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    金融開放、自主創(chuàng)新與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量
    ——來自外資銀行進入中國的經(jīng)驗分析

    2021-12-28 02:15:54
    財貿(mào)研究 2021年11期
    關(guān)鍵詞:外資銀行產(chǎn)品質(zhì)量出口

    盛 斌 王 浩

    (南開大學,天津 300071)

    一、引言及文獻評述

    出口產(chǎn)品質(zhì)量對國際貿(mào)易競爭力、貿(mào)易增長以及企業(yè)成本加成率具有顯著促進作用(Roberts et al.,2012; Jaimovich et al.,2012;許明 等,2016)。加入WTO以來,隨著貿(mào)易自由化進程的推進和貿(mào)易政策不確定的下降,中國出口貿(mào)易經(jīng)歷了持續(xù)的高速增長,連續(xù)多年位居全球第一大貨物貿(mào)易出口國的地位,但出口產(chǎn)品質(zhì)量卻難言樂觀,與世界主要發(fā)達國家存在明顯差距,甚至有陷入“低質(zhì)量陷阱”的危險(李坤望 等,2014;Feenstra et al.,2014)。更重要的是,國內(nèi)要素紅利衰減和新興經(jīng)濟體快速嵌入全球價值鏈分工體系逐漸削弱了中國出口企業(yè)的成本優(yōu)勢,使得支撐中國對外貿(mào)易總量持續(xù)攀升的傳統(tǒng)比較優(yōu)勢日漸式微。2019年11月,中共中央、國務院發(fā)布《關(guān)于推進貿(mào)易高質(zhì)量發(fā)展的指導意見》,提出增強貿(mào)易創(chuàng)新能力,推動一批重點行業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量達到國際先進水平,積極采用先進技術(shù)和標準,提高產(chǎn)品質(zhì)量。由此,改進和提升出口產(chǎn)品質(zhì)量成為中國重新構(gòu)筑出口競爭優(yōu)勢、打破全球價值鏈“低端鎖定”困局、擴大貿(mào)易利得的重要途徑。出口產(chǎn)品質(zhì)量升級需要大量的人力、物力、財力以及研發(fā)創(chuàng)新作為支撐,而金融作為國民經(jīng)濟的血脈,在優(yōu)化資源配置和布局、推動實體企業(yè)創(chuàng)新等方面具有不可忽視的重視作用(白欽先 等,2006;Hsu et al.,2014)。然而,大型國有商業(yè)銀行的壟斷地位和金融抑制現(xiàn)象同時存在致使中國的金融體系長期存在資源配置效率低下的問題,難以有效發(fā)揮金融支持制造強國的功能。在推動中國對外貿(mào)易發(fā)展、實現(xiàn)“創(chuàng)新驅(qū)動、質(zhì)量為先”戰(zhàn)略目標的過程中,構(gòu)建高效率運轉(zhuǎn)的金融體系成為中國政策制定者和學界共同關(guān)注的重大學術(shù)課題。

    大量研究表明,通過發(fā)揮“鯰魚效應”和“外溢效應”的作用,金融開放對于推動金融發(fā)展和提高金融體系資源配置效率具有積極意義(Levine,1997;Chinn et al.,2006;Edwards et al.,2009)。作為金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要組成部分,“十三五”規(guī)劃和中共十九大報告均將金融開放作為中國構(gòu)建新型開放型經(jīng)濟格局的關(guān)鍵舉措。2018年以來,中國先后出臺一系列政策,以加速金融業(yè)開放步伐,如《關(guān)于進一步擴大金融業(yè)對外開放的有關(guān)舉措》、《關(guān)于修改〈外資保險公司管理條例〉和〈外資銀行管理條例〉的決定》以及《關(guān)于進一步做好利用外資工作的意見》。中國的金融體系是銀行主導型,外資銀行進入是觀察中國金融開放進程不可或缺的維度(1)從狹義的角度分析,金融開放主要包括兩個方面:一是金融業(yè)開放,主要指金融機構(gòu)開放和金融市場開放;二是指資本賬戶開放以及與之相關(guān)的機制市場化改革,如匯率形成機制改革,貨幣國際和資本跨境自由流動等。。截至2019年底,中國境內(nèi)外資銀行機構(gòu)數(shù)達933家,服務網(wǎng)絡(luò)遍及中國27個省份,涉及50個城市,其中包括41家外商獨資銀行、118家母行直屬分行、345家外商獨資銀行直屬分行和187家代表處。在中國銀行體系日漸完善的過程中,外資銀行實現(xiàn)了從補充角色到“推動者”角色的轉(zhuǎn)變,成為中國銀行業(yè)發(fā)展的重要力量。那么以外資銀行進入為表征的金融開放是否提升了企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量呢?在中國經(jīng)濟處于向高質(zhì)量發(fā)展階段轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時期,通過實施高水平金融開放、發(fā)揮金融開放的制度紅利是金融支持制造強國建設(shè)的題中之義。鑒于此,本文以外資銀行進入為切入點,考察金融開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的效應和機制。這不僅有助于發(fā)掘驅(qū)動中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量提升的因素,切實推進“貿(mào)易強國”戰(zhàn)略,也有助于深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,推動金融支持制造強國建設(shè)。

    現(xiàn)有研究從諸多方面探討了出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響因素,如貿(mào)易自由化(Amiti et al.,2013)、中間品進口(Bas et al.,2015)、勞動報酬(許明,2016)、人民幣匯率變動(張明志 等,2018)、FDI(李瑞琴 等,2018)、服務業(yè)外資管制放松(彭書舟 等,2020)。然而,既有研究鮮少從金融開放角度考察中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級問題。事實上,金融開放促進本土銀行業(yè)競爭,有助于解決長期以來困擾中國金融體系的低效率和金融抑制問題,進而緩解限制企業(yè)創(chuàng)新活動的融資約束,支持出口企業(yè)改善產(chǎn)品質(zhì)量(蘭健 等,2019;劉慧 等,2021)。此外,金融開放帶來了資本、國內(nèi)外先進金融科技以及擁有先進經(jīng)驗的金融管理者等高端金融服務要素,企業(yè)可接觸的金融服務的種類得到擴大以及質(zhì)量得以提高,有效增強了企業(yè)應對國際市場不確定性和風險的能力,提高了企業(yè)出口傾向和出口強度,有利于“出口學習效應”發(fā)揮,促使企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。由此可見,金融開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響是值得研究的重要問題。有關(guān)金融開放政策效應領(lǐng)域的文獻則主要在宏觀層面探討了金融開放與經(jīng)濟增長(Bekaert et al.,2011;楊繼梅 等,2020)、經(jīng)濟波動(Mishkin,2006;Karolyi et al.,2018)以及金融體系效率(Lensink et al.,2004;Lehner et al.,2008)之間的關(guān)系,較少探討金融開放對微觀企業(yè)績效的影響。

    與以往文獻相比,本文的邊際貢獻在于:(1)在理論研究方面,已有關(guān)于金融發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的研究均從內(nèi)部金融擴張、銀行競爭、集群商業(yè)信用等視角展開,本文則以外資銀行進入為切入點,將金融發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量的研究視角延伸至外部,既拓展了金融發(fā)展對出口產(chǎn)品質(zhì)量影響的研究,也豐富了出口產(chǎn)品質(zhì)量升級影響因素領(lǐng)域方面的文獻。(2)金融開放引發(fā)的經(jīng)濟波動、金融風險等負面影響一直是學術(shù)界關(guān)注的焦點問題。本文則基于貿(mào)易升級視角,提供了金融開放與制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的微觀企業(yè)證據(jù),有助于全面地、科學地評估金融開放政策的經(jīng)濟效應,因此,從實踐指導意義來看,本文的研究為中國金融開放政策的制定提供了可借鑒的經(jīng)驗依據(jù)。(3)在內(nèi)生性問題處理上,本文采用1994年城市層面的外資銀行機構(gòu)數(shù)目的歷史數(shù)據(jù)通過構(gòu)造工具變量和多時點DID模型的方法識別外資銀行進入對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的因果效應,從而增強了結(jié)論可靠性。

    二、理論分析

    本部分借鑒Melitz et al.(2008)、Antoniades(2015)的研究,先簡要闡述企業(yè)創(chuàng)新與出口產(chǎn)品質(zhì)量間的關(guān)系,在此基礎(chǔ)上,具體分析外資銀行進入對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制,從而構(gòu)建外資銀行進入影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的邏輯鏈條,進而為下文實證分析提供理論支撐。

    (一)消費者行為假設(shè)

    假定代表性消費者的效用函數(shù)為:

    (1)

    (2)

    給定市場規(guī)模L,得到廠商總的需求函數(shù):

    (3)

    (二)廠商行為假設(shè)

    企業(yè)創(chuàng)新引致產(chǎn)品質(zhì)量升級,且創(chuàng)新存在固定成本。由此設(shè)定企業(yè)成本函數(shù)如下:

    TCi=qici+θ(zi)2

    (4)

    其中,第一項表示生產(chǎn)的可變成本,第二項表示創(chuàng)新的固定成本,參數(shù)θ刻畫了企業(yè)生產(chǎn)成本對創(chuàng)新的靈敏度。θ越大,表明企業(yè)生產(chǎn)成本隨著企業(yè)創(chuàng)新而大幅上升,即企業(yè)創(chuàng)新能力越弱,反之則越強。企業(yè)的決策步驟為:第一步,在給定產(chǎn)品質(zhì)量水平下,企業(yè)產(chǎn)品價格設(shè)定為邊際成本的加成;第二步,企業(yè)根據(jù)利潤最大化原則決定產(chǎn)品產(chǎn)量。在Melitz et al.(2008)的框架下,假設(shè)在位企業(yè)和退出企業(yè)的邊際成本臨界值為CD,邊際成本為CD的企業(yè)利潤為零,產(chǎn)品產(chǎn)量q(CD)為0。此時,企業(yè)利潤函數(shù)可表示為(2)限于篇幅,具體推導過程不再展開,備索。:

    (5)

    將式(5)對z進行求導,得到企業(yè)利潤最大化條件下選擇的最優(yōu)產(chǎn)品質(zhì)量:

    (6)

    將z*對θ進行求導,得到:

    (7)

    式(7)表明,利潤最大化下的產(chǎn)品最優(yōu)質(zhì)量隨著企業(yè)創(chuàng)新能力的上升(θ值下降)而提高。因此,如何促進企業(yè)創(chuàng)新、提高企業(yè)創(chuàng)新能力成為企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級的關(guān)鍵所在。

    (三)外資銀行進入和企業(yè)創(chuàng)新

    梳理現(xiàn)有文獻,本文將外資銀行進入對企業(yè)創(chuàng)新的影響歸納為以下兩個方面:一是融資約束緩解效應。外資銀行進入通過以下途徑緩解企業(yè)融資約束,支持企業(yè)創(chuàng)新活動:(1)外資銀行進入為東道國企業(yè)提供了利用國際資本市場的途徑,客觀上會在東道國信貸市場形成引資效應,從而提高企業(yè)融資可得性。(2)外資銀行進入促使東道國銀行系統(tǒng)競爭加劇(Claessens et al.,2001;陳雄兵 等,2012),而競爭性銀行業(yè)市場結(jié)構(gòu)有利于緩解企業(yè)融資約束。一方面,銀行業(yè)競爭促使信貸市場由賣方市場向買方市場轉(zhuǎn)變,從而提高了企業(yè)談判能力,也迫使銀行提高經(jīng)營效率和服務質(zhì)量,有利于降低貸款利率和抵押品擔保門檻,優(yōu)化貸款審批流程,從而改善企業(yè)外部融資環(huán)境。另一方面,面對外資銀行爭奪優(yōu)質(zhì)客戶的競爭壓力,本土銀行有動力改變自身風險承擔意愿,加大搜集和挖掘企業(yè)信息力度,使得原本因信息不透明程度較低而被排斥出信貸市場的中小企業(yè)更易獲得銀行信貸支持(Clarke et al.,2006)。(3)外資銀行進入通過溢出效應促使東道國企業(yè)信貸融資成本下降。外資銀行通常在信息搜集、貸后監(jiān)管、風險項目篩選、風險轉(zhuǎn)移和管理等方面存在技術(shù)優(yōu)勢,在溢出效應影響下,通過示范、人員流動、競爭等渠道提高了本土銀行在高風險、強信息不對稱的創(chuàng)新項目上的篩選和甄別能力,有助于降低銀企間信息不對稱程度,促使銀行對創(chuàng)新項目要求更低的風險溢價,從而緩解創(chuàng)新企業(yè)的融資約束。

    二是出口促進效應。企業(yè)參與出口活動既能夠通過“出口學習”效應獲得新技術(shù)、新知識,也可以通過出口獲得“規(guī)模經(jīng)濟”效應來降低生產(chǎn)成本,從而促進企業(yè)創(chuàng)新。一方面,隨著企業(yè)出口和銷售的增加,企業(yè)利潤函數(shù)會發(fā)生變化,為獲得更高的利潤,企業(yè)往往會采用更高水平的技術(shù),從而產(chǎn)生“引致技術(shù)升級”效應(Bustos,2011),或者企業(yè)為更好地從出口中學習而事前進行研發(fā)(Dai et al.,2013),進而激勵企業(yè)進行創(chuàng)新。然而,相比國內(nèi)市場,國際市場具有更大的不確性和風險,如匯兌風險、目的國政治風險及海外分銷商違約風險等,因此出口企業(yè)對外匯業(yè)務、國際金融與風險管理等金融服務方面的要求較高。相比于本土銀行,跨國經(jīng)營的外資銀行在海外市場信息搜集、外匯業(yè)務及國際金融業(yè)務等方面存在比較優(yōu)勢,能有效支持企業(yè)出口活動,如外資銀行可以利用其廣泛存在的海外分支機構(gòu)進行跨國調(diào)查,合理評估海外市場出口收益和市場狀況,從而促進企業(yè)出口(De Nicola et al.,2017)。此外,外資銀行憑借其覆蓋全球的交易和結(jié)算網(wǎng)絡(luò),幫助企業(yè)快速實現(xiàn)跨境軋差交易結(jié)算,提高企業(yè)外匯運營效率,以有效規(guī)避匯兌損失。另一方面,外資銀行進入帶來的市場競爭效應,迫使國內(nèi)金融服務商改善經(jīng)營效率,擴大金融服務產(chǎn)品的種類,并相應提高質(zhì)量,使得優(yōu)質(zhì)金融產(chǎn)品和服務惠及更多下游制造業(yè),以重塑企業(yè)生產(chǎn)優(yōu)勢(Liu et al.,2020)。如高效率的國際信用證、托收服務不僅幫助企業(yè)縮短出口交易周期,及時規(guī)避匯率、市場風險,而且也加速了企業(yè)的出口經(jīng)營周期,減少出口活動帶來的時間延誤導致的成本增加問題,降低企業(yè)出口的固定成本和可變成本,促使更多企業(yè)開展出口活動。因此外資銀行進入通過直接或間接效應提高了企業(yè)出口參與度和出口強度,有利于企業(yè)在“邊出口、邊學習”過程中提高創(chuàng)新能力。

    總結(jié)上述理論分析,外資銀行通過融資約束緩解效應和出口促進效應增強企業(yè)創(chuàng)新能力,進而對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級發(fā)揮正向影響。至此,本文提出如下研究假說:

    H1:外資銀行進入有助于促進企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。

    H2:外資銀行進入通過發(fā)揮融資約束緩解效應和出口促進效應促進企業(yè)創(chuàng)新,進而影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

    三、計量模型、變量和數(shù)據(jù)

    (一)計量模型設(shè)定

    本部分構(gòu)建中介效應模型,以對前文理論部分進行驗證。具體形式如下:

    (M1)

    (M2)

    (M3)

    M1考察了外資銀行進入對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響;M2考察了外資銀行進入對企業(yè)創(chuàng)新的影響;M3識別了創(chuàng)新在金融開放影響企業(yè)出口質(zhì)量的中介效應。根據(jù)中介效應模型理論,創(chuàng)新的中介效應主要通過兩方面體現(xiàn):一是M2中外資銀行進入對企業(yè)創(chuàng)新的影響;二是在M1中加入創(chuàng)新變量后,考察M1和M2的估價結(jié)果——中外資銀行進入的系數(shù)變化。

    (二)變量說明

    (1)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。本文對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的測算采用事后推理法(施炳展 等,2014),該測算方法定位在“企業(yè)-國家-產(chǎn)品-年份”等四個維度。在產(chǎn)品需求函數(shù)基礎(chǔ)上,將企業(yè)i對h國出口的以海關(guān)HS-8編碼的產(chǎn)品數(shù)量表示為:

    (8)

    將式(8)進行對數(shù)化處理,得到:

    ln Qiht=χiht-σln piht+ωiht

    (9)

    (2)外資銀行進入。本文基于中國銀保監(jiān)會提供的金融許可證信息,從而識別出城市j在t年的外資銀行(包括法人銀行、分行、支行)數(shù)量FBjt,并以FB_enterjt=ln(1+FBjt)來衡量地級市層面的金融開放程度。

    (3)企業(yè)創(chuàng)新?,F(xiàn)有文獻在刻畫企業(yè)創(chuàng)新能力時主要使用TFP(全要素生產(chǎn)率)、R&D費用、新產(chǎn)品產(chǎn)值、企業(yè)專利申請量等指標。理論上,學者們將產(chǎn)出中無法被要素累積所解釋的部分TFP歸功于技術(shù)進步,然而,即使在不存在技術(shù)進步的情況下,僅是要素組合發(fā)生改變也能帶來產(chǎn)出的增長,因此使用TFP衡量企業(yè)創(chuàng)新存在較大誤差。如李兵等(2016)指出,使用OP、LP、ACF等參數(shù)、半?yún)?shù)方法估計出的TFP與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)聯(lián)度較弱。R&D費用、新產(chǎn)品產(chǎn)值等指標在中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中存在多個年度的樣本缺失,樣本損失問題嚴重。本文使用專利申請數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新能力,其優(yōu)勢在于:一方面,專利是企業(yè)創(chuàng)新活動的直接結(jié)果,因此使用專利申請數(shù)量能直觀體現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新能力;另一方面,專利是公開的,更新頻率高,數(shù)據(jù)可得性和及時性較高,有利于把握最新的技術(shù)趨勢。

    (4)控制變量。參考許和連等(2016)、張明志等(2018)、李瑞琴等(2018)的研究辦法,本文選擇如下控制變量:行業(yè)競爭程度(hhi),用三分位行業(yè)層面的企業(yè)市場份額平方和來度量市場競爭程度;行業(yè)外資占有率(fdir),用行業(yè)外資(包括港澳臺資本和外商資本)占該行業(yè)實收資本的份額表示;企業(yè)規(guī)模(size),采用企業(yè)職工數(shù)量對數(shù)值衡量;企業(yè)年齡(age),采用樣本年份減去企業(yè)開業(yè)時間后加1的對數(shù)值表示;企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp),利用Head et al.(2003)的方法進行測算; 加工貿(mào)易強度(pti),用企業(yè)加工貿(mào)易出口額占總出口額的比重衡量;企業(yè)資本密集度(kir),用人均固定資產(chǎn)取對數(shù)表示,對企業(yè)固定資產(chǎn)總額用以2000年為基期的固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)進行平減;人民幣匯率(rexchange),采用企業(yè)層面人民幣實際匯率值表示。

    (三)數(shù)據(jù)來源及處理

    本文涉及的數(shù)據(jù)來源主要包括:一是2000—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和相應年份的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的匹配數(shù)據(jù)。匹配前按照通行的做法對原始工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行清理,并將樣本期內(nèi)工業(yè)企業(yè)行業(yè)代碼按照GB/T4754-2002進行調(diào)整;對海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的處理參見施炳展等(2014)的研究。參考既有研究對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和中國海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫的匹配方法,最終本文得到2000—2013年144284家企業(yè),共556673個樣本觀測值。二是國家知識產(chǎn)權(quán)局發(fā)布的《中國專利數(shù)據(jù)庫文摘》,通過將專利數(shù)據(jù)按照企業(yè)年份進行加總得到企業(yè)層面各年度的專利總數(shù)和發(fā)明專利、實用新型專利的具體申請數(shù)量。隨后,本文使用企業(yè)名稱、企業(yè)簡稱、企業(yè)關(guān)鍵詞等字段將專利數(shù)據(jù)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)進行合并。三是中國銀保監(jiān)會提供的金融機構(gòu)許可證信息,包括金融機構(gòu)的名稱、成立日期、退出日期、機構(gòu)地址、機構(gòu)類型等信息。本文根據(jù)銀監(jiān)會發(fā)布的《金融許可證機構(gòu)編碼編制規(guī)則(試行)》和分支機構(gòu)成立日期及退出日期,保留當年地級市層面的商業(yè)銀行分支機構(gòu)樣本,并利用銀保監(jiān)會提供的《外國及港澳臺銀行分行名單》識別外資銀行。

    除上述數(shù)據(jù)來源外,本文其他數(shù)據(jù)來源有:用于計算企業(yè)層面實際匯率的IFS(International Financial Statistics)數(shù)據(jù)庫和EIU(Economist Intelligence Unit)數(shù)據(jù)庫;各行業(yè)外資使用情況來自于2000—2013年的《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》。

    四、經(jīng)驗估計結(jié)果及分析

    (一)基準估計結(jié)果

    表1匯報了對M1進行全樣本估計的基準結(jié)果。第(1)列為僅考慮年份、城市固定效應情況下外資銀行進入對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。結(jié)果顯示,F(xiàn)B_enter系數(shù)在1%的水平下顯著為正,表明外資銀行進入顯著促進了企業(yè)出口質(zhì)量提高。第(2)列考慮了行業(yè)層面變量和行業(yè)固定效應的影響;第(3)列繼續(xù)加入企業(yè)層面變量并進行面板RE(隨機效應)估計。第(4)列運用面板FE(固定效應)模型控制企業(yè)固定效應,發(fā)現(xiàn)FB_enter系數(shù)絕對值和顯著性均未發(fā)生顯著變化,反映出在剔除眾多因素影響之后,外資銀行進入仍然對企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級發(fā)揮了明顯的促進作用。第(5)列進一步控制了二位碼層面的行業(yè)-年份固定效應和省份-年份固定效應,雖然此時外資銀行進入對企業(yè)質(zhì)量升級的解釋力有所減弱,但仍在1%的水平下顯著??紤]到市場潛力、基礎(chǔ)設(shè)施、制度環(huán)境等因素會影響外資銀行在華區(qū)位選擇,造成外資銀行進入城市樣本與未進入城市樣本存在系統(tǒng)差異,從而有可能導致上述估計結(jié)果因樣本選擇偏差而有所偏誤,因此本文采用Heckman兩階段模型糾正樣本偏差的影響。第(6)列報告了糾正樣本選擇偏差影響的估計結(jié)果,其中,逆米爾斯比率(imr)顯著為正,證實了控制樣本選擇偏誤的合理性,并且核心解釋變量FB_enter仍顯著為正,表明在考慮樣本選擇偏差問題后,核心結(jié)論未受影響。綜合表1估計結(jié)果可知,外資銀行進入顯著提升了所在區(qū)域內(nèi)企業(yè)口產(chǎn)品質(zhì)量,是影響中國出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要驅(qū)動力。

    表1 基準估計結(jié)果

    (續(xù)表1)

    (二)內(nèi)生性問題處理

    (1)工具變量法。本文將1994年城市外資金融機構(gòu)數(shù)目fb_94作為外資銀行進入的工具變量,并進行兩階段最小二乘法(2SLS)回歸。表2的第(1)列中第一階段估計結(jié)果顯示,fb_94估計系數(shù)在1%水平上顯著為正,且第一階段F值統(tǒng)計量為25373.38,遠遠大于10,說明城市外資銀行進入與該城市歷史上外資金融機構(gòu)數(shù)目存在較強相關(guān)性,滿足工具變量相關(guān)性要求。表2的第(2)列中第二階段回歸結(jié)果中,Kleibergen-PaapK rk LM檢驗(識別不足檢驗)和Kleibergen-Paap Wald rk F檢驗(弱識別檢驗)均顯著拒絕了原假設(shè),說明本文工具變量的選擇存在合理性。2SLS估計結(jié)果顯示,F(xiàn)B_enter系數(shù)值為0.0078,在1%水平上顯著為正,表明在考慮內(nèi)生性問題后,外資銀行進入確實有助于提升區(qū)域內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

    表2 內(nèi)生性問題處理

    (2)雙重差分法。2001年加入世界貿(mào)易組織(WTO)后,中國為履行入世后對銀行業(yè)全面開放的承諾,需要在五年過渡期內(nèi)分批次取消對外資銀行進入的地域限制。在過渡期內(nèi),外資銀行準許進入城市受制于行政命令,因此對企業(yè)而言相當于外生沖擊,這有助于緩解內(nèi)生性困擾。基于此,本文將中國加入WTO后逐步放開外資銀行準入限制視為一個準自然實驗,通過建立多時點DID(雙重差分)模型重新檢驗外資銀行進入的質(zhì)量升級效應,具體形式如下:

    (10)

    其中,Enterjt的賦值原則是:如果城市j在t年屬于準許外資銀行進入城市,Enterjt則為1,否則為0。根據(jù)DID模型,Enter等于0識別了外資銀行進入之前以及沒有外資銀行進入的樣本,即對照組;Enter等于1識別了外資銀行進入樣本,即處理組。參數(shù)β衡量了處理效應大小,即外資銀行進入企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。由于2006年底之后,全國范圍內(nèi)取消對外資銀行準入限制,因此限定式(10)的樣本時間段為2000—2006年,回歸結(jié)果見表2第(3)列。結(jié)果顯示,Enter的系數(shù)估計值顯著為正,說明相對于外資銀行進入之前以及沒有外資銀行進入的城市,外資銀行進入明顯促進了進駐城市內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。

    運用多時點DID模型需要滿足平行趨勢假設(shè),即:外資銀行進入之前,對照組和處理組的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量變動具有相同的趨勢;而在移除外資銀行準入限制之后,處理組內(nèi)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量需要顯著高于對照組。為檢驗是否滿足平行趨勢條件,本文以外資銀行進入當年作為基準組,并估計以下方程:

    (11)

    其中,βn(n=-1,-2,-3,-4)刻畫了相對于外資銀行進入當年,外資銀行進入前1~4年內(nèi)對照組和處理組企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量變動趨勢;βm(m=1,2,3,4,5)刻畫了相對于外資銀行進入當年,外資銀行進入后1~5年對照組和處理組企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量變動趨勢。平行趨勢假設(shè)要求βn不顯著,βm顯著大于0,圖1展示了平行趨勢檢驗的結(jié)果(3)限于篇幅,式(3)的平行趨勢回歸結(jié)果未報告,備索。。圖1顯示,在90%的置信區(qū)間內(nèi),βn并不顯著異于0,而βm則顯著大于0,平行趨勢檢驗通過,表明基于DID模型的估計結(jié)果是可靠的。

    圖1 平行趨勢檢驗圖

    (三)穩(wěn)健性檢驗

    (1)采用不同指標衡量主要變量。本文采用虛擬變量FB_dum來刻畫外資銀行進入行為。具體的,如果城市j在t年存在外資銀行,則FB_dum賦值為1,否則為0,結(jié)果報告在表3的第(1)列。目前,對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的衡量除了本文所使用的KSW方法外,還有一種應用較為廣泛的方法是供給需求信息加總測算法(簡稱FR方法)。本文借鑒余淼杰等(2017)對FR方法的拓展,重新測算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量并進行基準回歸,結(jié)果報告在表3的第(2)列。在表3的第(1)列和第(2)列中,F(xiàn)B_dum和FB_enter的系數(shù)均1%水平上顯著為正,表明指標變換并未實質(zhì)性改變本文核心結(jié)論。

    (2)高維面板估計?;鶞驶貧w證實了外資銀行進入對微觀企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的積極影響,如果這種影響是穩(wěn)健的,那么我們應該在中觀層面發(fā)現(xiàn)了經(jīng)驗證據(jù)。為此,我們進一步將本文企業(yè)層面的面板數(shù)據(jù)處理成“城市-行業(yè)-所有制”的高維面板數(shù)據(jù),從而考察外資銀行進入對中觀層面出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。另外,高維面板樣本可以為本文的實證估計帶來另一方面的優(yōu)勢,即控制企業(yè)出口動態(tài)的影響。李坤望等(2014)的研究認為,企業(yè)出口動態(tài)對中國出口產(chǎn)品質(zhì)量具有顯著影響,而基于企業(yè)層面的樣本數(shù)據(jù)則忽略了企業(yè)進入、退出引致的資源配置效應對出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響,這有可能導致本文核心結(jié)論有所偏誤?!俺鞘?行業(yè)-所有制”的高維面板樣本則涵蓋了企業(yè)進入、退出的影響,有助于得到更穩(wěn)健的結(jié)論。表3的第(3)列匯報了基于高維面板數(shù)據(jù)的估計結(jié)果。其中,F(xiàn)B_enter在5%的水平顯著為正,表明即使在中觀層面上,外資銀行進入依然顯著促進了中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量改善,本文結(jié)論具有較強穩(wěn)健性。

    表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

    (3)基于外資銀行進入管制全面放松的外生沖擊檢驗。2006年末,中國政府相繼頒布《中華人民共和國外資銀行管理條例》和《中華人民共和國外資銀行管理條例實施細則》,解除對外資銀行進入?yún)^(qū)域和人民幣業(yè)務的管制措施,取消對外資銀行在華經(jīng)營的非審慎性限制,中國銀行業(yè)開放進入嶄新的發(fā)展階段。在本文樣本期內(nèi),從外資銀行進入數(shù)量來看,2000—2006年城市層面的外資銀行數(shù)目的中位數(shù)為0,而2007—2013年這一數(shù)值則為2;從外資銀行進入?yún)^(qū)域來看,2000—2006年外資銀行進入城市共計25個,而2007—2013年外資銀行的進入?yún)^(qū)域則擴大至全國27個省份60個城市?;谝陨鲜聦?,我們推測外資銀行進入促進中國企業(yè)出口質(zhì)量升級的效果在2006年之后可能要更加顯著。為此,本文設(shè)置虛擬變量year_dum來識別2006年之后的樣本年份,并通過在基準方程中引入fb_deregulation變量的方式來驗證上述推測,其中,fb_deregulation是FB_enter與year_dum的交互項,用以刻畫2006年之后外資銀行進入對中國企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響,結(jié)果見表3的第(4)列。結(jié)果顯示,fb_deregulation系數(shù)顯著為正,意味著相較于2006年之前,外資銀行對企業(yè)出口質(zhì)量的提升力在2006年之后要更強,證實了本文之前的猜測。同時,F(xiàn)B_enter系數(shù)仍在10%的水平上為正,表明在利用外資銀行進入管制全面放松的這一外生沖擊削弱潛在的內(nèi)生性擔憂后,本文核心結(jié)論仍然成立。

    (4)數(shù)據(jù)截留和異常值問題??紤]到本文測算得到的出口產(chǎn)品質(zhì)量指標取值大都介于0和1之間,具有明顯的范圍限制,基準回歸所得結(jié)論可能因數(shù)據(jù)截留問題而有所偏誤。為穩(wěn)健起見,本文采用雙限制Tobit模型重新估計基準模型,估計結(jié)果見表3的第(5)列。另外,為進一步排除異常值干擾,本文對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量進行上下1%縮尾后重新回歸,結(jié)果見表3的第(6)列。根據(jù)表3的第(5)列、第(6)列可知,F(xiàn)B_enter系數(shù)值雖有所起伏,但仍在1%的水平上顯著,表明在考慮異常值和數(shù)據(jù)截留問題后,本文核心結(jié)論未發(fā)生改變。

    (四)作用機制檢驗

    前文理論分析顯示,企業(yè)創(chuàng)新是外資銀行進入影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的中介變量,本部分利用M1~M3組成的中介效應模型來識別創(chuàng)新的中介效應。表4的第(1)列為M2的回歸結(jié)果,F(xiàn)B_enter系數(shù)顯著為正,說明外資銀行進入對企業(yè)創(chuàng)新發(fā)揮了顯著的正向作用,外資銀行進入強度越大,企業(yè)創(chuàng)新活動越頻繁。表4的第(2)列為M3的回歸結(jié)果,其中,Invention與企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量呈現(xiàn)顯著正向關(guān)系,企業(yè)創(chuàng)新能力越強,出口產(chǎn)品質(zhì)量越高;FB_enter系數(shù)仍顯著為正,但與表1的第(6)列相比,F(xiàn)B_enter的系數(shù)由0.0023下降至0.0019,即加入企業(yè)創(chuàng)新變量后,外資銀行進入對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的邊際效應下降。根據(jù)中介效應模型,第(1)—(2)列的回歸結(jié)果證實了外資銀行進入通過企業(yè)創(chuàng)新的中介渠道作用于企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量。進一步地,我們將M2中企業(yè)專利申請總量依次替換為企業(yè)發(fā)明專利申請量(patent_innovation)、企業(yè)實用專利申請量(patent_utility)并進行回歸,以考察外資銀行進入對企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量的影響,結(jié)果分別匯報在表4的第(3)列、第(4)列。結(jié)果顯示,外資銀行進入對企業(yè)發(fā)明專利和實用專利均表現(xiàn)為顯著的促進作用,但比較第(3)列、第(4)列中FB_enter系數(shù)值可知,外資銀行進入對企業(yè)實用專利的促進效果要強于對發(fā)明專利的促進效果。

    表4 作用機制分析

    (五)異質(zhì)性分析

    (1)企業(yè)異質(zhì)性??紤]到企業(yè)在生產(chǎn)率和所有制方面的顯著差異,本文將進一步探討外資銀行進入后的質(zhì)量升級效應在企業(yè)異質(zhì)性方面的差異。根據(jù)樣本企業(yè)生產(chǎn)率四分位值臨界值,本文將樣本企業(yè)劃分為(0,25%]、(25%,50%]、(50%,75%]、(75%,100%]四個區(qū)間,回歸結(jié)果見表5的第(1)—(4)列??傮w而言,外資銀行進入對各區(qū)間生產(chǎn)率企業(yè)均表現(xiàn)出質(zhì)量促進作用,但這種正向作用只對位于(25%,50%]、(50%,75%]區(qū)間的企業(yè)顯著,表明外資銀行進入的質(zhì)量促進效應存在生產(chǎn)率門檻值。低生產(chǎn)率企業(yè)往往存在缺乏創(chuàng)新意識、研發(fā)人員儲備不足、創(chuàng)新效率低下等問題,即使外部融資環(huán)境改善也難以有效改善其研發(fā)產(chǎn)出,因而外資銀行進入對其產(chǎn)品質(zhì)量促進效果不明顯。高生產(chǎn)率企業(yè)出口獲利能力較強,創(chuàng)新活動能夠獲得較強的內(nèi)部資金保障,企業(yè)創(chuàng)新的外部融資依賴度較低,因而高生產(chǎn)率企業(yè)的創(chuàng)新強度對融資環(huán)境改善的敏感度較低,外資銀行進入對高生產(chǎn)率企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的邊際改善力下降。

    表5 企業(yè)異質(zhì)性回歸結(jié)果

    本文將樣本企業(yè)劃分為國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)三種類型,估計結(jié)果見表5的第(5)—(7)列。表5結(jié)果顯示,外資銀行進入對國有企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量升級并無顯著影響,但對私營企業(yè)和外資企業(yè)兩個子樣本均產(chǎn)生了顯著的正向影響。進一步對比得出,外資銀行進入對外資企業(yè)的正向質(zhì)量促進效應強于民營企業(yè)。有關(guān)外資銀行進入?yún)^(qū)位選擇的研究指出:一國銀行業(yè)跨國經(jīng)營主要是為本國企業(yè)服務,即存在“客戶追隨”動機(Torsten et al.,2004)。田素華等(2010)也發(fā)現(xiàn),外資銀行更多是提高了上海外資企業(yè)的資源(信貸)獲取能力。本文的經(jīng)驗發(fā)現(xiàn)則進一步支持了外資銀行進入?yún)^(qū)位選擇的“客戶追隨”假說。私營企業(yè)在外資銀行進入后平均出口產(chǎn)品質(zhì)量提升0.0027,超過全樣本平均水平。私營企業(yè)生產(chǎn)率水平較高且研發(fā)意愿強烈,但由于中國金融體系存在“所有制”歧視等方面原因,導致這類企業(yè)容易陷入“融資難”、“融資貴”的困境,降低了企業(yè)研發(fā)意愿,不利于出口產(chǎn)品質(zhì)量升級。外資銀行進入既拓寬了民營企業(yè)融資渠道,又加劇了本土銀行業(yè)競爭,促使本土銀行業(yè)提高對民營企業(yè)信貸配置意愿,有利于緩解民營企業(yè)融資約束,促進出口產(chǎn)品質(zhì)量改善。進一步地,部分學者研究發(fā)現(xiàn),民營企業(yè)融資約束出現(xiàn)的原因并不在于企業(yè)產(chǎn)權(quán)而在于企業(yè)規(guī)模(茍琴 等,2014)。與東道國銀行相比,外資銀行在企業(yè)“軟信息”方面儲備不足,因此外資銀行的貸款對象主要面向“硬信息”豐富的大型企業(yè),即產(chǎn)生“選摘櫻桃”效應。因此,我們預期外資銀行進入對民營企業(yè)的質(zhì)量升級效應將主要集中在大型企業(yè)樣本中,我們進一步按照企業(yè)員工數(shù)將民營企業(yè)劃分為大型企業(yè)、中型企業(yè)和小型企業(yè),以進行驗證(4)限于篇幅未報告,備索。。結(jié)果發(fā)現(xiàn),F(xiàn)B_enter的系數(shù)值在三類民營企業(yè)子樣本中大小依次為:大型企業(yè)(0.0072)、中型企業(yè)(0.0035)、小型企業(yè)(0.0016)。且只在大、中型企業(yè)樣本中顯著,與預期一致。

    (2)行業(yè)異質(zhì)性。上游服務業(yè)開放會通過所謂的“漣漪效應”對下游制造業(yè)企業(yè)產(chǎn)生影響(Arnold et al.,2011),因此行業(yè)層面的異質(zhì)性也有可能影響外資銀行的進入效應。本文從兩方面考察行業(yè)異質(zhì)性的影響:一是基于上下游產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)視角,考察下游不同制造業(yè)行業(yè)的銀行業(yè)投入比列的影響。首先,利用《中國投入產(chǎn)出表》(2002年、2007年、2012年)計算直接消耗系數(shù)得到io_ratio(銀行業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)度)。需要說明的是,由于投入產(chǎn)出部門中并未單列出銀行業(yè)部門,本文以投入產(chǎn)出表中的金融業(yè)投入代替銀行業(yè)投入。然后,根據(jù)io_ratio變量的中位數(shù),將樣本企業(yè)劃分為高、低銀行業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)度行業(yè)并進行估計,結(jié)果匯報分別匯報在表6的第(1)—(2)列。結(jié)果顯示,F(xiàn)B_enter系數(shù)在第(1)列中的估計值明顯高于第(2)列中的估計值,且顯著性水平更高,這說明外資銀行進入產(chǎn)生的競爭紅利,借助“漣漪效應”渠道更多地惠及了下游高銀行業(yè)投入行業(yè),從而對該類行業(yè)的出口產(chǎn)品質(zhì)量表現(xiàn)出更強的促進效果。二是基于行業(yè)專利密集度視角。表4結(jié)果表明,創(chuàng)新促進效應是外資銀行進入提升企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的中介渠道,如果這一機制是穩(wěn)健的,我們預計外資銀行的質(zhì)量升級效應將在專利密集型行業(yè)更為明顯。為此,根據(jù)國家知識產(chǎn)權(quán)局發(fā)布的《專利密集型產(chǎn)業(yè)目錄(2016)》,本文將樣本劃分為專利密集型行業(yè)和非專利密集型行業(yè)兩類子樣本,以驗證上述推理,估計結(jié)果見表6的第(3)—(4)列。比較第(3)列和第(4)列中FB_enter系數(shù)估計值可知,外資銀行進入對專利密集型行業(yè)企業(yè)的質(zhì)量提升幅度要大于對非專利密集型行業(yè),進一步佐證了機制分析結(jié)果的穩(wěn)健性。

    表6 行業(yè)異質(zhì)性回歸結(jié)果

    五、制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應

    大量文獻研究發(fā)現(xiàn),制度環(huán)境既對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量發(fā)揮著重要作用,也是影響金融發(fā)展的經(jīng)濟效應的重要因素(Berkowitz et al.,2006;盛斌 等,2019)。制度環(huán)境的優(yōu)化導致企業(yè)生產(chǎn)和交易成本降低,內(nèi)部資源配置效率提高,從而有益于出口產(chǎn)品質(zhì)量提升。同時,良好的制度環(huán)境不僅能夠通過加強企業(yè)信息披露方式緩解銀企間信息不對稱程度,還能夠通過完善的法律保護體系提升金融契約的簽訂效率和履行質(zhì)量,從而提高金融體系風險承擔意愿和對實體經(jīng)濟的信貸支持。較低的地理流動性和高昂的退出成本使得跨國公司一般偏好在高制度質(zhì)量的國家或地區(qū)進行直接投資;同樣地,制度質(zhì)量也影響著外資金融機構(gòu)的進入決策和經(jīng)營發(fā)展(Lensinkel et al.,2004;Papaioannou,2009)。改革開放以來,中國各地區(qū)市場化步伐不一,導致各地區(qū)制度環(huán)境呈現(xiàn)較大差異性。那么,我們不禁要問,制度環(huán)境是否對外資銀行進入的質(zhì)量提升效應存在調(diào)節(jié)作用呢?為回答這個問題,我們在M1模型基礎(chǔ)上引入制度環(huán)境變量institution,得到如下模型:

    (12)

    式(12)中,institution為制度環(huán)境變量。借鑒張杰等(2010)的研究,本文衡量地區(qū)制度質(zhì)量的方法為:institution=marindex(1-disindes),其中,marindex為各地區(qū)市場化進程總得分,disindes是按照價格指數(shù)法測算的市場分割指數(shù)。為揭示不同制度環(huán)境分量的影響,結(jié)合本文研究,我們選擇金融市場化水平(institutio_fm)和知識產(chǎn)權(quán)保護(institutio_ip)作為制度環(huán)境的代理變量,在更細分的維度上考察制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應。表7匯報了對式(12)的回歸結(jié)果(5)由于數(shù)據(jù)限制,2010—2013年各地區(qū)的市場化進程總得分、金融市場化程度、知識產(chǎn)權(quán)保護度為根據(jù)2009年與之前年度各指標的平均增長率外推得到。。

    表7 制度環(huán)境調(diào)節(jié)效應回歸結(jié)果

    根據(jù)表7的第(1)列結(jié)果,F(xiàn)B_enter×institution的系數(shù)估計值在5%的水平上顯著為正,表明隨著地區(qū)制度環(huán)境的改善,外資銀行進入對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升作用較大,即制度環(huán)境強化了外資銀行進入的質(zhì)量升級效果。第(2)列中FB_enter×institution_fm的系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正,說明較高的金融市場化水平有利于發(fā)揮外資銀行進入的正向質(zhì)量促進作用。外資銀行在東道國企業(yè)“軟信息”方面存在不足,而金融市場化水平越高的地區(qū)也就意味著金融中介組織較完善,從而有效降低外資銀行的信息搜索成本,激勵其增強金融服務水平及金融創(chuàng)新能力,從而更大程度上提升外資銀行進入的質(zhì)量升級效應。第(3)列中FB_enter×institution_ip的系數(shù)估計值在5%的水平上顯著為正,說明加強知識產(chǎn)權(quán)保護對外資銀行進入的質(zhì)量提升效果具有正向調(diào)節(jié)作用。加強知識產(chǎn)權(quán)保護有助于降低企業(yè)知識產(chǎn)權(quán)和專利被侵犯的概率,提高企業(yè)從事技術(shù)創(chuàng)新活動的積極性和主動性,進而強化創(chuàng)新作為外資銀行進入影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的中介機制,從而對出口產(chǎn)品質(zhì)量表現(xiàn)出更強的促進效果。

    六、結(jié)論和啟示

    推動以質(zhì)量變革為基礎(chǔ)的對外貿(mào)易發(fā)展是新時期中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要內(nèi)容,而這需要金融體系在優(yōu)化資源配置、促進實體經(jīng)濟創(chuàng)新方面發(fā)揮支撐作用。金融開放是中國構(gòu)建新型開放經(jīng)濟體的重要方面,實施高水平的金融開放既是中國深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的內(nèi)在要求,也是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的有力支撐。基于此,本文使用2000—2013年中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù),研究了以外資銀行進入為表征的金融開放對企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的影響效應及其作用機制。得到如下結(jié)論:第一,外資銀行進入對所在城市的企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量發(fā)揮了顯著的促進作用,在利用1994年城市層面的外資銀行機構(gòu)數(shù)目的歷史數(shù)據(jù)構(gòu)造工具變量和多時點DID模型的方法解決內(nèi)生性問題后,結(jié)論依舊穩(wěn)健。第二,創(chuàng)新促進渠道是外資銀行進入影響企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的重要機制,對創(chuàng)新質(zhì)量的分析表明,外資銀行進入對企業(yè)實用專利的促進效果要強于對發(fā)明專利的促進效果。第三,制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應顯示,良好的制度環(huán)境、較高的金融市場化水平和嚴格的知識產(chǎn)權(quán)保護強化了外資銀行進入的質(zhì)量升級效應。第四,企業(yè)層面的異質(zhì)性分析表明,外資銀行進入只對中高生產(chǎn)率企業(yè)、外資企業(yè)、民營企業(yè)具有顯著的產(chǎn)品質(zhì)量提升效果,而在控制企業(yè)所有制的前提下,外資銀行進入對民營企業(yè)的質(zhì)量提升效果主要體現(xiàn)在大、中型民營企業(yè)上;行業(yè)層面的異質(zhì)性分析表明,與銀行業(yè)投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)度越大的行業(yè)和專利申請密集度越強的行業(yè),外資銀行進入的質(zhì)量升級效果越明顯。

    本文的研究結(jié)論具有一定的啟示意義:(1)在堅持采取宏觀審慎開放策略、有效防范和化解金融開放引致的系統(tǒng)性金融風險的基礎(chǔ)上,要堅持穩(wěn)步、有效的金融開放步伐,逐步解除在權(quán)益和債務類證券投資對國際資本的限制,通過強化事中和事后監(jiān)管、放寬自然人流動限制的方式進一步降低金融機構(gòu)外資準入門檻,提高中國金融開放水平,充分發(fā)揮金融開放對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的支持作用。(2)外資銀行進入對中小民營企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量升級的作用較弱,這其中重要的原因是此類企業(yè)信息透明度較差,為此,一方面要建立健全企業(yè)信息披露制度,大力培育發(fā)達的金融中介市場,降低外資銀行信息收集成本,另一方面政府也應通過給予相應的政策優(yōu)惠,鼓勵和引導外資銀行對中小民營企業(yè)的融資支持。(3)制度環(huán)境強化了外資銀行進入的質(zhì)量升級效應,因此,政府應當堅持擴大金融開放和推動國內(nèi)經(jīng)濟體制改革“兩手都要抓、兩手都要硬”的政策,進一步改善營商環(huán)境和制度環(huán)境,充分享受金融開放的政策紅利。(4)以強化外資銀行進入的“鯰魚效應”和“技術(shù)溢出效應”為突破口,深入促進外資銀行經(jīng)營本土化,如通過簡化外資銀行發(fā)債流程和降低發(fā)債門檻的方式促進外資銀行境內(nèi)融資;放寬和擴大外資銀行參股中資銀行條件和比例,鼓勵外資銀行以多元化方式參股中資銀行,放寬中外合資銀行中方主要股東選擇范圍等,弱化外資銀行“外來者劣勢”,努力消除外資銀行因文化和制度距離造成的“水土不服”現(xiàn)象,從而充分發(fā)揮外資銀行進入服務實體經(jīng)濟的效果。

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