銀行準入放開推動產業供給側結構性改革的路徑
——基于中國地級市微觀數據的研究

周 凡

(中華女子學院金融系，北京 100101)

一、引 言

中國實體經濟高質量發展需要金融服務的支撐。當前，中國實體經濟供給不能有效滿足需求，供給側結構性改革迫在眉睫，金融如何促進實體經濟“供給側結構性改革”成為金融服務實體經濟的核心問題。

依據經濟學理論，供給內生動力產生的“替代效應”[1]和需求內生動力產生的“收入效應”[2]是金融促進經濟增長的兩種來源?！疤娲逼鹪从诮鹑趯夹g進步和資本深化的促進作用，而促進作用在不同產業間的差別帶來了技術進步率的差異，技術進步率的差異則形成了產業間的相對價格變動，進而驅動產業供給側結構性變革[3]；“收入效應”的產生則源于需求端引發產業結構的變化從而拉動消費結構的改變。本文從實證角度研究“替代效應”，創新之處在于：其一，采用因果識別實證方法，在主回歸方法上采用雙重差分模型，有效地降低了遺漏變量和雙向因果關系帶來的內生性問題；同時，采用動態面板模型進行穩健性檢驗，兩種方法結論的一致性保證了研究結果的穩健性。其二，采用新微觀數據。中國銀行業的實證研究受限于數據的可獲得性，本文在提取銀行準入放開數據的過程中，間接采用銀行分支機構“金融許可證”數據，提取“金融許可證”中的有效信息，從而獲得銀行業新的微觀數據指標。其三，金融服務實體經濟的新路徑。已有文獻大多研究金融對實體經濟的作用，并未對傳導途徑做進一步研究，本文深入研究金融服務實體經濟的具體傳導路徑。其四，金融服務實體經濟新的微觀證據。結合中國經濟供給側結構性改革的實踐，根據供給側產業結構轉型和升級的“替代效應”，采用中國金融改革和產業發展數據，得到金融服務實體經濟的新微觀證據。

二、文獻綜述和研究假設

(一)銀行準入放開與產業供給側結構性改革

銀行結構對產業結構影響的研究中，大部分文獻支持銀行競爭結構的改善有利于產業結構升級[4]，但仍有實證結果認為國有商業銀行市場份額的上升會促進產業結構升級[5]。中國金融系統以間接融資為主，中國銀行業市場結構中，銀行準入放開是重要的市場化改革，銀行準入放開促使銀行業市場集中度下降、競爭不斷增強。脫離銀行準入放開研究產業結構是缺少實踐基礎的。因此，從國情出發，研究中國銀行業結構對產業結構升級的影響，需要著重研究銀行準入放開對產業結構轉型升級的影響，這是金融服務實體經濟在新時期的重要內容。本文所研究的產業結構轉型升級，是指通過部門間技術創新的差異從供給端推動的產業結構轉型與升級。由于銀行準入放開促使銀行業市場集中度下降、競爭增強，信貸供給增加，這將有利于將信貸資源配置到高技術和資本密集產業中，從而推動產業結構轉型升級。由此，本文提出假設1：

假設1：銀行準入放開促進了產業供給側結構性改革。

(二)銀行準入放開、技術創新與產業供給側結構性改革

由于技術創新受制于融資約束，故金融發展對企業技術創新至關重要。已有文獻從理論模型[6]和實證分析[7]兩方面驗證了金融發展對技術進步的促進作用。將金融發展區分為銀行發展與股票市場發展來看：一方面，由于技術創新往往伴隨著高風險、嚴重信息不對稱、缺少擔保等特點[8]，容易導致逆向選擇和道德風險問題[9]，因此，金融市場的發展能夠促進企業創新[10]；另一方面，由于融資約束對企業創新具有抑制作用[11]，故銀行市場化改革有利于企業研發創新的提高[12]；此外，中國銀行業競爭度的提升能夠大大緩解新型產業的融資約束從而促進技術創新[13]。

在技術創新對產業結構的研究文獻中，陳體標(2008)[14]提出技術增長率的差異通過中間產品相對價格的變化影響產業結構的轉型與升級；易信和劉鳳良(2015)[1]基于熊皮特內生增長模型，建立了金融發展通過技術創新的“水平效應”與“結構效應”加速產業結構轉型的理論模型。

本文基于已有文獻，結合中國國情，從銀行準入逐步放開的角度研究金融、技術創新和產業供給側結構性改革。由于中國銀行業準入放開降低銀行市場集中度，增加銀行競爭，促進信貸供給，從而帶動技術創新水平的提高，而產業間技術創新水平的提高隨著信貸供給的不同而發生變化；同時，隨著產業間技術創新在不同程度上的提高，產業間產品的相對價格會因技術創新的差異而發生變化，因此銀行準入放開通過技術創新從供給端推動產業結構轉型與變革。因此，本文提出假設2：

假設2：銀行準入放開通過推動技術創新從而促進產業供給側結構性改革。

三、實證設計

(一)研究背景與內生性討論

從上世紀80年代至今我國銀行體系經歷了一系列的改革。銀行準入放開是最為重要的一項監管放松改革，這些監管改革無一不與彼時世界經濟形勢相連。在上世紀80年代到1997年亞洲金融危機之前，中國金融體系在“大一統”的銀行管理體系的基礎上，逐步建立了四大股份制商業銀行。隨著1997年亞洲金融危機的爆發，為控制金融風險，國有商業銀行的分支機構擴張戰略開始放緩甚至收縮。2001年，中國人民銀行銀發〔2001〕173號文件明確提出，“嚴格控制股份制商業銀行的準入，股份制商業銀行不得在縣(含縣級市)及縣以下設立機構”。國有商業銀行的收縮和股份制商業銀行的準入限制兩個層面的原因導致了地級市層面的信貸只能由當地金融機構提供，股份制商業銀行和城市商業銀行只能在本地區發放信貸。2007年中國銀監會頒布《關于允許股份制商業銀行在縣域設立分支機構有關事項的通知》(銀監辦發〔2007〕79號)，“允許股份制商業銀行在商業可持續的原則下，在縣域設立分支機構”，這一文件是中國金融監管機構首次放松準入的監管政策。與此同時，黨的十六大也明確提出了“發展壯大縣域經濟”的戰略，要求對縣域經濟進行支持。正是在金融政策和經濟發展政策二者的共同推動下，中國股份制商業銀行開始了擴張的進程。

在銀行準入放開、分支機構不斷擴張的過程中，銀行的信貸業務不會僅僅局限于本地區，銀行的信貸風險同樣不會受限于本地區的主要經濟成分。銀行的跨區經營能夠有效降低信貸成本，增加競爭，降低貸款利率，促進技術創新，推動產業供給側結構性改革。本文研究銀行準入放開對產業供給側結構性改革的影響及機制。實證設計過程中，由于銀行準入放開會對產業結構、企業技術創新產生影響，同時，產業結構和企業創新同樣也會影響銀行準入放開，需要找到一個獨立于產業結構之外的變量。銀監辦發〔2007〕79號文件為我們的研究提供了準自然實驗的契機，即2007年中國銀監會頒布的《關于允許股份制商業銀行在縣域設立分支機構有關事項的通知》(銀監辦發〔2007〕79號)，“允許股份制商業銀行在商業可持續的原則下，在縣域設立分支機構”。雖然股份制商業銀行在地級城市或者地級以上城市是否設有分支機構這一具體事實會影響到管制政策中某一股份制商業銀行是否能夠進入某個縣城設立分支機構，但是產業結構和企業創新幾乎不會對股份制商業銀行在地級城市或者地級以上城市是否設有分支機構產生影響。因此，考慮到不同的股份制商業銀行在中國各個地級市的進入年份不同，采用銀監辦發〔2007〕79號文件作為政策性沖擊來降低銀行準入放開和企業創新及產業結構的內生性是合理且有效的?；趦壬缘目剂?，本文主要采用雙重差分模型來研究銀行準入放開對產業供給側結構性改革的影響及機制。

(二)研究模型

本文采用銀監辦發〔2007〕79號文件作為構建雙重差分模型的政策性沖擊，即以銀監辦發〔2007〕79號文件的實施作為銀行準入放開變量的衡量指標。具體而言，銀監辦發〔2007〕79號文件指出：“股份制商業銀行在擬設地所在地級或地級以上城市設有分行的，可申請在所轄縣域設立支行；股份制商業銀行在擬設地所在地級或地級以上城市未設分行的，在風險可控的前提下，根據當地市場經濟環境，可申請在具有城市群或經濟緊密區特征的城市或縣域設立支行，按照同城分支機構管理?！备鶕募热?，股份制銀行和城市商業銀行在縣域準入許可依賴于“2007年是否已經在地級或地級以上城市設立分行”這一條件。因此，銀監辦發〔2007〕79號文件作為政策性沖擊將中國內地所有的地級市分為對照組和實驗組：對照組是指2007年之前已經有股份制商業銀行或城市商業銀行入駐的地級城市；實驗組是指2007年之前還未曾有股份制商業銀行和城市商業銀行入駐的地級城市。同時，由于銀監辦發〔2007〕79號文件發布于2007年4月2日，因此將時間層面的差分變量同樣分成兩組：第一組年份在2007～2009，第二組年份在2000～2006。雙重差分變量均設定之后，本文構建雙重差分模型用以檢驗銀行準入放開對產業供給側結構性改革的影響，如式(1)所示：

STRUCTUREit=α0+α1TREATED*AFTER+α2TREATED+α3AFTER+α4Xit+α5YEARt+α6CITYi+α7INDj+δit

(1)

式(1)中，TREATED表示對照組和實驗組，對照組和實驗組取值分別為0和1；AFTER表示時間層面差分變量，年份在2000～2006取值為0，年份在2007～2009取值為1；基于TREATED和AFTER的雙重差分變量的構造，雙重差分變量(TREATED*AFTER)用來識別銀行準入放開變量；STRUCTUREit為產業結構指標；Xit代表一系列控制變量，分別包括各個地級城市GDP增長率和城市人口，并做對數處理；YEARt、CITYt和INDj分別表示年份層面、城市層面和行業層面的固定效應；δit代表隨機擾動項；下標i表示地級市，j表示行業，t代表年份。

首先，式(1)用以檢驗假設1，重點關注系數α1，代表銀行準入變化所帶來的產業結構的變化；其次，在對銀行準入放開與產業結構進行回歸分析中，可能存在同時影響二者變化的宏觀經濟因素，故為了排除遺漏變量對回歸方程干擾，本文加入了GDP增長率和城市人口作為控制變量，并做對數處理；再次，為了控制城市層面不隨時間和行業變化的因素、時間層面不隨區域和行業變化的因素以及行業層面不隨區域和時間變化的因素,式(1)加入了地級城市層面、年份層面和行業層面的三類固定效應；最后，為了使得回歸結果更加穩定，根據Perterson(2009)[15]的研究，標準誤同時聚類在行業*地級市、年度兩個層面。

為了檢測銀行準入放開促進產業供給側結構性改革的機制，根據“替代效應”理論，金融發展通過加快現代部門技術創新推動資源從工業部門配置到服務業部門來促進產業結構轉型和升級。具體而言，由于中國銀行業準入放開降低銀行市場集中度，增加銀行競爭，促進信貸供給，從而帶動技術創新水平的提高，而產業間技術創新水平的提高隨著信貸供給的不同而發生變化；同時，隨著產業間技術創新在不同程度上的提高，產業間產品的相對價格會因技術創新的差異而發生變化，從而銀行準入放開通過技術創新從供給端推動產業結構轉型與變革。因此，本文構建雙重差分模型用以驗證假設2，如式(2)所示：

護理效果判定標準:顯效:經過治療和護理后,患者的臨床癥狀基本消失;有效,經過治療和護理后,患者的臨床癥狀顯著改善;無效:患者的臨床癥狀沒有變化[2]。

STRUCTUREit=γ0+γ1TREATED*AFTER*INNOit+γ2TREATED*AFTER+γ3TREATED+γ4AFTER+γ5INNOit+γ6Xit+γ7YEARt+γ8CITYi+γ9INDj+φit

(2)

式(2)在式(1)基礎上加入了銀行準入放開與企業技術創新的交乘項TREATED*AFTER*INNOit和企業技術創新項INNOit。TREATED*AFTER*INNOit用來衡量銀行準入放開是否通過企業技術創新從供給端促進產業結構轉型與升級。我們關心的是系數γ1：如果γ1顯著且大于0，則銀行準入放開通過技術創新促進了產業供給側結構性改革；反之亦然。根據郭曄和趙靜(2017)[16]的研究范式，假設2的驗證分成兩步：我們首先進行技術創新對銀行準入放開的回歸，用來實證銀行準入放開是否促進了企業技術創新；其后，研究銀行準入放開是否通過促進企業技術創新從而加速了產業結構升級。

(三)變量測度

1.銀行準入放開

本文采用銀監辦發〔2007〕79號文件的政策性沖擊作為銀行準入放開的衡量指標。在穩健性檢驗中，沿用賈春新等(2008)[17]的研究方法，將區域銀行分支機構數量作為計算銀行競爭度的基礎，采用銀行分支機構形成的赫芬達爾指數作為銀行準入放開的衡量指標。

2.產業供給側結構性改革

本文研究產業供給側結構性改革，主要指中國產業結構的轉型與升級，即通過調整經濟結構從而達到要素供給的最優配置，最終提高經濟增長的質量，因此，產業結構的轉型與升級用來代表產業供給側結構性改革。在衡量指標數據的選取中，現有文獻通常采用第三產業與第二產業比值、第三產業占國內生產總值比重、第二產業占國內生產總值比重、農產業比重、產業結構層次系數、結構變動系數等指標來衡量產業結構，本文微觀數據特點顯示地級城市的數據可獲得性較低，故研究采用第三產業與第二產業比值[18]來衡量產業結構的轉型與升級更加合理。第三產業與第二產業的比值越高，表示產業結構層次越高，產業供給側結構性改革越成功；反之亦然。此外，為了保證研究的穩健性，第三產業占國內生產總值比重、第二產業占國內生產總值比重兩項指標同樣被納入研究作為產業結構的衡量指標進行分析：第三產業占國內生產總值比重越高、第二產業占國內生產總值比重越低，表示產業結構層次越高，產業供給側結構性改革越成功；反之亦然。

3.企業技術創新

已有文獻采用企業研發支出[12][18]、上市企業專利數量[19][20]等指標衡量企業技術創新，這兩個衡量指標有一定的缺陷：一方面，企業研發支出作為技術創新的衡量指標可以有效地衡量技術創新的投入成本，但由于技術創新的成本投入并不一定能夠如期獲得對等的技術創新產出，故研發支出僅能夠測量企業為了取得技術創新的成果所付出的成本，并不能夠確切測量實際企業技術創新成果；另一方面，采用上市企業專利數量來衡量企業技術創新基于一個隱含的前提，即專利數量的獲得主體均是已上市企業，而已上市企業的重要特征是均具備直接融資(資本市場融資)的能力，這使得實證中的基礎樣本經過選擇成為有偏樣本，并不具有代表性。為了避免以上兩方面的缺陷，本文的實證策略選擇中國國家專利局企業專利數據作為企業技術創新的衡量指標。具體而言，將工業企業數據與專利數據進行合并，在地級城市和年份兩個維度進行加總，最終得到2000～2009年每年每個地級城市的企業專利數據；同時，中國國家專利局企業專利數據分為三類：保護發明專利、實用新型專利和外觀設計專利，我們將三類專利之和作為企業技術創新的主要衡量指標，再分別將三類專利作為企業技術創新的衡量指標進行穩健性分析。

為了排除遺漏變量的影響，其他控制變量的選擇主要依據付宏等(2013)[18]的研究，選取GDP增長率和城市人口作為主要控制變量。

(四)數據來源與描述性統計

1.數據來源

中國銀行保險監督管理委員會“金融許可證”數據、中國工業企業數據庫、中國區域經濟統計年鑒和中國國家專利局企業專利數據庫為我們提供了四種數據來源。通過對中國銀行保險監督管理委員會“金融許可證”數據信息進行提取與整理，得到每個地級城市每年的商業銀行分支機構數量，以此計算銀行準入放開指標；通過將中國國家專利局企業專利數據與中國工業企業數據進行合并，得到工業企業的技術創新數據，進而得到每個地級城市每年的企業技術創新數據；通過對中國區域經濟統計年鑒的數據進行整理，得到研究所需其他控制變量數據。

2.描述性統計

表1報告了主要變量的描述性統計。對照組與實驗組和年份差分變量構成了雙重差分模型中銀行準入放開的衡量指標，赫芬達爾指數和銀行業集中度用來在穩健性檢驗中表示銀行準入放開；產業結構(第三產業與第二產業比值)、第三產業占GDP比重、第二產業占GDP比重代表產業供給側結構性改革；專利總數、外觀設計專利、保護發明專利和實用新型專利分別從四個角度表示企業技術創新水平。

表1 主要變量的描述性統計

四、實證結果

(一)銀行準入放開對產業供給側結構性改革的影響

本文通過中國地級市層面年度數據，研究中國銀行準入放開改革是否能夠促進產業結構的轉型與升級，表2的回歸結果證實了本文的假設1。第一，無論采用產業結構，還是采用第三產業占GDP比重、第二產業占GDP比重來衡量產業供給側結構性改革，代表銀行準入放開指標的雙重差分變量的回歸系數于表2的(1)、(2)列中在5%的水平上顯著為正、于(3)列中顯著為負，這表明銀行準入放開有利于產業結構的轉型與升級，即推動了產業供給側結構性改革；此外，TREATED和AFTER變量的回歸結果顯示為0，這是因為二者的效應分別被模型中的固定效應所吸收，因此STATA并沒有給出回歸結果(下同)。第二，控制變量的回歸結果顯示：(1)、(2)列中，GDP增長率變量的回歸系數在1%的水平上顯著為負，地級城市人口變量的回歸系數顯著為正；(3)列中，GDP增長率變量的回歸系數在5%的水平上顯著為正，地級城市人口變量的回歸系數顯著為負。這表明在金融促進產業供給側結構性改革的過程中，由于產業結構的調整，經濟增長率會隨之降低，這構成改革的成本；同時，人口增長率的增加有利于產業供給側結構性改革。

表2 銀行準入放開對產業結構的影響(DID)

注：***、**、* 分別表示1%、5%、10%的顯著性水平；根據Perterson(2009)[15]的研究，標準誤同時聚類在行業*地級市、年度兩個層面，括號內數值表示聚類穩健標準誤。下同。

(二)銀行準入放開通過技術創新影響產業供給側結構性改革

上文實證得到銀行準入放開推動了產業供給側結構性改革，下面具體研究銀行準入放開是否通過企業技術創新促進產業供給側結構性改革。

1.銀行準入放開對企業技術創新的影響

采用雙重差分模型具體考量銀行準入放開對企業技術創新的影響，結果如表3所示。(1)～(4)列的回歸結果中，雙重差分項的回歸系數均在10%的水平上顯著為正，這表明，無論從企業專利總數量的角度，還是從企業保護發明專利、外觀設計專利、實用新型專利各個分項專利數量的角度進行衡量，銀行準入放開促進了企業技術創新水平的提高。

表3 銀行準入放開對技術創新的影響(DID)

2.銀行準入放開通過技術創新影響產業供給側結構性改革

在具體實證銀行準入放開是否通過技術創新影響產業供給側結構性改革的過程中，我們分別采用產業結構、第三產業占GDP比重和第二產業占GDP比重來衡量產業供給側結構性改革，得到的結果分為呈現在表4、表5和表6中。

表4的(1)、(2)、(3)和(4)列分別采用企業專利總數、保護發明專利、外觀設計專利、實用新型專利四個指標代表企業技術創新，實證研究銀行準入放開是否通過企業技術創新促進產業供給側結構性改革。結果顯示，企業專利總數、保護發明專利、外觀設計專利、實用新型專利分別與雙重差分項交乘的回歸系數在10%、5%、5%、5%的水平上顯著為正，說明銀行準入放開通過提高企業技術創新從而促進產業供給側結構性改革。同時，銀行準入放開指標的回歸系數并不顯著，這是由于銀行準入放開對產業結構的影響效應全部通過企業技術創新反映到產業結構，其本身不再對產業結構有額外影響；GDP增長率的回歸系數在四列中均在1%的水平上顯著為負，地級城市人口變量的回歸系數在前三類回歸中顯著為正，同樣說明了由于產業結構的調整會帶來改革的成本，即經濟增長率的降低，而人口增長率的增加則有利于產業供給側結構性改革。假設2由此得證。

表5和表6分別采用第三產業占GDP比重、第二產業占GDP比重衡量產業供給側結構性改革，實證研究銀行準入放開是否通過企業技術創新促進產業供給側結構性改革，得到的回歸結果與表4相同，再一次證明了假設2。

表4 銀行準入放開對產業供給側結構性改革的影響渠道(被解釋變量：產業結構)

表5 銀行準入放開對產業供給側結構性改革的影響渠道(被解釋變量：第三產業占GDP比重)

(三)穩健性檢驗

本文采用雙重差分模型研究銀行準入放開是否通過技術創新促進產業供給側結構性改革，為了保證結果的穩健性，采用動態面板模型進行穩健性檢驗。由于銀行準入放開本質上是分支機構的設立，故沿用賈春新等(2008)[17]采用區域銀行分支機構數量作為銀行競爭度的識別方法，采用銀行分支機構形成的赫芬達爾指數和銀行業集中度作為銀行準入放開的衡量指標，建立動態面板模型對假設1和假設2進行檢驗,研究結果與上文保持一致(1)因篇幅限制，結果未列示，作者備索。。

表6 銀行準入放開對產業供給側結構性改革的影響渠道(被解釋變量：第二產業占GDP比重)

五、結論與政策建議

基于“替代效應”的理論，金融通過促進企業技術創新從而帶動產業結構的轉型與升級，采用雙重差分模型研究中國地級市層面微觀數據，實證結果表明：銀行準入放開推動了產業供給側結構性改革；進一步地，銀行準入放開提高企業技術創新水平，隨著企業技術創新水平的增加，產業間的相對產品價格隨著技術進步率的差異而發生改變，故銀行準入放開通過技術創新促進了產業供給側結構性改革。因此，金融服務實體經濟在中國經濟供給側結構性改革的實踐中具備了新的內涵。第一，繼續降低銀行系統集中度、提高銀行業競爭的結構調整政策將有利于產業供給側結構性改革。準入放開的政策不僅限于市場準入監管，而且可在經營范圍、準入主體等方面放開準入。第二，企業技術創新是銀行準入放開影響產業供給側結構性改革的關鍵因素，因此，要切實發揮銀行服務實體經濟的作用，應有針對性地支持技術創新型企業，進一步增加銀行對創新型企業的融資。第三，改革會引發陣痛，產業供給側結構性改革的同時會伴隨經濟增長率的降低，這是改革過程中不可避免的結果。