金融业开放是否有利于促进中国制造业企业出口?

周 东,赵曼如,高 峰

1.西安交通大学 经济与金融学院,陕西 西安 710061;2.伦敦大学学院,伦敦 WC1E6BT;3.陕西师范大学 国际商学院,陕西 西安 710119

一、问题的提出

自2001年中国加入世界贸易组织(WTO)后,中国出口贸易稳步强劲增长,出口额从2001年的22 024.44亿元增长至2019年的172 373.63亿元,增长了近7倍,远高于国内生产总值的增长速度。但是,出口的增长速度从2014年开始明显下降。2020年以来,在全球贸易大幅萎缩的情况下,中国出口贸易逆势而上,特别是下半年,不仅摆脱了上半年的颓势,而且到达了历史最高点。随着2021年全球尤其是发达经济体逐步复工复产之后,中国的出口贸易可能会受到影响。另外,为促进经济增长、拉动就业,美国、日本、英国等发达国家以及印度、巴西等发展中国家先后出台了鼓励制造业回流的一系列举措,虽然国外新冠肺炎疫情的持续蔓延打乱了这些国家实施制造回流的计划,但也让世界各国都认识到了制造业的重要性。因此,可以预见疫情过后世界各国会加大制造业的支持力度,加速推动制造业回归,这无疑使中国制造业企业出口在未来面临更大的挑战。

在当前出口贸易发展面临各种困难和挑战的同时,中国金融开放领域也在发生着一些新的变革。2017年初,中国明确提出重点放宽银行类金融机构的外资准入限制,金融业由此开启了对外开放的新篇章。另外,中国是典型的银行主导型金融体系,银行业是金融业最重要、最核心的部分,银行业开放无疑是金融开放的重点,也是促进中国金融深化发展、提升金融市场效率的关键[1]。从开放的实践来看,银行业领域的开放也落后于证券与保险行业。因此,本文的金融业开放主要使用银行业开放进行指代。从理论上说,金融业开放不仅加剧了国内金融业竞争,进而提高了金融服务质量并降低了企业出口过程中的融资成本,还降低了出口企业的信息搜寻成本,弱化了国家间的贸易壁垒,从而通过缓解融资约束以及降低出口成本等两条路径促进企业出口。因此,在全球疫情形式依旧严峻、国外制造业回流政策力度不断加强的双重背景下,如何有效推进金融业开放、缓解严峻的出口形势就成为关键性议题。

对垄断的保护使得具有垄断地位的金融机构运转效率低下,一些文献从银行业的视角研究了中国金融业的逐步开放对国内银行业效率的影响,并指出金融业开放可以通过技术溢出效应与市场竞争效应两个途径提升国内银行的运行效率[2]。但也有一些文献发现外资银行凭借其竞争优势,会给国内银行带来负面的影响[3]。早期文献从风险分担、融资约束、资金分配效率等多渠道研究了金融业对经济发展的促进机制[4]。但随着金融业的过度扩张,其利润和工资不断上涨,吸引了实体企业和本应在实体行业就业的个体涉足金融业,形成了实体企业与就业的“脱实向虚”,从而对实体投资和实体经济发展产生“挤出效应”,最终影响经济发展[5]。因此,一些研究基于不同国家、不同时间与不同发展阶段的异质性视角,分析了金融业发展对实体经济及整体经济发展的差异性影响[6]。近年来,随着微观数据的可获得性与计量技术的发展,对经济发展的相关研究开始逐渐从“宏观”向“微观”转换,关注到金融业发展对实体企业技术创新、进出口、产品质量、增加值率以及加成率水平等变量的影响。制造业企业出口作为拉动中国经济增长的主要动力,反映了国家的制造业能力、国际竞争力以及制造业技术的前沿。而以服务实体经济为目标的金融业,其开放政策的绩效应以能否使实体制造业获益作为其衡量依据。那么一个自然的问题是,金融业开放程度更高的地区,其金融业内部的竞争业态与产品品质提升能否促进制造业企业的出口?现有文献基本从外资银行进入或者金融服务行业外资准入政策变化的视角进行分析,但较少从金融业开放的地区差异视角分析城市金融业开放对制造业企业出口的溢出作用,也缺乏对其背后机制的讨论与刻画。

二、文献综述

(一)金融发展与贸易的关系

国外学者就金融发展与贸易之间的关系进行了大量研究,并发现国内金融发展在国家层面[7-8]以及企业层面[9-10]都有重要的贸易促进作用。在早期,国内学者主要从区域层面针对这一问题进行了广泛研究,并得出金融发展对中国出口贸易有明显的促进作用,并且这一促进作用在东部地区更为明显[11]。近年来,由于企业数据可得性提高,国内学者开始基于企业微观数据探讨两者之间的关系。杨连星等[12]发现金融发展有助于缓解企业出口过程中的融资约束,进而促进了中国企业出口增长。毛其淋等[13]对地方金融自由化与企业出口的关系进行了研究,发现地方金融自由化显著促进了企业出口规模的扩张,并且这一促进效应随着城市商业银行设立时间的延长而增强。

(二)金融业开放的效果

国外学者关于金融业开放对企业获得信贷和业绩的影响存在两种不同的观点。一些论文发现“撇脂”效应(cream-skimming effect),即外资银行只向最有利可图的本地企业提供贷款,例如,Gormley[14]认为外资银行进入会使大公司受益并且由于信息不对称,甚至可能会伤害中小企业。然而,Giannetti等[15]发现外国银行进入有助于减少所有公司的融资约束,包括中小企业。国内方面,学者就金融业开放对企业绩效[16]、创新[17]以及出口[18-19]的影响进行了大量研究,均发现金融业开放的促进作用明显。荆逢春等[18]以所在地区是否有外资银行作为金融业开放的衡量指标,进而从金融脆弱性的角度考察了外资银行进入对企业出口决策的影响,结果发现外资银行的进入会缓解企业融资约束,从而增加企业参与出口的概率,并且金融脆弱性对外资银行进入与企业出口概率的关系存在正向的调节作用。侯欣裕等[19]利用国家发展和改革委员会公布的《外商投资产业指导目录》,度量了金融服务业外资准入政策的动态变化,并使用投入产出表将其与制造业企业数据进行上下游关联,进而检验了金融服务业外资政策调整对下游制造业企业出口的作用。

本文将从以下三个方面对现有文献进行拓展:第一,从企业异质性的理论角度阐述金融业开放影响制造业企业出口的微观机制,除了考虑融资约束缓解效应外,还加入金融业开放所引起的出口成本降低效应,并提出理论假说。第二,利用逐步取消外资银行经营人民币业务地域限制的外生政策冲击来识别金融业开放与制造业企业出口的因果关系,进而弥补使用《外商投资产业指导目录》与国民行业代码匹配来构建中国金融业外资政策调整指标过程中可能存在的主观判断问题。此外,还利用中国银行保险监督管理委员会关于银行机构的金融许可证信息,计算城市层面的金融业开放程度指标,进而从金融业是否开放和金融业开放程度的双重视角考察金融业开放影响制造业企业出口的效果。第三,进一步基于异质性考虑,探索金融业开放作用发挥在不同企业中的差异,并且对金融业开放通过缓解融资约束及降低出口成本渠道产生影响的中间机制进行验证,并采用多种稳健性检验。

三、理论分析与假设提出

本文通过扩展异质性企业出口模型,将金融业开放的融资约束缓解以及出口成本降低两种效应纳入其中,从而详细诠释金融业开放对企业出口的影响效果及作用机制。此外,不同的企业在外部融资依赖程度上存在差异,本文从外部融资依赖视角阐述金融业开放对企业出口的异质性影响。

(一)消费者与偏好

假设外国消费者x的效用函数(U)为

(1)

其中,σ>0为产品种类之间的替代弹性,Ω为可供消费的最终产品集合,qx(ω)为消费者所消费的产品的数量。国外市场x消费者的预算约束(Ex)为

(2)

求解消费者最优化后,可以得到国外市场x消费者对产品ω的需求qx(w)为

(3)

其对应的价格指数(Px)为

(4)

(二)企业生产与金融服务需求

假定企业之间的一个重要差别在于外部融资依赖程度γ的不同,即金融服务的需求差异上,据此本文假定企业的生产函数(q)为

q=A(γXs)φl1-φ

(5)

其中,l表示企业投入的劳动,A为企业生产率,参数φ∈[0,1]表示金融要素在企业生产中投入的比例。Xs为金融服务的投入量。为了简化分析,假定劳动力供给在短期不变,同时每个劳动力可以提供1单位的金融服务。此外,借鉴已有文献,金融业开放引起的外资银行进入可以提升国内金融业的竞争程度,进而提高金融服务质量并降低金融服务的价格[16-17]。因此,假设金融服务价格的表达式为Ps=wsθs,其中ws为金融业的工资水平,θs为金融管制程度,可以得到企业的可变成本为wl+PsXs。另外,通过求解给定产出下的最小成本问题,可以得到企业的边际成本函数(MC):

(6)

当金融业开放程度提高时,Ps随之下降,即存在∂Ps/∂θs>0。这说明金融业开放加剧了国内金融业竞争,进而提高了金融服务质量并降低了企业出口过程中的融资成本。因此,根据成本加成定价原则,可以得到企业产品的价格p为

(7)

企业出口到国外还需要进行包括销售渠道建设、物流网络管理、跨文化适应能力等方面的投资,这些投资同样受到金融业开放的影响,例如金融业开放能够降低出口企业的信息搜寻成本,同时有效地弱化国家间的文化壁垒,这会降低企业出口的成本。因此,本文假设企业出口的固定成本为fx=Ps/γ。结合式(3)可以得到出口企业的收益与利润函数分别为

(8)

(9)

(三)金融业开放与企业出口行为

首先,将企业出口设定为EX=1,反之,不参与出口为EX=0。假设只有企业实施出口所获得利润大于利润阀值z≥0(z服从正态分布)时,该企业才会选择出口,即企业出口倾向可以表示为Pr(EX=1)=Pr(z≤π)=F(π),F′(π)>0,代表随着企业出口获得利润的增大,企业出口倾向提高。因此,金融业开放对企业出口倾向的影响效果为

(10)

由于F′(π)>0,即企业出口倾向随着企业出口获得利润的增大而提高,另外∂π/∂θs<0,因此可得[∂Pr(EX=1)]/∂θs<0,即金融业开放可以提供企业的出口倾向。另外,金融业开放对企业出口收益的影响效果可表示为

∂r/∂θs=(1-σ)r(φ/Ps)(∂Ps/∂θs)<0

(11)

由于σ>1且∂Ps/∂θs>0,所以有∂r/∂θs<0,说明提高金融业开放水平会提高制造业企业的出口收益。

式(10)(11)说明金融业开放水平影响了制造业企业的出口倾向和出口收益。其作用机制主要来源于两个方面。一是金融业开放可以有效缓解企业面临的融资约束,这主要是因为金融业开放增加了国内金融机构的数量,加剧了金融机构间的竞争。金融机构为了避免其市场份额的下降,会适度下调其贷款利率,从而降低了企业的贷款成本[16-17]。另外,金融业开放引起的金融机构间竞争加剧也促使现有金融机构增加其网点数量,从而降低了与企业之间的物理距离并提高了企业融资的成功率[7]。二是金融业开放降低了企业的出口成本,这主要是因为金融业开放有助于对外贸易中交易信息的传递,使目的国的企业与居民更好地了解出口国产品的相关信息,从而降低出口的信息成本[8]。此外,金融业开放还有利于在出口国与目的国之间形成社会网络,这种社会网络能在一定程度上缓解出口面临的各种正式与非正式贸易壁垒,从而有利于出口贸易的发生[6]。因此,本文认为金融业开放主要通过缓解融资约束以及降低出口成本促进企业的出口倾向和出口收益。据此,提出以下研究假设:

假设1:金融业开放提高了企业出口倾向和出口收益。

假设2:金融业开放对企业出口倾向和出口收益的提高主要通过融资约束缓解以及出口成本降低两种效应实现。

另外,本文就式(10)(11)分别对外部融资依赖程度γ求偏导得到如下表达式:

(12)

(13)

假设3:金融业开放对企业出口倾向和出口收益的促进作用在外部融资依赖程度更高的企业中表现得更强。

在中国,抵押资产较低的企业以及民营中小企业由于信用风险较高,在获得外部融资时面临比较严重的融资约束[13]。在金融业开放的背景下,国内金融业竞争程度逐渐加深,“四大银行”占主导地位的金融体系逐渐发生变革。根据溢出效应,金融业竞争加剧打破了大型国有银行的市场支配地位,并迫使“四大银行”提升其技术和管理水平,从而为企业提供更好的质量服务[18]。同时,金融业开放带来的竞争压力也迫使国内银行将目标转向抵押资产较低的民营中小企业[16]。由于企业出口依赖外部融资,当金融业开放增加国内信贷供给以及提高国内金融机构的效率时,抵押资产较低的企业以及民营中小企业获得融资变得更加容易,从而缩小了与国有企业融资的差距,即金融业开放更有利于改善抵押资产较低的企业以及民营中小企业出口中的外部融资。据此,本文提出以下扩展研究假设:

假设4:金融业开放对企业出口倾向和出口收益的促进作用在抵押资产较低以及民营中小企业中表现得更加明显。

四、模型设定与数据来源

(一)模型设定

本文计量方程设定如下:

Pr(EP=1)=φ(α+βFBit+γX+εt+εp+εi+μfit)

(14)

EXfit=α+βFBit+γX+εt+εp+εi+μfit

(15)

式(14)的被解释变量为企业是否出口的虚拟变量,其中出口取值为1,不出口取值为0,由于该被解释变量为典型的二值分布,因此采用Probit模型对其进行估计。式(15)是就金融业开放对企业出口收益影响的检验,本文利用企业出口交货值的对数来衡量。FBit表示t年i地区的金融业开放指标;X为一组控制变量,包括国有资本占比(soe)、企业年龄(age)、企业规模(scale)、行业竞争程度(hhi);εt、εp和εi分别是控制年份、企业所属行业和地区的固定效应,μfit为残差项。

(二)变量调整与测算

1.金融业开放指标界定

由于本文的金融业开放主要使用银行业开放进行指代,为此,选择各地市是否取消对外资银行的限制以及外资银行数量等两个变量分别对金融业是否开放与金融业开放程度进行量化。

(1)金融业是否开放。根据WTO有关协议,中国将逐步取消对外资银行的限制。自加入WTO起前4年分批开放深圳、上海、大连、天津等20个城市,加入后5年内取消所有地域限制。本文借鉴诸竹君等[16]的研究,将当年取消对外资银行的限制作为金融业是否开放(FB)的一项准自然实验来对金融业开放与制造业企业出口的因果关系进行识别,以准确评估金融业开放对制造业企业出口的净影响。选择逐步取消对外资银行的限制作为金融业开放外生冲击的优点有二:一是具有较好的外生性,逐步取消对外资银行的限制可以看作是一种外生政策冲击因素,从而避免了直接使用外资银行进入所引致的内生性问题;二是具有较强的客观性,由于逐步取消对外资银行限制的城市很明确,而使用《外商投资产业指导目录》构建中国金融业外资政策调整指标,不可避免地在金融业外资政策内容与国民经济代码匹配的过程中存在主观判断,因此,使用前者避免了在指标构造上的误差。

(2)金融业开放程度。基于中国银行保险监督管理委员会关于银行机构的金融许可证信息,计算出外资银行数量(FBN),并对其取对数形式,以此作为中国金融业开放程度的衡量指标。选择该变量而非外资银行占比的原因在于:外资银行在技术、管理水平等方面都优于国内银行,较少的外资银行就足以带来显著的竞争效应,进而对国内金融机构信贷供给及效率产生较强的影响,因此,选择外资银行数量可以避免利用外资银行占比衡量金融业开放程度可能带来的影响低估甚至是偏误。

2.控制变量

其中

saleij为j行业第i企业的销售产值。变量的描述性统计结果见表1。

表1 变量说明及描述性统计结果

(三)数据来源

本文通过匹配2000—2013年中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库企业层面的微观数据就本文提出的金融业开放对中国制造业企业出口的影响进行经验研究。选择利用该数据进行分析的原因有二:一是中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库涵盖的数据量足够大,能充分代表中国制造业的经营及出口状况,这是上市公司数据库以及各类调研数据所欠缺的;二是目前虽有部分数据平台提供了中国工业企业数据库和中国海关贸易数据库2014—2015年的数据,但2015年后没有数据供应部门继续跟进,并且2013年后的数据质量存疑。但考虑到2019年开始金融开放明显加快,因此,本文还使用2003—2020年上市公司的相关数据进行稳健性检验(1)使用2003—2020年上市公司数据的原因主要是上市公司数据库自2003年才开始对上市公司的收入按地区进行分类。。

由于2006年底取消了所有地域对外资银行的限制,故金融业是否开放(FB)影响效果的样本期为2000—2006年;金融业开放程度(FBN)影响效果的样本期为2000—2013年,并将样本限制为制造业企业。另外,对2002年前后的行业代码进行匹配,并利用行业平减指数将涉及货币表示的变量进行价格调整。本文还删除了出口交货值、工业总产值小于零以及就业人数小于8人的样本企业。

五、回归结果分析

(一)基准回归

根据式(14)(15),本文就金融业开放对制造业企业出口的影响效果进行估计,基准回归结果如表2所示。第(1)(2)列为以金融业是否开放作为自变量的估计结果,第(3)(4)列是金融业开放程度作为自变量的估计结果。回归结果中,金融业是否开放的估计系数在第(1)(2)列均显著为正,这一估计结果说明金融业越开放的城市,其制造业企业的出口倾向和出口收益越高。类似的,金融业开放程度的估计系数在第(3)(4)列也显著为正。该结果说明,整体上城市金融业开放水平提高,企业的出口倾向和出口收益显著增加。即无论是从金融业是否开放,还是金融业开放程度上来看,均有利于中国制造业企业出口。这与本文的理论假设一致,可能的原因是,就现阶段而言,金融业开放的正外部性逐渐形成,这种正外部性不仅有利于缓解企业面临的融资约束,还有助于传递对外贸易中的交易信息,降低企业的出口成本,从而提升企业出口概率与出口收益。据此,本文假设1得到验证。

表2 金融业开放对制造业企业出口影响的回归估计结果

国有资本占比以及行业竞争程度对制造业企业出口存在显著的抑制作用,主要是因为国有资本占比以及行业竞争程度对企业生产率存在负向影响,使企业难以达到出口所要求的生产率准入门槛,进而抑制了企业出口。而企业年龄和企业规模均对制造业企业出口有显著的正向影响,也就是说随着企业年龄及规模的增大,制造业企业的出口倾向和出口收益均显著提高。

(二)影响机制分析(2)限于篇幅,以金融业开放程度作为自变量的分析过程及结果未在表中列示,如有兴趣,可直接向笔者索要。

理论分析表明,金融业开放水平影响了制造业企业的出口倾向和出口收益。其作用机制主要有两个方面:一是金融业开放加剧了国内金融业竞争,进而提高了金融服务质量并降低了企业出口过程中的融资成本,从而有效缓解企业面临的融资约束;二是金融业开放降低了出口企业的信息搜寻成本,有效地弱化了国家间的贸易壁垒,从而降低企业的出口成本。因此,本文认为金融业开放主要通过缓解融资约束以及降低出口成本促进企业的出口倾向和出口收益。接下来考察金融业开放能否通过上述两条路径影响中国制造业企业的出口。

1.缓解融资约束

本文借鉴侯欣裕等[19]的研究,通过计算企业的SA指数来衡量融资约束程度,SA指数的计算公式为:SA=-0.737×size+0.043×size2-0.040×age,其中,size为企业资产总额的对数值,age为企业年龄,该指数取值为负,绝对值越大表示企业融资约束越大。金融业开放通过缓解融资约束对企业出口产生影响的回归结果见表3第(1)～(3)列。第(1)列的估计结果表明,FB的估计系数显著为负,说明随着金融业的开放,企业的融资约束程度降低。第(2)(3)列在基准模型的基础上加入融资约束变量SA,由估计结果可以看出,融资约束变量SA显著为负,FB的估计系数仍显著为正,说明金融业开放通过缓解融资约束促进了企业出口。

表3 金融业开放对制造业企业出口影响机制的回归估计结果

2.降低出口成本

本文对企业出口成本的测算借鉴刘斌等[20]的做法。金融业开放通过降低出口成本对企业出口产生影响的回归结果见表3第(4)～(6)列。第(4)列金融业开放对企业出口成本影响的估计结果表明,FB的估计系数显著为负,说明随着金融业开放,企业的出口成本降低。第(5)(6)列在基准模型的基础上加入出口成本变量cost,由估计结果可以看出,出口成本变量cost显著为负,FB的估计系数仍显著为正。这说明,金融业开放通过降低出口成本促进了企业出口。同时也说明,金融业开放不仅通过缓解融资约束促进了企业出口,还通过降低出口成本对企业出口产生促进作用,即本文的假设2得到初步验证。

(三)异质性影响

1.外部融资依赖异质性估计结果

在式(14)(15)中分别加入金融业开放和企业外部融资依赖度的交互项,以该系数衡量外部融资依赖度在金融业开放影响企业出口中的调节作用。表4第(1)(2)列是基于出口倾向和出口收益的回归结果,其中FB系数显著为正,金融业开放和企业外部融资依赖度交互项的系数同样显著为正。这说明外部融资依赖度越高的企业越容易受到金融业开放的出口促进效应,也就是说对于金融业开放引起的外资银行进入对外部融资依赖度越高的企业影响更为明显。据此,本文的假设3得到初步验证。

2.所有制异质性的估计结果

中国不同所有制企业的出口水平、融资约束情况存在显著差异性,因此有必要针对不同所有制类型进行子样本检验。本文在式(14)(15)中分别加入金融业开放和国有企业虚拟变量的交互项,以该系数衡量金融业开放对所有制异质性企业出口影响的差异。表4第(3)(4)是所有制异质性的估计结果,其中FB的系数显著为正,金融业开放和国有企业虚拟变量交互项的系数显著为负。这说明民营企业更容易受到金融业开放的出口促进效应,可能的原因是民营企业面临较为严峻的外部融资约束,金融业开放为其提供了潜在的多元化外部融资渠道。

3.抵押资产异质性的估计结果

在金融市场欠发达国家融资时,企业可以抵押的有形资产的可用性很重要。将企业层面的抵押资产定义为固定资产与总资产的比率,并在式(14)(15)中分别加入金融业开放和抵押资产的交互项,以该系数衡量金融业开放对抵押资产异质性企业出口影响的差异。表4第(5)(6)列是不同抵押资产企业的回归,

表4 企业异质性下金融业开放对制造业企业出口影响的估计结果

其中FB的系数显著为正,金融业开放和抵押资产交互项的系数显著为负。这说明拥有较小抵押资产的企业更容易受到金融业开放的出口促进效应影响,也间接证明了金融业开放引起的外资银行进入并未形成“撇脂效应”,相反可以使拥有较小抵押资产的企业获益更多。

4.企业规模异质性的估计结果

本文在式(14)(15)中分别加入金融业开放和企业规模的交互项,以该系数衡量金融业开放对规模异质性企业出口影响的差异。表4第(7)(8)列是不同规模企业的回归结果,其中FB的系数显著为正,金融业开放和企业规模交互项的系数显著为负。这说明小规模企业更容易受到金融业开放的出口促进效应影响,也就是说对于金融业开放引起的外资银行进入在小规模企业的外部融资上发挥了较大改善作用。综合所有制异质性、抵押资产异质性以及企业规模异质性的估计结果,金融业开放对企业出口倾向和出口收益的促进作用在抵押资产较低以及民营中小企业中表现得更加明显,本文的假设4得到验证。

(四)稳健性检验(3)由于稳健性检验1～4是针对以金融业是否开放作为自变量的估计结果,而稳健性检验5是针对以金融业开放程度作为自变量的估计结果,因此,稳健性检验1～4使用的是2000—2006年所有制造业企业的相关数据,而稳健性检验5使用的是2000—2013年所有制造业企业的相关数据。稳健性检验6是改变样本进行的检验,使用的数据在下文中有具体说明,此处不再赘述。

1.控制其他政策和经济冲击

样本时期内除了金融业开放政策外,仍有其他一些政策和经济冲击影响中国制造业企业的出口。本文着重考虑进口冲击和外资自由化这两个政策经济冲击。控制进口冲击和外资自由化的回归结果见表5第(1)(2)列(4)这里使用关税(tariff)与外资限制政策(fdi)对进口自由化与外资自由化进行衡量。,进口冲击与外资自由化对制造业企业出口倾向和出口收益均为正向影响,并且除了进口冲击出口倾向外均在1%的水平下显著。另外,在控制进口冲击与外资自由化后,金融业开放的估计系数仍显著为正,说明即使在控制进口冲击和外资自由化后,金融业开放对中国制造业企业出口仍然产生了显著的促进影响。

2.倾向得分匹配—倍差法

考虑到实施金融业开放的城市可能并不是随机的,导致存在样本选择问题的可能性,为了避免这一问题,本文还运用倾向得分匹配对样本的选择性偏误进行控制,进而在对样本数据进行匹配的基础上对基准模型重新进行估计,基于倾向得分匹配—倍差法(PSM-DID)的估计结果见表5第(3)(4)列。由结果可知,金融业开放的系数与基准估计结果基本一致,说明基准估计结果是稳健的。

表5 稳健性检验结果Ⅰ

3.平行趋势及动态效应检验

利用双重差分法进行估计的一个前提条件是,政策实施之前的实验组和控制组应保持相同的变化趋势。为了对同趋势进行检验,本部分进一步对金融业开放对制造业企业出口的影响在年度之间的动态趋势进行分解和分析。具体而言,post代表发生金融业开放之后各年份的影响效应,如post1、post2分别表示金融业开放政策实施后1年与后2年的影响效应。类似的,pre表示发生金融业开放之前各年份的影响效应,即pre1表示金融业开放发生前1年的影响效应。估计结果见表5第(5)(6)列。由结果可知,金融业开放实施前的系数不显著,而实施之后与金融业开放实施当年的估计结果类似,均显著为正,并且金融业开放实施之后的第一年的系数远大于第二年的系数,这说明金融业开放对制造业企业出口的促进作用在短期增强后趋于平缓。

4.样本选择偏差的检验

一是限定地区样本。分析样本只限定在整个样本期间内金融业实施开放的城市,而不是实施金融业开放和未实施金融业开放的城市比较,可以规避研究样本选择所导致的参数估计偏误问题。限定地区样本的分析结果见表6第(1)(2)列,FB的估计系数仍显著为正,与基准回归模型的结果相似,并且当只关注金融业开放城市时,出口倾向和出口收益的系数比全样本估计的系数要大。

二是样本选择模型。为了克服样本选择问题导致的估计结果偏误,本文还利用样本选择模型的两步估计法重新进行估计,估计结果见表6第(3)～(5)列。结果显示,金融业开放的估计系数仍显著为正,这些回归结果与基准回归模型的结果相似,说明金融业开放在控制样本选择性偏误后对企业出口倾向和出口收益的影响仍然显著。此外,逆米尔斯比率(imr)在第二步关于制造业企业出口倾向及出口收益的估计结果均显著,说明存在样本选择偏误,并且采用样本选择模型进行估计是有必要且有效的。

表6 稳健性检验结果Ⅱ

5.内生性检验

内生性问题产生的可能原因是中国出口贸易转型升级也会影响外资银行进入,例如,中国出口贸易转型升级有利于企业绩效及利润的提高,也吸引了外资银行的进入,即可能存在金融业开放与出口贸易转型升级的双向因果关系,从而导致估计结果出现偏误。解决双向因果关系引致的内生性问题最常用的方法就是寻找与金融业开放程度相关,但不受出口贸易转型升级影响的工具变量。为此,本文采用本省除本市外其他城市金融业开放程度的平均值作为本市金融业开放程度的工具变量,这是因为本省除本市外其他城市金融业开放程度的平均值不太可能影响本市制造业企业的出口行为,而本省的各个城市之间,其金融业开放程度可能通过地区之间的溢出而互相影响,所以选择该变量作为本市金融业开放程度的工具变量满足了工具变量的基本要求。具体的估计结果见表6第(6)(7)列。由工具变量回归结果发现,第一阶段F检验值为42.24,远大于10,说明不存在弱工具变量问题。此外,第二阶段金融业开放程度(FBN)估计系数在1%的水平下显著为正,与前文的估计结果一致,说明在考虑内生性问题后基准回归分析结果是稳健的。

6.更换样本

考虑到2019年开始中国金融开放明显加快,将样本更换为2003—2020年的上市公司数据,以检验前文估计结果的稳健性。上市公司的相关数据来源于国泰安CSMAR数据库,由于国泰安CSMAR数据库并未直接给出上市公司的出口数据,本文利用上市公司按地区的分类收入,通过筛选得到上市公司各年是否出口以及出口的营业收入。更换样本的具体估计结果见表7(5)以金融业是否开放为自变量的样本区间仍为2003—2006年。。表7第(1)(2)列为以金融业是否开放(FB)作为自变量的估计结果;第(3)(4)列是金融业开放程度(FBN)作为自变量的估计结果。具体回归结果中,金融业是否开放(FB)以及金融业开放程度(FBN)的系数均显著为正,并且表7第(3)(4)列的估计结果与表2第(3)(4)列金融业开放程度(FBN)的系数相比,前者大于后者,该结果说明延长样本区间后,金融业开放对企业出口倾向及出口收益产生了更明显的促进作用。表7的回归结果也表明,即使使用上市公司的相关数据,前文的估计结果依然是稳健的。

表7 稳健性检验结果Ⅲ

六、拓展分析

前文的研究证实了金融业开放通过缓解企业的融资约束以及降低出口成本对中国制造业企业出口产生的积极影响,并考察了其作用机制以及异质性影响。由此引出了两个问题:一是金融业开放引起的制造业企业出口是否对内销形成冲击?二是金融业开放对中国制造业企业出口的促进是否提升了企业就业和生产率?为回答上述两个问题,本文从以下两个方面进行研究:第一,以企业国内销售额作为因变量,考察金融业开放对制造业企业内销的影响;第二,在自变量中加入金融业开放和企业出口额的交互项,考察金融业开放推动制造业企业出口对企业就业和生产率的影响。具体回归模型如下:

domfit=α+βFBit+γX+εt+εp+εi+μfit

(16)

lfit=α+β1FBit+β2FBit×EXfit+β3EXfit+γX+εt+εp+εi+μfit

(17)

tfpfit=α+β1FBit+β2FBit×EXfit+β3EXfit+γX+εt+εp+εi+μfit

(18)

式(16)是就金融业开放对制造业企业内销的回归模型,domfit利用企业总产值与出口交货值之差的对数来衡量。式(17)(18)是考察金融业开放推动制造业企业出口对企业就业和生产率影响的回归模型,lfit利用企业就业总人数的对数表示,tfpfit为利用索洛余值法计算得到的企业全要素生产率。拓展分析所使用的数据与基准回归一致,即金融业是否开放(FB)影响效果的研究使用的是2000—2006年所有制造业企业的相关数据,金融业开放程度(FBN)对影响效果的研究使用的是2000—2013年所有制造业企业的相关数据。

(一)金融业开放对制造业企业内销的影响

金融业开放对制造业企业出口存在促进作用,但是如果制造业企业出口的增加是以内销的减少作为代价,则金融业开放对制造业企业的促进效果将减弱。为此本文利用式(16)考察了金融业开放对制造业企业内销的影响。表8第(1)(2)列的结果显示,与金融业开放对中国制造业企业出口的影响相同,金融业开放也会促进中国制造业企业的内销。这一结果说明,金融业开放促进了中国制造业企业在国内与国外两个市场的扩张,有利于制造业企业更好地利用国内国际两个市场。

(二)金融业开放、制造业企业出口及对企业就业和生产率的影响

企业出口能够提高就业和生产率。金融业开放对中国制造业企业出口的积极影响,这可能会进一步影响企业就业和生产率。表8第(3)(4)列为金融业开放和制造业企业出口对企业就业的影响。回归结果显示,与既有研究金融发展与就业的文献结论一致,金融业开放的系数均显著为正。同时,金融业开放与企业出口收益的交乘项回归系数为正,说明金融业开放通过对制造业企业出口的促进作用,使企业就业显著提升。表8第(5)(6)列为金融业开放和制造业企业出口对企业生产率的影响,回归结果显示,与既有研究金融业开放与企业生产率的文献结论一致,金融业开放的系数均显著为正。同时,金融业开放与企业出口额的交乘项回归系数为正,说明金融业开放通过对制造业企业出口的促进,使企业生产率显著提高。

表8 拓展分析的回归估计结果

七、结论及政策启示

近年来,金融业开放成为形成全面开放新格局的主力军。基于金融服务在企业出口中的重要作用,本文从地区层面考察了金融业开放对中国制造业企业出口的影响效果及作用机制。首先,将金融业开放纳入异质性企业出口模型,进而阐述金融业开放影响制造业企业出口的微观机制,除了考虑融资约束缓解效应外,本文还加入金融业开放所引起的出口成本降低效应,并提出理论假说;其次,利用2000—2013年中国工业企业和海关数据,对金融业开放影响中国制造业企业出口的效果进行实证研究。结果表明:金融业开放显著提高了制造业企业的出口倾向和出口收益,其中外部融资依赖程度较高、抵押资产较低的制造业企业以及民营中小企业受到金融业开放的促进作用更明显;金融业开放主要是通过缓解企业的融资约束以及降低出口成本促进了制造业企业出口;金融业开放在促进制造业企业出口的同时也提升了企业内销,并且金融业开放引致的中国制造业企业出口提升了企业就业与企业生产率。

本文对于中国进一步实施金融业对外开放以及促进制造业企业出口具以下政策启示。第一,从近年来中国出台的多项金融政策可以看到,增强金融服务实体经济能力,推进金融业与制造业联动发展已成为中国经济发展的趋势。应进一步推动金融业的对外开放,支持中国外贸行业前进,使其发展迈上新的台阶。第二,应关注不同的制造业企业对金融业开放的灵敏度存在差异,重点关注外部融资依赖程度高、抵押资产较低的制造业企业以及民营中小企业的金融服务获得,从而让尽可能多的企业都享受到金融业开放带来的制度红利。第三,着力缓解企业融资约束以及降低企业出口成本。金融业开放促进中国制造业企业出口主要通过融资约束缓解以及出口成本降低这两条路径来实现,因此,政府一方面要引导金融机构向企业合理让利,另一方面要支持电子商务发展以及外贸公共信息化建设,尽量降低企业融资及出口成本,助力企业在当前复杂国际形势下保持出口稳定增长。