論一致。

表2 基本回歸結果

(二) 實證方法有效性檢驗

1.平行趨勢檢驗

實證模型采用三重差分模型，該方法得以實施和適用的前提是平行趨勢，即銀行業(yè)開放的政策實施以前，處理組與控制組企業(yè)出口的趨勢應當沒有顯著性差異。參考已有文獻(Beck 等，2010)，本文首先使用雙向固定效應(two-way fixed effect，TWFE) 模型進行平行趨勢檢驗。具體估計方程如式(12) 所示:

圖3 報告了估計系數(shù)αk及其95%置信區(qū)間，實線和虛線部分分別匯報了TWFE 和IWE 的結果?？梢钥吹剑阢y行業(yè)開放政策實施以前，αk的回歸系數(shù)均不顯著，說明實驗組和對照組在銀行業(yè)開放政策推行前的趨勢是基本相同的，滿足平行趨勢假設。而在銀行業(yè)開放政策推行以后，估計系數(shù)顯著大于0，說明銀行業(yè)開放政策促進了民營企業(yè)的出口。

圖3 平行趨勢檢驗

2.安慰劑檢驗

中國在加入WTO 之前已進行過多輪談判，具體何年中國入世成功是無法預期的，所以對于微觀企業(yè)來說，外資銀行開放政策在時間上是滿足外生條件的。從外資銀行開放推行的城市來看，首先推行外資銀行開放業(yè)務的城市是上海、深圳、天津與大連，這與1994 年國家確立的11 個外資銀行開放城市并不完全重合，對于推行政策所在地的企業(yè)來說，政策發(fā)生城市的選擇也是相對外生的。但是，外資銀行開放的地區(qū)選擇仍然可能受一些不可觀測因素的影響，本文借鑒Lu 等(2017) 的方法，對回歸結果進行安慰劑檢驗，具體構造過程如下: 1998—2007 年，隨機選取城市作為外資進入的試點城市，得到隨機生成的政策影響變量Fbankfalse，替換方程(11) 中的Fbank變量，得到回歸方程:

圖4 安慰劑檢驗

(三) 穩(wěn)健性檢驗

本文依據(jù)中國入世時關于外資銀行的開放承諾表，構造三重差分模型驗證銀行業(yè)開放與企業(yè)出口之間的關系。對微觀出口企業(yè)來說，銀行業(yè)開放政策相對比較外生，因為不同城市民營企業(yè)的出口情況并不足以影響中國銀行業(yè)開放政策的制定。此外，本文也加入了企業(yè)層面的控制變量，用于控制銀行業(yè)開放與非開放城市內(nèi)的企業(yè)差異。但是，外資銀行開放城市的選擇仍然可能存在一些地區(qū)層面的潛在預期干擾，使得在政策發(fā)生前后，控制組與實驗組之間存在顯著差異。本文參考Gentzkow (2006) 的方法①穩(wěn)健性檢驗相關結果請見《經(jīng)濟科學》官網(wǎng)“附錄與擴展”。，分別使用企業(yè)數(shù)量、經(jīng)濟發(fā)展水平以及第三產(chǎn)業(yè)的比例與年份虛擬變量λt進行交乘，并引入方程(10) 中，以排除潛在預期效應對回歸結果的干擾，結果如表3 所示。在考慮了銀行業(yè)開放城市的預期效應后，回歸結果仍舊穩(wěn)健。

表3 排除潛在預期效應

(四) 異質性分析

前文的分析可以發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)開放顯著促進了民營企業(yè)的出口。那么銀行業(yè)開放對民營企業(yè)的影響是否具有異質性呢? 根據(jù)理論模型的結論，銀行業(yè)開放后，生產(chǎn)率較高的民營企業(yè)會從銀行獲得融資來支付國際貿(mào)易的額外成本，從而促進其出口。因此，在異質性討論中，本文分別根據(jù)企業(yè)生產(chǎn)率、經(jīng)營情況、規(guī)模、融資約束狀況以及貿(mào)易方式分組進行回歸，進一步分析銀行業(yè)開放對民營出口企業(yè)的異質性影響。

民營企業(yè)的平均資產(chǎn)規(guī)模較小，生產(chǎn)水平較低，抵御市場風險的能力較差，當商業(yè)銀行的發(fā)展水平較低時，主要基于企業(yè)所有制性質與規(guī)模進行判斷，無法有效辨別民營企業(yè)的經(jīng)營狀況。外資銀行進入，既可以直接貸款給優(yōu)質的民營企業(yè)，使得民營企業(yè)中經(jīng)營情況好、生產(chǎn)率高的企業(yè)更容易獲取銀行貸款(張金清和吳有紅，2010)，也有利于本土銀行業(yè)整體經(jīng)營水平的提升，提高國內(nèi)銀行風險的識別能力。因此，本文使用企業(yè)的勞動生產(chǎn)率(LP) 與資產(chǎn)回報率(ROA) 作為衡量企業(yè)經(jīng)營水平的指標，使用企業(yè)總資產(chǎn)(Scale) 衡量企業(yè)規(guī)模，然后計算企業(yè)生產(chǎn)率、資產(chǎn)回報率和規(guī)模的中位數(shù)，以此為臨界值，對樣本數(shù)據(jù)進行分組回歸，回歸結果如表4 所示。對于勞動生產(chǎn)率較高、資產(chǎn)回報率較高以及企業(yè)規(guī)模較大企業(yè)，銀行開放政策的效果顯著，而在經(jīng)營情況較差、生產(chǎn)率較低、企業(yè)規(guī)模偏小的企業(yè)中，銀行業(yè)開放政策對民營企業(yè)的出口并沒有顯著促進效果，這與Lai 等(2016) 的研究結果一致。外資銀行進入后，對本國企業(yè)的信貸支持表現(xiàn)出“撇脂效應”(cherry picking)，會緩解經(jīng)營狀況好、生產(chǎn)率高、規(guī)模大的企業(yè)的融資約束，促進其出口增長。

表4 異質性回歸結果Ⅰ

銀行業(yè)開放政策對民營企業(yè)出口的促進作用，主要通過降低民營企業(yè)的融資約束來實現(xiàn)，那么該政策對面臨資金嚴重短缺、融資約束較嚴重的企業(yè)，產(chǎn)生的效果會更加明顯嗎? 本文使用融資約束綜合指數(shù)(size-age index，SA 指數(shù)) 衡量企業(yè)的融資約束水平，以SA 指數(shù)的中位數(shù)作為臨界值，將數(shù)據(jù)分為融資約束嚴重(SA 指數(shù)高于中位數(shù)) 與融資約束不嚴重(SA 指數(shù)低于中位數(shù)) 的樣本進行回歸，結果見表5 第(1) 列和第(2)列。在企業(yè)資金短缺、融資約束嚴重的樣本中，銀行業(yè)開放政策顯著促進了民營企業(yè)的出口；而對于資金充裕的企業(yè)，銀行業(yè)開放政策對民營企業(yè)的出口并無顯著影響。中國出口企業(yè)中，加工貿(mào)易類企業(yè)具有一定的特殊性，其利用國內(nèi)廉價的勞動力資源、原材料和中間品進口，所產(chǎn)出的產(chǎn)品主要用于出口，且生產(chǎn)銷售多為跨國公司主導，多數(shù)產(chǎn)品為國外“貼牌”生產(chǎn)。由于加工貿(mào)易的特殊經(jīng)營方式，與一般貿(mào)易相比，加工貿(mào)易企業(yè)所面臨的融資約束相對較低(方齊云和劉東，2020)。本文將樣本中企業(yè)出口交貨值等于當年營銷金額，即生產(chǎn)全部用來出口的企業(yè)定義為加工貿(mào)易類企業(yè)，其他企業(yè)為一般貿(mào)易企業(yè)，對樣本進行分組回歸得到的結果如表5 第(3) 列和第(4) 列所示。研究發(fā)現(xiàn)，對于加工貿(mào)易類的民營企業(yè)，銀行業(yè)開放對其出口沒有影響，而對于一般貿(mào)易類企業(yè)，銀行業(yè)開放的促進作用顯著。

表5 異質性回歸結果Ⅱ

(五) 基于出口擴展邊際的分析

Hummels 和Klenow (2005) 對貿(mào)易產(chǎn)品結構進行了分解，將貿(mào)易的增長分解為集約邊際與擴展邊際。集約邊際主要是原有產(chǎn)品在數(shù)量與價格上的增加，而擴展邊際是在產(chǎn)品—目的地維度的拓展。中國出口增長主要體現(xiàn)在集約邊際(Manova 和Zhang，2009)。然而集約邊際比例過高一方面會惡化貿(mào)易條件，另一方面當國際市場出現(xiàn)波動時，由于產(chǎn)品種類單一，企業(yè)應對能力有限。而擴展邊際則不同，其增長意味著出口貿(mào)易范圍的增加，比如出口產(chǎn)品種類與出口目的地國家數(shù)量的增加，這有利于促進企業(yè)多元化經(jīng)營，增強抵御風險的能力。在融資約束與企業(yè)出口的研究中，學者們發(fā)現(xiàn)融資約束促進了企業(yè)出口的擴展邊際，對集約邊際的影響較小。因此，本文基于海關與企業(yè)合并數(shù)據(jù)，參考錢學鋒和熊平(2010) 的方法，對出口的擴展邊際在企業(yè)層面進行分解，分別研究銀行業(yè)開放對民營企業(yè)出口產(chǎn)品種類與出口目的地市場的影響。

表6 匯報了銀行業(yè)開放政策對企業(yè)出口擴展邊際的影響結果，第(1) 列和第(4)列的被解釋變量為企業(yè)出口產(chǎn)品種類(HS 6 位碼下分類) 與出口的國家數(shù)量，第(2)列和第(5) 列的被解釋變量為每年新增出口產(chǎn)品種類以及每年新增出口目的地數(shù)量。具體構造方法如下: 首先將企業(yè)每兩年進行對比，找到海關數(shù)據(jù)中兩年都持續(xù)出口的企業(yè)，在此基礎上，找到該企業(yè)出口信息中，新出口的產(chǎn)品種類以及出口到新國家的數(shù)量；第(3) 列和第(6) 列的被解釋變量為每年新出口產(chǎn)品的出口額，以及每年新出口目的地的國家的出口額，構造方法為在找到新出口產(chǎn)品和國家的基礎上，分別對它們的出口額進行加總。表6 的回歸結果驗證了推論2 與推論3，銀行業(yè)的開放政策促進了民營企業(yè)出口產(chǎn)品種類與出口國家數(shù)量的增加，促進了民營企業(yè)出口量在擴展邊際的增長。

表6 基于擴展邊際的回歸結果

(六) 影響機制的討論

銀行業(yè)的開放一方面可以促進外資銀行進入，為國內(nèi)信貸市場提供增量資金；另一方面會在一定程度上打破國內(nèi)銀行業(yè)“所有制歧視”，使原本無法獲得有效融資的民營企業(yè)能夠得到銀行的信貸支持，緩解企業(yè)融資約束。Chen 等(2019) 發(fā)現(xiàn)中國金融市場化程度提高、企業(yè)可以從銀行獲取更多的信貸支持時，企業(yè)會主動降低自身的商業(yè)信貸，調整融資結構。在此，本文檢驗銀行業(yè)開放對企業(yè)融資結構的影響，驗證銀行業(yè)開放是否改善了民營企業(yè)的融資結構，降低了融資約束。參考已有文獻，本文采用企業(yè)利息支出取對數(shù)作為衡量企業(yè)銀行信貸的指標(李志遠和余淼杰，2013)，使用企業(yè)應付賬款取對數(shù)作為衡量企業(yè)商業(yè)信貸的指標(馬述忠和張洪勝，2017)。另外，本文采用銀行信貸與商業(yè)信貸比值(Ratio) 衡量企業(yè)銀行信貸與商業(yè)信貸之間的替代關系，該數(shù)值較大，表明企業(yè)用更多的銀行信貸來替代商業(yè)信貸，反之則表明企業(yè)使用了更多的商業(yè)信貸來替代銀行信貸。

表7 匯報了回歸的結果，第(1) 列的被解釋變量為企業(yè)利息支出的對數(shù)值，利息支出越多，表明企業(yè)的銀行貸款金額越多，從而可以反映企業(yè)從銀行得到的融資越多。結果顯示，外資銀行的開放有利于民營企業(yè)利息支出的增加，民營企業(yè)會從銀行得到更多的貸款。第(2) 列的被解釋變量為應收賬款的對數(shù)，應收賬款越多，與該企業(yè)存在業(yè)務往來的企業(yè)之間的商業(yè)信貸越多。結果表明，外資銀行政策的開放也促進了民營企業(yè)商業(yè)信貸的增加。第(3) 列的被解釋變量為利息支出與應收賬款比值的對數(shù)值，該指標越大，表明與商業(yè)信貸相比，企業(yè)從銀行獲得資金的比例越高。回歸結果表明，外資銀行的開放促進了民營企業(yè)融資結構的改善，銀行信貸的比重不斷上升。因此，銀行業(yè)開放使得民營企業(yè)可以得到更多的銀行信貸，可以替代商業(yè)信貸，改善融資結構。

表7 影響機制的分析

五、結論與政策建議

中國入世后，民營出口企業(yè)快速增長，成為中國外貿(mào)發(fā)展的強力引擎。但是中國銀行業(yè)普遍存在信貸“所有制歧視”，民營企業(yè)面臨嚴重的融資困境。本文基于融資方式選擇的視角，研究中國銀行業(yè)開放如何促進民營企業(yè)出口，為中國出口增長提供了一種新的解釋。

本文在理論部分引入貿(mào)易融資中商業(yè)信貸與銀行信貸的選擇，論證了銀行業(yè)開放政策對企業(yè)出口的影響機制。在實證研究部分，本文使用中國入世承諾中外資銀行漸進開放的地區(qū)時間表特征和企業(yè)所有制性質，構建三重差分模型，研究了中國銀行業(yè)開放政策對民營企業(yè)出口的影響。研究發(fā)現(xiàn)，中國銀行業(yè)的開放對民營出口企業(yè)具有積極作用，不僅對出口總量的提升有正面影響，對出口擴展邊際的增長也有積極作用。通過對出口擴展邊際的分解，我們發(fā)現(xiàn)銀行業(yè)的開放政策不僅有利于民營企業(yè)出口新的產(chǎn)品，而且有利于增加出口產(chǎn)品種類、拓展出口市場，從而擴大出口多元化增長。然而，中國銀行業(yè)開放具有較強的“撇脂效應”，對于生產(chǎn)率較高、規(guī)模較大、經(jīng)營狀況優(yōu)良的民營出口企業(yè)，會產(chǎn)生積極的作用，而對于經(jīng)營表現(xiàn)較差和規(guī)模較小的民營企業(yè)并沒有顯著的影響。

基于研究結論，本文的主要政策啟示是: 第一，中國應當繼續(xù)擴大銀行業(yè)開放，改善銀行業(yè)的“所有制歧視”，更好地服務于民營經(jīng)濟和民營出口企業(yè)。根據(jù)本文的研究結論，中國銀行業(yè)開放可以優(yōu)化民營企業(yè)的融資結構，優(yōu)質的民營企業(yè)可以使用更多銀行信貸來替代商業(yè)信貸，促進出口增長。因此，應當繼續(xù)擴大和深化中國金融業(yè)對外開放和對內(nèi)改革，不斷推動外資投資便利化，放寬外資設立機構條件，擴大外資機構業(yè)務范圍等，借助外資銀行在民營企業(yè)貸款的優(yōu)勢和經(jīng)驗，緩解民營企業(yè)與銀行之間的信息不對稱，消除民營企業(yè)所面臨的隱性融資壁壘，改善和優(yōu)化融資結構，為民營企業(yè)提供公平的外部融資環(huán)境，助力民營企業(yè)的出口和發(fā)展，提升金融服務于實體經(jīng)濟的質效。第二，關注中小民營企業(yè)的融資問題，穩(wěn)住民營經(jīng)濟在出口中的作用。研究發(fā)現(xiàn)，銀行業(yè)開放對民營企業(yè)出口的促進作用具有“撇脂效應”，出口市場中中小民營企業(yè)的融資問題依然嚴峻。因此，在中國銀行業(yè)進入“全面開放”的新階段、繼續(xù)擴大銀行業(yè)開放促進出口的同時，應當關注中小民營企業(yè)的融資問題，通過銀行業(yè)服務模式創(chuàng)新、技術創(chuàng)新，借助供應鏈金融等融資方式，促進銀行信貸和商業(yè)信貸之間的融合，加快推進中小企業(yè)的信用體系與融資擔保平臺的建設，不斷為中小企業(yè)提供更加規(guī)范和便捷的融資渠道，提升中小民營企業(yè)抵御外部沖擊和風險的能力，保證中國外貿(mào)的平穩(wěn)健康發(fā)展。