外資銀行進(jìn)入是否影響了中國企業(yè)進(jìn)口？*

毛其淋 趙柯雨

（1.南開大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 天津 300071）

（2.北京大學(xué)國家發(fā)展研究院 北京 100871）

一、引 言

在2001年加入世界貿(mào)易組織（WTO）后，中國分階段取消了對外資銀行的地域限制與客戶限制。在2006年11月，國務(wù)院發(fā)布了《中華人民共和國外資銀行管理條例》，明確提出在中國境內(nèi)注冊的外資銀行法人獲得開展本幣業(yè)務(wù)的國民待遇，從某種程度上說，這是中國金融業(yè)走向全面開放的里程碑。2017年1月國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于擴(kuò)大對外開放積極利用外資若干措施的通知》，在服務(wù)業(yè)方面重點放寬銀行類金融機(jī)構(gòu)的外資準(zhǔn)入限制。截至2017年底，外資銀行已在華設(shè)立了39家法人機(jī)構(gòu)（下設(shè)分行323家），122家母行直屬分行和143家代表處，機(jī)構(gòu)數(shù)量持續(xù)增加。在放寬外資銀行進(jìn)入限制的同時，中國進(jìn)口貿(mào)易也取得了長足的發(fā)展。中國進(jìn)口貿(mào)易額從2000年的18 638.81億元增長至2013年的121 037.46億元，年均增長率高達(dá)15.5%，目前中國已是全球第二大進(jìn)口國。近年來，中國政府高度重視進(jìn)口貿(mào)易的發(fā)展，將實行積極的進(jìn)口政策作為中國對外開放戰(zhàn)略布局中的重要一環(huán)。《對外貿(mào)易發(fā)展“十二五”規(guī)劃》明確指出，要擴(kuò)大進(jìn)口規(guī)模，優(yōu)化進(jìn)口產(chǎn)品結(jié)構(gòu)，提高先進(jìn)技術(shù)、關(guān)鍵零部件等高質(zhì)量產(chǎn)品的的進(jìn)口比重；《國家十四五規(guī)劃綱要》進(jìn)一步強(qiáng)調(diào)要降低進(jìn)口關(guān)稅和制度性成本，促進(jìn)進(jìn)口來源多元化；此外，連續(xù)三屆在上海舉辦的中國國際進(jìn)口博覽會更是表明了中國實施擴(kuò)大進(jìn)口貿(mào)易戰(zhàn)略的堅定決心。

基于此，本文感興趣的一個重要問題是，外資銀行進(jìn)入是否有助于促進(jìn)中國企業(yè)進(jìn)口？如果是，其背后可能的途徑是什么？從理論上而言，外資銀行進(jìn)入可能會通過融資渠道影響企業(yè)進(jìn)口，具體地，外資銀行進(jìn)入會加劇本土銀行業(yè)的競爭，并通過技術(shù)溢出效應(yīng)降低本土銀行的經(jīng)營管理成本，從而降低企業(yè)的貸款利率，緩解企業(yè)的融資約束，使企業(yè)有足夠的資金去克服擴(kuò)大進(jìn)口所需的固定成本和可變成本，提升企業(yè)的進(jìn)口規(guī)模。中國加入WTO后分階段取消對外資銀行的地域限制為本文研究外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的影響提供了一個難得的準(zhǔn)自然實驗機(jī)會。本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)的合并樣本，采用倍差法（DID）系統(tǒng)地考察外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的影響效應(yīng)及作用機(jī)制。

本文的主要發(fā)現(xiàn)是，外資銀行進(jìn)入通過“融資約束緩解”顯著提升了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的進(jìn)口規(guī)模；異質(zhì)性分析表明，外資銀行進(jìn)入對民營企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)大于國有企業(yè)，對純一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)大于純加工貿(mào)易企業(yè)和混合貿(mào)易企業(yè)，對中間品進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)大于資本品和消費品，對東部地區(qū)企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)大于中西部。與已有文獻(xiàn)相比，本文可能的創(chuàng)新之處主要包括以下幾個方面:第一，本文首次系統(tǒng)研究了外資銀行進(jìn)入對中國制造業(yè)企業(yè)進(jìn)口行為的影響，有助于更加全面地評估外資銀行進(jìn)入的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，同時在一定程度上豐富了有關(guān)中國企業(yè)進(jìn)口行為影響因素的文獻(xiàn)。第二，本文進(jìn)行了豐富的異質(zhì)性分析，系統(tǒng)地檢驗了外資銀行進(jìn)入對不同類型企業(yè)、不同類型產(chǎn)品進(jìn)口的差異性影響。第三，本文利用豐富的樣本數(shù)據(jù)檢驗了外資銀行進(jìn)入影響企業(yè)進(jìn)口的渠道，有助于深化對外資銀行進(jìn)入與企業(yè)進(jìn)口之間內(nèi)在關(guān)系的理解。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

（一）文獻(xiàn)綜述

本文研究與兩類文獻(xiàn)密切相關(guān):其一是融資約束對企業(yè)進(jìn)口行為的影響，其二是外資銀行進(jìn)入對企業(yè)績效的影響。在第一類文獻(xiàn)中，已有研究得出了相對一致的結(jié)論，認(rèn)為融資約束會抑制企業(yè)進(jìn)口。例如，Bas和Berthou（2012）利用印度制造業(yè)企業(yè)面板數(shù)據(jù)，F(xiàn)auceglia（2015）基于亞洲、非洲、美洲等中低收入水平國家的跨國數(shù)據(jù)均表明信貸約束會明顯削弱企業(yè)進(jìn)口資本品的可能性。Wagner（2015）使用2008—2010年德國企業(yè)級數(shù)據(jù)表明，企業(yè)進(jìn)口可能性、進(jìn)口規(guī)模以及進(jìn)口來源國數(shù)量隨著企業(yè)融資約束的降低而增加。近年來，國內(nèi)學(xué)者開始關(guān)注融資約束與中國企業(yè)進(jìn)口行為的關(guān)系，得出了與其他國家類似的結(jié)論。例如，李華鋒和彭龍（2014）考察了融資約束對中國企業(yè)進(jìn)口多元化水平的影響，發(fā)現(xiàn)融資約束通過降低進(jìn)口產(chǎn)品數(shù)量限制了中國企業(yè)進(jìn)口多元化水平。魏浩等（2019）在貿(mào)易四元邊際的分析框架下進(jìn)行實證分析，發(fā)現(xiàn)融資約束對中國企業(yè)進(jìn)口決策、進(jìn)口規(guī)模、進(jìn)口來源國數(shù)量、進(jìn)口產(chǎn)品種類具有顯著的抑制作用。

與本文相關(guān)的另一類文獻(xiàn)則是考察外資銀行進(jìn)入對企業(yè)績效的影響。其中，Lai等（2015）以中國加入WTO為背景，考察了外資銀行進(jìn)入對中國制造業(yè)生產(chǎn)率增長的影響，發(fā)現(xiàn)外資銀行進(jìn)入對行業(yè)總體生產(chǎn)率增長沒有明顯的影響，但外資銀行準(zhǔn)入的技術(shù)效應(yīng)導(dǎo)致外部融資依存度高的企業(yè)的生產(chǎn)率增長得更快。諸竹君等（2018）利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)專門考察了外資銀行進(jìn)入對企業(yè)加成率的影響，發(fā)現(xiàn)在外資銀行進(jìn)入程度越大的地區(qū)，企業(yè)加成率的提升幅度越大。進(jìn)一步地，諸竹君等（2020）從理論與實證的角度考察了外資銀行進(jìn)入對下游企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，發(fā)現(xiàn)外資銀行進(jìn)入顯著促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新。

通過以上文獻(xiàn)梳理不難看出，目前已有不少文獻(xiàn)證實了融資約束對企業(yè)進(jìn)口行為的抑制作用，但是相比之下，系統(tǒng)考察外資銀行進(jìn)入對企業(yè)績效影響的文獻(xiàn)相對較少，且主要聚焦于生產(chǎn)率、加成率等角度，鮮有學(xué)者關(guān)注外資銀行進(jìn)入對國際貿(mào)易尤其是企業(yè)進(jìn)口行為究竟會產(chǎn)生怎樣的影響。有鑒于此，本文將以中國加入WTO后分階段取消對外資銀行的地域限制作為準(zhǔn)自然實驗，采用倍差法系統(tǒng)地研究外資銀行進(jìn)入對中國制造業(yè)企業(yè)進(jìn)口行為的影響效應(yīng)與作用機(jī)制，試圖彌補(bǔ)現(xiàn)有文獻(xiàn)的不足。

（二）研究假說

目前，學(xué)者們普遍認(rèn)為融資約束是影響企業(yè)進(jìn)出口貿(mào)易決策的關(guān)鍵因素之一（Mu?ls and Pisu，2009；李華鋒和彭龍，2014；黃先海等，2016；許家云等，2017）。概括起來，融資約束的緩解可能從如下兩個維度促進(jìn)企業(yè)進(jìn)口:第一，企業(yè)進(jìn)口需要一定的固定成本，如建立新的購買渠道、充分搜集與進(jìn)口產(chǎn)品及進(jìn)口來源國相關(guān)信息所帶來的成本等（Mu?ls和Pisu，2009；Bas和Berthou，2012；Fauceglia，2015），融資約束的緩解意味著企業(yè)有更多資金來克服進(jìn)口的固定成本，從而擴(kuò)大了企業(yè)進(jìn)口貿(mào)易的廣度（李華鋒和彭龍，2014）；第二，企業(yè)在進(jìn)口產(chǎn)品時需要直接支付貨款及運輸費用，隨著企業(yè)進(jìn)口貿(mào)易產(chǎn)品價值和數(shù)量的提升，企業(yè)需要支付更多的可變成本，融資約束的緩解可以使企業(yè)有充足的資金購買更多、更高質(zhì)量的進(jìn)口中間品，進(jìn)而提升了進(jìn)口貿(mào)易的深度（黃先海等，2016；許家云等，2017）。

外資銀行進(jìn)入會對本土銀行體系的規(guī)模與結(jié)構(gòu)產(chǎn)生沖擊，影響下游企業(yè)的融資成本，進(jìn)而通過“融資約束緩解”渠道對企業(yè)的進(jìn)口行為產(chǎn)生影響。第一，外資銀行進(jìn)入促進(jìn)了本土銀行體系的競爭（Clarke等，2003），為應(yīng)對外資銀行帶來的競爭壓力，本土銀行會采取降低借貸價差、降低金融產(chǎn)品價格的方式來維持或擴(kuò)大其市場份額，吸納更多存貸款（Xu，2011），從而削減了企業(yè)的借貸成本，使企業(yè)能夠以較低的成本獲取更多資金以從事進(jìn)口活動。第二，在發(fā)展中國家，外資銀行的經(jīng)營效率要高于本土銀行（Bhattacharyya等，1997），外資銀行進(jìn)入通過技術(shù)溢出促使本土銀行采取更為高效的管理模式（Levine，1996），壓縮其經(jīng)營成本（Lensink和Hermes，2004；Lu和Mieno，2020）。此外，為了豐富利潤來源，本土銀行還可能大力擴(kuò)展投資銀行業(yè)務(wù)和中間業(yè)務(wù)，使其非利息收入增加（Lu和Mieno，2020；Lensink和Hermes，2004）。本土銀行運營成本的下降和非利息收入的增加為貸款利率的下降提供了更多操作空間（Xu，2011）。基于上述分析不難看出，金融業(yè)對外開放有助于提升本土銀行體系的信貸供給能力，降低企業(yè)借貸成本，從而有利于緩解企業(yè)所面臨的融資約束，使企業(yè)擁有更雄厚的資金實力以提升進(jìn)口水平。基于此，本文提出以下待檢驗的研究假說。

研究假說1:外資銀行進(jìn)入通過緩解企業(yè)融資約束對企業(yè)進(jìn)口產(chǎn)生促進(jìn)效應(yīng)。

考慮到企業(yè)融資可分為內(nèi)源融資和外源融資，金融業(yè)對外開放主要通過信貸擴(kuò)張緩解企業(yè)的外源融資約束。不同行業(yè)由于行業(yè)特定固定成本的投入不同，對外源融資的依賴程度存在差異，金融業(yè)發(fā)展將在更大程度上促進(jìn)高外部融資依賴度行業(yè)的發(fā)展（Rajan和Zingales，1998）。醫(yī)藥制造業(yè)、化學(xué)纖維制造業(yè)、通信設(shè)備、計算機(jī)及其他電子設(shè)備制造業(yè)等資本密集型行業(yè)和技術(shù)密集型行業(yè)往往需要大量資金來購置機(jī)器設(shè)備、引入先進(jìn)技術(shù)等，因此這些行業(yè)中企業(yè)的外源融資需求高于勞動密集型行業(yè)中的企業(yè)。金融業(yè)對外開放為企業(yè)增添了新的外源融資渠道，外部融資依賴度越高的行業(yè)中企業(yè)融資約束改善的程度越大（Lai等，2015；諸竹君等，2018），從而金融業(yè)對外開放對這些行業(yè)中企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)作用也就越強(qiáng)。基于此，本文進(jìn)一步提出以下待檢驗的研究假說。

研究假說2:在外部融資依賴度越高的行業(yè)，外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)越大。

三、計量模型、變量與數(shù)據(jù)

（一）計量模型的設(shè)定

本文主要研究目的是考察外資銀行進(jìn)入是否會影響中國企業(yè)的進(jìn)口行為。由于中國加入WTO后外資銀行準(zhǔn)入具有分批試點的特征，本文以此作為準(zhǔn)自然實驗，構(gòu)建了多批次沖擊倍差模型進(jìn)行實證分析，具體實證模型構(gòu)建如下:

其中，表示企業(yè)，表示行業(yè)，表示城市，表示年份。因變量IMP表示企業(yè)進(jìn)口，主要采用企業(yè)在期進(jìn)口額的自然對數(shù)值來衡量。核心解釋變量FBEntry表示外資銀行進(jìn)入虛擬變量，用城市在期的外資銀行進(jìn)入衡量，如果外資銀行在期進(jìn)入城市，則該變量取1，否則取0（在此設(shè)置中FBEntry相當(dāng)于傳統(tǒng)倍差模型中的交互項，可拆分為Treat×Post 其中，為處理組虛擬變量，處理組內(nèi)的城市取1，其他城市取0；為政策沖擊時間虛擬變量，若城市在年實施外資銀行準(zhǔn)入，取1，反之取0。）。估計系數(shù)刻畫的是與沒有外資銀行進(jìn)入的城市相比，有外資銀行進(jìn)入城市的企業(yè)進(jìn)口規(guī)模在外資銀行進(jìn)入之后的相對變化幅度；具體而言，如果顯著為正，表明金融業(yè)對外開放促進(jìn)了企業(yè)進(jìn)口規(guī)模的擴(kuò)張。控制變量X為可能影響企業(yè)進(jìn)口的其他因素的集合，包括:企業(yè)規(guī)模（），采用企業(yè)就業(yè)人數(shù)的對數(shù)值來衡量；企業(yè)經(jīng)營年限（），用企業(yè)所在年份與其開業(yè)年份的差值來衡量；資本密集度（），與彭倩和干鎧駿（2020）的做法相似，用固定資產(chǎn)對企業(yè)就業(yè)人數(shù)的比值取對數(shù)衡量；政府補(bǔ)貼虛擬變量（），如果企業(yè)獲得政府補(bǔ)貼，該變量取1，否則取0；國有企業(yè)虛擬變量（）和外資企業(yè)虛擬變量（），與姚博和汪紅駒（2019）類似，如果企業(yè)的所有制類型是國有企業(yè)（外資企業(yè)），則（）取1，否則取0；進(jìn)口關(guān)稅率（），用4位碼行業(yè)層面進(jìn)口產(chǎn)品平均關(guān)稅率衡量。λ和δ分別為企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)；ε表示隨機(jī)誤差項。

（二）數(shù)據(jù)

本文主要使用了中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫這兩個大型微觀數(shù)據(jù)庫。我們借鑒Brandt等（2012）的方法，利用企業(yè)法人代碼、企業(yè)名稱、電話號碼以及郵編等信息對不同年份的企業(yè)樣本進(jìn)行匹配；另外，我們選取制造業(yè)進(jìn)行考察，即對電力、燃?xì)饧八纳a(chǎn)和供應(yīng)業(yè)數(shù)據(jù)以及采礦業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行了刪除；與Brandt等（2012）的做法類似，我們對2003年前后的中國工業(yè)行業(yè)分類代碼進(jìn)行了調(diào)整統(tǒng)一；我們進(jìn)一步參照Yu（2015）的做法，對異常樣本進(jìn)行了刪除。本文使用的海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫提供了中國所有進(jìn)出口企業(yè)的月度產(chǎn)品貿(mào)易數(shù)據(jù)，出于分析的需要，我們將其加總得到年份層面的數(shù)據(jù)。另外，我們借鑒Yu（2015）的方法對以上中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與海關(guān)貿(mào)易數(shù)據(jù)庫進(jìn)行合并，合并后樣本的時間跨度為2000—2006年。考慮到貿(mào)易中間商與其他制造業(yè)企業(yè)在進(jìn)出口動機(jī)、生產(chǎn)行為等方面存在顯著差異，為了得到準(zhǔn)確的研究結(jié)論，我們進(jìn)一步刪除了貿(mào)易中間商樣本。

根據(jù)《中國入世協(xié)定書》，2001—2005年中國20個城市分階段實行外資銀行準(zhǔn)入，我們以此為依據(jù)確定外資銀行進(jìn)入（）這一核心解釋變量的取值。此外，由于與外資銀行相關(guān)的數(shù)據(jù)并沒有統(tǒng)一的數(shù)據(jù)來源，我們通過查閱中國銀行保險監(jiān)督管理委員會官網(wǎng)、《中國銀行業(yè)對外開放報告》、歷年《中國金融年鑒》及各大外資銀行官網(wǎng)獲取了外資銀行來源國、進(jìn)入時間、在華分布情況等相關(guān)信息。

四、回歸結(jié)果與分析

（一）基本回歸結(jié)果

表1報告了基準(zhǔn)倍差法模型的估計結(jié)果。其中第（1）列沒有控制可觀測的控制變量，初步回歸結(jié)果顯示，變量的估計系數(shù)在1%水平上顯著為正，這表明與沒有外資銀行進(jìn)入的城市相比，有外資銀行進(jìn)入城市的企業(yè)進(jìn)口規(guī)模在外資銀行進(jìn)入之后出現(xiàn)更大幅度的提升，即外資銀行進(jìn)入顯著提升了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的進(jìn)口規(guī)模。第（2）—（7）列逐步加入了隨時間變化的企業(yè)層面及行業(yè)層面控制變量，結(jié)果顯示，變量的估計系數(shù)均為正并通過了1%水平的顯著性檢驗，表明本文的核心回歸結(jié)果具有很好的穩(wěn)定性，即外資銀行進(jìn)入顯著促進(jìn)了進(jìn)口規(guī)模的擴(kuò)大。從表1第（7）列完整的回歸結(jié)果可以看到，外資銀行進(jìn)入使當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的進(jìn)口額提高了13.01%，表明外資銀行進(jìn)入會顯著促進(jìn)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)加大進(jìn)口力度，這驗證了理論假設(shè)1。導(dǎo)致這一結(jié)果的可能原因是，外資銀行進(jìn)入為當(dāng)?shù)仄髽I(yè)提供了更多的信貸資源，有效緩解了企業(yè)所面臨的外源融資約束，使企業(yè)有足夠的資金克服擴(kuò)大進(jìn)口所帶來的固定成本和可變成本，進(jìn)而使企業(yè)的進(jìn)口額提高。

表1 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

控制變量的估計結(jié)果顯示，企業(yè)規(guī)模（）、資本勞動比（）的估計系數(shù)均在1水平上顯著為正，這說明規(guī)模越大、資本勞動比越高的企業(yè)進(jìn)口規(guī)模越大，對此可能的解釋是，大型企業(yè)和資本勞動比高的企業(yè)的資金實力通常相對雄厚，可以更好地克服進(jìn)口貿(mào)易中的流動性約束，從而擁有較大的進(jìn)口規(guī)模。此外，國有企業(yè)虛擬變量（）的估計系數(shù)顯著為負(fù)，意味著國有企業(yè)的進(jìn)口規(guī)模較小，這可能是因為國有企業(yè)具有較強(qiáng)的政治關(guān)聯(lián)，能夠借此從國內(nèi)獲得關(guān)鍵性生產(chǎn)資源和投入要素，因此對進(jìn)口的依賴較小。

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.外資銀行進(jìn)入虛擬變量的外生性檢驗

倍差法的一個重要假定是政策沖擊是外生的。城市—年份維度的外資銀行進(jìn)入虛擬變量相對于企業(yè)進(jìn)口規(guī)模來說是宏觀變量，微觀層面的企業(yè)進(jìn)口通常難以對城市—年份層面的外資銀行進(jìn)入產(chǎn)生影響，因此，本文的倍差法模型設(shè)定可以在一定程度上緩解反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。然而，由于外資銀行進(jìn)入的城市選擇可能與這些地區(qū)的經(jīng)濟(jì)、金融發(fā)展水平等城市維度的宏觀經(jīng)濟(jì)因素相關(guān)（李青原和章尹賽楠，2021），而這些因素可能會影響當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的進(jìn)口水平，若是如此，外資銀行進(jìn)入這一政策沖擊可能并非外生。為排除這一問題，本文采用兩種方法對外資銀行進(jìn)入的外生性進(jìn)行檢驗。

第一，考慮到外資銀行進(jìn)入的城市選擇和進(jìn)入批次設(shè)定，可能與城市層面的總進(jìn)口水平、就業(yè)規(guī)模、融資約束、政府補(bǔ)貼水平等相關(guān)。為檢驗外資銀行進(jìn)入的區(qū)位選擇是否為外生，我們以外資銀行進(jìn)入虛擬變量作為被解釋變量，對城市—年份層面的進(jìn)口規(guī)模（）、就業(yè)規(guī)模（）、企業(yè)融資約束（利息支出占總資產(chǎn)的比值）的平均值（1）、政府補(bǔ)貼水平（）進(jìn)行OLS估計，同時控制了城市固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。回歸結(jié)果如表2第（1）列所示，估計結(jié)果表明，城市層面各解釋變量的估計系數(shù)均不顯著，表明本文所構(gòu)建的外資銀行進(jìn)入虛擬變量滿足外生性。

第二，本文還采用Hazard模型方法（李青原和章尹賽楠，2021）對外資銀行進(jìn)入虛擬變量的外生性進(jìn)行檢驗，具體分兩步進(jìn)行。第一步，剔除各企業(yè)外資銀行進(jìn)入一年后的觀測值，僅保留外資銀行進(jìn)入之前和外資銀行進(jìn)入當(dāng)年的觀測值；第二步，將基準(zhǔn)回歸中企業(yè)進(jìn)口規(guī)模和企業(yè)維度控制變量替換為相應(yīng)變量在城市—年份層面的平均值，并在城市—年份維度進(jìn)行OLS估計，以直接檢驗不同城市之間的差異。回歸結(jié)果如表2第（2）列所示，外資銀行進(jìn)入對不同地區(qū)的平均進(jìn)口水平?jīng)]有顯著影響，表明外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)不是由地區(qū)層面的其他經(jīng)濟(jì)變量導(dǎo)致的。

表2 外資銀行進(jìn)入虛擬變量的外生性檢驗

2.平行趨勢檢驗與動態(tài)效應(yīng)估計

前文倍差法估計結(jié)果可靠性的一個重要前提是要求滿足平行趨勢假設(shè)，即在政策沖擊發(fā)生之前（在本文中為外資銀行進(jìn)入），處理組與對照組的結(jié)果變量（即企業(yè)進(jìn)口）應(yīng)該具有相似的變化趨勢。這里采用事件分析法的思路來檢驗平行趨勢假設(shè)是否成立，具體地，我們設(shè)定如下回歸模型:

其中，表示外資銀行進(jìn)入的時期:若是負(fù)數(shù)，表示外資銀行進(jìn)入之前的時期，若為正數(shù)則表示外資銀行進(jìn)入之后的時期。FBTreat表示處理組虛擬變量，外資銀行進(jìn)入的地區(qū)取1，反之取0；1{=}表示外資銀行進(jìn)入第年的虛擬變量。在式（2）中，交叉項的估計參數(shù)α是我們最為關(guān)注的，它們刻畫了金融業(yè)對外開放對企業(yè)進(jìn)口的年度效應(yīng)。具體而言，如果在外資銀行進(jìn)入前各交叉項的估計系數(shù)α（＜0）不顯著，則表明處理組與對照組的結(jié)果變量在外資銀行進(jìn)入前具有相似的變化趨勢，進(jìn)而滿足平行趨勢假設(shè)。

針對式（2）的回歸結(jié)果，外資銀行進(jìn)入前各交叉項估計系數(shù)均不顯著，而外資銀行進(jìn)入后各交叉項估計系數(shù)均顯著為正，表明處理組與對照組企業(yè)進(jìn)口額的變化在外資銀行進(jìn)入前沒有顯著差異，即政策沖擊發(fā)生之前滿足平行趨勢假設(shè)。與此不同的是，在外資銀行進(jìn)入的當(dāng)年及其之后的時期，各交叉項的估計系數(shù)均為正且至少通過了10%水平的顯著性檢驗。我們還注意到，隨著時間推移，交叉項的估計系數(shù)值逐步增大，表明在外資銀行進(jìn)入之后，外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)作用隨時間推移逐步增強(qiáng)。為了更直觀地分析外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的動態(tài)效應(yīng)，我們將表3第（1）列的估計結(jié)果繪制在圖1中。從中可以清晰地看出，外資銀行進(jìn)入之前動態(tài)效應(yīng)曲線相對平緩且均不顯著；而外資銀行進(jìn)入以后，動態(tài)效應(yīng)曲線開始向右上方傾斜，且傾斜幅度總體上呈擴(kuò)大趨勢，說明外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)隨著時間的推移不斷增強(qiáng)。上述檢驗整體上說明了處理組和對照組企業(yè)進(jìn)口額的變化在外資銀行進(jìn)入前滿足平行趨勢假設(shè)，因此本文倍差法估計結(jié)果是可靠的。

圖1 動態(tài)影響效應(yīng)

3.企業(yè)進(jìn)口規(guī)模的其他度量

不同企業(yè)進(jìn)口規(guī)模的度量方法可能會對本文的估計結(jié)果產(chǎn)生影響。在前文，我們使用企業(yè)進(jìn)口額的自然對數(shù)值作為企業(yè)進(jìn)口的衡量指標(biāo)。為了穩(wěn)健起見，這里采用企業(yè)進(jìn)口占工業(yè)增加值的比重取自然對數(shù)來衡量企業(yè)進(jìn)口。相應(yīng)的回歸結(jié)果見表3第（1）列，核心解釋變量的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，再次表明外資銀行進(jìn)入顯著促進(jìn)了企業(yè)進(jìn)口規(guī)模的擴(kuò)大，具體而言，外資銀行進(jìn)入使得當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的進(jìn)口密集度提高了6.91%，可見本文的核心結(jié)論并不會隨著企業(yè)進(jìn)口規(guī)模度量方法的不同而改變。

4.動態(tài)面板估計

由于企業(yè)進(jìn)口規(guī)模的擴(kuò)大往往需要一定的時間，企業(yè)當(dāng)期的進(jìn)口規(guī)模可能與上一期的進(jìn)口規(guī)模密切相關(guān)，因此，作為一個穩(wěn)健性檢驗，我們將企業(yè)進(jìn)口規(guī)模的滯后項作為解釋變量引入回歸模型中，進(jìn)而構(gòu)建動態(tài)面板回歸模型。此外，將被解釋變量的滯后項作為解釋變量的優(yōu)勢還體現(xiàn)為可以控制部分非觀測影響因素。具體地，我們建立以下動態(tài)面板模型:

我們使用兩步系統(tǒng)廣義矩估計方法（SYS-GMM）對式（3）進(jìn)行估計，回歸結(jié)果如表3第（2）列所示。企業(yè)進(jìn)口額一階滯后項（IMP）的回歸系數(shù)顯著為正，這意味著企業(yè)進(jìn)口行為確實存在著明顯的慣性特征，上一期的企業(yè)進(jìn)口額與當(dāng)期的企業(yè)進(jìn)口額呈顯著的正向相關(guān)關(guān)系。核心解釋變量的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，再次表明外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，與前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

5.控制更多維度的固定效應(yīng)

在基準(zhǔn)倍差法估計中，我們控制了企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，但非觀測的地區(qū)—年份和行業(yè)—年份的特定因素也可能會對城市外資銀行進(jìn)入水平和企業(yè)進(jìn)口額產(chǎn)生影響。例如，中國不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度存在較大差異，此外，中國不同行業(yè)的行業(yè)周期具有明顯的非同步性，行業(yè)所處的行業(yè)周期階段會影響該行業(yè)中企業(yè)的進(jìn)口規(guī)模及融資約束，這些因素均有可能導(dǎo)致回歸結(jié)果出現(xiàn)偏誤。因此，我們在基準(zhǔn)回歸的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步控制了地區(qū)—年份固定效應(yīng)和行業(yè)—年份固定效應(yīng)以確保回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。表3第（3）列和第（4）列分別報告了控制地區(qū)—年份固定效應(yīng)和行業(yè)—年份固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的回歸系數(shù)仍然顯著為正，且系數(shù)大小與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相似，說明地區(qū)—年份和行業(yè)—年份水平上的非觀測因素并未對本文的核心結(jié)果產(chǎn)生實質(zhì)性影響。

表3 其他穩(wěn)健性檢驗

五、影響渠道檢驗與異質(zhì)性分析

（一）影響渠道檢驗

在理論假說部分，我們提出了“融資約束緩解”是外資銀行促進(jìn)企業(yè)進(jìn)口的潛在影響渠道。接下來，我們對此作進(jìn)一步深入的檢驗，以驗證理論假說2是否成立。具體地，我們借鑒孫靈燕和李榮林（2012）的做法，以企業(yè)利息支出與總資產(chǎn)的比值（1）來衡量企業(yè)所面臨的融資約束。該比值越大，即企業(yè)利息支出占比越多，表明企業(yè)越容易從銀行體系獲得貸款，因而企業(yè)面臨的融資約束越小，反之則表明企業(yè)面臨的融資約束越大。我們將渠道變量1作為因變量，作為核心解釋變量進(jìn)行回歸，估計結(jié)果如表4第（1）列所示。我們發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量的回歸系數(shù)在5水平上顯著為正，表明外資銀行進(jìn)入有效緩解了企業(yè)面臨的外部融資約束。

為了確保以上影響渠道檢驗的可靠性，下面換用其他指標(biāo)來衡量企業(yè)融資約束。與楊暢和龐瑞芝（2017）的做法類似，我們從債務(wù)融資能力的角度刻畫企業(yè)面臨的信貸約束程度，具體采用企業(yè)負(fù)債占總資產(chǎn)的比重（2）來衡量企業(yè)融資約束。該比值越大，說明企業(yè)的融資約束程度越小，反之說明企業(yè)的融資約束程度越大。從表4第（2）列的回歸結(jié)果可以看到，核心解釋變量的回歸系數(shù)顯著為正，表明外資銀行進(jìn)入顯著提升了企業(yè)負(fù)債占總資產(chǎn)的比重，可見在外資銀行進(jìn)入后，企業(yè)所面臨的外部融資約束得到了顯著緩解。

為了進(jìn)一步檢驗“融資約束緩解”這一影響渠道的合理性，我們采用分組回歸的方式來探究外資銀行進(jìn)入對不同外部融資依賴度行業(yè)中企業(yè)進(jìn)口規(guī)模的影響。外部融資依賴度較高的行業(yè)中的企業(yè)難以靠企業(yè)內(nèi)源融資滿足進(jìn)口需求，進(jìn)而其進(jìn)口行為相對更容易受到外部融資約束的限制。因此，如果融資約束緩解是外資銀行進(jìn)入促進(jìn)企業(yè)進(jìn)口的重要渠道，那么在理論上，外資銀行進(jìn)入對高外部融資依賴度行業(yè)中企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)將更大。本文借鑒Rajan和Zingales（1998）、Lai等（2015）的做法來構(gòu)造行業(yè)外部融資依賴度指標(biāo)，具體地，我們采用行業(yè)內(nèi)所使用的外部資產(chǎn)（即資本支出減去現(xiàn)金流）占該行業(yè)總資本支出的比重來衡量，并在此基礎(chǔ)上，以行業(yè)外部融資依賴度的中位數(shù)為臨界點將總樣本劃分為高外部融資依賴度行業(yè)與低外部融資依賴度行業(yè)，進(jìn)行分組回歸。對上述兩類子樣本的回歸結(jié)果分別報告在表4第（3）列和第（4）列。從中可以看到，在兩個子樣本回歸中，核心解釋變量的回歸系數(shù)均顯著為正，表明外資銀行進(jìn)入對以上兩類企業(yè)進(jìn)口均產(chǎn)生了促進(jìn)作用。通過進(jìn)一步比較發(fā)現(xiàn)，表4第（3）列中變量的回歸系數(shù)大于第（4）列，說明在外部融資依賴度越高的行業(yè)，外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)越大。具體地，外資銀行進(jìn)入使高外部融資依賴度行業(yè)和低外部融資依賴度行業(yè)中的企業(yè)的進(jìn)口規(guī)模分別擴(kuò)大了13.90%和9.92%。以上分析驗證了理論假說2，同時也從側(cè)面進(jìn)一步印證了“融資約束緩解”這一影響渠道對企業(yè)進(jìn)口的重要性。

表4 影響渠道

（二）異質(zhì)性影響

（1）企業(yè)所有制。不同所有制的企業(yè)的外部融資約束、進(jìn)出口水平不同，且銀行系統(tǒng)對不同所有制企業(yè)的貸款偏好也不同，因此，外資銀行進(jìn)入對不同所有制企業(yè)融資約束的緩解程度不同。有鑒于此，我們接下來檢驗外資銀行進(jìn)入對不同所有制企業(yè)進(jìn)口的影響是否存在差異性。表5第（1）—（3）列分別報告了基于國有企業(yè)、民營企業(yè)和外資企業(yè)子樣本的回歸結(jié)果。從中可以看到，外資銀行進(jìn)入對國有企業(yè)進(jìn)口沒有明顯的影響，而對民營企業(yè)和外資企業(yè)進(jìn)口產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)效應(yīng)，并且對民營企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)最大。對上述差異性影響可能的解釋是:第一，四大國有銀行占據(jù)著中國金融體系的主導(dǎo)地位，政府可以通過國有銀行將信貸資源更多地分配給國有企業(yè)，本土銀行提供的貸款能夠滿足國有企業(yè)的外部融資需求，因此外資銀行進(jìn)入對國有企業(yè)融資約束的緩解效應(yīng)較弱，從而對其進(jìn)口沒有產(chǎn)生明顯的促進(jìn)作用；第二，與此不同的是，中國民營企業(yè)由于信息透明度較低、存在預(yù)算硬約束等原因受到本土銀行的信貸歧視（Brandt和Li，2003），使民營企業(yè)長期面臨著融資難的問題（Cull等，2009），外資銀行進(jìn)入通過提供多元化外部融資渠道，極大地緩解了民營企業(yè)的融資約束問題（諸竹君等，2018），使其有更多資金來提升進(jìn)口規(guī)模；第三，外資銀行對其來源國的駐華外資企業(yè)可能存在著一定的貸款偏好，從而可以通過“融資約束緩解”渠道提升外資企業(yè)的進(jìn)口規(guī)模，不過由于外資企業(yè)還可以通過其來源國資本市場進(jìn)行融資，故外資銀行進(jìn)入對外資企業(yè)進(jìn)口的正向效應(yīng)弱于民營企業(yè)。

（2）企業(yè)貿(mào)易方式。考慮到中國對外貿(mào)易存在典型的加工貿(mào)易特征，而加工貿(mào)易企業(yè)與其他貿(mào)易方式企業(yè)在經(jīng)濟(jì)行為上有著較大差異。為了考察外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的影響是否與貿(mào)易方式有關(guān)，這里根據(jù)貿(mào)易方式將總樣本劃分為純加工貿(mào)易企業(yè)、混合貿(mào)易企業(yè)和純一般貿(mào)易企業(yè)三個子樣本。對以上三個子樣本的回歸結(jié)果分別報告在表5第（4）—（6）列。回歸結(jié)果顯示，在純加工貿(mào)易企業(yè)子樣本回歸中，變量的回歸系數(shù)不顯著，表明外資銀行進(jìn)入對純加工貿(mào)易企業(yè)的進(jìn)口規(guī)模沒有產(chǎn)生明顯的影響；而在混合貿(mào)易企業(yè)和純一般貿(mào)易企業(yè)子樣本回歸中，變量的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明外資銀行進(jìn)入對這兩類貿(mào)易方式企業(yè)的進(jìn)口產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用，通過進(jìn)一步比較可以看到，外資銀行進(jìn)入對純一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)作用大于混合貿(mào)易企業(yè)，影響程度分別為17.46%和10.33%。導(dǎo)致上述差異性影響的可能原因是:純加工貿(mào)易企業(yè)的原材料、零部件等均由國外一方提供，企業(yè)只需要對進(jìn)口原料進(jìn)行加工處理，并且中國的加工貿(mào)易集中在附加值較低的勞動密集型行業(yè)，因此純加工貿(mào)易企業(yè)無須支付大量的生產(chǎn)資料購置成本，外部融資需求相對較小；純一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)行商品生產(chǎn)所需的所有原料均需要自行購置，該種類型企業(yè)需要支付大量的固定成本以進(jìn)入進(jìn)口市場、構(gòu)建進(jìn)口渠道等（黃先海等，2016），且隨著進(jìn)口規(guī)模增加，可變成本也不斷遞增，因此純一般貿(mào)易企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營及從事進(jìn)口貿(mào)易所需的資金規(guī)模較大，往往面臨著更嚴(yán)重的外部融資約束；混合貿(mào)易企業(yè)同時從事加工貿(mào)易和一般貿(mào)易，可根據(jù)自身的財務(wù)狀況調(diào)整企業(yè)內(nèi)部加工貿(mào)易和一般貿(mào)易的比重，所面臨的融資約束程度介于純加工貿(mào)易企業(yè)和純一般貿(mào)易企業(yè)之間。因此，當(dāng)外資銀行進(jìn)入時，一般貿(mào)易企業(yè)的融資約束在更大程度上得到緩解，從而對其進(jìn)口的促進(jìn)作用相對更大。

表5 外資銀行進(jìn)入的異質(zhì)性影響（1）

（4）地區(qū)差異。中國不同地區(qū)的金融和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平都存在較大差異，因此，有必要研究外資銀行進(jìn)入對不同地區(qū)企業(yè)進(jìn)口的異質(zhì)性影響。考慮到中國西部地區(qū)企業(yè)的樣本量較小，這里將全樣本分為東部地區(qū)企業(yè)和中西部地區(qū)企業(yè)兩個子樣本。表6第（4）和第（5）列分別報告了外資銀行進(jìn)入對東部地區(qū)和中西部地區(qū)企業(yè)進(jìn)口影響的回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，在東部地區(qū)子樣本回歸中，變量的回歸系數(shù)顯著為正，而它在中西部地區(qū)子樣本回歸中不顯著，表明外資銀行進(jìn)入對東部地區(qū)企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)明顯大于中西部地區(qū)企業(yè)。我們認(rèn)為導(dǎo)致上述差異性影響的可能原因主要有以下兩點:第一，2006年12月底，長江三角洲、珠江三角洲及京津唐地區(qū)的外資銀行營業(yè)性機(jī)構(gòu)占全國總數(shù)的89.8%，其他地區(qū)僅占10.2%，由此可見，中國東部地區(qū)外資銀行數(shù)量遠(yuǎn)多于中西部地區(qū)，因此外資銀行進(jìn)入為東部地區(qū)企業(yè)提供了更為豐富的融資渠道；第二，東部地區(qū)的金融發(fā)展水平高于中西部地區(qū)，2006年末，東部地區(qū)銀行業(yè)金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)總額占比高達(dá)63%，良好的金融運行環(huán)境使東部地區(qū)企業(yè)更傾向于利用金融中介機(jī)構(gòu)進(jìn)行融資，而中西部地區(qū)企業(yè)可能需要利用內(nèi)源融資和外部非正規(guī)融資渠道來籌集資金，從而其融資約束對外資銀行進(jìn)入并不敏感。

表6 外資銀行進(jìn)入的異質(zhì)性影響（2）

六、結(jié)論與政策啟示

本文以中國加入WTO后分階段取消對外資銀行的地域限制作為準(zhǔn)自然實驗，首次采用多批次沖擊倍差法系統(tǒng)地考察了外資銀行進(jìn)入對中國制造業(yè)企業(yè)進(jìn)口行為的影響效應(yīng)與作用機(jī)制，并從企業(yè)所有制、企業(yè)貿(mào)易方式、進(jìn)口產(chǎn)品類型、地區(qū)層面等四個角度進(jìn)行異質(zhì)性分析。

本文主要得出了以下研究結(jié)論:第一，外資銀行進(jìn)入顯著提升了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的進(jìn)口規(guī)模，外資銀行進(jìn)入后，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)進(jìn)口規(guī)模擴(kuò)大了13.01%。我們從多個維度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，該結(jié)論仍然成立。第二，影響機(jī)制檢驗結(jié)果表明，外資銀行進(jìn)入通過“融資約束緩解”渠道促進(jìn)了企業(yè)進(jìn)口，并且在外部融資依賴度越高的行業(yè)，外資銀行進(jìn)入對企業(yè)進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)越大。第三，外資銀行進(jìn)入對不同企業(yè)的進(jìn)口促進(jìn)效應(yīng)存在異質(zhì)性，從企業(yè)所有制來看，外資銀行對民營企業(yè)進(jìn)口行為的促進(jìn)效應(yīng)大于國有企業(yè)；從企業(yè)貿(mào)易方式來看，外資銀行進(jìn)入對純一般貿(mào)易企業(yè)進(jìn)口行為的促進(jìn)效應(yīng)大于純加工貿(mào)易企業(yè)和混合貿(mào)易企業(yè)；從進(jìn)口產(chǎn)品類型來看，外資銀行進(jìn)入對企業(yè)中間品進(jìn)口的促進(jìn)效應(yīng)大于資本品和消費品；從不同地區(qū)來看，外資銀行進(jìn)入對東部地區(qū)企業(yè)的進(jìn)口促進(jìn)效應(yīng)大于中西部地區(qū)。

本文的研究結(jié)論對于中國金融發(fā)展、進(jìn)出口結(jié)構(gòu)優(yōu)化、制造業(yè)企業(yè)發(fā)展等具有重要的政策啟示:外資銀行進(jìn)入通過緩解企業(yè)融資約束促進(jìn)了企業(yè)進(jìn)口，因此，擴(kuò)大進(jìn)口戰(zhàn)略的實施有賴于中國金融市場的健全與發(fā)展，應(yīng)在穩(wěn)步推進(jìn)金融業(yè)開放進(jìn)程的同時深化金融體制改革，引導(dǎo)本土銀行和外資銀行共同緩解民營企業(yè)、行業(yè)外部融資依賴度高的企業(yè)所面臨的融資難問題，在防范金融風(fēng)險的同時，適時加大中西部地區(qū)的開放力度，縮小中西部地區(qū)與東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)與金融發(fā)展差距，加強(qiáng)金融業(yè)對外開放對實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的推動作用。