金融开放、自主创新与企业出口产品质量——来自外资银行进入中国的经验分析

盛 斌 王 浩

(南开大学，天津 300071)

一、引言及文献评述

出口产品质量对国际贸易竞争力、贸易增长以及企业成本加成率具有显著促进作用(Roberts et al.,2012; Jaimovich et al.,2012;许明 等,2016)。加入WTO以来，随着贸易自由化进程的推进和贸易政策不确定的下降，中国出口贸易经历了持续的高速增长，连续多年位居全球第一大货物贸易出口国的地位，但出口产品质量却难言乐观，与世界主要发达国家存在明显差距，甚至有陷入“低质量陷阱”的危险(李坤望 等,2014；Feenstra et al.,2014)。更重要的是，国内要素红利衰减和新兴经济体快速嵌入全球价值链分工体系逐渐削弱了中国出口企业的成本优势，使得支撑中国对外贸易总量持续攀升的传统比较优势日渐式微。2019年11月，中共中央、国务院发布《关于推进贸易高质量发展的指导意见》，提出增强贸易创新能力，推动一批重点行业产品质量达到国际先进水平，积极采用先进技术和标准，提高产品质量。由此，改进和提升出口产品质量成为中国重新构筑出口竞争优势、打破全球价值链“低端锁定”困局、扩大贸易利得的重要途径。出口产品质量升级需要大量的人力、物力、财力以及研发创新作为支撑，而金融作为国民经济的血脉，在优化资源配置和布局、推动实体企业创新等方面具有不可忽视的重视作用(白钦先 等,2006；Hsu et al.,2014)。然而，大型国有商业银行的垄断地位和金融抑制现象同时存在致使中国的金融体系长期存在资源配置效率低下的问题，难以有效发挥金融支持制造强国的功能。在推动中国对外贸易发展、实现“创新驱动、质量为先”战略目标的过程中，构建高效率运转的金融体系成为中国政策制定者和学界共同关注的重大学术课题。

大量研究表明，通过发挥“鲶鱼效应”和“外溢效应”的作用，金融开放对于推动金融发展和提高金融体系资源配置效率具有积极意义(Levine,1997;Chinn et al.,2006;Edwards et al.,2009)。作为金融供给侧结构性改革的重要组成部分，“十三五”规划和中共十九大报告均将金融开放作为中国构建新型开放型经济格局的关键举措。2018年以来，中国先后出台一系列政策，以加速金融业开放步伐，如《关于进一步扩大金融业对外开放的有关举措》、《关于修改〈外资保险公司管理条例〉和〈外资银行管理条例〉的决定》以及《关于进一步做好利用外资工作的意见》。中国的金融体系是银行主导型，外资银行进入是观察中国金融开放进程不可或缺的维度(1)从狭义的角度分析，金融开放主要包括两个方面：一是金融业开放，主要指金融机构开放和金融市场开放；二是指资本账户开放以及与之相关的机制市场化改革，如汇率形成机制改革，货币国际和资本跨境自由流动等。。截至2019年底，中国境内外资银行机构数达933家，服务网络遍及中国27个省份，涉及50个城市，其中包括41家外商独资银行、118家母行直属分行、345家外商独资银行直属分行和187家代表处。在中国银行体系日渐完善的过程中，外资银行实现了从补充角色到“推动者”角色的转变，成为中国银行业发展的重要力量。那么以外资银行进入为表征的金融开放是否提升了企业出口产品质量呢？在中国经济处于向高质量发展阶段转变的关键时期，通过实施高水平金融开放、发挥金融开放的制度红利是金融支持制造强国建设的题中之义。鉴于此，本文以外资银行进入为切入点，考察金融开放对企业出口产品质量的效应和机制。这不仅有助于发掘驱动中国企业出口产品质量提升的因素，切实推进“贸易强国”战略，也有助于深化金融供给侧结构性改革，推动金融支持制造强国建设。

现有研究从诸多方面探讨了出口产品质量的影响因素，如贸易自由化(Amiti et al.,2013)、中间品进口(Bas et al.,2015)、劳动报酬(许明，2016)、人民币汇率变动(张明志 等,2018)、FDI(李瑞琴 等,2018)、服务业外资管制放松(彭书舟 等,2020)。然而，既有研究鲜少从金融开放角度考察中国企业出口产品质量升级问题。事实上，金融开放促进本土银行业竞争，有助于解决长期以来困扰中国金融体系的低效率和金融抑制问题，进而缓解限制企业创新活动的融资约束，支持出口企业改善产品质量(兰健 等,2019;刘慧 等,2021)。此外，金融开放带来了资本、国内外先进金融科技以及拥有先进经验的金融管理者等高端金融服务要素，企业可接触的金融服务的种类得到扩大以及质量得以提高，有效增强了企业应对国际市场不确定性和风险的能力，提高了企业出口倾向和出口强度，有利于“出口学习效应”发挥，促使企业出口产品质量升级。由此可见，金融开放对企业出口产品质量的影响是值得研究的重要问题。有关金融开放政策效应领域的文献则主要在宏观层面探讨了金融开放与经济增长(Bekaert et al.,2011;杨继梅 等，2020)、经济波动(Mishkin,2006;Karolyi et al.,2018)以及金融体系效率(Lensink et al.,2004;Lehner et al.,2008)之间的关系，较少探讨金融开放对微观企业绩效的影响。

与以往文献相比，本文的边际贡献在于：(1)在理论研究方面，已有关于金融发展对出口产品质量的研究均从内部金融扩张、银行竞争、集群商业信用等视角展开，本文则以外资银行进入为切入点，将金融发展对出口产品质量的研究视角延伸至外部，既拓展了金融发展对出口产品质量影响的研究，也丰富了出口产品质量升级影响因素领域方面的文献。(2)金融开放引发的经济波动、金融风险等负面影响一直是学术界关注的焦点问题。本文则基于贸易升级视角，提供了金融开放与制造业高质量发展的微观企业证据，有助于全面地、科学地评估金融开放政策的经济效应，因此，从实践指导意义来看，本文的研究为中国金融开放政策的制定提供了可借鉴的经验依据。(3)在内生性问题处理上，本文采用1994年城市层面的外资银行机构数目的历史数据通过构造工具变量和多时点DID模型的方法识别外资银行进入对企业出口产品质量的因果效应，从而增强了结论可靠性。

二、理论分析

本部分借鉴Melitz et al.(2008)、Antoniades(2015)的研究，先简要阐述企业创新与出口产品质量间的关系，在此基础上，具体分析外资银行进入对企业创新的影响机制，从而构建外资银行进入影响企业出口产品质量的逻辑链条，进而为下文实证分析提供理论支撑。

(一)消费者行为假设

假定代表性消费者的效用函数为：

(1)

(2)

给定市场规模L,得到厂商总的需求函数：

(3)

(二)厂商行为假设

企业创新引致产品质量升级，且创新存在固定成本。由此设定企业成本函数如下：

TCi=qici+θ(zi)2

(4)

其中，第一项表示生产的可变成本，第二项表示创新的固定成本，参数θ刻画了企业生产成本对创新的灵敏度。θ越大，表明企业生产成本随着企业创新而大幅上升，即企业创新能力越弱，反之则越强。企业的决策步骤为：第一步，在给定产品质量水平下，企业产品价格设定为边际成本的加成；第二步，企业根据利润最大化原则决定产品产量。在Melitz et al.(2008)的框架下，假设在位企业和退出企业的边际成本临界值为CD，边际成本为CD的企业利润为零，产品产量q(CD)为0。此时，企业利润函数可表示为(2)限于篇幅，具体推导过程不再展开，备索。：

(5)

将式(5)对z进行求导，得到企业利润最大化条件下选择的最优产品质量：

(6)

将z*对θ进行求导，得到：

(7)

式(7)表明，利润最大化下的产品最优质量随着企业创新能力的上升(θ值下降)而提高。因此，如何促进企业创新、提高企业创新能力成为企业产品质量升级的关键所在。

(三)外资银行进入和企业创新

梳理现有文献，本文将外资银行进入对企业创新的影响归纳为以下两个方面：一是融资约束缓解效应。外资银行进入通过以下途径缓解企业融资约束，支持企业创新活动：(1)外资银行进入为东道国企业提供了利用国际资本市场的途径，客观上会在东道国信贷市场形成引资效应，从而提高企业融资可得性。(2)外资银行进入促使东道国银行系统竞争加剧(Claessens et al.,2001;陈雄兵 等，2012)，而竞争性银行业市场结构有利于缓解企业融资约束。一方面，银行业竞争促使信贷市场由卖方市场向买方市场转变，从而提高了企业谈判能力，也迫使银行提高经营效率和服务质量，有利于降低贷款利率和抵押品担保门槛，优化贷款审批流程，从而改善企业外部融资环境。另一方面，面对外资银行争夺优质客户的竞争压力，本土银行有动力改变自身风险承担意愿，加大搜集和挖掘企业信息力度，使得原本因信息不透明程度较低而被排斥出信贷市场的中小企业更易获得银行信贷支持(Clarke et al.，2006)。(3)外资银行进入通过溢出效应促使东道国企业信贷融资成本下降。外资银行通常在信息搜集、贷后监管、风险项目筛选、风险转移和管理等方面存在技术优势，在溢出效应影响下，通过示范、人员流动、竞争等渠道提高了本土银行在高风险、强信息不对称的创新项目上的筛选和甄别能力，有助于降低银企间信息不对称程度，促使银行对创新项目要求更低的风险溢价，从而缓解创新企业的融资约束。

二是出口促进效应。企业参与出口活动既能够通过“出口学习”效应获得新技术、新知识，也可以通过出口获得“规模经济”效应来降低生产成本，从而促进企业创新。一方面，随着企业出口和销售的增加，企业利润函数会发生变化，为获得更高的利润，企业往往会采用更高水平的技术，从而产生“引致技术升级”效应(Bustos,2011),或者企业为更好地从出口中学习而事前进行研发(Dai et al.,2013),进而激励企业进行创新。然而，相比国内市场，国际市场具有更大的不确性和风险，如汇兑风险、目的国政治风险及海外分销商违约风险等，因此出口企业对外汇业务、国际金融与风险管理等金融服务方面的要求较高。相比于本土银行，跨国经营的外资银行在海外市场信息搜集、外汇业务及国际金融业务等方面存在比较优势，能有效支持企业出口活动，如外资银行可以利用其广泛存在的海外分支机构进行跨国调查，合理评估海外市场出口收益和市场状况，从而促进企业出口(De Nicola et al.,2017)。此外，外资银行凭借其覆盖全球的交易和结算网络，帮助企业快速实现跨境轧差交易结算，提高企业外汇运营效率，以有效规避汇兑损失。另一方面，外资银行进入带来的市场竞争效应，迫使国内金融服务商改善经营效率，扩大金融服务产品的种类，并相应提高质量，使得优质金融产品和服务惠及更多下游制造业，以重塑企业生产优势(Liu et al.,2020)。如高效率的国际信用证、托收服务不仅帮助企业缩短出口交易周期，及时规避汇率、市场风险，而且也加速了企业的出口经营周期，减少出口活动带来的时间延误导致的成本增加问题，降低企业出口的固定成本和可变成本，促使更多企业开展出口活动。因此外资银行进入通过直接或间接效应提高了企业出口参与度和出口强度，有利于企业在“边出口、边学习”过程中提高创新能力。

总结上述理论分析，外资银行通过融资约束缓解效应和出口促进效应增强企业创新能力，进而对企业出口产品质量升级发挥正向影响。至此，本文提出如下研究假说：

H1：外资银行进入有助于促进企业出口产品质量升级。

H2：外资银行进入通过发挥融资约束缓解效应和出口促进效应促进企业创新，进而影响企业出口产品质量。

三、计量模型、变量和数据

(一)计量模型设定

本部分构建中介效应模型，以对前文理论部分进行验证。具体形式如下：

(M1)

(M2)

(M3)

M1考察了外资银行进入对企业出口产品质量的影响；M2考察了外资银行进入对企业创新的影响；M3识别了创新在金融开放影响企业出口质量的中介效应。根据中介效应模型理论，创新的中介效应主要通过两方面体现：一是M2中外资银行进入对企业创新的影响；二是在M1中加入创新变量后，考察M1和M2的估价结果——中外资银行进入的系数变化。

(二)变量说明

(1)企业出口产品质量。本文对企业出口产品质量的测算采用事后推理法(施炳展 等，2014)，该测算方法定位在“企业-国家-产品-年份”等四个维度。在产品需求函数基础上，将企业i对h国出口的以海关HS-8编码的产品数量表示为：

(8)

将式(8)进行对数化处理，得到：

ln Qiht=χiht-σln piht+ωiht

(9)

(2)外资银行进入。本文基于中国银保监会提供的金融许可证信息，从而识别出城市j在t年的外资银行(包括法人银行、分行、支行)数量FBjt，并以FB_enterjt=ln(1+FBjt)来衡量地级市层面的金融开放程度。

(3)企业创新。现有文献在刻画企业创新能力时主要使用TFP(全要素生产率)、R&D费用、新产品产值、企业专利申请量等指标。理论上，学者们将产出中无法被要素累积所解释的部分TFP归功于技术进步，然而，即使在不存在技术进步的情况下，仅是要素组合发生改变也能带来产出的增长，因此使用TFP衡量企业创新存在较大误差。如李兵等(2016)指出，使用OP、LP、ACF等参数、半参数方法估计出的TFP与企业创新之间关联度较弱。R&D费用、新产品产值等指标在中国工业企业数据库中存在多个年度的样本缺失，样本损失问题严重。本文使用专利申请数量衡量企业创新能力，其优势在于：一方面，专利是企业创新活动的直接结果，因此使用专利申请数量能直观体现企业创新能力；另一方面，专利是公开的，更新频率高，数据可得性和及时性较高，有利于把握最新的技术趋势。

(4)控制变量。参考许和连等(2016)、张明志等(2018)、李瑞琴等(2018)的研究办法，本文选择如下控制变量：行业竞争程度(hhi)，用三分位行业层面的企业市场份额平方和来度量市场竞争程度；行业外资占有率(fdir)，用行业外资(包括港澳台资本和外商资本)占该行业实收资本的份额表示；企业规模(size)，采用企业职工数量对数值衡量；企业年龄(age)，采用样本年份减去企业开业时间后加1的对数值表示；企业全要素生产率(tfp),利用Head et al.(2003)的方法进行测算； 加工贸易强度(pti),用企业加工贸易出口额占总出口额的比重衡量；企业资本密集度(kir),用人均固定资产取对数表示，对企业固定资产总额用以2000年为基期的固定资产投资价格指数进行平减；人民币汇率(rexchange)，采用企业层面人民币实际汇率值表示。

(三)数据来源及处理

本文涉及的数据来源主要包括：一是2000—2013年中国工业企业数据库和相应年份的海关贸易数据库的匹配数据。匹配前按照通行的做法对原始工业企业数据进行清理，并将样本期内工业企业行业代码按照GB/T4754-2002进行调整；对海关贸易数据库的处理参见施炳展等(2014)的研究。参考既有研究对中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库的匹配方法，最终本文得到2000—2013年144284家企业，共556673个样本观测值。二是国家知识产权局发布的《中国专利数据库文摘》，通过将专利数据按照企业年份进行加总得到企业层面各年度的专利总数和发明专利、实用新型专利的具体申请数量。随后，本文使用企业名称、企业简称、企业关键词等字段将专利数据与中国工业企业数据进行合并。三是中国银保监会提供的金融机构许可证信息，包括金融机构的名称、成立日期、退出日期、机构地址、机构类型等信息。本文根据银监会发布的《金融许可证机构编码编制规则(试行)》和分支机构成立日期及退出日期,保留当年地级市层面的商业银行分支机构样本，并利用银保监会提供的《外国及港澳台银行分行名单》识别外资银行。

除上述数据来源外，本文其他数据来源有：用于计算企业层面实际汇率的IFS(International Financial Statistics)数据库和EIU(Economist Intelligence Unit)数据库；各行业外资使用情况来自于2000—2013年的《中国工业统计年鉴》。

四、经验估计结果及分析

(一)基准估计结果

表1汇报了对M1进行全样本估计的基准结果。第(1)列为仅考虑年份、城市固定效应情况下外资银行进入对企业出口产品质量的影响。结果显示，FB_enter系数在1%的水平下显著为正，表明外资银行进入显著促进了企业出口质量提高。第(2)列考虑了行业层面变量和行业固定效应的影响；第(3)列继续加入企业层面变量并进行面板RE(随机效应)估计。第(4)列运用面板FE(固定效应)模型控制企业固定效应，发现FB_enter系数绝对值和显著性均未发生显著变化，反映出在剔除众多因素影响之后，外资银行进入仍然对企业产品质量升级发挥了明显的促进作用。第(5)列进一步控制了二位码层面的行业-年份固定效应和省份-年份固定效应，虽然此时外资银行进入对企业质量升级的解释力有所减弱，但仍在1%的水平下显著。考虑到市场潜力、基础设施、制度环境等因素会影响外资银行在华区位选择，造成外资银行进入城市样本与未进入城市样本存在系统差异，从而有可能导致上述估计结果因样本选择偏差而有所偏误，因此本文采用Heckman两阶段模型纠正样本偏差的影响。第(6)列报告了纠正样本选择偏差影响的估计结果，其中，逆米尔斯比率(imr)显著为正，证实了控制样本选择偏误的合理性，并且核心解释变量FB_enter仍显著为正，表明在考虑样本选择偏差问题后，核心结论未受影响。综合表1估计结果可知，外资银行进入显著提升了所在区域内企业口产品质量，是影响中国出口产品质量的重要驱动力。

表1 基准估计结果

(续表1)

(二)内生性问题处理

(1)工具变量法。本文将1994年城市外资金融机构数目fb_94作为外资银行进入的工具变量，并进行两阶段最小二乘法(2SLS)回归。表2的第(1)列中第一阶段估计结果显示，fb_94估计系数在1%水平上显著为正，且第一阶段F值统计量为25373.38，远远大于10，说明城市外资银行进入与该城市历史上外资金融机构数目存在较强相关性，满足工具变量相关性要求。表2的第(2)列中第二阶段回归结果中,Kleibergen-PaapK rk LM检验(识别不足检验)和Kleibergen-Paap Wald rk F检验(弱识别检验)均显著拒绝了原假设，说明本文工具变量的选择存在合理性。2SLS估计结果显示，FB_enter系数值为0.0078，在1%水平上显著为正，表明在考虑内生性问题后，外资银行进入确实有助于提升区域内企业出口产品质量。

表2 内生性问题处理

(2)双重差分法。2001年加入世界贸易组织(WTO)后，中国为履行入世后对银行业全面开放的承诺，需要在五年过渡期内分批次取消对外资银行进入的地域限制。在过渡期内，外资银行准许进入城市受制于行政命令，因此对企业而言相当于外生冲击，这有助于缓解内生性困扰。基于此，本文将中国加入WTO后逐步放开外资银行准入限制视为一个准自然实验，通过建立多时点DID(双重差分)模型重新检验外资银行进入的质量升级效应，具体形式如下：

(10)

其中，Enterjt的赋值原则是：如果城市j在t年属于准许外资银行进入城市，Enterjt则为1，否则为0。根据DID模型，Enter等于0识别了外资银行进入之前以及没有外资银行进入的样本，即对照组；Enter等于1识别了外资银行进入样本，即处理组。参数β衡量了处理效应大小，即外资银行进入企业出口产品质量的影响。由于2006年底之后，全国范围内取消对外资银行准入限制，因此限定式(10)的样本时间段为2000—2006年，回归结果见表2第(3)列。结果显示，Enter的系数估计值显著为正，说明相对于外资银行进入之前以及没有外资银行进入的城市，外资银行进入明显促进了进驻城市内企业出口产品质量。

运用多时点DID模型需要满足平行趋势假设，即：外资银行进入之前，对照组和处理组的企业出口产品质量变动具有相同的趋势；而在移除外资银行准入限制之后，处理组内企业出口产品质量需要显著高于对照组。为检验是否满足平行趋势条件，本文以外资银行进入当年作为基准组，并估计以下方程：

(11)

其中，βn(n=-1,-2,-3,-4)刻画了相对于外资银行进入当年，外资银行进入前1～4年内对照组和处理组企业出口产品质量变动趋势；βm(m=1,2,3,4,5)刻画了相对于外资银行进入当年，外资银行进入后1～5年对照组和处理组企业出口产品质量变动趋势。平行趋势假设要求βn不显著，βm显著大于0，图1展示了平行趋势检验的结果(3)限于篇幅，式(3)的平行趋势回归结果未报告，备索。。图1显示，在90%的置信区间内，βn并不显著异于0，而βm则显著大于0，平行趋势检验通过，表明基于DID模型的估计结果是可靠的。

图1 平行趋势检验图

(三)稳健性检验

(1)采用不同指标衡量主要变量。本文采用虚拟变量FB_dum来刻画外资银行进入行为。具体的，如果城市j在t年存在外资银行，则FB_dum赋值为1，否则为0，结果报告在表3的第(1)列。目前，对企业出口产品质量的衡量除了本文所使用的KSW方法外，还有一种应用较为广泛的方法是供给需求信息加总测算法(简称FR方法)。本文借鉴余淼杰等(2017)对FR方法的拓展，重新测算企业出口产品质量并进行基准回归，结果报告在表3的第(2)列。在表3的第(1)列和第(2)列中，FB_dum和FB_enter的系数均1%水平上显著为正，表明指标变换并未实质性改变本文核心结论。

(2)高维面板估计。基准回归证实了外资银行进入对微观企业出口产品质量升级的积极影响，如果这种影响是稳健的，那么我们应该在中观层面发现了经验证据。为此，我们进一步将本文企业层面的面板数据处理成“城市-行业-所有制”的高维面板数据，从而考察外资银行进入对中观层面出口产品质量的影响。另外，高维面板样本可以为本文的实证估计带来另一方面的优势，即控制企业出口动态的影响。李坤望等(2014)的研究认为，企业出口动态对中国出口产品质量具有显著影响，而基于企业层面的样本数据则忽略了企业进入、退出引致的资源配置效应对出口产品质量的影响，这有可能导致本文核心结论有所偏误。“城市-行业-所有制”的高维面板样本则涵盖了企业进入、退出的影响，有助于得到更稳健的结论。表3的第(3)列汇报了基于高维面板数据的估计结果。其中，FB_enter在5%的水平显著为正，表明即使在中观层面上，外资银行进入依然显著促进了中国企业出口产品质量改善，本文结论具有较强稳健性。

表3 稳健性检验结果

(3)基于外资银行进入管制全面放松的外生冲击检验。2006年末，中国政府相继颁布《中华人民共和国外资银行管理条例》和《中华人民共和国外资银行管理条例实施细则》，解除对外资银行进入区域和人民币业务的管制措施，取消对外资银行在华经营的非审慎性限制，中国银行业开放进入崭新的发展阶段。在本文样本期内，从外资银行进入数量来看，2000—2006年城市层面的外资银行数目的中位数为0，而2007—2013年这一数值则为2；从外资银行进入区域来看，2000—2006年外资银行进入城市共计25个，而2007—2013年外资银行的进入区域则扩大至全国27个省份60个城市。基于以上事实，我们推测外资银行进入促进中国企业出口质量升级的效果在2006年之后可能要更加显著。为此，本文设置虚拟变量year_dum来识别2006年之后的样本年份，并通过在基准方程中引入fb_deregulation变量的方式来验证上述推测，其中，fb_deregulation是FB_enter与year_dum的交互项，用以刻画2006年之后外资银行进入对中国企业出口产品质量的影响，结果见表3的第(4)列。结果显示，fb_deregulation系数显著为正，意味着相较于2006年之前，外资银行对企业出口质量的提升力在2006年之后要更强，证实了本文之前的猜测。同时，FB_enter系数仍在10%的水平上为正，表明在利用外资银行进入管制全面放松的这一外生冲击削弱潜在的内生性担忧后，本文核心结论仍然成立。

(4)数据截留和异常值问题。考虑到本文测算得到的出口产品质量指标取值大都介于0和1之间，具有明显的范围限制，基准回归所得结论可能因数据截留问题而有所偏误。为稳健起见，本文采用双限制Tobit模型重新估计基准模型，估计结果见表3的第(5)列。另外，为进一步排除异常值干扰，本文对企业出口产品质量进行上下1%缩尾后重新回归，结果见表3的第(6)列。根据表3的第(5)列、第(6)列可知，FB_enter系数值虽有所起伏，但仍在1%的水平上显著，表明在考虑异常值和数据截留问题后，本文核心结论未发生改变。

(四)作用机制检验

前文理论分析显示，企业创新是外资银行进入影响企业出口产品质量的中介变量，本部分利用M1～M3组成的中介效应模型来识别创新的中介效应。表4的第(1)列为M2的回归结果，FB_enter系数显著为正，说明外资银行进入对企业创新发挥了显著的正向作用，外资银行进入强度越大，企业创新活动越频繁。表4的第(2)列为M3的回归结果，其中，Invention与企业出口产品质量呈现显著正向关系，企业创新能力越强，出口产品质量越高；FB_enter系数仍显著为正，但与表1的第(6)列相比，FB_enter的系数由0.0023下降至0.0019，即加入企业创新变量后，外资银行进入对企业出口产品质量的边际效应下降。根据中介效应模型，第(1)—(2)列的回归结果证实了外资银行进入通过企业创新的中介渠道作用于企业出口产品质量。进一步地，我们将M2中企业专利申请总量依次替换为企业发明专利申请量(patent_innovation)、企业实用专利申请量(patent_utility)并进行回归，以考察外资银行进入对企业创新质量的影响，结果分别汇报在表4的第(3)列、第(4)列。结果显示，外资银行进入对企业发明专利和实用专利均表现为显著的促进作用，但比较第(3)列、第(4)列中FB_enter系数值可知，外资银行进入对企业实用专利的促进效果要强于对发明专利的促进效果。

表4 作用机制分析

(五)异质性分析

(1)企业异质性。考虑到企业在生产率和所有制方面的显著差异，本文将进一步探讨外资银行进入后的质量升级效应在企业异质性方面的差异。根据样本企业生产率四分位值临界值，本文将样本企业划分为(0，25%]、(25%，50%]、(50%，75%]、(75%，100%]四个区间，回归结果见表5的第(1)—(4)列。总体而言，外资银行进入对各区间生产率企业均表现出质量促进作用，但这种正向作用只对位于(25%，50%]、(50%，75%]区间的企业显著，表明外资银行进入的质量促进效应存在生产率门槛值。低生产率企业往往存在缺乏创新意识、研发人员储备不足、创新效率低下等问题，即使外部融资环境改善也难以有效改善其研发产出，因而外资银行进入对其产品质量促进效果不明显。高生产率企业出口获利能力较强，创新活动能够获得较强的内部资金保障，企业创新的外部融资依赖度较低，因而高生产率企业的创新强度对融资环境改善的敏感度较低，外资银行进入对高生产率企业出口产品质量的边际改善力下降。

表5 企业异质性回归结果

本文将样本企业划分为国有企业、民营企业和外资企业三种类型，估计结果见表5的第(5)—(7)列。表5结果显示，外资银行进入对国有企业产品质量升级并无显著影响，但对私营企业和外资企业两个子样本均产生了显著的正向影响。进一步对比得出，外资银行进入对外资企业的正向质量促进效应强于民营企业。有关外资银行进入区位选择的研究指出：一国银行业跨国经营主要是为本国企业服务，即存在“客户追随”动机(Torsten et al.,2004)。田素华等(2010)也发现，外资银行更多是提高了上海外资企业的资源(信贷)获取能力。本文的经验发现则进一步支持了外资银行进入区位选择的“客户追随”假说。私营企业在外资银行进入后平均出口产品质量提升0.0027，超过全样本平均水平。私营企业生产率水平较高且研发意愿强烈，但由于中国金融体系存在“所有制”歧视等方面原因，导致这类企业容易陷入“融资难”、“融资贵”的困境，降低了企业研发意愿，不利于出口产品质量升级。外资银行进入既拓宽了民营企业融资渠道，又加剧了本土银行业竞争，促使本土银行业提高对民营企业信贷配置意愿，有利于缓解民营企业融资约束，促进出口产品质量改善。进一步地，部分学者研究发现，民营企业融资约束出现的原因并不在于企业产权而在于企业规模(苟琴 等，2014)。与东道国银行相比，外资银行在企业“软信息”方面储备不足，因此外资银行的贷款对象主要面向“硬信息”丰富的大型企业，即产生“选摘樱桃”效应。因此，我们预期外资银行进入对民营企业的质量升级效应将主要集中在大型企业样本中，我们进一步按照企业员工数将民营企业划分为大型企业、中型企业和小型企业，以进行验证(4)限于篇幅未报告，备索。。结果发现，FB_enter的系数值在三类民营企业子样本中大小依次为：大型企业(0.0072)、中型企业(0.0035)、小型企业(0.0016)。且只在大、中型企业样本中显著，与预期一致。

(2)行业异质性。上游服务业开放会通过所谓的“涟漪效应”对下游制造业企业产生影响(Arnold et al.,2011),因此行业层面的异质性也有可能影响外资银行的进入效应。本文从两方面考察行业异质性的影响：一是基于上下游产业关联视角，考察下游不同制造业行业的银行业投入比列的影响。首先，利用《中国投入产出表》(2002年、2007年、2012年)计算直接消耗系数得到io_ratio(银行业投入产出关联度)。需要说明的是，由于投入产出部门中并未单列出银行业部门，本文以投入产出表中的金融业投入代替银行业投入。然后，根据io_ratio变量的中位数，将样本企业划分为高、低银行业投入产出关联度行业并进行估计，结果汇报分别汇报在表6的第(1)—(2)列。结果显示，FB_enter系数在第(1)列中的估计值明显高于第(2)列中的估计值，且显著性水平更高，这说明外资银行进入产生的竞争红利，借助“涟漪效应”渠道更多地惠及了下游高银行业投入行业，从而对该类行业的出口产品质量表现出更强的促进效果。二是基于行业专利密集度视角。表4结果表明，创新促进效应是外资银行进入提升企业出口产品质量的中介渠道，如果这一机制是稳健的，我们预计外资银行的质量升级效应将在专利密集型行业更为明显。为此，根据国家知识产权局发布的《专利密集型产业目录(2016)》，本文将样本划分为专利密集型行业和非专利密集型行业两类子样本，以验证上述推理，估计结果见表6的第(3)—(4)列。比较第(3)列和第(4)列中FB_enter系数估计值可知，外资银行进入对专利密集型行业企业的质量提升幅度要大于对非专利密集型行业，进一步佐证了机制分析结果的稳健性。

表6 行业异质性回归结果

五、制度环境的调节效应

大量文献研究发现，制度环境既对企业出口产品质量发挥着重要作用，也是影响金融发展的经济效应的重要因素(Berkowitz et al.,2006;盛斌 等，2019)。制度环境的优化导致企业生产和交易成本降低，内部资源配置效率提高，从而有益于出口产品质量提升。同时，良好的制度环境不仅能够通过加强企业信息披露方式缓解银企间信息不对称程度，还能够通过完善的法律保护体系提升金融契约的签订效率和履行质量，从而提高金融体系风险承担意愿和对实体经济的信贷支持。较低的地理流动性和高昂的退出成本使得跨国公司一般偏好在高制度质量的国家或地区进行直接投资；同样地，制度质量也影响着外资金融机构的进入决策和经营发展(Lensinkel et al.,2004；Papaioannou,2009)。改革开放以来，中国各地区市场化步伐不一，导致各地区制度环境呈现较大差异性。那么，我们不禁要问，制度环境是否对外资银行进入的质量提升效应存在调节作用呢？为回答这个问题，我们在M1模型基础上引入制度环境变量institution,得到如下模型：

(12)

式(12)中，institution为制度环境变量。借鉴张杰等(2010)的研究，本文衡量地区制度质量的方法为：institution=marindex(1-disindes),其中，marindex为各地区市场化进程总得分，disindes是按照价格指数法测算的市场分割指数。为揭示不同制度环境分量的影响，结合本文研究，我们选择金融市场化水平(institutio_fm)和知识产权保护(institutio_ip)作为制度环境的代理变量，在更细分的维度上考察制度环境的调节效应。表7汇报了对式(12)的回归结果(5)由于数据限制，2010—2013年各地区的市场化进程总得分、金融市场化程度、知识产权保护度为根据2009年与之前年度各指标的平均增长率外推得到。。

表7 制度环境调节效应回归结果

根据表7的第(1)列结果，FB_enter×institution的系数估计值在5%的水平上显著为正，表明随着地区制度环境的改善，外资银行进入对企业出口产品质量的提升作用较大，即制度环境强化了外资银行进入的质量升级效果。第(2)列中FB_enter×institution_fm的系数估计值在1%的水平上显著为正，说明较高的金融市场化水平有利于发挥外资银行进入的正向质量促进作用。外资银行在东道国企业“软信息”方面存在不足，而金融市场化水平越高的地区也就意味着金融中介组织较完善，从而有效降低外资银行的信息搜索成本，激励其增强金融服务水平及金融创新能力，从而更大程度上提升外资银行进入的质量升级效应。第(3)列中FB_enter×institution_ip的系数估计值在5%的水平上显著为正，说明加强知识产权保护对外资银行进入的质量提升效果具有正向调节作用。加强知识产权保护有助于降低企业知识产权和专利被侵犯的概率，提高企业从事技术创新活动的积极性和主动性，进而强化创新作为外资银行进入影响企业出口产品质量的中介机制，从而对出口产品质量表现出更强的促进效果。

六、结论和启示

推动以质量变革为基础的对外贸易发展是新时期中国经济高质量发展的重要内容，而这需要金融体系在优化资源配置、促进实体经济创新方面发挥支撑作用。金融开放是中国构建新型开放经济体的重要方面，实施高水平的金融开放既是中国深化金融供给侧结构性改革的内在要求，也是经济高质量发展的有力支撑。基于此，本文使用2000—2013年中国企业微观数据，研究了以外资银行进入为表征的金融开放对企业出口产品质量升级的影响效应及其作用机制。得到如下结论：第一，外资银行进入对所在城市的企业出口产品质量发挥了显著的促进作用，在利用1994年城市层面的外资银行机构数目的历史数据构造工具变量和多时点DID模型的方法解决内生性问题后，结论依旧稳健。第二，创新促进渠道是外资银行进入影响企业出口产品质量的重要机制，对创新质量的分析表明，外资银行进入对企业实用专利的促进效果要强于对发明专利的促进效果。第三，制度环境的调节效应显示，良好的制度环境、较高的金融市场化水平和严格的知识产权保护强化了外资银行进入的质量升级效应。第四，企业层面的异质性分析表明，外资银行进入只对中高生产率企业、外资企业、民营企业具有显著的产品质量提升效果，而在控制企业所有制的前提下，外资银行进入对民营企业的质量提升效果主要体现在大、中型民营企业上；行业层面的异质性分析表明，与银行业投入产出关联度越大的行业和专利申请密集度越强的行业，外资银行进入的质量升级效果越明显。

本文的研究结论具有一定的启示意义：(1)在坚持采取宏观审慎开放策略、有效防范和化解金融开放引致的系统性金融风险的基础上，要坚持稳步、有效的金融开放步伐，逐步解除在权益和债务类证券投资对国际资本的限制，通过强化事中和事后监管、放宽自然人流动限制的方式进一步降低金融机构外资准入门槛，提高中国金融开放水平，充分发挥金融开放对经济高质量发展的支持作用。(2)外资银行进入对中小民营企业出口产品质量升级的作用较弱，这其中重要的原因是此类企业信息透明度较差，为此，一方面要建立健全企业信息披露制度，大力培育发达的金融中介市场，降低外资银行信息收集成本，另一方面政府也应通过给予相应的政策优惠，鼓励和引导外资银行对中小民营企业的融资支持。(3)制度环境强化了外资银行进入的质量升级效应，因此，政府应当坚持扩大金融开放和推动国内经济体制改革“两手都要抓、两手都要硬”的政策，进一步改善营商环境和制度环境，充分享受金融开放的政策红利。(4)以强化外资银行进入的“鲶鱼效应”和“技术溢出效应”为突破口，深入促进外资银行经营本土化，如通过简化外资银行发债流程和降低发债门槛的方式促进外资银行境内融资；放宽和扩大外资银行参股中资银行条件和比例，鼓励外资银行以多元化方式参股中资银行，放宽中外合资银行中方主要股东选择范围等，弱化外资银行“外来者劣势”，努力消除外资银行因文化和制度距离造成的“水土不服”现象，从而充分发挥外资银行进入服务实体经济的效果。