中国银行业开放、融资方式选择与民营企业出口*

张 艳 董支晓 刘 韬

一、引言

中国入世以来，对外贸易取得了举世瞩目的成绩，民营企业发展成为国际贸易的中坚力量。根据中华人民共和国海关总署公布的数据，2001—2021 年，民营企业出口比例从2%上升到56%。2021 年中国民营贸易企业56.7 万家，民营企业出口总额达到11.5 万亿元。新冠疫情爆发后，海外需求放缓，中国出口增长遭受重创，民营出口企业表现出较强的韧性，与国有企业和外资企业相比，率先恢复增长，拉动中国外贸逆流而上，民营出口企业为稳住外贸基本盘、促进经济复苏提供了强力的支持。

然而，融资困境一直制约着民营企业的发展。“所有制歧视”，即基于企业所有制差异而产生的“信贷歧视”在中国银行业普遍存在。与国有企业相比，民营企业难以从商业银行，特别是国有背景的商业银行获得信贷支持，或者在同等条件下，民营企业的融资成本远远高于国有企业(许坤，2018)。根据中国财政科学研究院“降成本”课题发布的《降成本: 2019 年的调查与分析》，民营企业在融资金额、融资成本等方面与国有企业存在较大差距，“融资难、融资贵”的问题依然严重。①2018 年民营企业的平均融资规模为6 997 万元/家，而国有企业为5.9 亿元/家，前者仅为后者的11.8%；从融资成本角度，2018 年民营企业的短期贷款利率、长期贷款利率、债券发行利率以及民间借贷利率分别为6.05%、6.31%、6.77%和10.9%，而同期国有企业的利率分别为5.17%、5.28%、5.66%和7.41%。民营企业被迫选择商业信贷，以替代银行信贷、缓解融资约束(马述忠和张洪胜，2017；Chen 等，2019)。根据商业信贷与银行信贷的替代理论，商业信贷是企业无法从银行获取贷款而进行的次优选择，存在成本高和风险高的特点。①由于资金需求方处于弱势，资金供给方处于强势，因此商业信贷的成本普遍高于银行信贷(Uesugi等，2010；Cunat，2007)。商业信贷为基础的信贷关系可能导致企业间货款拖欠，“三角债”等问题的出现，从而会严重干扰企业的正常运行，增加企业交易成本，降低市场运行的效率。

2001 年入世以来，中国不断扩大和深化金融服务业的开放。2018 年习近平主席在博鳌亚洲论坛年会开幕式上提出要大幅放宽金融业准入。2020 年4 月，中共中央、国务院印发的《关于构建更加完善的要素市场化配置体制机制的意见》特别提出要主动有序扩大金融业对外开放。不断扩大对外开放的金融市场和银行业，是否可以缓解所有制歧视，优化民营企业融资结构，促进民营企业的出口? 本文从银行信贷和商业信贷两种融资方式的视角，以中国不断开放的金融业为契机，研究银行业开放如何影响民营企业出口。

在理论研究方面，本文在Manova (2013) 理论模型的基础上，将企业的融资方式分为银行信贷和商业信贷。银行业的开放促使生产率较高的民营企业使用银行信贷替代商业信贷，从而可以缓解企业面临的融资约束，提高出口量、出口目的地和出口产品种类。在实证研究方面，本文基于中国工业企业数据与海关贸易的匹配数据，利用中国银行业开放入世承诺，结合企业所有制特征构造三重差分模型。研究发现: 相对于国有企业，银行开放政策对民营企业出口的影响更大，能够显著提高民营企业的出口概率和规模，而且促进民营企业出口拓展边际的增长，提高民营企业的出口产品种类与出口目的地的增加；对于生产率高、经营效益好、规模大、融资约束较强、从事一般贸易的民营企业，出口促进作用更加显著，银行业开放对民营企业出口的影响存在“撇脂”效应。

本文的边际贡献可以总结为以下三个方面。第一，在研究视角上，本文基于银行信贷和商业信贷两种融资方式的选择，为研究金融开放、融资约束与企业出口之间的关系提供了一个新的解释。由于企业出口需要支付额外的成本，融资约束成为制约企业出口的重要因素，生产率较高的企业更容易获得外部信贷，进而促进其出口(Manova，2013；Chaney，2016)。但已有文献并没有区分融资方式，本文根据银行信贷和商业信贷的特征，将融资方式的选择引入理论模型，从理论上证明了银行业开放有利于民营企业出口融资方式的转变，银行信贷替代商业信贷可以促进出口。在实证研究方面，现有文献侧重于缓解企业融资约束的主要影响因素，例如集群商业信贷、金融市场化改革、税收优惠政策、土地成本等宏观视角讨论融资方式对出口的影响。本文从微观融资结构的视角，讨论企业银行信贷与商业信贷的选择对民营企业出口的影响。

第二，在研究方法上，本文以中国入世作为准自然实验，以入世承诺中银行业基于地区和时间的渐进式开放特征和企业所有制性质构建三重差分模型，研究银行业开放对民营企业出口的影响。虽然金融与贸易的关系在已有的研究中得到很多讨论，但是现有文献对银行业开放和发展、企业融资约束的衡量，采用了不同的数据和方法，并没有统一的指标。关于银行业开放与发展的衡量，文献主要采用外资银行进入的虚拟变量(荆逢春等，2018)、外资银行数量 (诸竹君等，2020)、商业银行的网点数(Chen 等，2019)、地区金融业自由化(Zhang 等，2019)等指标；对于微观企业融资约束的衡量，主要采用利息支出、应收账款的比例、现金流指标、净利润以及基于企业规模和存续时间计算的综合指标等指标。无论是从地区宏观层面还是微观企业层面，现有文献所采用的基于绩效的衡量指标，与企业的出口都存在较强的内生性。因此本文借鉴Lin (2011) 等的研究，基于中国入世的准自然实验，在方法上能够识别出银行业开放对民营企业出口的因果效应。

第三，本文丰富了银行业开放政策效应的相关研究。已有文献对金融业开放经济效应的研究主要集中在银行业开放对本国银行业的效率和风险 (李青原和章尹赛楠，2021)、银行业所有制歧视(Lin，2011)、企业融资约束(Lai 等，2016；Zhang 等，2019)、生产效率(Huang 和Li，2009)和创新能力(诸竹君等，2020) 等方面的影响，关于金融业开放对国际贸易影响的研究仍比较有限。毛其淋和王澍(2019) 发现地方金融自由化能够显著提高企业的出口概率和出口规模，而更多文献则侧重外资银行进入的影响，例如提供更广泛的融资渠道和服务、降低信息不对称性所造成的交易摩擦(Claessens 和Van Horen，2021)、提升金融中介效率(铁瑛和何欢浪，2020)、缓解企业融资约束(荆逢春等，2018) 等。本文强调银行业开放如何打破所有制歧视，缓解民营企业的融资约束，促进出口增长的微观机制，从而丰富了金融业开放政策对企业出口影响的研究。

二、理论模型

本文在异质性企业贸易模型的基础上，加入了更符合实际的外部融资约束，从而能够更好地解释金融开放对出口企业的影响。首先，模型假设出口企业无法仅仅依靠自有资金进入外国市场，还需要一定数量的外部融资才能最终出口。在模型中，出口企业的融资方式包含银行信贷和商业信贷。两种信贷方式在抵押品要求、利率水平等方面存在差异(Uesugi 等，2010；Cunat，2007)，出口企业可以根据自身的生产率和盈利水平进行最优的选择。其次，模型考虑了企业所有制对融资方式选择的影响: 国有企业的信用评级较高，能够提供充足的抵押品，所以这些企业会选择利率较低的银行信贷进行融资；民营企业的信用评级难以确定，银行很难充分识别相关抵押品，所以民营企业只能依靠进入门槛较低但利率较高的商业信用进行外部融资。最后，金融开放会提升银行业的整体能力和效率，降低民营企业申请银行贷款的门槛，而融资成本的降低最终会提升企业的出口量、出口目的地数量以及出口产品的种类。

(一) 消费者需求

模型着重关注企业的生产和融资决策，因此在消费者需求方面我们采用了和Manova(2013) 相同的假设。全世界的国家数量为I，产业数量为S。各国企业生产差异化产品，能够同时在国内和国际市场进行销售。国家i的效用函数为:

其中，θs为s产业在总支出中所占的比例，而ϵ＞1 为替代弹性。根据该效用函数，可以得到消费者对于差异化产品的需求函数。

其中，Pis为国家i在产业s的总体价格水平，Yi表示国家i的总产出。该函数表明，消费者对差异化产品的需求取决于实际财富水平和差异化产品在行业内的相对价格水平。

(二) 企业决策

本模型重点关注出口企业对融资方式的最优选择，首先简要描述国内生产情况。国家j的企业在每一期需要支付固定成本cjsfje来获得生产率水平(1/a)，所以厂商的边际成本为cjsa，其中cjs为成本最小化的投入组合。为了强调外部融资对国际贸易的影响，此处假设国内厂商能够利用自有资金支付所有成本，因而不需要外部融资。①经济的实际运行中，国内厂商和出口厂商都面临金融约束，但是Manova (2013) 强调，出口厂商往往体量更大并且交易周期更长，所处环境更加复杂，面临更大的风险和不确定性，所以该文着重强调出口厂商面临的金融约束。

相比于只进行国内贸易的厂商，出口企业面临的问题较为复杂。如果国家j的厂商决定向国家i进行出口，那么该厂商在每一期都需要支付额外的进入成本cjsfij。该成本的一部分(ds) 需要依靠外部融资，而企业必须将最初的固定成本(cjsfje) 进行抵押才能从银行或上游供应商获得贷款。本模型的一个关键假设是，抵押资产的可识别程度(t)取决于出口企业的所有制和融资方式。国有企业资产有政府信用支撑，所以银行和上游供应商都能完全识别国有企业的抵押资产(t＝1)。民营企业无法获得政府担保，其抵押资产无法被完全识别。在这种情况下，出口企业的上游供应商比银行更加了解企业的实际经营情况和其他相关信息，能够更好地识别出口企业的抵押资产。所以，对于民营企业，银行能够识别的抵押资产为上游供应商能够识别的抵押资产为。在还款时，国家j出口企业的违约概率为1－λj: 如果违约发生，出口企业的所有可识别资产都将被变卖；如果没有违约，那么出口企业的还款总额F(a)和企业的生产率水平相关。

对于依靠银行进行外部融资的出口企业，其利润最大化问题为:

其中，为企业依赖银行信贷时需要承担的交易成本，该成本既包含国际贸易的运输成本，也包含外部融资所带来的利息支付②为了简化分析，本文在基准模型中未将利率水平的形成内生化，而是根据实际数据直接假设银行融资的利息水平低于商业信用的利息水平。实际上，我们也做了在基准模型的基础上对利率水平进行内生化的尝试，假设银行业进行完全竞争，而上游供应商在提供商业信贷时进行垄断竞争，内生化利率水平之后，基准模型的结果未发生太大改变，故未将其列入正文。感兴趣的读者可以联系作者索取相关结果。；Aijs表示出口企业在没有违约情况下的最终利润，Bijs表示银行预期的平均利润。此处遵循Manova (2013) 的分析，本文假设银行业完全竞争，导致均衡时银行的利润水平为0。如果不存在金融摩擦或信贷约束(λj＝1)，出口企业的利润水平如下:

然而，由于金融摩擦的存在(λj＜1)，只有生产率高于一定水平的厂商才能够进入出口市场并获得利润。将Aijs设为0，就能得到出口企业依靠银行进行融资所需的最低生产率水平。

依赖商业信贷的出口企业也面临相似的利润最大化问题。

其中，为企业进行商业信贷时需要承担的交易成本。由于商业信贷的利率水平要显著高于银行贷款利率(李建军和赵冰结，2015)①根据中国人民银行的调查，我国企业的商业信用在本质上是民间借贷的一种形式，其年利率比央行一年期贷款基准利率平均高5%—6%。李建军和赵冰洁(2015) 测算了2005 年1 月至2014 年12月企业在不同融资渠道下的融资成本，发现企业通过银行融资的平均年利率介于7%—10%，而企业对客户提供的借贷年化利率介于18.25%—22%。，假设当出口企业依赖上游供应商进行外部融资且不存在金融约束时，其利润函数如下:

(三) 融资方式的选择

为了达到利润最大化，不同所有制企业可以根据自身的生产率水平选择最优的外部融资方式。对国有企业而言，其抵押资产能够被完全识别，所以式(4)、式(5)、式(7)、式(8) 表明，银行信贷所需的国有企业生产率水平下限更低，企业获得的利润也更高，所以国有企业更愿意利用银行进行外部融资。对于民营企业而言，其抵押资产无法被完全识别，并且供应商对抵押资产的识别程度更高，所以在这种情况下，生产率较高的民营企业面临的融资约束较小，会选择银行信贷来获得更高的利润；生产率较低的民营企业面临的融资约束较大，无法从银行获得融资，只能依靠供应商进行外部融资，在国际贸易中获得较低的利润。根据模型设定，只要两种融资方式中的抵押资产识别程度满足以下条件，部分生产率较低的民营企业就会依靠供应商进行商业信贷。

该条件表明，只要供应商识别抵押资产的能力高于银行，商业信贷就会存在。

(四) 目的地和产品多样性的影响

依据Chan 和Manova (2015) 扩展基准模型，我们进一步讨论出口企业在不同融资方式下对于出口国数量和产品数量的最优选择。对于依靠银行信贷的出口企业，如果同时需要选择出口国数量，那么利润最大化问题变为:

为了讨论厂商的最优决策，我们将目的地按照市场容量降序排列。那么厂商最优的出口国数量i*应当满足如下金融约束:

进一步考虑出口企业利润和金融约束之间的关系，得到以下条件:

该条件意味着，出口企业对各国出口的平均利润应该能够向银行支付违约风险调整后的还款。依赖商业信贷的出口企业面临类似问题，因此不再列出。关于厂商对产品多样性的最优选择问题，形式类似，只是将选择变量从出口国数量i*变为行业数量s*，此处不再列出。

(五) 银行业开放的影响

本文主要讨论银行业开放对厂商的融资方式、最优产量、最优出口国数量和产品种类的影响。银行业开放既可以直接为出口企业贷款，也可以通过消除信息不对称性，增强本土银行的运行效率和业务能力。对于国有企业，其资产的可识别程度不会在银行业开放之后发生变化，银行业开放对国有企业的融资方式、出口数量和利润水平都不会产生显著影响。对于民营企业，本文假设银行在开放之后能够更好识别民营出口企业的抵押资产，图1 展示了这种变化所产生的影响。

图1 银行业开放与融资选择

在银行业开放之前，商业信贷所允许的生产率水平下限(α1) 要显著低于银行信贷的生产率水平下限(α2)，这意味着生产率在α1和α2之间的民营出口企业多数会依靠商业信贷进行出口活动，生产率高于α2的民营出口企业会通过银行信贷获得更多的利润。银行业开放之后，银行识别抵押资产的能力上升(↑)，等式(5) 表明银行信贷所要求的最低生产率水平会随之下降到α3。此时，生产率水平在α1和α3之间的民营出口企业依然通过商业信贷完成出口活动，而生产率高于α3的民营出口企业会通过银行进行融资。所以，银行业开放使得更多的出口企业选择银行信贷完成国际贸易，这会导致民营企业的出口量增加，获得的利润上升。银行业开放同样有助于出口企业进入更多的外国市场，具体变化如图2 所示。在银行业开放之前，生产率较低的民营企业只能依靠商业信贷，其出口目的地的数量为i*1。银行业开放之后，部分民营出口企业会转而依靠银行完成外部融资，以获取更多的利润，同时出口目的地数量上升到。所以，银行业开放使得民营企业的出口目的地增加，出口产品的种类也通过类似渠道而增加。

图2 银行业开放与贸易选择

综上所述，银行业开放对于企业出口行为的影响，可以总结为以下三个推论。

推论1: 银行业开放之后，民营企业将更多依赖银行信贷，其出口量将会增加。

推论2: 银行业开放之后，民营企业的出口目的地将会增加。

推论3: 银行业开放之后，民营企业的出口产品数量将会增加。

三、实证模型设定

(一) 模型设定

本文根据中国入世承诺中关于银行业开放的地区时间表和企业所有制特征构建三重差分模型，分析银行业开放对于企业出口的影响，具体实证模型如等式(11) 所示:

其中，f代表企业，c代表企业所在城市，t代表年份，i代表国民行业分类4 位码的行业。因变量Export为企业出口，采用企业出口的虚拟变量或出口额的对数形式来衡量①考虑到大量企业并未发生出口行为，本文采用ln (1＋出口额) 来衡量Exportit。，还包括企业出口产品数量和目的地数量。核心解释变量是企业所有制和银行业开放政策的交互项Poef×FBankc，t。根据中国银行业入世承诺的地区时间特征②因篇幅所限，本文省略了中国银行业开放地区时间表，感兴趣的读者可在《经济科学》官网论文页面“附录与扩展”栏目下载。，本文将外资银行开放的城市作为处理组 (Fbankc，t＝1)，将未开放外资银行的城市作为对照组(FBankc，t＝0)。考虑到信贷市场中存在的所有制歧视的特点，我们加入民营企业的虚拟变量(民营企业Poef＝1)，得到三重差分模型。我们根据“工商登记注册类型”区分企业所有制性质。地区和时间差分FBankc，t主要基于入世承诺银行业开放的地区时间表，当第t年，c城市开放了银行业，则从该年至往后时间段，均取值为1，否则为0，比如北京在2004 年开放外资银行的人民币业务，FBankc，2003及其以前的年份取值为0，FBankc，2004及其以后的年份取值均为1，变量设定规则如下:

系数β1＞0 说明在外资银行开放政策推行后，位于外资银行开放城市的民营企业出口额得到了显著增长，反之则表明银行业开放政策抑制了民营企业的出口。

Fixed中包括了回归中所控制的固定效应的信息。企业的个体固定效应(αf) 用于控制不随时间变化的企业特征；城市固定效应(αc) 用于控制仅随城市变化的信息；行业—时间固定效应(αit) 用于控制在行业层面随时间变化的信息。控制变量(Control) 的选取参考何欢浪等(2021)，主要包括: 职工人数(Size)，使用企业职工人数取对数衡量；企业生产率(Productivity)，选用企业的劳动生产率，即企业生产附加值与企业员工人数的比值取对数；企业年龄(Age)，使用当年年份与企业开业时间的差值计算得到。Poe为衡量企业所有制的变量。我们剔除了样本期间发生了所有制变化的样本，同时剔除了外资企业，主要原因是外资企业的融资渠道可以来源于境外金融机构或者母公司的信贷支持，较少从国内获取信贷支持。

(二) 数据来源

本文使用的数据主要包括中国工业企业数据库1998—2007 年数据和中国海关数据库2000—2007 年数据。中国工业企业数据库样本范围包含全部国有企业以及主营业务收入500 万元以上的非国有企业，以样本企业的企业法人作为统计单位，包括企业的基本信息与财务数据。参考Brandt 等(2012) 的方法，本文统一行业的编码，并将企业总资产、资本量为缺失值或负值的样本，雇佣员工数小于8 人的样本进行了删除。

中国海关数据库由中国海关依法对进出口货物贸易进行数据统计，由海关总署综合统计司负责海关数据的搜集、审核、报送和更正，内容包括了出口企业的实际信息，包括企业出口的产品HS 代码、FOB 价格、产品的出口数量和金额、企业的生产地和出口目的地等。本文根据海关数据与工企数据中的企业名称、企业所在地邮编、企业电话号码作为匹配变量，对两个数据库进行匹配，主要变量描述统计见表1。③具体匹配结果与变量构造方法请见《经济科学》官网“附录与扩展”中表A2 和表A3。

表1 主要变量数据描述

四、实证结果分析

(一) 基本回归结果分析

表2 报告了银行业开放政策对民营企业出口影响的基本回归结果，第(1) 列和第(2) 列使用企业出口额的对数作为被解释变量，第(3) 列与第(4) 列使用企业是否出口的虚拟变量作为被解释变量(当企业出口值大于0 时，取值为1，表明企业进入出口市场；反之为0)。基本回归主要基于中国工业企业数据库，回归聚类在城市层面。首先，我们分析外资银行开放政策对企业出口总额的影响，在第(1) 列中，本文未对样本的固定效应进行控制，可以初步得到银行业开放对民营企业的出口有显著的促进作用；第(2) 列同时控制了企业、时间、城市以及行业—时间的固定效应，发现外资银行开放促使民营企业的出口相对于国有企业增长了13.7%。①本文中回归系数的反对数 的经济含义是，当其他条件不变时，外资银行进入所带来的处理组相对于控制组企业出口水平增加的倍数。相应地，e0.129－1＝0.137，即外资银行开放使得民营企业的出口提高了13.7%。表2 第(3)、(4) 列中，被解释变量为企业出口的虚拟变量，以此判断外资银行开放政策是否有利于促进更多的民营企业开展出口业务。第(3) 列使用线性概率模型，控制了固定效应的结果，第(4) 列使用Probit 模型进行回归，Fbank×Poe的系数显著大于0，说明银行业开放提高了民营企业的出口概率。基本回归结果表明，外资银行的开放政策扩大了民营企业出口规模，提高了民营企业出口的概率，这与理论模型部分推论1 的结论一致。

表2 基本回归结果

(二) 实证方法有效性检验

1.平行趋势检验

实证模型采用三重差分模型，该方法得以实施和适用的前提是平行趋势，即银行业开放的政策实施以前，处理组与控制组企业出口的趋势应当没有显著性差异。参考已有文献(Beck 等，2010)，本文首先使用双向固定效应(two-way fixed effect，TWFE) 模型进行平行趋势检验。具体估计方程如式(12) 所示:

图3 报告了估计系数αk及其95%置信区间，实线和虚线部分分别汇报了TWFE 和IWE 的结果。可以看到，在银行业开放政策实施以前，αk的回归系数均不显著，说明实验组和对照组在银行业开放政策推行前的趋势是基本相同的，满足平行趋势假设。而在银行业开放政策推行以后，估计系数显著大于0，说明银行业开放政策促进了民营企业的出口。

图3 平行趋势检验

2.安慰剂检验

中国在加入WTO 之前已进行过多轮谈判，具体何年中国入世成功是无法预期的，所以对于微观企业来说，外资银行开放政策在时间上是满足外生条件的。从外资银行开放推行的城市来看，首先推行外资银行开放业务的城市是上海、深圳、天津与大连，这与1994 年国家确立的11 个外资银行开放城市并不完全重合，对于推行政策所在地的企业来说，政策发生城市的选择也是相对外生的。但是，外资银行开放的地区选择仍然可能受一些不可观测因素的影响，本文借鉴Lu 等(2017) 的方法，对回归结果进行安慰剂检验，具体构造过程如下: 1998—2007 年，随机选取城市作为外资进入的试点城市，得到随机生成的政策影响变量Fbankfalse，替换方程(11) 中的Fbank变量，得到回归方程:

图4 安慰剂检验

(三) 稳健性检验

本文依据中国入世时关于外资银行的开放承诺表，构造三重差分模型验证银行业开放与企业出口之间的关系。对微观出口企业来说，银行业开放政策相对比较外生，因为不同城市民营企业的出口情况并不足以影响中国银行业开放政策的制定。此外，本文也加入了企业层面的控制变量，用于控制银行业开放与非开放城市内的企业差异。但是，外资银行开放城市的选择仍然可能存在一些地区层面的潜在预期干扰，使得在政策发生前后，控制组与实验组之间存在显著差异。本文参考Gentzkow (2006) 的方法①稳健性检验相关结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。，分别使用企业数量、经济发展水平以及第三产业的比例与年份虚拟变量λt进行交乘，并引入方程(10) 中，以排除潜在预期效应对回归结果的干扰，结果如表3 所示。在考虑了银行业开放城市的预期效应后，回归结果仍旧稳健。

表3 排除潜在预期效应

(四) 异质性分析

前文的分析可以发现，银行业开放显著促进了民营企业的出口。那么银行业开放对民营企业的影响是否具有异质性呢? 根据理论模型的结论，银行业开放后，生产率较高的民营企业会从银行获得融资来支付国际贸易的额外成本，从而促进其出口。因此，在异质性讨论中，本文分别根据企业生产率、经营情况、规模、融资约束状况以及贸易方式分组进行回归，进一步分析银行业开放对民营出口企业的异质性影响。

民营企业的平均资产规模较小，生产水平较低，抵御市场风险的能力较差，当商业银行的发展水平较低时，主要基于企业所有制性质与规模进行判断，无法有效辨别民营企业的经营状况。外资银行进入，既可以直接贷款给优质的民营企业，使得民营企业中经营情况好、生产率高的企业更容易获取银行贷款(张金清和吴有红，2010)，也有利于本土银行业整体经营水平的提升，提高国内银行风险的识别能力。因此，本文使用企业的劳动生产率(LP) 与资产回报率(ROA) 作为衡量企业经营水平的指标，使用企业总资产(Scale) 衡量企业规模，然后计算企业生产率、资产回报率和规模的中位数，以此为临界值，对样本数据进行分组回归，回归结果如表4 所示。对于劳动生产率较高、资产回报率较高以及企业规模较大企业，银行开放政策的效果显著，而在经营情况较差、生产率较低、企业规模偏小的企业中，银行业开放政策对民营企业的出口并没有显著促进效果，这与Lai 等(2016) 的研究结果一致。外资银行进入后，对本国企业的信贷支持表现出“撇脂效应”(cherry picking)，会缓解经营状况好、生产率高、规模大的企业的融资约束，促进其出口增长。

表4 异质性回归结果Ⅰ

银行业开放政策对民营企业出口的促进作用，主要通过降低民营企业的融资约束来实现，那么该政策对面临资金严重短缺、融资约束较严重的企业，产生的效果会更加明显吗? 本文使用融资约束综合指数(size-age index，SA 指数) 衡量企业的融资约束水平，以SA 指数的中位数作为临界值，将数据分为融资约束严重(SA 指数高于中位数) 与融资约束不严重(SA 指数低于中位数) 的样本进行回归，结果见表5 第(1) 列和第(2)列。在企业资金短缺、融资约束严重的样本中，银行业开放政策显著促进了民营企业的出口；而对于资金充裕的企业，银行业开放政策对民营企业的出口并无显著影响。中国出口企业中，加工贸易类企业具有一定的特殊性，其利用国内廉价的劳动力资源、原材料和中间品进口，所产出的产品主要用于出口，且生产销售多为跨国公司主导，多数产品为国外“贴牌”生产。由于加工贸易的特殊经营方式，与一般贸易相比，加工贸易企业所面临的融资约束相对较低(方齐云和刘东，2020)。本文将样本中企业出口交货值等于当年营销金额，即生产全部用来出口的企业定义为加工贸易类企业，其他企业为一般贸易企业，对样本进行分组回归得到的结果如表5 第(3) 列和第(4) 列所示。研究发现，对于加工贸易类的民营企业，银行业开放对其出口没有影响，而对于一般贸易类企业，银行业开放的促进作用显著。

表5 异质性回归结果Ⅱ

(五) 基于出口扩展边际的分析

Hummels 和Klenow (2005) 对贸易产品结构进行了分解，将贸易的增长分解为集约边际与扩展边际。集约边际主要是原有产品在数量与价格上的增加，而扩展边际是在产品—目的地维度的拓展。中国出口增长主要体现在集约边际(Manova 和Zhang，2009)。然而集约边际比例过高一方面会恶化贸易条件，另一方面当国际市场出现波动时，由于产品种类单一，企业应对能力有限。而扩展边际则不同，其增长意味着出口贸易范围的增加，比如出口产品种类与出口目的地国家数量的增加，这有利于促进企业多元化经营，增强抵御风险的能力。在融资约束与企业出口的研究中，学者们发现融资约束促进了企业出口的扩展边际，对集约边际的影响较小。因此，本文基于海关与企业合并数据，参考钱学锋和熊平(2010) 的方法，对出口的扩展边际在企业层面进行分解，分别研究银行业开放对民营企业出口产品种类与出口目的地市场的影响。

表6 汇报了银行业开放政策对企业出口扩展边际的影响结果，第(1) 列和第(4)列的被解释变量为企业出口产品种类(HS 6 位码下分类) 与出口的国家数量，第(2)列和第(5) 列的被解释变量为每年新增出口产品种类以及每年新增出口目的地数量。具体构造方法如下: 首先将企业每两年进行对比，找到海关数据中两年都持续出口的企业，在此基础上，找到该企业出口信息中，新出口的产品种类以及出口到新国家的数量；第(3) 列和第(6) 列的被解释变量为每年新出口产品的出口额，以及每年新出口目的地的国家的出口额，构造方法为在找到新出口产品和国家的基础上，分别对它们的出口额进行加总。表6 的回归结果验证了推论2 与推论3，银行业的开放政策促进了民营企业出口产品种类与出口国家数量的增加，促进了民营企业出口量在扩展边际的增长。

表6 基于扩展边际的回归结果

(六) 影响机制的讨论

银行业的开放一方面可以促进外资银行进入，为国内信贷市场提供增量资金；另一方面会在一定程度上打破国内银行业“所有制歧视”，使原本无法获得有效融资的民营企业能够得到银行的信贷支持，缓解企业融资约束。Chen 等(2019) 发现中国金融市场化程度提高、企业可以从银行获取更多的信贷支持时，企业会主动降低自身的商业信贷，调整融资结构。在此，本文检验银行业开放对企业融资结构的影响，验证银行业开放是否改善了民营企业的融资结构，降低了融资约束。参考已有文献，本文采用企业利息支出取对数作为衡量企业银行信贷的指标(李志远和余淼杰，2013)，使用企业应付账款取对数作为衡量企业商业信贷的指标(马述忠和张洪胜，2017)。另外，本文采用银行信贷与商业信贷比值(Ratio) 衡量企业银行信贷与商业信贷之间的替代关系，该数值较大，表明企业用更多的银行信贷来替代商业信贷，反之则表明企业使用了更多的商业信贷来替代银行信贷。

表7 汇报了回归的结果，第(1) 列的被解释变量为企业利息支出的对数值，利息支出越多，表明企业的银行贷款金额越多，从而可以反映企业从银行得到的融资越多。结果显示，外资银行的开放有利于民营企业利息支出的增加，民营企业会从银行得到更多的贷款。第(2) 列的被解释变量为应收账款的对数，应收账款越多，与该企业存在业务往来的企业之间的商业信贷越多。结果表明，外资银行政策的开放也促进了民营企业商业信贷的增加。第(3) 列的被解释变量为利息支出与应收账款比值的对数值，该指标越大，表明与商业信贷相比，企业从银行获得资金的比例越高。回归结果表明，外资银行的开放促进了民营企业融资结构的改善，银行信贷的比重不断上升。因此，银行业开放使得民营企业可以得到更多的银行信贷，可以替代商业信贷，改善融资结构。

表7 影响机制的分析

五、结论与政策建议

中国入世后，民营出口企业快速增长，成为中国外贸发展的强力引擎。但是中国银行业普遍存在信贷“所有制歧视”，民营企业面临严重的融资困境。本文基于融资方式选择的视角，研究中国银行业开放如何促进民营企业出口，为中国出口增长提供了一种新的解释。

本文在理论部分引入贸易融资中商业信贷与银行信贷的选择，论证了银行业开放政策对企业出口的影响机制。在实证研究部分，本文使用中国入世承诺中外资银行渐进开放的地区时间表特征和企业所有制性质，构建三重差分模型，研究了中国银行业开放政策对民营企业出口的影响。研究发现，中国银行业的开放对民营出口企业具有积极作用，不仅对出口总量的提升有正面影响，对出口扩展边际的增长也有积极作用。通过对出口扩展边际的分解，我们发现银行业的开放政策不仅有利于民营企业出口新的产品，而且有利于增加出口产品种类、拓展出口市场，从而扩大出口多元化增长。然而，中国银行业开放具有较强的“撇脂效应”，对于生产率较高、规模较大、经营状况优良的民营出口企业，会产生积极的作用，而对于经营表现较差和规模较小的民营企业并没有显著的影响。

基于研究结论，本文的主要政策启示是: 第一，中国应当继续扩大银行业开放，改善银行业的“所有制歧视”，更好地服务于民营经济和民营出口企业。根据本文的研究结论，中国银行业开放可以优化民营企业的融资结构，优质的民营企业可以使用更多银行信贷来替代商业信贷，促进出口增长。因此，应当继续扩大和深化中国金融业对外开放和对内改革，不断推动外资投资便利化，放宽外资设立机构条件，扩大外资机构业务范围等，借助外资银行在民营企业贷款的优势和经验，缓解民营企业与银行之间的信息不对称，消除民营企业所面临的隐性融资壁垒，改善和优化融资结构，为民营企业提供公平的外部融资环境，助力民营企业的出口和发展，提升金融服务于实体经济的质效。第二，关注中小民营企业的融资问题，稳住民营经济在出口中的作用。研究发现，银行业开放对民营企业出口的促进作用具有“撇脂效应”，出口市场中中小民营企业的融资问题依然严峻。因此，在中国银行业进入“全面开放”的新阶段、继续扩大银行业开放促进出口的同时，应当关注中小民营企业的融资问题，通过银行业服务模式创新、技术创新，借助供应链金融等融资方式，促进银行信贷和商业信贷之间的融合，加快推进中小企业的信用体系与融资担保平台的建设，不断为中小企业提供更加规范和便捷的融资渠道，提升中小民营企业抵御外部冲击和风险的能力，保证中国外贸的平稳健康发展。